農(nóng)業(yè)信貸論文：當(dāng)代農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)民收入的證實(shí)

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本文作者：鄧宏亮工作單位：宜春學(xué)院

財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)民收入效應(yīng)的理論分析

﹙一﹚資源的經(jīng)濟(jì)效率Odedokun﹙1992﹚［18］提出了經(jīng)濟(jì)效率概念。所謂資源的經(jīng)濟(jì)效率，是指經(jīng)濟(jì)資源的邊際生產(chǎn)力，即增加一單位資源所增加的產(chǎn)出。如果用e表示資源的經(jīng)濟(jì)效率，y表示收入，x表示生產(chǎn)中投入的某資源的數(shù)量，則有：e=ΔyΔx，或e=dydx﹙當(dāng)Δx→0時(shí)﹚﹙1﹚Odedokun認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)決定于資本的增加與資源經(jīng)濟(jì)效率的提高，并用模型表示為：Δyy=eΔky﹙2﹚﹙二﹚農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)在此，根據(jù)資源的經(jīng)濟(jì)效率模型進(jìn)一步分析財(cái)政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)信貸對(duì)農(nóng)民收入效應(yīng)的作用機(jī)理。在經(jīng)濟(jì)中，生產(chǎn)函數(shù)的通用形式為：y=f﹙x1，x2，…，xn﹚，其中x1、x2、…、xn表示生產(chǎn)中投入的各種生產(chǎn)要素?cái)?shù)量，也就是說，產(chǎn)出是各種生產(chǎn)要素?cái)?shù)量的函數(shù)。但我們通常又將生產(chǎn)函數(shù)簡(jiǎn)化成：y=f﹙L，k﹚，其中L代表勞動(dòng)，k代表資本，即假定生產(chǎn)中投入的其他要素不變，就可以將產(chǎn)出看成是勞動(dòng)與資本的函數(shù)。關(guān)于生產(chǎn)函數(shù)的形式，根據(jù)Parente和Prescott﹙1991﹚［19］的做法，對(duì)勞動(dòng)投入如果施加一個(gè)容量限制L，那么生產(chǎn)函數(shù)可以表示成：y=kmin﹙L，L﹚θ﹙3﹚其中θ>0，表示勞動(dòng)相對(duì)于單位資本的產(chǎn)出彈性。如果令m=min﹙L，L﹚θ，此時(shí)，m表示農(nóng)業(yè)的最大勞動(dòng)供給能力，則生產(chǎn)函數(shù)可以簡(jiǎn)化成：y=mk﹙4﹚﹙4﹚式表示勞動(dòng)投入一旦固定，產(chǎn)出與資本投入則成正比，這時(shí)生產(chǎn)屬于規(guī)模報(bào)酬不變，也就是說，產(chǎn)出同比于資本的增長(zhǎng)而增長(zhǎng)。﹙三﹚財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)民收入的關(guān)系根據(jù)當(dāng)期資本﹙kt﹚投入總量取決于前一期資本﹙kt−1﹚存量和本期資本投入，由于農(nóng)業(yè)資金的來源主要包括財(cái)政支農(nóng)投入、農(nóng)業(yè)信貸投入和農(nóng)民自主投入，則當(dāng)期農(nóng)業(yè)資本的表達(dá)式為：kt=﹙1−δ﹚kt−1+e﹙x1，x2，x3﹚﹙5﹚其中，δ表示農(nóng)業(yè)資本的折舊率，k代表資本存量，x1、x2、x3分別表示財(cái)政支農(nóng)投入資金、農(nóng)業(yè)信貸資金、農(nóng)民自主投資資金，t表示期數(shù)。那么由﹙4﹚、﹙5﹚式可得：﹙12﹚由﹙12﹚式可以看出，農(nóng)民人均收入取決于財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸、農(nóng)民自主投資以及各種資金的經(jīng)濟(jì)效率。其中e''''x1﹙0，0，0﹚、e''''x2﹙0，0，0﹚、e''''x3﹙0，0，0﹚的大小表示各種資金投入所引起的收入彈性，即各種資金對(duì)農(nóng)民收入貢獻(xiàn)的大小。

變量選取、數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)預(yù)處理

﹙一﹚變量選取本研究主要探討江西省財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系，因此，選取農(nóng)民人均純收入、財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸、農(nóng)民自主投資四個(gè)指標(biāo)為變量，分別用符號(hào)Y、X1、X2、X3表示。﹙二﹚數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)預(yù)處理本研究數(shù)據(jù)來源于《新中國(guó)六十年的江西》、《江西統(tǒng)計(jì)年鑒》﹙2011、2012﹚，其中2010、2011年江西農(nóng)業(yè)信貸數(shù)據(jù)從江西農(nóng)業(yè)廳統(tǒng)計(jì)獲得。為了消除價(jià)格影響，以1980年為基期﹙1980=100﹚對(duì)所有的數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整。為了消除經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)時(shí)間序列所造成的異方差，對(duì)研究的經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，對(duì)數(shù)化序列分別記為：LnY、LnX1、LnX2、LnX3，這樣既不會(huì)改變?cè)?jīng)濟(jì)變量之間的協(xié)整關(guān)系，又更利于線性化經(jīng)濟(jì)變量，從而有利于模型建立，并能消除經(jīng)濟(jì)變量序列的異方差問題。

