《基于VEC模型的H省農村金融發(fā)展影響因素實證研究》16000字

摘要“三農”問題從被提出以來，就備受黨和人民的關注，但是在我國農村，雖然已經建立了政策性金融、商業(yè)性金融和財政補貼為一體的金融體系，但在信貸支持方面還存在著很多問題。H省作為農業(yè)大省，農村金融是H省經濟發(fā)展的重點。但目前農村地區(qū)普遍存在的信貸配給現象，這導致農民貸款難，也抑制了農村經濟發(fā)展，如何解決信貸配給的難題，是解決“三農”問題，實現農業(yè)現代化的關鍵。本文首先闡述了研究背景、意義及相關研究的文獻綜述，然后以農業(yè)信貸補貼理論、農村金融市場理論等作為理論基礎，列舉近年來的數據對H省農村信貸配給現狀及問題進行分析，然后運用實證分析法對近三十年來的數據進行單位根檢驗、協(xié)整檢驗以及格蘭杰因果檢驗，最后輸出向量誤差修正模型結果。具體結論如下：政策性金融對農村信貸配給造成積極正向的影響；農村居民消費水平、農村居民純收入、農業(yè)生產總值對農村信貸配給起相反的作用；農村固定資產投入、農村居民純收入對農村信貸配給的作用大于財政支農支出。關鍵詞：農村金融；發(fā)展模式；信貸配給目錄摘要 ]。（三）研究方法第一，文獻歸納法。查閱國內外有關農村發(fā)展的文獻資料，總結和梳理農村金融發(fā)展、農村信貸配給問題的原因，從中提取有參考意義的觀點和對策建議，對論文寫作進行啟發(fā)。第二，調查研究法。利用現有的調查數據收集方法，深入挖掘H農村，了解H農村金融信貸市場的發(fā)展情況。同時，參考其他地方農村金融改革調研報告和地方金融新模式試點結果。第三，比較分析法。分別針對不同國家的情況進行橫向比較分析，為目前我國農村金融發(fā)展模式改革提供一些借鑒，并制定切實可行的措施和指導方針。第四，實證分析法，這是用統(tǒng)計計量方法對經濟數據進行處理的分析方法。本文通過設計研究變量、數據搜集、構建向量誤差修正模型、結果分析來體現出對實證分析法的實際運用。二、理論基礎（一）農業(yè)信貸補貼理論1980年，農業(yè)信貸補貼理論被專家作為特定時期的特殊產物提出，對當時的地方金融研究和發(fā)展產生了巨大影響，一度主導了地方金融理論領域。改革開放初期，農村經濟發(fā)展還比較低。同時，農業(yè)生產周期長，勞動時間短，機械化程度低，勞動效率低，周期長，這很大程度上依附于自然條件。這些特點決定了地方金融發(fā)展的高風險性。同時流動性不足限制了金融市場為金融機構創(chuàng)造利潤的需求，地方性、農村發(fā)展制約因素不斷加大，使得農村信貸資金不平衡，農戶需要通過民間資本、高利貸等非正式金融渠道解決對資金的需求。（二）農村金融市場理論80年代末，以政府政策導向、財政補助等手段調節(jié)信貸投放規(guī)模的信用補貼理論，已經與我國農村的發(fā)展不相適應。在此背景下，農村金融市場理論逐漸被人們所接受，它的產生和發(fā)展基于農村信用補貼的理論，著重于市場的作用，而不是對政府的過分干涉。該理論指出，農村金融發(fā)展受到制約，其主要根源在于沒有完善的金融制度，而國家的過多介入則會破壞其均衡。而實行市場化的利率將會使農民更多地參與到農村的存款中來，從而使農村居民的存款得到更大程度的增長，從而使農村居民的存款得到更大程度的增長。而民間的民間金融組織，則可以借助市場的力量，幫助他們從鄉(xiāng)村市場中解脫出來。政府的越權、過分干預都會導致金融市場的價格機制發(fā)生扭曲，最終導致金融市場的價格失控。這一理論主張放寬農村利率控制，鼓勵農村金融機構以市場為導向，促進其經營績效、促進其可持續(xù)發(fā)展，并將其視為農村金融市場化發(fā)展的必然結果。所以，以市場為導向的農村金融市場化理論取代了傳統(tǒng)的以政府為主導的“農業(yè)信用”理論。然而，在現實生活中，由于利率市場化的存在，使得我國農村的經濟制度顯得過于理想化，缺乏針對性。由于農村利率市場化，利率會大幅上漲，農村居民的貸款拆借成本會增加，農民向正規(guī)金融機構提供貸款的意愿下降，同時也會影響到其分配的效率。與此同時，信貸信息、成本以及風險管理等問題也是造成農村金融抑制惡化的原因。農村金融市場化這個理論與現實農村經濟發(fā)展互相適應，導致了市場失靈，中國郵政儲蓄等農村金融機構紛紛撤出農村市場，中國農行取消了對農民的貸款，農村金融市場僅僅剩下農村信用社，但農村信用社本身存在很多問題，它對農村金融需求產生的作用有限。當前，我國農村金融體制又一次發(fā)生了重大的調整與變革，使我國農村金融體制的改革格局更為錯綜復雜。（三）不完全競爭市場理論到1990年代，由于受資本制約，農村經濟發(fā)展較慢，目前已發(fā)現單純靠市場自我調控存在著極大的弊端，迫切需要非市場因素的介入，從而形成了不完備的競爭市場學說。