劉磊 （長江大學農(nóng)學院，湖北 荊州 434025；湖北銀行荊州分行，湖北 荊州 434000）

黨的十八屆三中全會報告提出，要形成以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)、工農(nóng)互惠、城鄉(xiāng)一體的新型工農(nóng)城鄉(xiāng)關系，讓廣大農(nóng)民平等參與現(xiàn)代化進程、共同分享現(xiàn)代化成果[1]。這一目標明確了城市帶動鄉(xiāng)村、工業(yè)帶動農(nóng)業(yè)發(fā)展的重任，帶動的主要手段必然包括金融業(yè)對農(nóng)村的貸款。那么，地方銀行農(nóng)村貸款對農(nóng)民收入到底有沒有影響，有多大影響？少有人研究。研究地方銀行農(nóng)村貸款對農(nóng)民收入的影響，對于進一步明確地方銀行在農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展中的責任，制定地方銀行對農(nóng)村貸款的政策有著十分重要的意義。

黨的十八屆三中全會指出，要保障金融機構農(nóng)村存款主要用于農(nóng)業(yè)農(nóng)村[2]。中國是一個農(nóng)業(yè)大國，“三農(nóng)”問題不僅關系到廣大農(nóng)民的切身利益，而且關系到社會穩(wěn)定、國家富強、民族復興，關系到黨和國家事業(yè)的發(fā)展全局，同時直接影響到當?shù)剞r(nóng)村的經(jīng)濟發(fā)展。農(nóng)村金融是現(xiàn)代農(nóng)村經(jīng)濟的核心，解決好 “三農(nóng)”問題始終都是黨和政府工作的重中之重。要實現(xiàn)農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村繁榮和農(nóng)民增收，離不開地方銀行強有力的支持。

而農(nóng)村金融市場和城市相比，具有其獨特性質(zhì)，如多樣化、小規(guī)模和高風險等。因此，必須根據(jù)農(nóng)村金融的特點，重新建立有效的農(nóng)村金融體系[3]。應該統(tǒng)一思想、重組架構、創(chuàng)新產(chǎn)品和加強風險管理，重新部署 “三農(nóng)”問題的總體戰(zhàn)略級管理體系，最終滿足 “三農(nóng)”問題的各方面需求[4]。農(nóng)村信息不完備，農(nóng)民和金融業(yè)信息不對稱，在我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展中，我國商業(yè)銀行的支農(nóng)信貸業(yè)務沒有充分發(fā)揮作用。因此，必須建立新型農(nóng)村金融機構，推動農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展[5]。

銀行貸款對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的影響早已有學者關注，并從不同的角度進行了分析。但是，少有學者對地方銀行向農(nóng)村貸款金額對農(nóng)民收入的影響進行定量分析。因此，本研究以2000～2011年湖北省荊州市地方銀行對農(nóng)村貸款的數(shù)據(jù)為依據(jù)，對地方銀行向農(nóng)村貸款與農(nóng)民收入之間的關系進行實證分析，并從中找出了兩者之間的關系，在此基礎上提出了一些建議。

1 地方銀行農(nóng)村貸款與農(nóng)民收入的數(shù)據(jù)特征

根據(jù) 《荊州市統(tǒng)計年鑒》資料，利用2000～2011年荊州市地方銀行對農(nóng)村的貸款金額、農(nóng)村住戶人均總收入和農(nóng)村居民人均純收入3組數(shù)據(jù)進行相關性分析。研究地方銀行對農(nóng)村的貸款金額對農(nóng)村住戶人均總收入和農(nóng)村居民人均純收入的影響。

1.1 各組數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)描述

為了便于計算，分別將農(nóng)村貸款金額、農(nóng)村住戶人均總收入和農(nóng)村居民人均純收入記為X、Y1和Y2。在進行計量檢驗分析之前，通過Eviews 6.0軟件對檢驗分析的數(shù)據(jù)進行計算，得到各組數(shù)據(jù)的基本描述，具體數(shù)值如表1所示。

表1 各組數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)描述表

1.2 各組數(shù)據(jù)發(fā)展趨勢描述

從圖1可以看出，自2000年以來，地方銀行對農(nóng)村的貸款總體上是在增加，但增長的幅度每年都不相同。2000年至2011年地方銀行對農(nóng)村的貸款基本上可以分為3個階段。2000年至2001年為大幅增長期，增幅明顯；2001年至2004年為下降和保持期，地方銀行對農(nóng)村的貸款處于下降或維持狀況；2004年至2011年為波動增長期，地方銀行對農(nóng)村的貸款總體上處于增長態(tài)勢，但偶爾也有小幅下降。