江西省財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)民收入效應(yīng)的實(shí)證分析

﹙一﹚江西省財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)民自主投資和農(nóng)民人均純收入情況隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，江西省財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)民自主投資在逐年增加，如圖1所示。1980年財(cái)政支農(nóng)僅為0.24億元，但到2011年則達(dá)到了287.99億元。在2003年以前，財(cái)政支農(nóng)占財(cái)政總支出的比例基本上在5%以下，之后隨著國(guó)家對(duì)“三農(nóng)”問題的重視和新農(nóng)村建設(shè)，財(cái)政支農(nóng)顯著增長(zhǎng)，到2007年后財(cái)政支農(nóng)占財(cái)政支出的比例均在10%以上。江西省農(nóng)業(yè)貸款1980年至2011年呈明顯上升趨勢(shì)，1980年農(nóng)業(yè)貸款為3.29億元，占當(dāng)年總貸款的6%，2011年農(nóng)業(yè)貸款上千億元，占總貸款的10.83%。從2005年后，農(nóng)業(yè)貸款占總貸款的比例一直達(dá)10%以上。江西省農(nóng)民自主投資在1980年~2011年呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢(shì)。1980年，農(nóng)民自主投資僅有2.5億元，但到2011年達(dá)到了333.67億元，增長(zhǎng)約133.5倍。1980年~2011年，江西省農(nóng)民人均純收入呈顯著上升趨勢(shì)，見圖2。1980年農(nóng)民人均純收入只有181元，到1994年突破了1000元，2011年則高達(dá)6892元，在31年中增長(zhǎng)近38倍。從圖2可以明顯看出，2004年之后江西省農(nóng)民人均純收入呈顯著增長(zhǎng)。由于江西省從2005年開始全面取消了農(nóng)業(yè)稅，為了考察農(nóng)業(yè)稅取消前后財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的影響，本文接下來分農(nóng)業(yè)稅取消前﹙1980年~2004年﹚與農(nóng)業(yè)稅取消后﹙2005年~2011年﹚兩個(gè)階段進(jìn)行分析。﹙二﹚單位根檢驗(yàn)為了防止虛假回歸，在進(jìn)行變量協(xié)整回歸前，需要對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用ADF對(duì)有關(guān)數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果見表1。表1單位根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示：﹙1﹚農(nóng)業(yè)稅取消前﹙1980年~2004年﹚：原序列LnX1的一階差分序列DLnX1的ADF值小于1%置信水平的臨界值，LnY、LnX2、LnX3的一階差分序列DLnY、DLnX2、DLnX3均小于10%置信水平的臨界值。因此，在10%的統(tǒng)計(jì)水平上，一階差分序列均屬于平穩(wěn)序列。﹙2﹚農(nóng)業(yè)稅取消后﹙2005年~2011年﹚：LnY、LnX1、LnX2、LnX3的一階差分序列分別通過了臨界水平1%、5%、10%、5%的ADF單位根檢驗(yàn)，因此，在10%的統(tǒng)計(jì)水平上，其一階差分序列也均屬于平穩(wěn)序列。﹙三﹚協(xié)整檢驗(yàn)由于時(shí)間序列LnY、LnX1、LnX2、LnX3均是平穩(wěn)的一階單整序列，因此它們之間可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。在計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論中，對(duì)經(jīng)濟(jì)變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)通常用的方法是E−G兩步法、Pesaran−Shin的ARDL法以及Johansen檢驗(yàn)方法。下面運(yùn)用E−G兩步法來檢驗(yàn)LnY、LnX1、LnX2、LnX3序列之間的協(xié)整關(guān)系。由于兩步法中的第一步單整檢驗(yàn)在前文已經(jīng)完成，因此接下來要做的第二步就是建立相關(guān)協(xié)整方程，并對(duì)其殘差做相應(yīng)的單位根檢驗(yàn)。