農村金融市場存在著價格的畸變，單靠市場機制無法合理配置信貸資金，有效控制金融供求關系。由于我國地方金融市場理論不能適應農村發(fā)展，對我國地方金融市場理論的研究和闡釋逐漸走入人們的視野，成為我國重要的理論。本文認為，我國地方金融市場是不完全競爭的，不僅靠政府干預或市場力量的控制。如果市場機制出現問題，政府應該采取適當的干預措施，使農民從個人角度參與到市場中，避免自然經濟下出現的風險、成本、信息等問題。通過聯保貸款、互助擔保、供應鏈融資等措施，可以有效地減少因信息不對稱而產生的逆向選擇和道德風險。三、H省農村信貸發(fā)展現狀及影響因素（一）H省農村信貸發(fā)展現狀1.H農村信貸供需狀況目前農業(yè)信貸供需雙向制約，一方面信貸需求的制約，農業(yè)生產的短期化以及農產品弱質化、農業(yè)生產風險較大等因素導致許多農民的信貸資金期望淡薄；另一方面信貸供給的制約，近年來農村信貸資金緊張以及金融政策的“一刀切”、農業(yè)貸款利率政策不完善等因素影響了農業(yè)信貸作用的發(fā)揮。同時農村的信貸市場總是存在著供需失衡的情況，市場由于信息不對稱，農民無法提供抵押貸款，同時小額交易給正規(guī)金融機構帶來高成本，正規(guī)金融機構也不愿意向正規(guī)機構提供貸款。（1）H農村信貸規(guī)模整體情況數據顯示，最近幾年，中國銀行向H農村地區(qū)的貸款投放量一直持續(xù)增加。截至到2021年12月末，涉農貸款余額43.21萬億元，較年初增長11.83%，普惠型涉農貸款余額8.88萬億，較年初增長17.48%，超過各項貸款平均增速6.19個百分點。2021年，農業(yè)保險為1.78億戶次農戶提供風險保障4.72萬億元。并且在H省農村信用社2021年度工作會議上得知，2020年，H省存款新增1669億元，貸款新增969億元，存貸款新增額連年居全省銀行業(yè)金融機構首位；“十三五”期間，涉農貸款余額增加額將近3700億元，小微企業(yè)貸款余額增加額約2800億元，鄉(xiāng)村振興方面的相關貸款累計投放額超過2600億元，扶貧貸款發(fā)放總量是全省金融機構第一。H省農信社探索推進“黨建+金融”服務鄉(xiāng)村振興的新模式，加大支持力度，“十三五”期間，各類貸款項目每年累計投放近800億元。“十四五”時期，全省農信社計劃投放鄉(xiāng)村振興貸款4000億元以上，存、貸款規(guī)模分別達到2.3萬億元、1.5萬億元。其中，2021年，新增日均存款1300億元，新增各項貸款800億元。到2021年末，涉農貸款余額增加43.21萬億元，同比增長10.9%；增速低于同期RMB貸款平均增速11.6%，但是高于上年0.2個百分點，而且已經是自2019年以來持續(xù)三年保持上行趨勢，與這三年RMB貸款整體增速下行態(tài)勢不同。因此，2018年鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出后，金融機構對“三農”問題更加積極作為。通過對央行統(tǒng)計口徑的分析，涉農貸款按用途可以分為農林牧漁業(yè)貸款和其他涉農貸款。2007年末，農林牧漁業(yè)貸款余額15055億元，在涉農貸款中占比24.6%，其他涉農貸款占比75.4%。至2021年末，上述傳統(tǒng)農業(yè)貸款余額4.57萬億元，占比下降至10.6%，而其他涉農貸款占比上升到89.4%。盡管近年涉農貸款增幅相對不高，但是直達個人與家庭的農戶貸款增速加快。2020年和2021年，農戶貸款同比增長分別為14.2%和14.0%，明顯高于同期RMB貸款平均增速，更高于涉農貸款增速。截至2021年末，農戶貸款余額達到13.47萬億元，存量已經是2007年末的十倍。（2）H農村信貸供給側情況我國農業(yè)信貸的主要提供者是農業(yè)銀行、農業(yè)發(fā)展銀行、農村信用社、郵政儲蓄銀行以及其他新型正規(guī)金融機構、非法定的金融機構。從供給結構看，當前農村金融市場呈現多元化趨勢。如表3.1所示，在涉農貸款中，中資大型銀行貸款余額占36.89%，是最主要的貸款供應方。中資中型銀行與中資小型銀行的占比分別為24.39%和28.92%。中資大型銀行主導縣域企業(yè)貸款市場，其貸款占全部農村貸款的比重為38.38%，比2020年的59%下降20個百分點。中資小型銀行正在增長，其貸款占全部農村貸款31.06%，在農戶貸款業(yè)務占主體地位。農信體系中，農村信用社涉農貸款占比為9.59%，較2020年下降5個百分點，信貸支農結構占比持續(xù)下降，部分原因是由于農村信用合作機構近年來加速了商業(yè)化改革的腳步。到2020年，所有涉農農業(yè)信貸體系占全部涉農貸款的比重達到30.97%，成為農業(yè)信貸市場的主力軍。