江苏农村金融供给的产出效应分析

嵇正龙

(宿迁学院，江苏宿迁223800)

一、引言

根据中国社科院的研究报告，江苏的经济发展均等化程度全国最高，但与中国整体经济结构类似，江苏并未完全实现城乡一体化。江苏要如期完成“两个率先”的目标，特别是缩小城乡差距，实现城乡一体化，就必须加快实现“三农”的现代化。而“三农”的现代化离不开金融支持。有鉴于此，本文根据数据的可得性和有效性，研究1990—2009年江苏农村金融供给的产出效应，以期深刻分析金融供给对促进农业产出的贡献。

目前江苏的农业生产处于未实现规模经济的分散经营状况，因此江苏农村金融体现为政策性金融主导，商业性金融辅助的混合供给格局。政策性金融供给主要为财政一般预算支出中的支农支出或农林水事务支出(江苏省统计年鉴中，2004年之前财政一般预算支出中使用农业支出，2005年开始使用农林水事务);商业性金融供给包括乡镇企业贷款和农业贷款(江苏省统计年鉴中，1994年之前信贷分为银行和信用社两个部门分别统计，文中使用相关指标加总)。

从图1可以看出，自1990年以来，江苏农村金融供给呈现快速递增，其中乡镇企业贷款无论是规模还是速度都居于前列，其次是农业信贷，而农林水事务支出的规模在保持增加，但是增速较为缓慢。

农林牧副渔总产值是衡量农业总产出的最佳指标。江苏农林牧副渔总产值随着农村金融的供给的高速增长，也呈现快速增长的趋势，是金融产出效应的综合体现指标。

图1 1990—2009年江苏农村金融供给

图2 1990—2009年江苏农林牧副渔总产值

由图2可以看出，自1990年以来，江苏农林牧副渔总产值在多方面因素的促进下，保持快速增长的趋势。因此探讨农村金融供给的产出效应，对于江苏农村金融供给促进农业总产出具有重要意义。

二、文献综述

国外的相关研究在肯定农村金融供给对农民收入提高的贡献的同时，认为政府主导的补贴型农村金融供给存在负面影响。发展中国家政府财政金融政策在农业和农村发展中具有积极作用(Barro，1992;Jim，2005)。通过对金融发展与收入差距的研究，揭示了金融发展与农民收入增长的关系(Greenwood and Jovan，1990;Banerjee and Newman，1993)。但是经济转型国家由于金融市场体系低效率(Koester，2000)和农业生产的风险难以控制(Townsend，2001)导致农村金融供给效率较低，而且政府补贴的农业信贷体系扭曲农村金融市场(Jensen，2000)。

国内有些学者认为农业经济的发展需要财政支农政策的支持(孙长清，2006)，因为增加财政支农的总量和提高财政支农的结构效率能够有效提高农民收入、缩小城乡收入差距和推进农村市场化(冷志杰，2005)。也有学者从农村居民储蓄比率和农村金融机构信贷比率(温涛，2005)、农村存款余额与农业和乡镇企业贷款余额的比率(刘旦，2007)，以及对农村信贷与农民收入进行回归分析(许崇正，2005;温涛，2005)，应用VAR模型分析农民收入、农村金融发展规模和农村金融发展效率(杜兴端，2011)等大量的实证研究认为现行的农村金融供给对农民收入增长具有显著的负效应。乡镇企业贷款不仅没有成为农民增收的重要途径，相反却在一定程度上抑制着农民收入的增长(余新平，2010)。此外，有些学者的研究认为，我国农村正规金融对农村经济的支持力度必须达到一定临界水平才能实现二者的良性循环(龙海明，2008)，应整合财政金融支农政策，提升支农政策的杠杆效应，在此基础上加大支农资金规模，大幅度提升支农整体能力(冉光和，2009)。

现有研究通过不同的理论模型和指标体系分析我国农村金融供给问题，并且得出一些较为可行的建议。借鉴已有研究，本文运用VAR模型，分析1990年以来江苏省农业总产出变量与各类农村金融供给变量间的相关性，并揭示内在关联，以此为依据提出进一步促进江苏农村金融供给产出效应的对策建议。对促进江苏实现“两个率先”目标特别是城乡一体化发展具有重要意义，对其他地区的农村金融供给发展也具有重要的借鉴意义。

三、模型选择与数据处理

本文研究江苏农村金融供给的产出效应，农林牧副渔总产值受到各类农村金融供给的影响。而中国农村金融供给具有显著的政策强制和诱导性，因此农村金融供给中财政性金融供给农林水事务支出、乡镇企业贷款和农业贷款之间存在较大的相关性。因此，本文选择运用时间序列变量分析的经典模型VAR模型进行实证分析。

各变量数据根据历年《江苏统计年鉴》直接得到或者根据相关数据处理得到。同时考虑到物价变动的影响，使用以1990年为基期的消费者价格指数剔除价格因素的影响。此外为了消除时间序列的非平滑性，每个变量使用取对数方法处理。因此，设定模型所研究的变量为农林牧副渔总产值(LNLt)，地方财政一般预算支出中的农林水事务支出(LNSt)、乡镇企业贷款(LXDt)和农业贷款(LNDt)。

