吉林省農村信貸效率的變參數分析及政策效應評價

胡振　劉艷　范靜

摘要：以柯布和道格拉斯提出的經典C-D生產函數模型為基礎，利用1978-2010年吉林省農村信貸等相關統計數據和狀態空間模型，結合政策變動分析了吉林省農村信貸效率的變動情況。結果表明，吉林省農村信貸效率是一直在變化的；吉林省農村信貸效率的變動受政策變動影響較大，政策推動農村金融資源供給增加時，信貸效率就會得到提高。在此基礎上對當前農村信貸政策進行了評價，并提出政策建議。

關鍵詞：農村信貸；效率；狀態空間模型

中圖分類號：F327 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2013）09-2204-05

自20世紀90年代以來我國“三農”問題逐漸突出，其中重要的原因之一就在于作為農村經濟核心的農村金融不能滿足農村經濟發展的需求，農戶貸款難問題長期存在。所以中央政府也高度重視，2004年以來，黨中央連續9年出臺鎖定“三農”問題的“一號文件”，對農村金融改革發展的問題進行規劃，黨的十七屆三中全會也對農村金融改革予以特別關注。農村金融問題成為農業經濟研究的熱點問題，農村金融效率更是熱點中的熱點。在已有的文獻中，多數研究是使用靜態的固定參數模型，但當時間序列跨度較大時，固定參數模型就無法估計不可觀測的時間變量的影響程度，導致估計出來的結果可能和實際情況存在較大偏離。20世紀60年代發展起來的狀態空間模型對這一難題有了比較好的解決辦法。該模型算法用的是強有力的迭代算法Kalman濾波進行估計，并可以將不可觀測的狀態變量并入可觀測模型，然后進行集成估計。20世紀80年代該模型在經濟計量學領域的應用逐漸興起。

國內運用狀態空間模型進行實證研究的成果也比較多。比較早的用狀態空間模型研究經濟管理類問題的有謝科范[1]、楊德權等[2]。最近兩年比較具有代表性的研究有劉和東[3]運用狀態空間模型，在知識生產函數理論的基礎上構建了原始創新生產函數模型，對中國原始創新投入要素的產出彈性進行了動態分析。劉家悅等[4]運用狀態空間模型對FDI的就業效應進行估計。賈江濤等[5]構建了基于狀態空間模型的關于能源消費的多變量變參數模型，研究各種因素對我國能源消費產生的動態影響。高麗等[6]采用1988-2009年的數據，運用ADF平穩性檢驗、格蘭杰因果關系檢驗和狀態空間模型對金融發展與對外開放度之間的因果關系及動態變動關系進行實證分析。此外，研究農業貸款效率的成果也有不少。楊棟等[7]基于雙方程誤差修正模型分析了中國農業貸款效率，計量結果顯示長期信貸能夠促進農業經濟增長，但發現自1979年以來中國農業經濟增長始終不能內生吸引信貸資金。扈映等[8]認為國有商業銀行大規模撤離農村并未使農村金融發展發生顯著的結構性變化，農村金融市場也并未明顯惡化，原因是我國農戶信貸特點導致了農村非正規金融在相當程度上替代了正規金融的功能。羅劍朝等[9]利用東、中、西部面板數據，對農戶從正規金融和非正規金融兩種渠道融資對農戶收入的影響進行研究，結果表明通過兩種渠道融資均能提高農戶收入，但存在明顯的區域差異，正規金融在西部地區作用最為顯著，非正規金融對中部農戶增收作用最顯著，這對政府制定差別化農村金融政策有借鑒意義。李鳳升[10]選取1990-2009年我國居民收支數據，用狀態空間模型研究了農村居民消費與收入的關系，估計結果表明我國農村居民邊際消費傾向在0.63～0.74之間波動，應從提高農村居民收入水平、健全社會保障制度來進一步提高居民生活水平。

吉林省作為我國典型的農業大省，以其為樣本進行研究具有典型的意義，但目前應用狀態空間模型分析吉林省農村信貸效率的研究并不多見。因此，本研究借鑒現代經濟理論中經濟效率的概念，即假定其他條件不變的情況下，產出不變時投入減少或投入不變時產出增加即為有效率，考察吉林省農村信貸對農村經濟產出影響的效率變動問題并對農村信貸政策效應進行評價。