從市場份額結構看，農村商業(yè)銀行已經取代農村信用社成為農林牧漁業(yè)貸款、農戶貸款最主要的供給機構，貸款余額占35.02%。由農商行、農村信用合作社發(fā)起建立的村鎮(zhèn)銀行，農村信用合作社設立的農村合作銀行、農村商業(yè)銀行，農信系統(tǒng)中農業(yè)貸款和農戶貸款的比例提高，農信系統(tǒng)在農業(yè)及農戶信貸領域仍然占據主導地位，但農村信用社逐漸退出主導地位，而農村商業(yè)銀行則開始發(fā)揮作用。因此，中國當前的農村信貸格局發(fā)生了變動，大中型商業(yè)金融機構為了滿足主要縣域企業(yè)發(fā)展需要，而小型銀行不僅在農林牧漁業(yè)貸款還是在農村貸款、農戶貸款的信貸增速都達到了20%以上，它在農戶貸款發(fā)放過程中發(fā)揮著重要的作用。在農信系統(tǒng)中，農業(yè)補貼水平整體持平，其中農村商業(yè)銀行發(fā)展迅速，成為農信系統(tǒng)支農的主力，農村合作銀行涉農貸款業(yè)務則嚴重收縮。表3.1金融機構本外幣涉農貸款情況表農林牧漁業(yè)貸款農村貸款農戶貸款涉農貸款余額同比增長余額同比增長余額同比增長余額同比增長全金融機構366234.21%2301756.52%7078415.22%2821157.11%中資大型銀行6256-1.53%883512.01%2412527.41%1040792.54%中資中型銀行21862.52%4479511.56%155135.52%6881212.17%中資小型銀行1721526.61%7150222.33%3042127.00%8159021.18%其中：農村商業(yè)銀行1283734.83%4612128.52%2374634.63%5314226.23%農村合作銀行734-23.61%1459-46.11%993-41.32%1772-43.26%村鎮(zhèn)銀行172418.19%494915.45%325720.37%554816.21%農村信用社10919-16.22%24724-17.82%14910-15.21%27045-16.73%中資財務公司35-11.12%7841.87%8720.98%9314.92%數據來源：《中國農村金融服務報告》。（3）H農村信貸的需求側情況目前農村信貸需求主要是投入兩方面：一是進行生活性消費融資需求，另一方面是為了順應現代化農業(yè)發(fā)展而進行擴大生產規(guī)模的融資需求。通過統(tǒng)計數據來看，2021年我國農村貸款每季度同比增長均超10%。2012年末，農村居民個人消費貸款余額10.44萬億元，其中短期消費貸款1.94萬億元。2013年至2021年期間，個人消費貸款年度增幅數值變化區(qū)間為10.7%至30.5%，除2021年之外均快于同期本外幣貸款整體增速。截至2021年末，農村居民個人消費貸款余額54.89萬億元，占本外幣貸款的27.65%，比十年前的2011年末提高了12.39個百分點；其中個人短期消費貸款余額9.36萬億元，在個人消費貸款中占比17.05%，比2011年末提高了1.72個百分點。2017年至2021年，農戶消費貸款增長數值變化區(qū)間為13.8%至28.1%，其中近三年的數值都高于同期個人短期消費貸款，而且前四年也高于農戶生產經營性貸款增幅。2021年末，農戶貸款余額13.47萬億元，同比增長14.0%；其中，農戶生產經營貸款余額6.84萬億元，同比增長14.2%；農戶消費貸款余額約6.63萬億元，同比增長13.8%，表現出較好的增長趨勢。從表3.2的農村居民家庭收支差距看，農村低收入人群的消費性貸款需求基本為剛需需求，但由于這類人群還款能力不足導致金融機構無法滿足題目的貸款需求，他們就需要政府用補貼的方式直接對其提供資金。根據對農村市場進行的調研看，農村大部分居民都有生活消費融資需求。除了需要政府扶持的低收入農戶，大部分農村地區(qū)居民還有比如住房、醫(yī)療、教育等大額的消費性融資需求。中高收入水平家庭擺脫傳統(tǒng)農業(yè)生產生活方式，開始進行經營生產活動，他們的信貸需求也在增加。此外，根據收入水平不同，中高收入的農戶大多經營一定程度的公司，收入基本夠日常生活需求，所以這部分收入群體在生產要素需求方面的信貸需求更重要，他們進行信貸的目的是為擴大生產規(guī)模。根據有關部門統(tǒng)計，農戶消費貸款占比重上升了10個百分點，非農業(yè)經營貸款所占比重提高7%，農業(yè)生產貸款所占比重由73.3%下降到55.8%。