安徽省農村經濟增長因子的實證研究

孫超平，胡彥瑩，駱正清，賈惠南

（合肥工業大學 a.管理學院;b.產業轉移與創新發展研究中心，安徽 合肥 230009）

安徽，無論就氣候、生物、土壤、水資源等條件而言，還是從農業勞動力數量和農村發展狀況來說，都是一個名副其實的農業大省。近幾年來，隨著農村經濟結構化調整和產業化經營發展，安徽省農業得到較大的發展，農民收入得到較大的提高。農村經濟主體表現出對金融服務全方位、多層次需求。因此，資金需求全方位的擴張迫切需要農村金融信貸的支持。

一、文獻綜述

縱觀經濟增長理論，20世紀60年代以前的經濟學家大多關注資本積累、勞動力增長和技術進步等實際變量與GDP收入增長之間的關系，實證研究模型中大多分析實物資產對農村經濟增長的影響，卻忽略了貨幣金融資產的作用。20世紀60年代以后，國內外經濟學家開始研究貨幣金融資產對農村經濟增長的影響。

對于信貸投入和經濟增長之間的關系，國外學者進行了大量的探索研究。Gurley等（1955）、Goldsmith（1969）等對金融發展與經濟增長關系實證性研究上做出了開創性的貢獻[1-2]。尤其是Goldsmith在1969年提出了金融相關比率（FIR），即流量和存量指標，證明二者之間存在大致平行的關系。Rahman（2011）運用時間序列法通過線性和指數方程分析了農業信貸與農業產量之間的關系，研究結果發現，農業信貸與農業總產值存在著1%的相關性，然而對農業信貸的配置率卻不滿意[3]。Abedullah（2009）運用分層隨機抽樣的方法，分析巴基斯坦家庭規模、信貸和教育程度的彈性分別是0.18、0.06、0.05，提出應該充分利用農村勞動力、加大農業信貸投入，更好地發展農村畜牧業[4]。Adams等（1981）對低收入國家農業信貸項目相關研究進行了述評，并提出了加大動員自愿儲蓄力度、建立實際利率主動調節機制以推動農業信貸項目發展的觀點[5]。Miah等（2006）提出建立農業信貸模式，衡量信貸用戶和非信貸用戶的水稻種植的相對盈利能力，找出農民獲得信貸的約束力[6]。Sriram（2007）解決農業信貸的問題，讓農民明白取得金融服務和成本之間的權衡，進行目標設置和分支機構許可等方面的政策干預[7]。

基于國外研究成果，國內一些學者也對我國信貸投入與經濟增長的相關性進行了分析。李明賢等（2009）運用非線性STR模型技術分析得到金融機構信貸資金投放與經濟增長關系投放的函數關系隨著金額投放額的不同而不同[8]。黃友均等（2009）對安徽省近年來的環境與經濟發展協調度的動態變化進行了初步的評價分析[9]。吳子穩（2007）運用灰色關聯理論的數學模型對安徽改革開放以來產業結構變動與GDP增長之間的關系進行了定量分析[10]。聶勇等（2010）提出農業信貸與農業保險有效結合，充分發揮各自的優勢，提高金融支農的總體績效[11]。向琳等（2010）運用DEA模型對各地區農村金融資源配置效率進行評價和分析，結合Tobit回歸模型探索農村金融資源配置效率的影響因素[12]。陳安平（2004）運用協整和Granger因果檢驗表明，我國經濟增長和有效就業之間存在著長期穩定的均衡關系[13]。綜上，學者們對農業信貸與農業發展的因果關系進行了論證，但是在研究農業資金的投入時卻忽略農業存款這一農業資金流出量的做法，無疑存在著一定的片面性。

基于上述考慮，文章研究“農業信貸凈投入”對農村經濟增長的影響。為準確計量農業信貸凈投入對農村經濟增長的貢獻率，提高研究結果的客觀性，文章還分析了農業科技投入和農業勞動力數量對農村經濟發展影響。其中，以農業信貸凈投入為切入點，以農業勞動力數量和科技投入作為全面衡量制約農村經濟發展的因素，徹底解決“三農”問題，進一步促進農村經濟的全面發展，有著深刻的社會意義。

