农村信贷支持农民收入的实证分析

摘要：当前发展农村经济、提高农民收入已成为解决我国“三农”问题的重中之重，本文基于协整分析，利用ADF检验和Granger因果检验，通过对1984年至2013年间中国农村信贷投放与农民人均纯收入的统计数据进行实证检验。检验数据表明：农村信贷投放增加及信贷资金使用效率提升是加快农民收入增长的重要影响因素。

关键词：农村信贷 农民收入 农村经济

改革开放30多年以来我国农业发展取得了很大的成绩，但目前出现的“三农”问题已经成为影响国民经济持续、稳定、健康发展的重要因素。虽然发展农业农村经济、提高农民收入的方法有很多种，但归根结底而言，农村金融环境建设、农村信贷资金投放已成为提高农民收入的重要一环。

一、数据与模型

在分析农村信贷支持农民收入这一问题时，一般选取年度农业贷款余额和年度农民人均纯收入两个变量为研究对象，本文亦选取这两个指标，其中农村信贷规模为年度农业贷款额与乡镇企业贷款额之和，用Rc表示；农民人均收入为年度生产性收入和非生产性经营收入之和，用FI表示。本文样本数据取自《中国统计年鉴》。数据区间为1984—2013年度数据。本文实证检验都是在EViews6.0和Excel2007中进行中。

自从1984年以来，我国农村信贷与农民收入都呈现出稳步上升的趋势，特别是进入21世纪以来，农村信贷规模与农民人均收入增长的速度进一步加快，两者的相关性愈发明显。由于农村信贷规模数值较大，农民人均收入数值较小，为减弱误差影响，本文对其进行了取对数处理，回归方程假定为：

LnFI=α+ βLnRc + ê

式中，α表示常数项，β表示自变量的敏感系数，ê则表示为随机误差。

二、实证分析

（一）单位根（ADF）检验

在计量经济学中，如果简单的将两个随机序列数据直接进行回归分析，很可能导致错误的结论。为了避免错误的回归分析发生，在构建回归模型之前，通常要对统计数据进行单位根检验。本文采用Eviews6.0软件对两个序列数据进行单位根检验，在包含常数项和趋势项的情况下，检验结果见表1。

由表1可知，在临界值为5%的水平下LnRc序列和LnFI序列均是不平稳的。然而进行一阶差分处理后，在临界值为1%的水平下两序列均平稳。

（二）协整（Johansen）检验

ADF检验只是说明两个序列变量具有稳定的变动趋势，但二者之间是否存在显著的相关关系，则要进一步进行Johansen协整检验。使用自回归中的协整检验，考虑截距项，排除时间趋势项，确定AIC值（滞后阶数）为2，检验数据见表2：

由表2中检验数据可知：在5%临界水平下，原假设第一行（存在0个协整量）的迹统计量检验值=12.88>12.32，表明应拒绝存在0个协整量的假设，说明LnRc与LnFI之间确实存在一定的协整关系；在5%的临界水平下，原假设第二行（至少存在1个协整量）的迹统计量检验值=2.41<4.13，表明应当接受 “至少存在1个协整量”假设，说明农村信贷投入与农民人均收入之间存在长期稳定关系。

（三）ECM模型分析

Johansen协整检验只是证明了农村信贷规模与农民人均收入之间确实存在一定的长期均衡关系，但把协整回归检验中的随机误差当作均衡误差，通过构建误差修正模型，可以分析检验短期内两个经济变量相互间的动态均衡关系，从而可以将短期的均衡分析与长期的均衡分析结合起来。本文通过ECM模型对农村信贷规模与农民收入增长之间关系进行短期均衡分析，检验结果如下：