表3.2H省農村居民家庭收支差額情況（單位：元）農村居民家庭平均情況低收入戶情況中等偏下戶收入情況中等戶收入情況中等偏上戶情況高收入戶情況2015年764.0-437.2188.3581.71215.63198.02016年936.5-501.7227.3719.01448.03795.32017年1199.2-648283.9915.91738.14437.52018年1149.5-803.6238.2955.91874.94834.42019年1517.7-661.6406.11258.12415.06232.52020年1716.7-1322.1296.21388.02890.77632.52021年2108.6-1421.6344.01611.63217.28738.6數據來源：國家統(tǒng)計局2.H省農村信貸資金配給分析農戶信貸配給現象的存在是由多種愿意造成的，農戶的保守思想以及農村貸款覆蓋率較低，導致了我國農業(yè)存款與農業(yè)貸款增長不匹配的現狀。從全國情況來看，我國是典型的小農經濟，自給自足的特征決定了農戶在應對風險時屬于規(guī)避風險型，其自身抗風險能力較弱，而且小農經濟也決定了其與市場聯系不緊密，使得農戶對信貸資金需求不太迫切。圖3.11989-2021年H農業(yè)總產值數據來源：《中國農村金融服務報告》。從圖3.1可以看出，H農業(yè)總產值總體呈現上升態(tài)勢，并且在大體上可以將其分為三個發(fā)展階段：第一階段為1989-2002年，H省農業(yè)生產總值總體是較高增長態(tài)勢，這因為H農業(yè)由傳統(tǒng)農業(yè)生產方式轉換為家庭聯產承包責任制，大大解放和提高了農村生產力；第二階段為2003-2014年，主要因為遭受經濟危機的重創(chuàng)、農業(yè)政策調整以及國內經濟形式低迷；第三階段為2015年至現在，這一階段的主要表現在農業(yè)總產值增長率提高，主要由于2015年后我國陸續(xù)頒布《關于加大改革創(chuàng)新力度，加快農業(yè)現代化建設的若干意見》、《關于加快轉變農業(yè)發(fā)展方式的意見》等促進我國農業(yè)行業(yè)健康、穩(wěn)步發(fā)展的戰(zhàn)略性政策。圖3.21989-2021年我國農村貸款和農村存款的變化趨勢數據來源：《中國農村金融服務報告2021》及整理所得。從圖3.2可以看出，1989年至2021年，我國農業(yè)貸款和農村存款普遍增長，但從增速上看，農業(yè)貸款和農村存款增速形成鮮明對比。1989年至2005年，農業(yè)貸款和地方存款保持同步增長，但2003年受金融危機影響，增速自上而下轉向，2005年前后回落至零以下?？紤]到當時的社會經濟環(huán)境，2010年以來蓬勃發(fā)展的房地產行業(yè)吸引了大量資金，農業(yè)貸款也受到了一定程度的影響。圖3.31990-2021年我國財政對農業(yè)的支出總額（億）數據來源：《中國農村金融服務報告2021》及整理所得。2008年金融危機期間，農業(yè)貸款大幅增加。2008年政府財政撥款和農業(yè)支持力度開始顯著增加（圖3.3）。相對于農業(yè)存款的快速持續(xù)增長，農業(yè)貸款增速持續(xù)回落。此外，如圖3.2所示，歷年農村借貸差額基本均為負值，農村金融機構吸收資金的能力遠大于其對地方經濟的支持能力。因此在調整農村金融發(fā)展模式時不應以商業(yè)化為重點，而應以國家政策為導向，引導資金來源流動，增加對農業(yè)資金需求的支持力度。（二）H省農村信貸配給影響因素1.農業(yè)經濟發(fā)展水平首先，農村金融市場的信貸供需嚴重失衡，信貸供應不足導致農民的信貸需求長期得不到有效滿足。缺乏對政策工具的投資，缺乏對商業(yè)金融投資的意愿，自發(fā)的非正式金融組織缺失標準化和組織化，無法有效發(fā)揮作用，這些都與農村信貸供應增長的緩慢甚至停滯相結合。其次，現代化農業(yè)生產體系的發(fā)展從數量和質量上都增加了對金融投資的需求，這進一步增加了農村信貸提供的障礙。農村金融發(fā)展方面，農村金融體系存在一些功能上的缺陷。缺乏保險和信用評級系統(tǒng)意味著金融機構在高風險下運營，這對它們來說是一個重大的運營挑戰(zhàn)，也影響了對農業(yè)的金融支持力度。2.農村固定資產投入農村固定資產投入是農村經濟發(fā)展的重要物質保證，分為農戶固定投資和非農戶固定投資，其中農戶投資統(tǒng)計范圍包括農戶房屋建筑物、機械設備、器具等固定資產價值。2021年2月21日，《中共中央國務院關于全面推進鄉(xiāng)村振興加快農業(yè)農村現代化的意見》中指出，我們要舉全黨全社會之力加快推進農業(yè)農村現代化。農業(yè)現代化的主要內容包括農業(yè)生產條件現代化、農業(yè)生產技術現代化和農業(yè)生產管理向現代化。其中農業(yè)生產手段現代化多從機械起步，形成適合本國情況的農業(yè)機器體系。