二、研究設計

（一）指標選取

1.影響安徽省農村經濟發展的指標選取

（1）農業信貸凈投入指標確定。隨著科技的發展，農村資金需求的變化對農村金融無論是從信貸服務方面還是從信貸數量上都表現出多層次、多樣性、更高以及更新的要求。同時，農村經濟的發展也會對農村金融機構產生影響，農民收入的增加、農業產值的增長會促使資金以信貸儲蓄的方式流向金融機構。如：張兵等（2002）、姚耀軍（2004）、安翔（2004）和夏金霞（2005）等學者對金融機構對農村經濟發展的影響進行了實證研究[14-17]；季凱文等（2008）指出中國農村金融深化在一定程度上促進了農村經濟增長，但沒有給當前農村經濟增長帶來明顯的效果[18]；裴輝儒（2009）運用VAR模型進行資金流與農業經濟增長的實證分析后認為，農村金融對農業經濟增長的服務功能不夠明顯[19]。由此可以看出，學者對農村金融問題的研究大多集中在農村信貸對農村經濟增長的影響，卻忽略了農村金融資金流出這一因素，缺乏從農村整體層面上研究農村經濟與農村金融的相互影響，研究結果具有一定的片面性。基于上述分析，筆者把農業信貸投入與農業儲蓄存款之差，即農業信貸凈投入，作為研究安徽省農村經濟增長的因素之一。

（2）農業勞動力數量和科技投入指標確定。無論是耕地面積、播種面積、農民文化程度、產品結構安排和市場引導，還是科技、信貸和資源利用率等方面，都影響著安徽省農村經濟的發展。結合新古典經濟學理論下的生產函數：Q＝f（K，L，T），其中，K、T、L分別代表了資本積累、技術變化和勞動力增加。文章為了提高研究結果的客觀性、準確性，另外選取了農業勞動力數量和科技投入作為因變量。

2.安徽省農村經濟發展指標

社會經濟增長和發展的表現形式包括：收入增加、產品產量、生產技術提高、基礎設施改善、社會經濟制度進步、知識結構和法律制度的完善。相對于安徽省農村經濟領域，農村經濟增長的最終表現形式是農民收入、糧食產量和農、林、牧、漁業總產值。農民收入直接反映了農民生活水平；糧食產量最基本的反映了傳統種植業的產出水平；農、林、牧、漁業總產值，是以貨幣形式表現出農村經濟發展的整體水平。選擇其作為因變量，不僅具有研究價值，也契合了我國目前解決“三農”問題的核心要求，具有深刻長遠的社會意義。文章所用的變量名稱縮寫如表1所示。

表1 變量名稱縮寫

（二）研究假設

從刀耕火種，到鐵犁牛耕的原始傳統農業，到以化學產品的石油農業，以及以資本高投入、科技技術為支撐的現代農業，都將農業推上一個新的臺階，進入到一個新的歷史時期。結合新古典經濟學中的生產函數中的資本因素，為使結果更加客觀全面，文章選取了“農業科技投入”和“農業勞動力數量”作為分析指標。文章提出如下假設：H1：“農業信貸凈投入”與農村經濟增長有強相關；H2：“農業勞動力數量”與農村經濟增長要強相關；H3：“科技投入”與農村經濟增長有強相關。

（三）數據來源

文章是以《安徽省統計年鑒》公布的安徽農業年度數據和農村信用社數據作為文章研究的數據樣本。目前在農村金融市場上，農業銀行逐漸退出了農村金融市場，向商業銀行轉變；農業發展銀行不直接對農民發放貸款，實際上成為服務于糧棉油收購的專職銀行；郵政儲蓄銀行主要接受存款，不對農村市場發放貸款。所以，農業信貸凈投入的數據來源主要是安徽省農村信用社。