DLnFI = 0.107528DLnRc

+ -0.080236Ut-1

（40.71454） （-5.31169）

上述检验结果表明，在短期内农民人均收入的变动不仅依赖于农村信贷投入的变动，而且很大程度上受前一期农村信贷规模投入量以及信贷资金使用效率的影响。误差修正项Ut-1的系数为-0.08，反映前一期的差异有8%能在这一期得到消除，数值较小说明均衡恢复的速度比较慢，农民人均收入增长对农村信贷规模的变化在反应上存在一定的滞后性。这在一定程度上也间接说明了我国农村信贷资金的使用效率不高。

（四）Granger因果关系检验

协整检验表明农村信贷规模与农民收入增长之间存在一种长期的均衡关系。但两者之间因果关系如何，这需要进一步开展Granger因果关系检验。表3为检验数据，滞后期分别为1和2。

据表3数据可知，在5%显著性水平下，农村信贷规模增加是引致农民人均收入增长的重要原因，其影响时滞可以达到2个年度，即自1984年以来，我国农村信贷规模是非中性的。从相反的作用方向来看，在滞后1—2期时，农民人均收入增加作为农村信贷规模增加的原因不成立。

（五）回归模型

本文利用OLS方法对1984—2013年中国农村信贷投放与农民人均收入增长关系进行回归分析，推出如下回归方程：

LnFI = 67.49LnRc + 187.67

其中：R2=0.949，F=921.399，DW值=0.4714，α和β的T 的检验值分别是10.643和30.355。因此，我们可以得出以下结论：回归模型拟合系数R2=0.949， F检验值=921.399，表明回归模型方程能以近95%的程度解释农村信贷投入与农民收入增长的关系。

三、结论与政策建议

依据检验数据可知：我国农村信贷规模与农民人均收入之间有显著的相关关系，但从进一步的实证分析来看，当前我国农村信贷资金的利用效率还不够高。因此，政府在鼓励农村信贷增长的同时，应进一步完善农户贷款政策，合理调节农村信贷结构。

于此相应，误差修正模型检验的短期均衡状态说明，我国农民人均收入与农村信贷规模之间存在的短期偏差只有8%的水平上能在当月得到消除，这个数值较小，暗示均衡恢复的速度比较慢，且农民人均收入增长对农村信贷规模的变化在反应上存在一定的滞后性。这似乎也间接说明我国农村信贷资金使用效率不够高。

另外，Granger检验表明，我国农民收入增加并未导致农户信贷需求增加。从逻辑上说，农民收入的增长意味着农民财富的增加，农民抵抗风险能力和投资性需求也随之增强，对农村信贷也应当有更高的需求。但实证结果却与此相悖，根源可能在于当前我国农村尚存在大量的剩余劳动力，农村生产结构尚未发生根本性变化，加之农户人均资本存量较低，最终导致信贷需求没有随着农民收入增长而增长。

建议：一是政府应当继续加强对农村的信贷支持。农业的发展不仅依赖于农业生产资金的积累与农户生产性投资，也需要政府在政策上给予大力支持。二是推进农村金融体制改革，优化农村金融组织体系。不仅正规金融机构应尽量满足农业发展的信贷需求，民间金融机构也应在农业发展中发挥其支撑作用。三是加大农村信贷宣传，鼓励农户利用信贷推动农业生产。当农户获得一定的信贷经验并体会到农村信贷产生的实际效益后，就会坚持继续信贷。因此，有必要加大农村信贷的宣传力度，使农民更多了解信贷信息，将农村信贷投放落到实处。四是鉴于农村经济的特殊性，金融机构应当建立自己的信贷标准，适度放松农村信贷条件。五是随着我国农村经济发展，农业经济结构逐渐改善，农村金融机构应更加注重信贷效率。

