政策因素對農業(yè)貸款的影響
摘 要:自2003年至今,國家出臺了多項支持農村金融發(fā)展的政策。2013年,國家又出臺多項政策,支持農村金融發(fā)展,調整經(jīng)濟結構。本文通過運用2003-2009年的季度數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)農村信用社改革、農村金融機構準入政策的變化以及建立新型農村金融機構的政策對農業(yè)貸款的增加有顯著負向影響。
關鍵詞:農業(yè)貸款;政策有效性;農村信用社改革;農村金融機構準入條件;新型農村金融機構
一、 引言
農業(yè)發(fā)展歷來是我國經(jīng)濟發(fā)展的重中之重,但由于農業(yè)貸款對象可抵押物缺乏、放款風險高等因素,導致農業(yè)貸款的發(fā)放受到限制。近年來,國家出臺多項政策,規(guī)范農村金融管理,降低農村金融機構準入門檻,擴大農業(yè)貸款可抵押物品范圍,意在促進農業(yè)貸款的增長,為農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展提供資金支持。本文旨在通過實證檢驗,分析這些政策促進農業(yè)貸款增長的有效性。
二、文獻綜述
崔姹、孫文生和李建平的實證分析表明,農民收入會影響到農業(yè)貸款的增長。張永志等人的研究表明,農業(yè)行業(yè)市場風險、自然災害風險、農業(yè)貸款政策風險以及農村地區(qū)所吸收的存款資金外流問題,導致了農業(yè)貸款不足。王敏杰、應麗艷通過實證分析表明,農民收入及耕地面積等因素會影響信貸風險及資金需求,進一步影響農業(yè)貸款的發(fā)放。張燕、杜國宏基于上海六縣區(qū)農業(yè)貸款難的問題進行了分析,提出農村信用環(huán)境欠佳、抵押擔保機制不健全以、政策法規(guī)不夠完善以及信息流動性差,導致了農業(yè)貸款難的問題?娛藝秃ㄍㄟ^對江蘇省農村信用社的研究表明,當?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結構、投入產(chǎn)業(yè)風險情況以及農村信用社的產(chǎn)權及制度都會影響農業(yè)貸款的占比。
上述一些研究對影響農業(yè)貸款的因素,比如農民收入和資金需求等,進行了實證分析。也有研究就農村信用社改革等政策因素對農業(yè)貸款的影響進行了分析,但并沒有對政策變化進行量化分析。
三、 經(jīng)濟學原理
農業(yè)貸款總量受到多方面因素的影響,第三產(chǎn)業(yè)的資金需求、金融機構的資金供給共同決定了農業(yè)貸款得增長。農業(yè)生產(chǎn)總值在一定程度上代表了農業(yè)產(chǎn)業(yè)的擴張趨勢,如果農業(yè)產(chǎn)業(yè)持續(xù)發(fā)展,對資金的需求也會隨之增加。而金融機構對第三產(chǎn)業(yè)的資金供給則受到了金融環(huán)境的影響,農民收入的增加會提升借款人的還款能力,降低不良貸款比率,從而使農業(yè)貸款的發(fā)放更加容易。
近年來,國家出臺了多項政策,鼓勵農村金融的發(fā)展,為第三產(chǎn)業(yè)提供資金支持,有利于農業(yè)貸款的發(fā)放。2003年,農村信用社改革政策出臺,明確了產(chǎn)權制度,使得運營更加規(guī)范,對打造農村金融環(huán)境的長期穩(wěn)定是有利的。2006年,銀監(jiān)會調整農村地區(qū)銀行金融機構的準入標準,鼓勵農村金融發(fā)展。2007年,銀監(jiān)會發(fā)布6項新型農村金融機構的行政許可,通過降低存款準備金率以鼓勵設立新型的農村金融機構,并對新型農村金融機構設定一定的存貸比要求,為農村金融提供更廣泛的資金來源。自此政策出臺后,國內村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司數(shù)目顯著增長。
由于有滯后效應,以上因素的改變可能要經(jīng)過一段時間才能影響到農業(yè)貸款的改變。
四、 實證檢驗
(一)研究方法:根據(jù)Dickey & Fuller 提出的殘差項序列相關的ADF 單位根檢驗法,檢驗原數(shù)據(jù)是否為平穩(wěn)序列,對于非平穩(wěn)序列進行處理使之成為平穩(wěn)序列,從而避免偽回歸現(xiàn)象。如果原序列是平穩(wěn)的,那么,將利用理論模型進行回歸檢驗(OLS) ,并確定農業(yè)貸款、農業(yè)產(chǎn)出、和農民收入之間的關系。本文將運用鄒氏檢驗法(Chow’s Test)檢驗回歸方程殘差序列是否有結構性斷點。如果有,則說明在某一時間點,原回歸方程的殘差方差出現(xiàn)變化,原模型出現(xiàn)結構性變化。本文還將引入虛擬變量,通過判斷虛擬變量前的系數(shù)是否顯著來判斷相關政策的出臺是否影響了原方程的截距和斜率,從而判斷政策的有效性。在該項研究中,最優(yōu)滯后期數(shù)的確定是按Schwarz 評價準則(SC) 確定的。