（四）數據處理

Eviews6.0軟件是計量經濟學軟件，主要應用于金融分析、宏觀經濟分析與預測、管理和保險等領域。文章運用Eviews6.0作為分析工具，采用ADF單位根檢驗、協整檢驗和Granger因果檢驗研究各個變量之間的動態關系。

表2的數據都是時間序列數據，具有非平穩性的特征，而協整檢驗所用到的數據是平穩的數據，所以需要進行ADF單位根檢驗。進行單位根檢驗方法有DF檢驗、PP檢驗法和ADF檢驗，文章之所以選用了ADF檢驗法，是因為ADF檢驗出現較早，實際應用中較常見。對時間序列的一階差分進行如下回歸：ΔYt=α+βYt-1+γt+δtΔYt-1+δ2ΔYt-2+…+δmΔYt-m+εt，并進行假設檢驗： H0:β=0,H1:β＜0 。如果接受H0，就意味著序列Yt包含單位根，即Yt是不平穩的；拒絕H0，即接受H1,意味著Yt是平穩的時間序列。

ADF檢驗后，如果得到的數據是平穩的，在同階單整的前提下進行協整檢驗。基本思想：如果兩個（或兩個以上）變量的時間序列是不平穩的，它們的線性組合表現出平穩性，則這些變量存在長期的均衡關系，即協整關系。

協整檢驗能檢驗變量之間是否存在長期均衡關系，而對于存在協整關系的變量，兩者是否構成因果關系，還需要進一步檢驗，即Granger因果檢驗法。基本思想：主要是用來對兩個變量Xt和Yt之間存在的因果關系進行分析，檢驗二者在統計意義上是否具有因果性的方向，即在統計上確定究竟Xt是Yt的因，還是Yt是Xt的因，或者是二者互為原因。

表2 1991-2010年安徽省農業凈投入指標和其他指標測算表

三、實證研究

（一）單位根檢驗

運用Eviews6.0對原序列數據進行VAR分析，根據AIC、SIC準則對數據進行單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。結果表明，對原數據VAR分析是不平穩的，在此基礎上對數據進行二次差分，在5%顯著性水平下，變量拒絕原假設，因此數據是平穩的。

（1）首先，采用Eviews6.0，根據AIC和SIC準則，對農業總產值與信貸凈投入、農業科技投入、農業勞動力數量運用Jo?hansen檢驗方法進行協整檢驗，分析多個變量之間是否存在長期均衡的關系。模型的最優滯后長度為2，檢驗結果如表4所示。

在進行VAR分析的基礎之上，滿足協整檢驗的條件，為了使結論更具穩定性，同時使用跡檢驗和最大特征根檢驗。結果表明，在r=0的情況下，跡統計量和特征值在95%的臨界值下拒絕原假設，說明變量之間存在協整關系；在r≤1的情況下，跡統計量和特征值在95%的臨界值下拒絕原假設，說明至少存在一個協整關系；在r≤2的情況下，跡統計量和特征值在95%臨界值下接受原假設,說明變量之間最多存在兩個協整關系。因此，在5%臨界值下存在兩個協整關系，標準化協整方程如下：

協整方程表明，農業信貸凈投入和農業勞動力數量對農業總產值有長期穩定的正相關性，農業信貸凈投入彈性系數為0.698374，意味著增加1%的農業信貸凈投入，農業總產值增長0.7%；增長1%的農業勞動力，農業總產值增長約4.8%。因此，農業勞動力比農業信貸凈投入更能促進農業總產值的增長；而農業科技投入在協整方程中卻表現出對農業總產值的滯后現象，這是和現實理論相悖的。站在實際的角度上分析，可能存在著三個原因：首先，農業科技投入反映安徽省農業的科技水平可能還有局限性；其次，農業科技潛移默化地影響著安徽省農村的發展狀況；最后，科技還沒有轉化成真正的生產力，促進農村經濟的發展。

（2）其次，運用Eviews6.0，在AIC、SIC準則下，運用Johansen檢驗法對糧食產量與信貸凈投入、農業勞動力數量、科技投入進行協整檢驗，模型的最優滯后長度為2，檢驗結果如表5所示。