農業(yè)現代化發(fā)展要求在一定程度上使得農戶的生產方面信貸需求提升，農戶需要信貸資金來滿足擴建廠房、購買大型農業(yè)機械設備以及其他一些擴大生產規(guī)模的需求。增加對農村資產的投資在農村人口生活水平、生產條件和風險承受能力方面具有重要作用，是發(fā)展農村經濟、建立現代農業(yè)體系和實施農村復興戰(zhàn)略的重要保障。此外，近年來，國家從政策層面加大了對農村經濟發(fā)展支持力度，鼓勵和引導社會資本進入農村市場，為農業(yè)生產技術的提高做出了顯著貢獻。3.財政支持力度中央和地方財政引進農村資金，是促進地方經濟發(fā)展的基本和必要的途徑。財政支農主要方式是農業(yè)補貼、扶貧開發(fā)、農業(yè)稅收減免和基礎設施建設等。但是，目前仍存在投資效率低、資金使用效率低、涉農金融體系混亂等問題，單純依靠財政投入農村，不能從根本上解決農村金融市場的信息不對稱、農業(yè)生產、缺乏擔保等問題。農村金融市場面臨的信息不對稱、缺乏抵押品和農業(yè)生產風險等問題，無法有效消除農村信貸的障礙。但截至2021年末，涉農貸款余額增值43.21萬億元，同比增長10.9%，增速低于同期RMB貸款，但是高于上年0.2個百分點，而且已經是自2019年以來持續(xù)三年保持上行趨勢。盡管近年涉農貸款增幅相對不高，但是直達個人與家庭的農戶貸款增速加快。由此可見，政府財政支持力度的加大，會正向引導農村信貸需求的增多。四、H省農村金融發(fā)展影響因素實證分析（一）模型選取、變量選擇與數據來源1.模型選取向量誤差修正模型（VEC）是由Engle和Granger將協(xié)整與誤差修正模型結合建立的，在差分序列建立VAR模型中加入誤差修正項。VEC模型可以用數據的動態(tài)非均衡過程來逼近經濟理論中的長期均衡過程，為研究具有相關關系的多變量的分析、預測帶來方便，更好地反映出變量間動態(tài)的聯系。VEC模型變量差分項的系數反映出各變量的短期波動對解釋變量的短期變化影響。誤差修正模型的一般形式為：…（4.1）其中，，代表隨機擾動項，是常數項，是滯后項，是滯后階數，是誤差修正項，代表變量從偏離均衡調整到長期均衡的速度，代表各個變量短期變化對被解釋變量的影響程度。2.變量選擇農村信貸資源的配給可以有效的檢驗地方農業(yè)生產發(fā)展過程中農村資金投放數量對農業(yè)總產值增長的貢獻程度，本章用農村貸款與農村存款的差額(RCR)來代表農村信貸供需的結構及信貸資源配置狀況。同時，選擇農業(yè)總產值（AGDP）、財政對農村發(fā)展支持力度(AEXP)、農村固定資產投入(RFI)、村居民純收入(NI)以及農村居民平均消費水平(CONS)作為影響農村金融信貸配給的影響因素，進行相關性分析，基于消除異方差、減少數據的波動的考慮，分別對AGDP、RCR、RFI、AEXP、NI、CONS六變量對數化之后作為變量進行分析（下文分別以lnAGDP、lnRCR、lnRFI、lnAEXP、lnNI、lnCONS表示）。實證結果均由EVIEWS10.0軟件得出。表4.1農村信貸配給研究的指標選取指標名稱指標代碼指標說明農業(yè)總產值AGDP采用第一產業(yè)實際增加值作為代理變量農村固定資產投入RFI財政支農支出AEXP農村信貸差額RCR農村信貸差額=農村存款-農業(yè)貸款（即資金凈流出量）農村居民純收入NI農村居民平均消費水平CONS選取農村居民平均消費金額假定勞動數量不變，令農村信貸配給=農村存款總額-農業(yè)貸款總額，表示農村信貸資金的流向，衡量農村金融供給體系的信貸配給。其中ALOAN代表農業(yè)貸款、ADEP代表農村存款。模型形式為：lnRCR=α+3.數據來源選取的數據區(qū)間為1989年—2020年，數據來源為《中國農村統(tǒng)計年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》等。（二）H省農村金融發(fā)展影響因素實證結果1.單位根檢驗和協(xié)整檢驗（1）ADF單位根檢驗對于時間序列數據，使用VEC模型的前提是要求數據平穩(wěn)，所以要先進行平穩(wěn)性檢驗。平穩(wěn)性的假設檢驗方法目前主流的是單位根檢驗，即檢驗序列中是否存在著單位根，若存在單位根，可以判斷為非平穩(wěn)序列，若不存在，則可以判斷為平穩(wěn)序列。ADF檢驗是最常用的單位根檢驗方法之一，通過檢驗序列是否存在單位根來判斷序列是否平穩(wěn)。