1.LnY、LnX1、LnX2、LnX3的協(xié)整方程以LnY為被解釋變量，LnX1、LnX2、LnX3為解釋變量，其協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如下表2。﹙1﹚農(nóng)業(yè)稅取消前﹙1980年~2004年﹚的回歸方程為：LnY=4.5283+0.0408LnX1+0.4446LnX2+0.1886LnX3﹙13﹚從﹙13﹚式可以看出，在農(nóng)業(yè)稅取消之前，財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸、農(nóng)民自主投資與農(nóng)民人均純收入彈性分別為0.0408、0.4446、0.1886，這說明在1980年~2004年財(cái)政支農(nóng)每增加1%，只能引起農(nóng)民人均純收入增加0.0408%；而農(nóng)業(yè)信貸增加1%可引起農(nóng)業(yè)人均純收入增加0.4446%；同時(shí)農(nóng)民自主投資增加1%會(huì)引起農(nóng)民收入增加0.1886%。因此，在1980年~2004年間農(nóng)業(yè)稅取消前，江西省財(cái)政支農(nóng)資金的配置效率較低，而農(nóng)業(yè)信貸、農(nóng)民自主投資的配置效率相對(duì)較高，對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)發(fā)揮著重要作用。﹙2﹚農(nóng)業(yè)稅取消后﹙2005年~2011年﹚的回歸方程為：LnY=5.3715+0.1696LnX1+0.3555LnX2+0.1617LnX3﹙14﹚從﹙14﹚式可以發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)業(yè)稅取消之后，財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸、農(nóng)民自主投資與農(nóng)民人均純收入之間的彈性分別為0.1696、0.3555、0.1617。這說明農(nóng)業(yè)稅取消后，財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸、農(nóng)民自主投資每增加1%可引起農(nóng)民人均純收入分別增加0.1696%、0.3555%、0.1617%。可見，相比農(nóng)業(yè)稅取消前，農(nóng)業(yè)稅取消后財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)發(fā)揮了積極作用。2.殘差穩(wěn)定性檢驗(yàn)為了能確定殘差檢驗(yàn)的類型，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定其滯后期為0，因此，檢驗(yàn)類型為﹙0，0，0﹚。從表3可以看出：農(nóng)業(yè)稅取消前后的ADF統(tǒng)計(jì)量分別為−2.4343、−2.8661，其在5%水平上均是顯著的，說明殘差序列均是平穩(wěn)的，因此可以拒絕零假設(shè)，也由此可以認(rèn)為農(nóng)業(yè)稅取消前后解釋變量與被解釋變量存在相互協(xié)整關(guān)系，即農(nóng)民人均純收入與財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸和農(nóng)民自主投資之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。﹙四﹚建立誤差修正模型誤差修正模型﹙ECM﹚，又稱為DHSY模型，它是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo在1978年提出來的一種具有特定形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型［20］。由于LnY、LnX1、LnX2、LnX3之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，表明農(nóng)民人均純收入、財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)民自主投資之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，所以這些經(jīng)濟(jì)變量之間可以建立誤差修正模型，以分析它們之間短期的互動(dòng)影響以及相互調(diào)整速率。1.農(nóng)業(yè)稅取消前﹙1980年~2004年﹚的誤差修正模型：ΔLnYt=0.103+0.029ΔLnX1t+0.201ΔLnX2t+0.107ΔLnX3t−0.248﹙LnYt−1−4.528−0.041LnX1t−1−0.445LnX2t−1−0.189LX3t−1﹚+εt﹙15﹚﹙15﹚式中ecmt−1系數(shù)為−0.248，符合一般反向修正機(jī)制的原則。回歸結(jié)果表明財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸和農(nóng)民自主投資對(duì)農(nóng)民人均純收入存在正向影響，但財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民人均純收入短期影響依然較弱。同時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)短期調(diào)整系數(shù)較顯著，表明每年實(shí)際發(fā)生的農(nóng)民人均純收入與其長(zhǎng)期均衡值的偏差中的約24.8%將被修正。