圖1 我國農(nóng)村貸款走勢圖

從我國農(nóng)村住戶人均總收入和農(nóng)村居民人均純收入的發(fā)展來看，總體狀況是持續(xù)增加，這和地方銀行對農(nóng)村貸款的發(fā)展趨勢總體上相同，如圖2所示。

圖2 我國農(nóng)村住戶人均總收入和農(nóng)村居民人均純收入走勢圖

結合圖1和圖2的變化可以看出，我國地方銀行對農(nóng)村貸款金額與農(nóng)村住戶人均總收入、農(nóng)村居民人均純收入的變化也還是存在差異。農(nóng)村住戶人均總收入、農(nóng)村居民人均純收入呈逐年上升的趨勢。我國地方銀行對農(nóng)村貸款金額總體是上升的，2002年全國經(jīng)濟通縮，地方銀行對農(nóng)村貸款下降；2008年農(nóng)村貸款金額相比2007年呈下降走勢，但2009年又回升并繼續(xù)上升。這是因為2008年出現(xiàn)世界金融危機，我國地方銀行對農(nóng)村貸款金額也受到影響而下降。其根本原因是由于美國發(fā)生了次貸危機，并且因此波及到了全球范圍內(nèi)，造成了全球的經(jīng)濟危機，對我國農(nóng)村貸款金額造成了一定影響。

2 指標選取及計量檢驗

為了消除可能出現(xiàn)的異方差對結果的影響，對各變量取自然對數(shù)后進行研究。分別選取農(nóng)村貸款金額、農(nóng)村住戶人均總收入和農(nóng)村居民人均純收入的自然對數(shù)lnX、lnY1和lnY2，作為本研究分析的基本數(shù)據(jù)指標。采用Eviews 6.0軟件對各數(shù)據(jù)進行計算處理和計量檢驗，分析各數(shù)據(jù)之間的相互關系。

2.1 單位根檢驗

為了檢驗該序列的平穩(wěn)性，采用ADF單位根檢驗方法來分別檢驗各組數(shù)據(jù)，以判斷其是否為平穩(wěn)時間序列，從而得到它們的平穩(wěn)性。本研究選用Eviews 6.0軟件來進行檢驗，檢驗結果見表2。

由表2的ADF單位根檢驗結果可以得知，lnX、lnY1和lnY2的ADF統(tǒng)計量均大于10%顯著性臨界值，因此，可以判斷此時三者均存在單位根，它們是不穩(wěn)定的。從而對它們的一階差分△lnX、△lnY1和△lnY2進行單位根檢驗，結果表明，△lnX 的ADF統(tǒng)計量大于5%顯著性臨界值，△lnY1和△lnY2統(tǒng)計量大于5%顯著性臨界值。因此，它們此時也都存在單位根，也是不穩(wěn)定的。所以，對它們的二階差分△2lnX、△2lnY1和△2lnY2進行ADF單位根檢驗，結果顯示它們的ADF統(tǒng)計量均小于1%顯著性臨界值，則它們此時不存在單位根，是穩(wěn)定的。

表2 ADF單位根檢驗結果

2.2 協(xié)整檢驗

由于2個變量的單整階相同時才可能協(xié)整，由表2知lnX、lnY1和lnY2之間都具有相同的單整階。因此，選用Johansen協(xié)整檢驗法分別對lnX和lnY1、lnX和lnY2之間進行協(xié)整檢驗，檢驗結果分別見表3。

表3 協(xié)整檢驗結果

從表3可以看出，在5%的顯著性水平上農(nóng)村貸款金額 （X）與農(nóng)村住戶人均總收入 （Y1）之間存在著協(xié)整方程，且化為標準形式后如下：

（1）式表明農(nóng)村貸款金額與農(nóng)村住戶人均總收入之間呈正相關關系，即隨著地方銀行對農(nóng)村貸款金額的增加，農(nóng)村住戶人均總收入也隨之增加，而且兩者之間長期穩(wěn)定定的關系。

從表3可以看出，在5%的顯著性水平上農(nóng)村貸款金額 （X）與農(nóng)村居民人均純收入 （Y2）之間存在著協(xié)整方程，且化為標準形式后如下：

（2）式表明農(nóng)村貸款金額與農(nóng)村居民人均純收入之間呈正相關關系，即隨著地方銀行對農(nóng)村貸款金額的增加，農(nóng)村居民人均純收入也隨之增加。

2.3 格蘭杰因果關系檢驗

為了檢驗貸款金額與農(nóng)村住戶人均總收入，貸款金額與農(nóng)村居民人均純收入之間在時間上有先導－滯后關系時，從統(tǒng)計上考察這種關系是單向的還是雙向的，采用格蘭杰因果關系檢驗的方式來對其進行檢驗。本研究中檢驗選擇最小二乘法，檢驗結果如表4所示。