變量ADF檢驗值顯著水平10%的臨界值P值平穩(wěn)性-1.8012-3.56290.6798不平穩(wěn)-1.3113-3.56290.8662不平穩(wěn)-1.8152-3.56290.6730不平穩(wěn)-1.1550-3.56290.9024不平穩(wěn)-3.9342-3.58060.0238平穩(wěn)-1.6654-3.56290.7424不平穩(wěn)表4.2ADF檢驗結果表4.3一階差分后ADF檢驗結果變量ADF檢驗值顯著水平10%的臨界值P值平穩(wěn)性-3.2535-3.21840.0936平穩(wěn)-3.6472-3.21840.0424平穩(wěn)-4.9537-3.21840.0021平穩(wěn)-4.6234-3.21840.0046平穩(wěn)-4.4447-3.24860.0094平穩(wěn)檢驗結果如表4.2、4.3所示，各個變量在一階差分之后的ADF檢驗值均小于顯著水平10%的臨界值，如的ADF檢驗值為-3.2535小于臨界值-3.2184所以可以認為是平穩(wěn)的。由此可以推出，LnRCR、LnAGDP、LnAEXP、LnRFI、LnNI、LnCONS滿足VEC模型的基本假設。（2）Johansen協(xié)整檢驗若一組非平穩(wěn)時間序列不具有隨機趨勢，即其中存在平穩(wěn)線性組合，那么就可以稱此序列為協(xié)整方程，表示一種長期的均衡關系。Johansen和Juselius在1988年和1990年發(fā)表文章闡述了一種檢驗回歸系數的方法，即Johansen-Juselius檢驗。上文已經對變量進行了單位根檢驗，滿足JJ檢驗一階單整的基本假設，可以代入檢驗協(xié)整關系。由于H省農村信貸配給與農業(yè)總產值、農村固定資產投入、財政支農支出、農村居民純收入和農村居民平均消費水平原時間序列均為不平穩(wěn)序列，而一階差分序列均為平穩(wěn)的，所以使用Johansen協(xié)整檢驗考察6個序列間是否存在協(xié)整關系，如果存在協(xié)整關系，則代表存在長期均衡關系。表4.4協(xié)整關系的跡檢驗原假設特征根跡統(tǒng)計量跡統(tǒng)計量5%臨界值P值0個協(xié)整關系0.8887156.624995.75370.0000至多1個協(xié)整關系0.640690.763669.81890.0005至多2個協(xié)整關系0.527060.066247.85610.0024至多3個協(xié)整關系0.516337.609329.29700.0052至多4個協(xié)整關系0.394815.823015.49470.0446至多5個協(xié)整關系0.02490.75773.84150.3840表4.4為JJ檢驗結果，在0個協(xié)整關系的原假設中，P值為0.000，且跡統(tǒng)計量為156.6249大于5%臨界值的95.7537，則代表在5%的顯著水平下拒絕沒有協(xié)整方程的原假設。在至多1個協(xié)整方程的假設中，跡統(tǒng)計量顯示90.7637大于臨界值69.8189，P值為0.0005，說明在5%的顯著水平下拒絕至多1個協(xié)整方程的原假設。以此類推，在至多2個、至多3個和至多4個的原假設中，跡統(tǒng)計量都大于臨界值，因此均拒絕原假設。在至多5個協(xié)整方程的假設中，跡統(tǒng)計量顯示0.7577小于臨界值3.8415，說明在5%的顯著水平下不拒絕至多5個協(xié)整方程的原假設。因此，我們可以得出結論，以及這六個時間序列之間存在協(xié)整關系，具有長期穩(wěn)定的關系。由Johansen協(xié)整檢驗結果可以得出H省農村信貸配給與農業(yè)總產值、農村固定資產投入、財政支農支出、農村居民純收入和農村居民平均消費水平之間存在著長期均衡的關系，但其在短期內是否擁有均衡關系還需要考察，以此為了研究所選擇指標間的相互影響，本文選取誤差修正模型（VEC），來彌補長期靜態(tài)模型存在的不足并且可以避免偽回歸發(fā)生。2.格蘭杰因果關系檢驗VEC模型要用格蘭杰因果關系檢驗的方法檢驗一個變量的所有滯后項是否對另一個或者另幾個變量當期值有影響，適用在平穩(wěn)序列或者有協(xié)整關系的過程，對于不存在協(xié)整關系的變量，要先通過差分得到平穩(wěn)序列后再進行格蘭杰因果檢驗。變量之間存在相關關系不代表變量之間就一定存在因果關系，因此驗證是否存在因果關系就需要Granger檢驗，判斷自變量X能夠在什么程度上影響因變量Y，與此同時引入X的滯后值看作用程度是否加深。如果X與Y的相關系數顯著，或者可以通過X來預測Y的趨勢，則認為“y是由xGranger引起的”。