(二)數(shù)據(jù)說明:本文選取了2000年至2009年農業(yè)貸款發(fā)放、農業(yè)生產(chǎn)總值和農民收入的季度數(shù)據(jù),以分析農業(yè)產(chǎn)業(yè)資金需求和貸款人信用狀況與農業(yè)貸款的關系。圖1 顯示的是2000~2009 年農業(yè)貸款的增長趨勢,圖2 顯示的是農業(yè)生產(chǎn)總值的變化,圖3 為農村居民人均純收入的變化趨勢。數(shù)據(jù)來源于CSMAR和中經(jīng)數(shù)據(jù)庫,原數(shù)據(jù)均為當年季度累計數(shù)據(jù),處理為當季度發(fā)生數(shù)據(jù)。
2003年8月,農村信用社改革開始;2005年,銀監(jiān)會調整農村金融機構準入條件;2007年,銀監(jiān)會出臺政策鼓勵新型農村金融機構的設立,在監(jiān)管、補貼、獎勵等政策方面多有優(yōu)惠。三個政策旨在鼓勵推動農村金融的發(fā)展,為第三產(chǎn)業(yè)提供資金支持。本研究選取以上三個時間點,設立虛擬變量,分析三個政策是否對農業(yè)貸款的發(fā)放有顯著影響,探究政策的有效性。
(三)檢驗分析:
1.平穩(wěn)性檢驗:對農業(yè)貸款季度發(fā)放值(Ad)、農業(yè)產(chǎn)值(Ag)取對數(shù),分別以LnAd、LnAg代表。通過單方根檢驗發(fā)現(xiàn),LnAd和農民收入(In)均為非平穩(wěn)序列,且均為一階單整序列, LnAg是平穩(wěn)序列,結果見表1。采用一階差分法處理原序列,用dLnAd、dIn 分別表示對相關變量取一階差分值。從表1可以看出,經(jīng)過處理后所有數(shù)據(jù)序列在1 %顯著水平上都是平穩(wěn)的。本文數(shù)據(jù)由Eviews軟件處理而成。
dLnAdt 對LnAgt和dInt的滯后項進行回歸,篩選出系數(shù)顯著的滯后項,同時根據(jù)信息準則法(Akaike info criterion和Schwarz criterion)以及節(jié)儉性原則(parsimony), 上述模型選擇對LnAgt滯后2期和dInt滯后3期的值進行OLS回歸分析。
4.虛擬變量的引入:根據(jù)三項政策出臺的時間點,分別引入虛擬變量,考慮到政策出臺到施加影響會有一定的'時間間隔,本文多次多虛擬變量的滯后項進行回歸。
經(jīng)檢驗,農業(yè)合作社改革滯后三期對原模型結構有顯著影響,改變了農業(yè)產(chǎn)值變化率的斜率,降低了農業(yè)產(chǎn)值變化率的影響。
五、研究結論
農民收入的增加和農業(yè)生產(chǎn)總值的增加與農業(yè)貸款發(fā)放有正向關系。貸款人償付能力的提升可以降低貸款風險,改善金融環(huán)境,促進農業(yè)貸款的增加;農業(yè)產(chǎn)業(yè)擴張導致了資金需求的增加,是農業(yè)資金借貸市場重新平衡。
然而幾項政策的出臺在短期內并沒有對農業(yè)貸款的發(fā)放產(chǎn)生正向促進作用。農業(yè)合作社的改革雖然會在長期明確產(chǎn)權制度,改善運營制度,從而促進農業(yè)合作社在長期支持農業(yè)發(fā)展。但短期來看,由于改革后農業(yè)合作社產(chǎn)權明晰,對壞賬率的控制更嚴格,導致對風險大的農業(yè)貸款減少。
而降低農村地區(qū)金融機構準入政策和設立新型農村金融機構,會促進資本進入農業(yè)產(chǎn)業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)。然而實證結果表明, 雖然這兩項政策的出臺導致了貸款結構的改變,但影響卻是負向的。首先可能是因為檢驗樣本比較小,政策的滯后導致了結果偏離了長期穩(wěn)定關系。同時也可能是政策推出初期并不十分完善,同時出現(xiàn)的問題,比如較高的農業(yè)新型金融機構壞賬率,是的金融機構不傾向于借貸資金給農業(yè)產(chǎn)業(yè)。
政策出臺者應該繼續(xù)落實具體支持政策,比如補貼和獎勵農村金融機構政策,以便存進農村及農業(yè)發(fā)展。
參考文獻:
[1]崔姹, 孫文生, 李建平,基于VAR模型的農業(yè)貸款_財政支農對農民收入增長的動態(tài)性分析_以河北為例《廣東農業(yè)科學》 2011年1期 .
[2]張永志,農業(yè)貸款的總量、效應與制約因素-分析平頂山個案,《金融研究》,2003年3期 .
[3]王敏杰、應麗艷,影響農業(yè)貸款量的實證分析, 《農業(yè)機械化與電氣化》,2007年2期.
[4]張燕,杜國宏,緩解農業(yè)貸款難的對策分析_基于上海市六區(qū)縣的調查研究, 上海農村經(jīng)濟,2009年 8期 .
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