檢驗結果表明，在r=0的情況下，跡統計量和最大特征值在95%的置信水平下，拒絕原假設，變量之間存在協整關系；在r≤1的情況下，拒絕原假設，變量之間至少存在一個協整關系；在r≤2的情況下，接受原假設。所以，變量之間存在至多兩個協整關系，標準化協整方程如下：

協整方程表明，糧食產量和農業信貸凈投入、科技投入、農業勞動力數量之間存在著正相關關系。農業信貸凈投入的彈性系數是0.138680，意味著增加1%的農業信貸凈投入，糧食產量增加0.14%；增加1%的科技投入，糧食產量就會增加0.36%；增加1%的農業勞動力，糧食產量就會增加2.63%。一方面說明安徽省的農業還是處于傳統農業的發展階段；另一方面也說明，信貸凈投入、科技投入還沒有真正的轉化為拉動農業發展的關鍵因子。

表3 單位根檢驗結果

表4 農業總產值協整檢驗跡統計量和特征值檢驗結果

表5 糧食產量協整檢驗跡統計量和特征值檢驗結果

（3）最后，對農民人均收入與信貸凈投入、農業勞動力數量、科技投入之間是否存在協整關系，進行Johansen檢驗，檢驗結果如表6所示。檢驗結果表明，在r=0的情況下，跡統計量和最大特征值在95%的置信水平下，拒絕原假設，說明存在協整方程；在r≤1的情況下，跡統計量和最大特征值在95%的置信水平下，拒絕原假設，至少存在一個協整方程；在r≤2的情況下，跡統計量和最大特征值在95%的置信水平下，接受原假設。因此，至多存在兩個協整方程，標準化協整方程為：

農民人均純收入與農業信貸凈投入、農業科技投入和農業勞動力數量之間有著長期的正相關關系。農業信貸凈投入每增加1%，農民人均純收入就會增加2.1%；科技投入每增加1%，農民人均純收入增加0.63%；農業勞動力就業數量每投入增加1%，農民人均純收入增加6.46%。由此可見，農業勞動力數量和農業信貸凈投入比農業科技投入更能促進農民人均純收入的增加。

表6 農民人均純收入協整檢驗跡統計量和特征值檢驗結果

（二）Granger因果檢驗

三個因變量與三個自變量之間是存在單向的還是雙向的Granger因果檢驗，需要對各個變量之間進行Granger因果檢驗。

（1）農業總產值與信貸凈投入、農業勞動力數量、科技投入的Granger因果檢驗。對變量進行Granger因果關系檢驗，旨在檢驗變量之間是否存在單向因果關系，還是存在互為因果關系。運用Granger方法檢驗農業總產值與信貸凈投入、農業勞動力數量、科技投入之間的因果關系，檢驗結果如表7所示。在5%顯著性水平下，對變量進行Granger因果檢驗，科技投入和農業勞動力數量是農業總產值的Granger原因，存在單向Granger因果關系；農業信貸凈投入是農業科技的Granger原因，存在單向的Granger因果關系。

（2）運用Granger方法檢驗糧食產量與信貸凈投入、農業勞動力數量、科技投入之間的因果關系，檢驗結果如表8所示。在5%顯著水平下，農業勞動力數量是糧食產量的Granger原因，農業科技凈投入是農業科技投入的Granger原因；農業勞動力數量是農業科技投入的Granger原因。

（3）在5%顯著水平下，運用Granger方法檢驗農民人均純收入與信貸凈投入、農業勞動力數量、科技投入之間的因果關系，檢驗結果如表9所示。Granger因果檢驗結果表明，在5%的顯著水平上，農業科技投入與農民人均純收入存在單向的Granger原因；農業勞動力數量與農民人純收入之間存在著單向的Granger原因；即農業科技投入和農業勞動力是增加農民人均純收入的Granger原因。