2.農(nóng)業(yè)稅取消后﹙2005年~2011年﹚的誤差修正模型：ΔLnYt=0.130+0.071ΔLnX1t+0.121ΔLnX2t+0.063ΔLnX3t−0.223﹙LnYt−1−5.371−0.170LnX1t−1−0.355LnX2t−1−0.162LX3t−1+εt﹙16﹚﹙16﹚式中ecmt−1系數(shù)為−0.223，符合一般反向修正機(jī)制的原則。回歸結(jié)果表明，財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸和農(nóng)民自主投資的短期變動(dòng)對(duì)農(nóng)民人均純收入存在顯著的正向影響。同時(shí)，在短期調(diào)整系數(shù)顯著的情況下，每年實(shí)際發(fā)生的農(nóng)民人均純收入與其長(zhǎng)期均衡值的偏差中的約22.3%將被修正。﹙五﹚Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)Granger因果關(guān)系主要用來檢驗(yàn)?zāi)骋唤?jīng)濟(jì)變量的所有滯后項(xiàng)是否對(duì)其他經(jīng)濟(jì)變量的本期值存在顯著影響。如果存在顯著影響，那么該經(jīng)濟(jì)變量就是其他經(jīng)濟(jì)變量的Granger原因；如果不存在顯著影響，那么該經(jīng)濟(jì)變量就不是其他經(jīng)濟(jì)變量的Granger原因。其檢驗(yàn)結(jié)果如表4。1.農(nóng)業(yè)稅取消前從表4可以看出，在10%的顯著性水平上，在滯后2期，江西省財(cái)政支農(nóng)是農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的Granger原因。這說明，1980年~2004年的財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)起著微弱的作用。在5%的顯著性水平上，在滯后2期，江西省農(nóng)民人均純收入與農(nóng)業(yè)信貸之間存在著單向的Granger因果關(guān)系，即農(nóng)業(yè)信貸是農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的Granger原因，說明農(nóng)業(yè)信貸的變動(dòng)在滯后2期對(duì)當(dāng)期農(nóng)民人均純收入的變化有較強(qiáng)的解釋能力，從而揭示了增加農(nóng)業(yè)信貸對(duì)提高農(nóng)民人均純收入起著重要的促進(jìn)作用。同時(shí)，在5%的顯著性水平上，江西省農(nóng)民人均純收入與農(nóng)民自主投資之間存在著Granger因果關(guān)系，即在滯后2期，江西省農(nóng)民自主投資是農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的Granger原因。但我們發(fā)現(xiàn)，隨著滯后期增加，這種解釋能力也在逐漸減弱。2.農(nóng)業(yè)稅取消后從2005年~2011年，由于時(shí)間序列較短，故Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)效果并不十分理想，只能進(jìn)行滯后1期的因果檢驗(yàn)。從表4可以大體看出，滯后1期的財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸均是農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的Granger原因，但農(nóng)民自主投資不是農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的Granger原因，這可能是由于農(nóng)民自主投資在太短時(shí)間內(nèi)還不能發(fā)揮增收作用所致。﹙六﹚脈沖響應(yīng)函數(shù)在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)變量的計(jì)量分析中，脈沖響應(yīng)函數(shù)是用于衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)沖擊對(duì)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)變量現(xiàn)在和未來取值影響的變動(dòng)軌跡，從而能夠較直觀地反映出各經(jīng)濟(jì)變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用以及有關(guān)效應(yīng)。分析農(nóng)民人均純收入與財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸、農(nóng)民自主投資之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)可進(jìn)一步分析各經(jīng)濟(jì)變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。由于農(nóng)業(yè)稅取消后相應(yīng)各經(jīng)濟(jì)變量序列過短，因此，本文不單獨(dú)對(duì)農(nóng)業(yè)稅取消后時(shí)間序列進(jìn)行單獨(dú)的脈沖響應(yīng)分析，而直接分析1980年~2011年的農(nóng)民人均純收入與財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸、農(nóng)民自主投資之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)。