四、实证分析

(一)变量ADF检验

本文采用ADF单位根检验变量序列的平稳性，结果见表1。结果表明所有变量都是5%临界值水平上1阶差分平稳序列。

表1 ADF单位根检验结果

(二)模型检验

经过在Eviews6中使用各个变量1阶差分平稳序列进行VAR模型的滞后期P值测定，结果滞后期1阶为模型最优，即本文为VAR(1)模型。

VAR模型的稳定性通过模型的AR根值是否大于1，或AR根值图是否有点落在单位圆之外来判定(见图3)。经测定，AR根值都小于1，最大值为0.870708，表明模型VAR(1)是稳定的。

图3 AR根值图

(三)脉冲响应分析

本文的研究目的在于探讨各项农村金融供给对农业总产出的冲击影响，因此仅给出农业总产出对1单位标准差农林水事务支出、1单位标准差乡镇企业贷款和1单位标准差农业贷款的脉冲响应轨迹，并结合方差分解结果进行分析。观察期长度10，图中实线部分为脉冲响应轨迹，虚线部分为1%的置信水平，见图4、图5和图6。

从图4可以看出，在所观察的10期中，对于1单位标准差农林水事务支出冲击，农业总产出在第1－3期有明显的正向响应;第3期出现最大的响应(2.0968%);从第4期以后呈周期性变化，逐渐收敛。因此，财政支出中的农林水事务支出项目对农业总产出具有一定的推动作用。

图4 农业总产出对1单位标准农林水事务支出冲击的响应

图5 农业总产出对1单位标准差乡镇企业贷款冲击的响应

图5所示，在所观察的10期中，对于1单位标准差乡镇企业贷款冲击，农业总产出在第1期无响应;在第1－4表现期为正向响应;在第3期出现最大的正向响应(1.7469%)，在此后呈现负向响应，逐渐收敛。因此，乡镇企业贷款对农业总产出在初期具有促进作用，但是在后期出现了抑制现象，说明这个阶段乡镇企业的发展吸附了较多农业发展的资源。

图6 农业总产出对1单位标准差农业贷款冲击的响应

图6表明，在所观察的10期中，对于1单位标准差农业贷款冲击，农业总产出在第1－2期产生负向响应，其中第2期为最大负向响应(－4.9828%);在第3－4期有微弱的正向响应，其中第4期的正向响应最大(2.0396%)。在此后呈周期性变化，逐渐收敛。因此，农业贷款对农业总产出在初期有抑制作用，尽管在后期出现促进作用，但是没有前期的抑制作用大。

五、结论与建议

通过上述分析，可以看出，一般预算财政支出中农林水事务支出、乡镇企业贷款和农业贷款等农村金融供给的主要来源都未能带来预期的支持农村总产出增加的作用。

地方财政一般预算支出中农林水事务支出是财政对三农发展的重要支出，目的在于通过相关的补贴或转移支付促进三农发展。农林水事务支出多投资于农村的基础设施，理论上讲，应该能有效地支持农村产出的增加。但是受限于财政资金使用效率较低，重复投资较为明显，许多地区存在挪用现象，同时我国农业生产规模偏小，过于分散，导致财政支农资金的投入对农村产出的正向影响作用有限。因此，应对现行的补贴和转移支付制度进行改革，实现均等化发展，而不是让受益者主要集中为大户或者龙头企业。此外，政府补贴和转移支付应该更多从理顺农村投资体系，减少农村生产环节的税费方面着手促进三农发展。

乡镇企业是农村经济发展中的优势组织，其发展促进了劳动力转移和资源的有效配置。但是乡镇企业在信贷促进下快速发展的同时，也更多地吸纳了本用于农业发展的资源。因此，政府应重点鼓励和支持促进农业产业升级的农业企业，通过对农业产业化和农产品深加工企业的信贷支持，达到促进三农发展。

农业贷款在初期出现了较大抑制农业产出的效果。原因在于农业贷款总体规模较小，对促进农民收入上升作用有限，同时农业贷款的用途非农化也是一个重要原因。农业贷款非农化主要有两个方面:一是农业贷款存在非农化现象。农业贷款具有明显的政策性，较低的利率水平导致一些非农企业通过各种渠道和形式获取农业贷款。二是农业贷款存在生产和消费的混合性。农民以农业生产的名义申请贷款，而所获得的贷款部分用于消费。

综上，要提高江苏农村金融供给产出效应应采取以下措施:首先，对于财政支农资金的投放应加强效果监控;其次，对于农业贷款加强监督和审核，特别是后期要实行动态化监管。从长远来讲要改革现行的家庭联产承包责任制，实现土地有效流转，一方面可以实现农业生产的规模经济，同时可以彻底改变乡镇企业对农业资源的吸附。

［1］温涛，王煜宇.农业贷款、财政支农投入对农民收入增长的有效性研究［J］.财经问题研究，2005(2).

［2］余新平，熊皛白，熊德平.中国农村金融发展与农民收入增长［J］.中国农村经济，2010(6).

［3］温涛，董文杰.财政金融支农政策的总体效应与时空差异—基于中国省际面板数据的研究［J］.农业技术经济，2011(1).