表7 農業總產值Granger因果關系檢驗結果

表8 糧食產量Granger因果關系檢驗結果

表9 農民人均純收入Granger因果關系檢驗結果

總之，運用Eviews6.0分析了信貸凈投入、科技投入和農業勞動力數量對農業總產值、糧食產量和農民人均純收入的影響，它們之間的呈現出如表10所示。

表10 各個變量之間的相關性

基于上述研究結果和分析，拒絕文章提出的原假設H1、H3，接受原假設H2。因此勞動力數量比科技投入、信貸凈投入更能促進農村經濟的增長；科技投入對安徽農村經濟發展卻表現出滯后性，還沒有真正轉化成實際生產力促進農村經濟的增長；信貸凈投入卻沒有表現出對農村經濟增長的強勁拉動因子。總之，信貸凈投入和科技投入與農村經濟增長呈現出弱相關，勞動力數量與農村經濟增長呈現出強相關。

四、政策建議

文章對安徽省1991-2010年的相關樣本數據進行了ADF檢驗、協整檢驗和Granger因果檢驗。研究表明，信貸凈投入、科技投入沒有表現出拉動安徽農村經濟的增長的作用；信貸凈投入沒有發揮到應有的作用，科技還沒有真正的轉化成生產力促進農村經濟增長；勞動力數量更能促進農村經濟的增長，這些表明安徽的農業還處于相對比較落后的生產方式。

鑒于農業信貸投入對提高安徽省農村經濟整體水平起關鍵作用，而導致農業信貸投入嚴重不足、制約農村經濟發展的因素包括：政府決策所致的農業信貸資金的沉淀；農業銀行和農村信用社等金融機構片面追求盈利性和安全性，偏離了服務“三農”的宗旨；以及“三農”自身存在的問題。為此，文章就增加信貸農投入支持農村經濟建設，拉動農村經濟發展提出了以下政策建議。

（1）政府和央行應積極發揮引導作用，解決農村經濟金融抑制問題，完善信貸政策。一是政府加大支持農業產業化和城鎮化進程的力度，加快對農村經濟結構和農業產業結構的調整，增強農業綜合產業效益；同時引導非農產業的發展，擴大農村非農就業量。央行要發揮貨幣政策工具的作用，確保農業信貸有可靠資金來源；解決農村經濟金融抑制問題，逐步形成一個服務于“三農”的多層次、全方位、競爭有序的金融市場，通過培育新的信貸機構以求通過多元競爭，實現信貸資金價格的合理化，優化農村資源配置；在財稅政策方面加大對農金部門的政策扶持力度，以專款等方式核銷農金部門因政策性貸款業務所形成的沉淀資金；完善信貸渠道，應該從下而上，自小到大，像農村承包責任制、鄉鎮企業制度在改革中具有自生能力的自我擴張。

（2）農金部門應樹立農本思想，優化支農投向，加大農業信貸投入力度。安徽農村民間融資的情況表明，高利貸等因素導致農戶承擔還貸的壓力較大和償債能力有限。因此，農金部門應牢固樹立以農為本的思想，優化支農投向，把握服務方向，不斷加大農業信貸投入力度；以小額信用貸款等手段支持農村同時確保農戶春耕備耕資金的需要和農田水利基本建設資金的需求；最后，鼓勵農村剩余勞動力外出打工，加大農民取得合理的資金，更好地發展當地的經濟。

（3）綜合考慮“三農”的特征，增強農業信貸投入的效度。結合安徽省農村目前的情況，增強對農村集體經濟的支撐力量：支持農業傳統產業實現規模經營和一體化經營，大力發展“龍頭企業+基地+農戶”的生產方式，發揮龍頭企業的作用，以當地龍頭企業帶動農民致富，發展多種經營、特色農業、精品農業和效益農業，延長農業產業鏈，提高農業的附加值，促進農村經濟的發展，提高農業貸款的回收率；調整農業產業結構，培植農業產業化龍頭企業，形成規模經營，提高對農業貸款的需求量；通過加強對農民信用和法律知識的宣傳和培訓以整治農村信用環境，建立借款人的行為激勵和約束機制及信用檔案，從而增加農業貸款的總量投入。

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