表4.5各因素間的格蘭杰因果關系檢驗原假設F值P值Granger因果關系（顯著性水平為10%）不是的格蘭杰原因1.66460.0209拒絕原假設不是的格蘭杰原因2.04290.1507不拒絕原假設不是的格蘭杰原因3.43450.0481拒絕原假設不是的格蘭杰原因12.70330.0002拒絕原假設不是的格蘭杰原因7.19260.0034拒絕原假設不是的格蘭杰原因1.55290.2314不拒絕原假設不是的格蘭杰原因3.56050.0436拒絕原假設不是的格蘭杰原因2.42070.1094不拒絕原假設不是的格蘭杰原因3.29510.0409拒絕原假設不是的格蘭杰原因1.92150.1674不拒絕原假設結果如表4.5所示。lnAEXP不是lnRCR的格蘭杰原因的概率為0.0209，小于0.1的顯著性水平，因此拒絕原假設；不是的格蘭杰原因的概率為0.0481，小于0.1的顯著性水平，因此拒絕原假設，即是的格蘭杰原因，對于的影響作用是十分顯著的。與類似，變量lnNI、和均是的格蘭杰原因，但反過來對這些變量的影響很有限，不構成格蘭杰原因。而與的作用是相互的，顯著水平都小于0.1，因此二者之間互為格蘭杰原因。格蘭杰因果檢驗結果表明，農民缺乏自有資本以及剩余資本的積累能力，需要政府增加資金供給。政府鼓勵引導資金流向農村地區(qū)，采用行政手段為主要的政策導向，使農村金融的供給主體增加，也使信貸資金投放規(guī)模擴大，這能解決農村要素投入不足的問題，也能從一定程度上緩解農村地區(qū)信貸配給問題。農村經濟發(fā)展水平、農村居民消費收入水平等農村居民微觀層面因素也對農村地區(qū)的信貸配給問題有一定的影響。此外，在文章10%的顯著性水平條件設定下，農村信貸配給對財政支農力度并不構成格蘭杰原因，但其0.1507的概率還是表明了農村信貸配給對財政支農程度有一定的影響，這也影響國家對農村地區(qū)財政支持的方向與力度。這是政府以行政手段進行的強制性政策扶持，但無法通過健全的市場機制把社會資金引入農村地區(qū)，表現在對農村固定資產投入無相關的因果關系。3.VEC模型結果上文已經對序列l(wèi)nRCR、lnAGDP、lnRFI、lnAEXP表4.6VEC模型輸出結果變量估計值標準差T值P值lnNI(?1)-1.00820.50207.16530.0000lnCONS(?1)0.45820.4315-2.30980.0312l0.41990.31036.26400.0000lnAEXP(?1)-0.02070.1125-4.83600.0001lnRFI(?1)-0.44660.15852.81710.0093C-4.95180.6728-7.35990.0000則lnRCR與解釋變量的長期均衡關系方程式為：lnRCR0.4199?4.9518（4通過誤差修正模型輸出結果可知H省農村信貸差與農村固定資產投入、農業(yè)總產值、農村居民消費水平、農村居民純收入、財政支農支出的P值均小于5%的顯著性水平，通過檢驗。且變量間存在著短期的均衡關系，如公式4.6所示，、、、和對于的影響系數在長期來看分別為-0.4466、-1.0082、0.4582、0.4199和-0.0207?？梢岳斫鉃樵谄渌麠l件相同的情況下，農村固定資產投入、農村居民純收入和農業(yè)財政支持對于農村信貸差額具有反向影響作用，而相反的是農村居民平均消費水平、農業(yè)總產值對于農村信貸差額具有正向影響作用。農村固定資產投入每增加1%，相對應的農村信貸差額則降低0.4466%；同樣的農村居民純收入每增加1%，農村信貸差額降低1.0082%；農業(yè)財政支持每增加1%，農村信貸差額降低0.0207%。政府干預，比如財政支農支出對農村信貸配給造成積極正向的影響，支農投資無論是直接還是固定投資，都會在一定程度上吸引信貸資金流入農村地區(qū)，從而優(yōu)化農村信貸。農村居民平均消費水平每增加1%，農村信貸差額增加0.4582%，農業(yè)總產值每增加1%，農村信貸差額增加0.4199%。農業(yè)總產值的增加則會加大農村地區(qū)的資金外流，農村地區(qū)經濟活動增加可以把更多的存款吸引到農村地區(qū)，但由于農業(yè)信貸有限，農村存款和農村信貸之間的差距會擴大。農村信貸資金配給對提高農村經濟發(fā)展質量、推動農村經濟發(fā)展規(guī)模擴大、促進農村經濟水平提高都具有著重要作用，進一步推動我國農村經濟、產業(yè)的長期可持續(xù)發(fā)展，進而影響我國的整體經濟平穩(wěn)運行及產業(yè)調整。五、結論與對策（一）結論第一，政策性金融對農村信貸配給造成積極正向的影響。支農投資無論是直接還是固定投資，都會在一定程度上吸引信貸資金流入農村地區(qū)，從而優(yōu)化農村信貸。從實證研究結果可以看出，國家財政支農規(guī)模和農村固定資產投入對優(yōu)化農村信貸配給起到顯著的積極作用，從資金供給上促進農村信貸配給效率的提高。政策金融產生于市場初期缺陷明顯，宏觀主體結構不合理，經濟目標錯位失衡。