1 模型簡介、指標設計及數據來源

2 估計結果、說明及政策效應評價

因為樣本數據選取的是時間序列數據，現實中的時間序列往往是非平穩的。當時間序列數據是非平穩的序列時，對變量間關系進行分析就會出現偽回歸，即如果兩時間序列數據表現出一致的變化趨勢（非平穩），即使它們之間沒有任何經濟關系，但進行回歸分析也可表現出較高的可決系數。因此為了克服可能出現的偽回歸問題，先對序列進行單位根檢驗，然后再進行狀態空間模型的估計。

2.1 單位根檢驗

對本研究的時間序列GDP、LOAN、INVEST、LABOR進行ADF檢驗。c、t、k分別代表是否帶有截距項、趨勢項和滯后階數。滯后階數根據AIC和SC準則確定。檢驗結果如表1所示，4個指標的原序列除LABOR的原序列是平穩的外都是不平穩的，經過檢驗序列GDP及LOAN的一階差分是平穩的，序列INVEST的二階差分是平穩的。

2.2 協整檢驗

有些時間序列，雖然它們自身非平穩，但其中某種線性組合卻平穩。這個線性組合反映了變量之間長期穩定的比例關系，稱為協整關系。因此要確定GDP、INVEST、LOAN及LABOR這4個時間序列的線性組合是否平穩，即是否存在某種長期的穩定關系，進而判斷模型設定合理與否，就需要判斷他們之間是否存在協整關系。本研究采用常用的Johansen協整檢驗。進行該檢驗首先要確定滯后階數，因此需要先建立4個變量構成的VAR模型。表2顯示了根據AIC、SC及LR準則選擇的滯后階數，這里選擇VAR模型滯后階數為5。

因為Johansen檢驗中設定的滯后階數是差分序列的，故根據檢驗結果選定滯后階數為4。檢驗結果（表3）顯示跡檢驗和最大特征值檢驗都拒絕了在5%顯著水平下沒有協整向量的原假設。因此這4個變量間存在長期穩定關系，所以模型中量測方程的設定是合理的。下面將對其進行估計。

2.3 狀態空間模型估計結果及政策效應評價

估計結果如表4所示。從表4可以看出，貸款的效率為0.450 789，即從1978年以來，吉林省農村貸款對農村GDP的增長具有明顯的拉動作用。為了更直觀地看出自1978年以來吉林省農村信貸效率的變化趨勢，本研究將各年的SV1的值繪制成折線圖（圖1）。

從圖1中可以看出，改革開放以來吉林省農村信貸對農村GDP的增長一直是起到拉動作用的，其效率也是一直變化的。同時可以從中看出我國農村金融政策變動的痕跡。因為狀態空間模型的估計結果可能受到初始值的影響，開始幾期的效率可能存在一定的不準確，而且可能對后面一段時間的效率產生影響，因此這里重點分析1982年以后的效率變動趨勢。1982-2010年吉林省農村信貸效率整體的趨勢是上升的，但也有一些波動，其變化可以概括為以下幾個方面：

1）1982-1996年，整體呈上升趨勢，部分時段上升很快。1982-1986年波動比較大，1986-1996年上升比較快，特別是1993-1996年這段時間迅速上升。吉林省農村信貸效率出現這樣的變動情況，可能有兩方面的原因：一是吉林省農業發展起點還比較低，農村改革大幅度地釋放了農村生產力；二是1984年后農村合作基金會的大力發展，為農業經營提供了大量的資金，由于資金在農村經濟領域是極度稀缺要素，所以導致資金的邊際效應很突出，投入資金后農業生產獲得飛快的發展，而1992-1995年正是農村合作基金會快速擴張的階段，此時吉林省農村信貸效率出現了一個跳躍式增長。對這一時段的跳躍式增長另一個可能的解釋是計算數據只統計了農村信用合作社的，而1996年農村基金會投入到農村社會化服務組織和農業生產的資金比重合計占到全部支農資金的63.2%，這大大高于農村信用社的比重，也就是說這里把由農村基金會的投入效果累計到了農村信貸上[12]。

2）1996-2003年，整體呈小幅下降階段。1996年國家開始對農村合作基金會進行整頓清理，直至1999年國務院正式宣布全國統一取締農村合作基金會，至此，農村合作基金會消失。在2003年之前，農村信用合作社積重難返，效率很低，支農地位比較弱，此時的信貸效率并不高，1999年吉林省農村信貸資金為117.12億，到2000年降低至95.41億，降幅達18.54%。

