農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證研究

農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證研究

1671-6523(2010)04-0012-03金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開金融的支持。農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，發(fā)展農(nóng)業(yè)已成為我國當(dāng)前面臨的重大經(jīng)濟(jì)問題。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長受很多因素的制約，其中較為關(guān)鍵的一個因素就是資金問題。我國的農(nóng)業(yè)資金除農(nóng)業(yè)自身積累和財政投入外，主要依靠金融機(jī)構(gòu)提供，因此，金融機(jī)構(gòu)提供的農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展非常重要。黨的十七屆三中全會指出，農(nóng)村金融是現(xiàn)代農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心，要建立現(xiàn)代農(nóng)村金融制度。湖北省作為我國農(nóng)業(yè)大省，經(jīng)過改革開放30年發(fā)展，農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)良好態(tài)勢，2008年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增加值達(dá)到2940.47億元，與1990年相比，增長6.31倍。但從我國的情況看，與很多發(fā)展中國家類似，金融資源在配置上多向工業(yè)等非農(nóng)業(yè)部門傾斜[1]。國際農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)家協(xié)會主席普拉布·平加利(PrabhuPingali，2007)認(rèn)為，無論是在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)意義下還是在經(jīng)濟(jì)日益全球化的今天，農(nóng)業(yè)部門發(fā)展仍然對經(jīng)濟(jì)的全面發(fā)展具有重要意義，除了一些城市型國家的發(fā)展沒有強(qiáng)勁的農(nóng)業(yè)增長外，很難找出其他例外。而反觀廣大發(fā)展中或欠發(fā)達(dá)國家和地區(qū)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)部門就業(yè)仍然在整個國民經(jīng)濟(jì)中占較大比重，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及其相應(yīng)的金融服務(wù)是這些國家金融實(shí)踐、金融研究的重要組成部分[2]。因此，本文利用湖北省1990-2008年19年間的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，以分析湖北農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，探討農(nóng)村金融發(fā)展在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)中的作用。一、農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析(一)數(shù)據(jù)的選取與處理說明本文選取湖北省1990-2008年19年間的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究湖北農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。農(nóng)業(yè)貸款數(shù)據(jù)為湖北省歷年金融機(jī)構(gòu)對農(nóng)業(yè)的貸款余額，記為AL；由于農(nóng)林牧漁生產(chǎn)總值是衡量農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長水平最主要的指標(biāo)，所以用農(nóng)林牧漁生產(chǎn)總值來表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長水平，記為AEG(以上數(shù)據(jù)來自湖北省統(tǒng)計年鑒)。為消除時間序列中的異方差，減小其波動性，分別對農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)林牧漁生產(chǎn)總值取自然對數(shù)，記為lnAL和lnAEG。農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)林牧漁生產(chǎn)總值原始數(shù)據(jù)見表1。(二)實(shí)證研究1.相關(guān)分析。相關(guān)性分析是進(jìn)行實(shí)證性分析的基礎(chǔ)，只有相關(guān)程度顯著，以下的分析才有意義。相關(guān)系數(shù)反映了變量之間線形聯(lián)系的密切程度，系數(shù)越高表明兩者之間的關(guān)系越緊密。從表2可以看出，農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值之間的相關(guān)程度極為顯著，這就為以下的分析奠定基礎(chǔ)。2.ADF檢驗。由于農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值均為時間序列，而經(jīng)濟(jì)變量時間序列多為非平穩(wěn)序列，如不進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗而直接建立回歸方程對兩者關(guān)系進(jìn)行回歸容易產(chǎn)生虛假回歸關(guān)系[3]，從而得出錯誤的實(shí)證結(jié)論。因而本文先對變量進(jìn)行單位根檢驗，以驗證其平穩(wěn)性。從表3可以看出，農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的水平序列和一階差分都是不平穩(wěn)的，但它們的二階差分又都是平穩(wěn)的，即ΔlnAL～I(xiàn)(2)，ΔlnAEG～I(xiàn)(2)，因此可以對上述變量進(jìn)行協(xié)整分析。3.協(xié)整檢驗。在進(jìn)行了單位根檢驗之后就可以對農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值進(jìn)行協(xié)整檢驗，本文采用的方法為Johansen協(xié)整檢驗方法。由表4可知，在5％的顯著水平上，實(shí)證結(jié)果拒絕了并不存在協(xié)整方程的原假設(shè)而接受了存在一個協(xié)整方程的原假設(shè)，這意味著農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值兩個變量在5％的顯著水平上存在著一個協(xié)整方程，同時說明它們之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。4.Granger因果檢驗。協(xié)整檢驗表明農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值之間存在協(xié)整關(guān)系，但是這種長期均衡關(guān)系究竟是農(nóng)業(yè)貸款的變動引起農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的變動，還是相反，這需要對農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗。從表5可知，在5％的顯著性水平下，檢驗結(jié)果接受了農(nóng)業(yè)貸款是農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的格蘭杰原因，而拒絕了農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值是農(nóng)業(yè)貸款的格蘭杰原因。5.農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的回歸分析。通過上述分析，已經(jīng)知道了農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值之間的因果關(guān)系，因此可以建立以下模型對農(nóng)業(yè)貸款促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用進(jìn)行回歸分析。從方程(2)的有關(guān)統(tǒng)計指標(biāo)可以看出，除了存在一定的自相關(guān)性外，方程總體上是比較好的。所以為了消除自相關(guān)，進(jìn)一步運(yùn)用廣義差分法進(jìn)行回歸，結(jié)果為：三、結(jié)論本文利用湖北省1990-2008年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)對湖北省農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明：(1)農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用得到體現(xiàn)。農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值間呈正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)業(yè)貸款是農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的Granger原因，農(nóng)業(yè)貸款增長1％會帶動農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值增長4.8397％，這表明我國農(nóng)村金融發(fā)展有利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。(2)農(nóng)業(yè)發(fā)展對農(nóng)業(yè)貸款增長的帶動作用則不明顯。Granger因果檢驗結(jié)果只接受了農(nóng)業(yè)貸款是農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的Granger原因，而拒絕了農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值是農(nóng)業(yè)貸款的Granger原因。這表明，盡管農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值不斷增長，但由此帶動的農(nóng)業(yè)貸款并不顯著，兩者之間并沒有形成互為因果的良性發(fā)展?fàn)顟B(tài)。文章通過實(shí)證研究，雖然得出了上述結(jié)論，但這些結(jié)論與現(xiàn)有文獻(xiàn)既有一致的地方，也有不一致的地方。如劉雪梅等(2008)利用山東的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析得出的結(jié)論與本文的定性結(jié)論大體一致，但定量結(jié)論存在較大的差異，他們通過實(shí)證研究得出的定性結(jié)論是農(nóng)業(yè)貸款增長1％會帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長0.77％[4]。李華明等(2009)利用湖南的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析得出的結(jié)論與本文的定性結(jié)論也大體一致，但定量結(jié)論也存在較大的差異，他們通過實(shí)證研究得出的定性結(jié)論是農(nóng)業(yè)貸款增長1％會帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長0.43％[5]。而曹協(xié)和(2008)利用全國的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析得出的結(jié)論是農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林牧副漁總產(chǎn)值間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[1]。項桂英等(2007)利用全國的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析得出的結(jié)論也是農(nóng)業(yè)增長與農(nóng)業(yè)貸款呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[6]。產(chǎn)生這些差異的原因之一可能是：本文用來衡量農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)是農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值，而上述學(xué)者選擇的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值(其中包括