中國農村金融相對于城市金融發(fā)展落后，并且我國本身城鄉(xiāng)分離，二級分化嚴重，貧富差距大，若不使用政策性金融對其進行改善，農村資金會自發(fā)流入城市，所以需要宏觀改善。第二，農村居民消費水平、農村居民純收入、農業(yè)生產總值對農村信貸配給起相反的作用。農村地區(qū)的農民由于各種原因，信貸意識淡薄，缺乏基礎的金融知識，雖然具備誠信意識，但其信貸行為表現非誠信的特點。雖然現如今農民的信貸需求旺盛，但大多數需求無法通過正規(guī)金融機構獲得滿足。阻礙農村資金配置效率發(fā)展的原因是農村經濟的市場化程度低。隨著農業(yè)現代化建設，農村信貸資金不得不適應需求的發(fā)展，增加信貸資金供給，促進信貸市場平衡。然而，農村經濟發(fā)展的真正問題是農業(yè)天然弱質性以及農村信貸機構的逐利性，著導致了農村信貸市場的高風險、低收益，農村信貸資金從農業(yè)部門流向非農業(yè)部門，使得農村金融抑制問題加劇，與農村經濟總產出的下降狀況形成了惡性循環(huán)。隨著信貸供給的增加，農村經濟發(fā)展的抑制越來越嚴重，農村經濟發(fā)展的壁壘也會增加。信貸資金是影響農村經濟發(fā)展的重要因素，如果不能滿足生產需要，會對農村經濟發(fā)展造成很大影響。第三，農村固定資產投入、農村居民純收入對農村信貸配給的作用大于財政支農支出。根據實證分析結果可以看出，政府財政支持農業(yè)支出對農村信貸差額的影響小于市場所引導資金。財政投入對農村縮小信貸差額具有正向影響，國家對農村的財政支持在一定程度上能緩解農戶資金短缺問題，但根據近年來的實踐情況看，還存在著城鄉(xiāng)財政投入失衡、財政投入在農村地區(qū)的使用效率低和財政真正到達農村地區(qū)的資金不足等問題。與此同時，在將資金進行使用方面分配時，用于農業(yè)生產、農村建設的比例較少，還存在著部分資金用于解決消費性需求，導致資金對資本積累起到的作用很小。農戶與金融機構間的信貸錯配問題農村財政投入也不能從根本上對其進行解決。我國利用政策性金融加大了對農村信貸的資金投入，在推動農村金融發(fā)展方面發(fā)揮了很大的作用，但僅依靠著政府強制資金投入，則完全扭曲了金融市場的一般規(guī)律，使得市場機制在農村的資金配置方面公能弱化，也使得農村信貸的市場調節(jié)失靈狀況加劇。（二）對策第一，加大政策性金融對農村的信貸支持，改善農村信貸錯配問題。進一步發(fā)揮政策性金融的支農作用，調整業(yè)務范圍，拓寬業(yè)務領域；建立有效的風險防范機制；拓寬融資渠道，充實資本金；構建科學的農業(yè)政策性金融機構評價體系。農業(yè)政策性金融的支持重點是要從流通領域向生產、加工領域轉移，增加農業(yè)生產環(huán)節(jié)和加工環(huán)節(jié)方面的貸款金額。從我國的實際情況來看，應在農村風險分擔機制建設、農村資產市場建設等方面提供必要的政策保障，為建立風險收益相匹配的市場機制奠定基礎。構建以財政補貼為主的補償機制，建立多元的農村擔保體系。在充實農業(yè)政策性金融機構本金的基礎上，還要增強農業(yè)政策性金融機構的自組資金能力。第二，提高農民信貸意識，提高政策認同度。將金融信貸的知識、政策定期進行政策宣講，列舉金融產品對其生產生活的積極影響，讓農民了解除了存款外的其他金融產品服務。隨著信貸意識的提升，就會促進自身信貸的形成，信貸意識的增強也為提高經濟收入奠定了基礎。長遠來看，這種行為使?jié)撛诳蛻舻乃刭|不斷提高，讓普通的農民從信貸的底層中走出。第三，健全農村金融市場體系，提高資源配置效率、資金使用效率，將政府調控、市場主導有效地結合起來。市場體系由供給需求主體及與其相適應的價格機制組成，按照農村金融模式進一步推進市場化的思路，完備的市場體系是實現市場功能的基礎保障。商業(yè)性金融與政策性金融相比，在市場范圍、機構數量等方面都更具有優(yōu)勢。且商業(yè)性金融的經營原則與市場原則緊密相連，高效配置資源。堅持市場原則和商業(yè)運行模式，不能單純依靠財政支持，讓商業(yè)銀行根據農戶和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的實際情況，采取差別定價等經營方法。不過商業(yè)銀行因為自身的市場化的經營模式，其中心都會由弱質性的農業(yè)向非農業(yè)產業(yè)轉移，在堅持商業(yè)銀行的市場化經營原則同時，還要對其進行政策性引導，加強對農村的信貸供給。也要堅持引導民間資本進入農村金融市場，使農村金融市場供給主體變得更加豐富。通過降低農村金融市場準入等各種措施，提升農村金融市場對資本的吸引力，推動農村金融模式改革，促進金融創(chuàng)新多項并舉改善農村金融市場信貸抑制問題。

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