参考文献：

[1] 刘辉煌、吴伟.我国农户借贷状况及其收入效应研究[J]，经济问题，2014（8）

[2] 张茜.农业信贷规模与农村经济增长关系的实证分析[J]，西北农林科技大学学报，2012（1）

（张永刚，1979年生，山西临汾人，太原学院经济贸易系讲师。研究方向：金融管理与实务）

摘要：当前发展农村经济、提高农民收入已成为解决我国“三农”问题的重中之重，本文基于协整分析，利用ADF检验和Granger因果检验，通过对1984年至2013年间中国农村信贷投放与农民人均纯收入的统计数据进行实证检验。检验数据表明：农村信贷投放增加及信贷资金使用效率提升是加快农民收入增长的重要影响因素。

关键词：农村信贷 农民收入 农村经济

改革开放30多年以来我国农业发展取得了很大的成绩，但目前出现的“三农”问题已经成为影响国民经济持续、稳定、健康发展的重要因素。虽然发展农业农村经济、提高农民收入的方法有很多种，但归根结底而言，农村金融环境建设、农村信贷资金投放已成为提高农民收入的重要一环。

一、数据与模型

在分析农村信贷支持农民收入这一问题时，一般选取年度农业贷款余额和年度农民人均纯收入两个变量为研究对象，本文亦选取这两个指标，其中农村信贷规模为年度农业贷款额与乡镇企业贷款额之和，用Rc表示；农民人均收入为年度生产性收入和非生产性经营收入之和，用FI表示。本文样本数据取自《中国统计年鉴》。数据区间为1984—2013年度数据。本文实证检验都是在EViews6.0和Excel2007中进行中。

自从1984年以来，我国农村信贷与农民收入都呈现出稳步上升的趋势，特别是进入21世纪以来，农村信贷规模与农民人均收入增长的速度进一步加快，两者的相关性愈发明显。由于农村信贷规模数值较大，农民人均收入数值较小，为减弱误差影响，本文对其进行了取对数处理，回归方程假定为：

LnFI=α+ βLnRc + ê

式中，α表示常数项，β表示自变量的敏感系数，ê则表示为随机误差。

二、实证分析

（一）单位根（ADF）检验

在计量经济学中，如果简单的将两个随机序列数据直接进行回归分析，很可能导致错误的结论。为了避免错误的回归分析发生，在构建回归模型之前，通常要对统计数据进行单位根检验。本文采用Eviews6.0软件对两个序列数据进行单位根检验，在包含常数项和趋势项的情况下，检验结果见表1。

由表1可知，在临界值为5%的水平下LnRc序列和LnFI序列均是不平稳的。然而进行一阶差分处理后，在临界值为1%的水平下两序列均平稳。

（二）协整（Johansen）检验

ADF检验只是说明两个序列变量具有稳定的变动趋势，但二者之间是否存在显著的相关关系，则要进一步进行Johansen协整检验。使用自回归中的协整检验，考虑截距项，排除时间趋势项，确定AIC值（滞后阶数）为2，检验数据见表2：

由表2中检验数据可知：在5%临界水平下，原假设第一行（存在0个协整量）的迹统计量检验值=12.88>12.32，表明应拒绝存在0个协整量的假设，说明LnRc与LnFI之间确实存在一定的协整关系；在5%的临界水平下，原假设第二行（至少存在1个协整量）的迹统计量检验值=2.41<4.13，表明应当接受 “至少存在1个协整量”假设，说明农村信贷投入与农民人均收入之间存在长期稳定关系。

（三）ECM模型分析

Johansen协整检验只是证明了农村信贷规模与农民人均收入之间确实存在一定的长期均衡关系，但把协整回归检验中的随机误差当作均衡误差，通过构建误差修正模型，可以分析检验短期内两个经济变量相互间的动态均衡关系，从而可以将短期的均衡分析与长期的均衡分析结合起来。本文通过ECM模型对农村信贷规模与农民收入增长之间关系进行短期均衡分析，检验结果如下：