表4 格蘭杰因果關系檢驗結果

以上概率都大于19%，由于概率大于10% （在寬松條件下）時，由伴隨概率知道，不在顯著性水平以下，即模型檢驗同時接受了農(nóng)村貸款金額 （即lnX）不是農(nóng)村住戶人均總收入 （即lnY1）的格蘭杰原因，農(nóng)村住戶人均總收入 （即lnY1）不是農(nóng)村貸款金額 （即lnX）的格蘭杰原因，農(nóng)村貸款金額（即lnX）不是農(nóng)村居民人均純收入 （即lnY2）的格蘭杰原因和農(nóng)村居民人均純收入 （即lnY2）不是農(nóng)村貸款金額 （即lnX）的格蘭杰原因。所以，農(nóng)村貸款金額和農(nóng)村住戶人均總收入及農(nóng)村居民人均純收入之間不存在格蘭杰因果檢驗關系。

由此可見，雖然回歸分析部分顯示地方銀行對農(nóng)村貸款金額與農(nóng)村住戶人均總收入、農(nóng)村居民人均純收入都存在顯著的影響關系，但Granger因果檢驗沒有證據(jù)表明農(nóng)村住戶人均總收入、農(nóng)村居民人均純收入對地方銀行對農(nóng)村貸款有影響。出現(xiàn)這種情形可能是因為數(shù)據(jù)序列很短，隨著序列期數(shù)的增加，上述回歸結果將更穩(wěn)定。

3 結論與建議

3.1 基本結論

農(nóng)村貸款金額、農(nóng)村住戶人均總收入和農(nóng)村居民人均純收入都是在1%水平上顯著；在5%的顯著性水平上，農(nóng)村貸款金額與農(nóng)村住戶人均總收入之間，農(nóng)村貸款金額與農(nóng)村居民人均純收入之間均存在著協(xié)整關系，且二者之間都為正相關關系，農(nóng)村貸款金額的增加，能夠有效帶動農(nóng)村住戶人均總收入和農(nóng)村居民人均純收入的增加，讓農(nóng)民的收入能夠呈穩(wěn)步上升趨勢。農(nóng)村貸款金額、農(nóng)村住戶人均總收入和農(nóng)村居民人均純收入之間，分別不是彼此的格蘭杰原因，也就是說農(nóng)村貸款金額對農(nóng)村住戶人均總收入和農(nóng)村居民人均純收入的影響不具備滯后性，而農(nóng)村住戶人均總收入和農(nóng)村居民人均純收入并不影響到地方銀行對農(nóng)村的貸款。

3.2 政策建議

由于銀行對農(nóng)村貸款金額的增加，能夠有效地促進農(nóng)民收入的增加，而我國農(nóng)村還處在貸款難的境地。因此，提出以下幾點建議。

（1）地方銀行有選擇地加大對農(nóng)村的貸款。大力發(fā)展新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展方向，由于農(nóng)民缺乏抵押貸款的物品，地方銀行不能完全照搬現(xiàn)有的金融產(chǎn)品，應該針對農(nóng)村的獨特性，對農(nóng)民的經(jīng)濟及需求進行調(diào)研，選擇一部分新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進行扶持款，以滿足現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的需要。

（2）組建政府擔保公司為農(nóng)村提供擔保貸款。地方政府可以組建擔保公司，為有發(fā)展前途的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體提供擔保，由地方銀行提供貸款。地方擔保公司可以以通過對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的考察，為誠信度高的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體提供擔保。

（3）充分利用承包土地使用權的抵押提供貸款。國家剛剛出臺農(nóng)村集體土地承包抵押權政策，地方銀行和新型農(nóng)經(jīng)營主體可以充分利用這一政策，加大對農(nóng)村貸款的力度，大力扶持新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的發(fā)展，促進城鄉(xiāng)一體化的快速形成。

[1]中共中央.中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定 [N].http：／／news.xinhuanet.com／mrdx／2013-11／16／c＿132892941.htm，2013-11-14.

[2]羅恩平.農(nóng)村金融需求總體特征及發(fā)展趨勢研究 [J].福建論壇 （人文社會科學版），2005，（9）：36-40.

[3]項俊波.以服務三農(nóng)的實際行動踐行科學發(fā)展觀 [J].中國金融，2008，（21）：13-15.

[4]潘功勝，楊 帆，姚一旻.我國大型商業(yè)銀行農(nóng)村金融傳統(tǒng)業(yè)務——一個基于國內(nèi)外理論的研究綜述 [J].教學與研究，2011，（11）：70-77.