3）2003-2010年，緩慢上升階段。這一時期內可以分為兩個時段，一個時段是2003-2006年的先上升后疲軟，另一時段是2006-2010年增長階段。農村合作基金會關停后，又經過2003年農村信用社的以產權制度和管理體制為核心的大幅變革，農村信用社的支農地位逐步得到強化，截至2010年全國共有7.7萬個農信社網點，占全國銀行業網點的39.5%，從業人員73.9萬，占全國銀行業從業人員的24%，發放的涉農貸款占全國銀行業金融機構的1/3，發放農戶貸款占全國的78%，所以2003年以后，吉林省農村信貸效率得到了提高，但很快進入了增長疲軟狀態。2006年銀監會出臺以放松農村金融市場管制，建立多層次、多樣化、適度競爭的農村金融服務體系為核心內容的新型農村金融機構增量改革。吉林省新型農村金融機構改革走在全國前列，2007年成立了全國第一家獲得銀監會金融許可證的農村資金互助社——梨樹縣閆家村百信農村資金互助社，2010年又有3家農村資金互助社獲批。2006年以后新型農村金融機構的建立對增加農村金融市場資金供給，促進農村經濟的增長起到了重要的推動作用。

3 小結與建議

3.1 小結

本研究基于時間序列數據，通過對時間序列數據的平穩性檢驗、協整檢驗，利用狀態空間模型進行估計，對吉林省1978-2010年間的農村信貸效率進行了估計。結果表明，農村信貸對農村經濟的發展起到了明顯的促進作用，但農村信貸的效率也是變動的，效率的變動受政策的影響較大。提高農村信貸的效率需要對信貸的配置機制做更進一步的研究。

3.2 建議

1）放松農村金融市場管制，建立多層次、多樣化、適度競爭的農村金融服務體系。堅持適度監管和審慎原則的均衡，試點農村金融利率市場化。農業經營主體具有多樣性，普通農戶、專業大戶、農民專業合作社、農村中小企業等農村經濟主體的金融需求特點也是多樣的，農村金融需求的類型具有復雜性、多樣性，需要建立多層次、多樣化的金融服務機構來滿足他們的金融需求。使得政策性、商業性、合作性金融共存，適度競爭，在保證農村金融機構的財務可持續基礎上，讓農戶受益。

2）積極推進農村信貸產品和服務方式創新。鼓勵縣域金融機構開展涉農金融產品的創新。金融產品創新的核心是價值創新，關鍵是做到金融產品的風險可控，引入多個利益主體，合理分擔風險。

3）加大農村金融政策支持力度。確保銀行業金融機構涉農貸款增速高于全部貸款平均增速；出臺涉農貸款稅收優惠激勵政策，引導縣域金融機構強化農村信貸服務；鼓勵大型商業銀行到縣城、鄉鎮設立村鎮銀行，同時對其貸存比、市場準入、涉農貸款風險容忍度適當放寬；鼓勵民間資本進入農村金融服務領域。

參考文獻：

[1] 謝科范.科技經濟社會協調發展的狀態空間模擬模型[J].運籌與管理，1994（1）：39-42.

[2] 楊德權，袁佩良，史克祿，等.狀態空間模型、協調積分與股票價格預測[J].系統工程理論與實踐，1995（5）：55-60.

[3] 劉和東.中國原始創新投入要素產出彈性的動態分析[J].南京農業大學學報（社會科學版），2010，10（6）：40-46.

[4] 劉家悅，王 晗.FDI就業效應的狀態空間模型估計[J].理論月刊，2010（6）：81-84.

[5] 賈江濤，李雷鳴.我國能源消費影響因素分析[J].科學技術與工程，2011，11（30）：7481-7485.

[6] 高 麗，趙新鑫，曾彩玉.山東省金融發展與對外開放度實證分析——基于狀態空間模型的視角[J].當代經濟，2011（19）：122-123.

[7] 楊 棟，郭玉清.中國農業貸款效率——基于雙方程誤差修正模型[J].金融研究，2007（97A）：151-159.

[8] 扈 映，陳偉鑫，王振江.國有商業銀行的退出惡化了農村金融嗎？[J]. 西北農林科技大學學報（社會科學版），2012，12（4）：13-17.

[9] 羅劍朝，王磊玲. 農戶融資績效區域差異分析——基于1995—2009年面板數據的實證研究[J]. 北京理工大學學報（社會科學版），2012，14（2）：15-21.

[10] 李鳳升. 農村居民消費與收入關系的狀態空間模型研究——基于1990-2009年中國統計數據分析[J]. 西北農林科技大學學報（社會科學版），2011，11（4）：19-22.

[11] 高鐵梅.計量經濟分析方法與建模：EViews應用及實例[M].第二版.北京：清華大學出版社，2009.

[12] 溫鐵軍.農村合作基金會的興衰史[J].中國老區建設，2009（9）：17-19.