DLnFI = 0.107528DLnRc

+ -0.080236Ut-1

（40.71454） （-5.31169）

上述检验结果表明，在短期内农民人均收入的变动不仅依赖于农村信贷投入的变动，而且很大程度上受前一期农村信贷规模投入量以及信贷资金使用效率的影响。误差修正项Ut-1的系数为-0.08，反映前一期的差异有8%能在这一期得到消除，数值较小说明均衡恢复的速度比较慢，农民人均收入增长对农村信贷规模的变化在反应上存在一定的滞后性。这在一定程度上也间接说明了我国农村信贷资金的使用效率不高。

（四）Granger因果关系检验

协整检验表明农村信贷规模与农民收入增长之间存在一种长期的均衡关系。但两者之间因果关系如何，这需要进一步开展Granger因果关系检验。表3为检验数据，滞后期分别为1和2。

据表3数据可知，在5%显著性水平下，农村信贷规模增加是引致农民人均收入增长的重要原因，其影响时滞可以达到2个年度，即自1984年以来，我国农村信贷规模是非中性的。从相反的作用方向来看，在滞后1—2期时，农民人均收入增加作为农村信贷规模增加的原因不成立。

（五）回归模型

本文利用OLS方法对1984—2013年中国农村信贷投放与农民人均收入增长关系进行回归分析，推出如下回归方程：

LnFI = 67.49LnRc + 187.67

其中：R2=0.949，F=921.399，DW值=0.4714，α和β的T 的检验值分别是10.643和30.355。因此，我们可以得出以下结论：回归模型拟合系数R2=0.949， F检验值=921.399，表明回归模型方程能以近95%的程度解释农村信贷投入与农民收入增长的关系。

三、结论与政策建议

依据检验数据可知：我国农村信贷规模与农民人均收入之间有显著的相关关系，但从进一步的实证分析来看，当前我国农村信贷资金的利用效率还不够高。因此，政府在鼓励农村信贷增长的同时，应进一步完善农户贷款政策，合理调节农村信贷结构。

于此相应，误差修正模型检验的短期均衡状态说明，我国农民人均收入与农村信贷规模之间存在的短期偏差只有8%的水平上能在当月得到消除，这个数值较小，暗示均衡恢复的速度比较慢，且农民人均收入增长对农村信贷规模的变化在反应上存在一定的滞后性。这似乎也间接说明我国农村信贷资金使用效率不够高。

另外，Granger检验表明，我国农民收入增加并未导致农户信贷需求增加。从逻辑上说，农民收入的增长意味着农民财富的增加，农民抵抗风险能力和投资性需求也随之增强，对农村信贷也应当有更高的需求。但实证结果却与此相悖，根源可能在于当前我国农村尚存在大量的剩余劳动力，农村生产结构尚未发生根本性变化，加之农户人均资本存量较低，最终导致信贷需求没有随着农民收入增长而增长。

建议：一是政府应当继续加强对农村的信贷支持。农业的发展不仅依赖于农业生产资金的积累与农户生产性投资，也需要政府在政策上给予大力支持。二是推进农村金融体制改革，优化农村金融组织体系。不仅正规金融机构应尽量满足农业发展的信贷需求，民间金融机构也应在农业发展中发挥其支撑作用。三是加大农村信贷宣传，鼓励农户利用信贷推动农业生产。当农户获得一定的信贷经验并体会到农村信贷产生的实际效益后，就会坚持继续信贷。因此，有必要加大农村信贷的宣传力度，使农民更多了解信贷信息，将农村信贷投放落到实处。四是鉴于农村经济的特殊性，金融机构应当建立自己的信贷标准，适度放松农村信贷条件。五是随着我国农村经济发展，农业经济结构逐渐改善，农村金融机构应更加注重信贷效率。

参考文献：

[1] 刘辉煌、吴伟.我国农户借贷状况及其收入效应研究[J]，经济问题，2014（8）

[2] 张茜.农业信贷规模与农村经济增长关系的实证分析[J]，西北农林科技大学学报，2012（1）

（张永刚，1979年生，山西临汾人，太原学院经济贸易系讲师。研究方向：金融管理与实务）

摘要：当前发展农村经济、提高农民收入已成为解决我国“三农”问题的重中之重，本文基于协整分析，利用ADF检验和Granger因果检验，通过对1984年至2013年间中国农村信贷投放与农民人均纯收入的统计数据进行实证检验。检验数据表明：农村信贷投放增加及信贷资金使用效率提升是加快农民收入增长的重要影响因素。

关键词：农村信贷 农民收入 农村经济

改革开放30多年以来我国农业发展取得了很大的成绩，但目前出现的“三农”问题已经成为影响国民经济持续、稳定、健康发展的重要因素。虽然发展农业农村经济、提高农民收入的方法有很多种，但归根结底而言，农村金融环境建设、农村信贷资金投放已成为提高农民收入的重要一环。

一、数据与模型

在分析农村信贷支持农民收入这一问题时，一般选取年度农业贷款余额和年度农民人均纯收入两个变量为研究对象，本文亦选取这两个指标，其中农村信贷规模为年度农业贷款额与乡镇企业贷款额之和，用Rc表示；农民人均收入为年度生产性收入和非生产性经营收入之和，用FI表示。本文样本数据取自《中国统计年鉴》。数据区间为1984—2013年度数据。本文实证检验都是在EViews6.0和Excel2007中进行中。

自从1984年以来，我国农村信贷与农民收入都呈现出稳步上升的趋势，特别是进入21世纪以来，农村信贷规模与农民人均收入增长的速度进一步加快，两者的相关性愈发明显。由于农村信贷规模数值较大，农民人均收入数值较小，为减弱误差影响，本文对其进行了取对数处理，回归方程假定为：

LnFI=α+ βLnRc + ê

式中，α表示常数项，β表示自变量的敏感系数，ê则表示为随机误差。

二、实证分析

（一）单位根（ADF）检验

在计量经济学中，如果简单的将两个随机序列数据直接进行回归分析，很可能导致错误的结论。为了避免错误的回归分析发生，在构建回归模型之前，通常要对统计数据进行单位根检验。本文采用Eviews6.0软件对两个序列数据进行单位根检验，在包含常数项和趋势项的情况下，检验结果见表1。

由表1可知，在临界值为5%的水平下LnRc序列和LnFI序列均是不平稳的。然而进行一阶差分处理后，在临界值为1%的水平下两序列均平稳。

（二）协整（Johansen）检验

ADF检验只是说明两个序列变量具有稳定的变动趋势，但二者之间是否存在显著的相关关系，则要进一步进行Johansen协整检验。使用自回归中的协整检验，考虑截距项，排除时间趋势项，确定AIC值（滞后阶数）为2，检验数据见表2：

由表2中检验数据可知：在5%临界水平下，原假设第一行（存在0个协整量）的迹统计量检验值=12.88>12.32，表明应拒绝存在0个协整量的假设，说明LnRc与LnFI之间确实存在一定的协整关系；在5%的临界水平下，原假设第二行（至少存在1个协整量）的迹统计量检验值=2.41<4.13，表明应当接受 “至少存在1个协整量”假设，说明农村信贷投入与农民人均收入之间存在长期稳定关系。

（三）ECM模型分析

Johansen协整检验只是证明了农村信贷规模与农民人均收入之间确实存在一定的长期均衡关系，但把协整回归检验中的随机误差当作均衡误差，通过构建误差修正模型，可以分析检验短期内两个经济变量相互间的动态均衡关系，从而可以将短期的均衡分析与长期的均衡分析结合起来。本文通过ECM模型对农村信贷规模与农民收入增长之间关系进行短期均衡分析，检验结果如下：

DLnFI = 0.107528DLnRc

+ -0.080236Ut-1

（40.71454） （-5.31169）

上述检验结果表明，在短期内农民人均收入的变动不仅依赖于农村信贷投入的变动，而且很大程度上受前一期农村信贷规模投入量以及信贷资金使用效率的影响。误差修正项Ut-1的系数为-0.08，反映前一期的差异有8%能在这一期得到消除，数值较小说明均衡恢复的速度比较慢，农民人均收入增长对农村信贷规模的变化在反应上存在一定的滞后性。这在一定程度上也间接说明了我国农村信贷资金的使用效率不高。

（四）Granger因果关系检验

协整检验表明农村信贷规模与农民收入增长之间存在一种长期的均衡关系。但两者之间因果关系如何，这需要进一步开展Granger因果关系检验。表3为检验数据，滞后期分别为1和2。

据表3数据可知，在5%显著性水平下，农村信贷规模增加是引致农民人均收入增长的重要原因，其影响时滞可以达到2个年度，即自1984年以来，我国农村信贷规模是非中性的。从相反的作用方向来看，在滞后1—2期时，农民人均收入增加作为农村信贷规模增加的原因不成立。

（五）回归模型

本文利用OLS方法对1984—2013年中国农村信贷投放与农民人均收入增长关系进行回归分析，推出如下回归方程：

LnFI = 67.49LnRc + 187.67

其中：R2=0.949，F=921.399，DW值=0.4714，α和β的T 的检验值分别是10.643和30.355。因此，我们可以得出以下结论：回归模型拟合系数R2=0.949， F检验值=921.399，表明回归模型方程能以近95%的程度解释农村信贷投入与农民收入增长的关系。

三、结论与政策建议

依据检验数据可知：我国农村信贷规模与农民人均收入之间有显著的相关关系，但从进一步的实证分析来看，当前我国农村信贷资金的利用效率还不够高。因此，政府在鼓励农村信贷增长的同时，应进一步完善农户贷款政策，合理调节农村信贷结构。

于此相应，误差修正模型检验的短期均衡状态说明，我国农民人均收入与农村信贷规模之间存在的短期偏差只有8%的水平上能在当月得到消除，这个数值较小，暗示均衡恢复的速度比较慢，且农民人均收入增长对农村信贷规模的变化在反应上存在一定的滞后性。这似乎也间接说明我国农村信贷资金使用效率不够高。

另外，Granger检验表明，我国农民收入增加并未导致农户信贷需求增加。从逻辑上说，农民收入的增长意味着农民财富的增加，农民抵抗风险能力和投资性需求也随之增强，对农村信贷也应当有更高的需求。但实证结果却与此相悖，根源可能在于当前我国农村尚存在大量的剩余劳动力，农村生产结构尚未发生根本性变化，加之农户人均资本存量较低，最终导致信贷需求没有随着农民收入增长而增长。

建议：一是政府应当继续加强对农村的信贷支持。农业的发展不仅依赖于农业生产资金的积累与农户生产性投资，也需要政府在政策上给予大力支持。二是推进农村金融体制改革，优化农村金融组织体系。不仅正规金融机构应尽量满足农业发展的信贷需求，民间金融机构也应在农业发展中发挥其支撑作用。三是加大农村信贷宣传，鼓励农户利用信贷推动农业生产。当农户获得一定的信贷经验并体会到农村信贷产生的实际效益后，就会坚持继续信贷。因此，有必要加大农村信贷的宣传力度，使农民更多了解信贷信息，将农村信贷投放落到实处。四是鉴于农村经济的特殊性，金融机构应当建立自己的信贷标准，适度放松农村信贷条件。五是随着我国农村经济发展，农业经济结构逐渐改善，农村金融机构应更加注重信贷效率。

参考文献：

[1] 刘辉煌、吴伟.我国农户借贷状况及其收入效应研究[J]，经济问题，2014（8）

[2] 张茜.农业信贷规模与农村经济增长关系的实证分析[J]，西北农林科技大学学报，2012（1）

（张永刚，1979年生，山西临汾人，太原学院经济贸易系讲师。研究方向：金融管理与实务）