如圖3所示，用橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)﹙單位：年﹚，其中實(shí)線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，虛線代表正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。圖﹙a﹚−圖﹙c﹚分別反映了在受到財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸和農(nóng)民自主投資一個(gè)正標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，農(nóng)民人均純收入的脈沖響應(yīng)情況。從中可以看出：農(nóng)民人均純收入對(duì)財(cái)政支農(nóng)正標(biāo)準(zhǔn)差新息響應(yīng)很弱，并最終收斂于0，這也進(jìn)一步驗(yàn)證了農(nóng)業(yè)稅取消前財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民人均純收入影響很小的事實(shí)。農(nóng)民人均純收入對(duì)農(nóng)業(yè)信貸沖擊的響應(yīng)在1~5期正響應(yīng)逐漸增強(qiáng)，5~6期達(dá)到最強(qiáng)，然后逐漸收斂，表明江西省農(nóng)業(yè)信貸對(duì)農(nóng)民人均純收入呈正向促進(jìn)作用，這與現(xiàn)實(shí)也是相符的。因?yàn)檗r(nóng)民取得信貸后，把信貸資金轉(zhuǎn)變成農(nóng)業(yè)實(shí)物投資再到增加農(nóng)業(yè)收入需要一個(gè)過程，因而農(nóng)業(yè)信貸對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)作用必然存在著時(shí)滯，這里正好驗(yàn)證了這一點(diǎn)。農(nóng)民人均純收入在受到農(nóng)民自主投資的沖擊后，其正響應(yīng)在1~3期逐漸增強(qiáng)，第3期達(dá)到最強(qiáng)狀態(tài)，但總體正響應(yīng)不如農(nóng)業(yè)信貸對(duì)農(nóng)民人均純收入的正響應(yīng)強(qiáng)。這說明，1980年~2011年在影響農(nóng)民人均純收入的因素方面，農(nóng)業(yè)信貸比農(nóng)民自主投資所起的作用更大，這與協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果是一致的。圖﹙d﹚−圖﹙f﹚分別反映了農(nóng)民人均純收入一個(gè)正標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸、農(nóng)民自主投資的影響。在受到?jīng)_擊后，財(cái)政支農(nóng)的總響應(yīng)非常弱，幾乎為0，這與前面Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果是一致的；農(nóng)業(yè)信貸的正響應(yīng)在1~3期逐漸增強(qiáng)，第4期達(dá)到最強(qiáng)并逐步趨穩(wěn)；農(nóng)民自主投資在1~3期的正響應(yīng)逐漸增強(qiáng)，第4期達(dá)到最大，隨后逐漸衰減，到第9期呈現(xiàn)出穩(wěn)定收斂跡象。

﹙一﹚結(jié)論1.協(xié)整檢驗(yàn)表明：﹙1﹚江西省財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)民自主投資對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)具有正向作用。財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)民自主投資每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，分別可引起農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)0.0408、0.4446、0.1886個(gè)百分點(diǎn)。這說明在農(nóng)業(yè)稅取消前，在促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的因素中，農(nóng)業(yè)信貸發(fā)揮著更為重要的作用，其次是農(nóng)民自主投資，而財(cái)政支農(nóng)僅起著微弱作用。因此在農(nóng)業(yè)稅取消前，江西省財(cái)政支農(nóng)資金的配置是沒有效率的。﹙2﹚農(nóng)業(yè)稅取消后，財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)民自主投資每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，可以引起農(nóng)民人均純收入分別增長(zhǎng)0.1696、0.3555、0.1617個(gè)百分點(diǎn)。這表明在農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)中，農(nóng)業(yè)信貸依然發(fā)揮著比其他兩者更為重要的作用。但同時(shí)也看到在農(nóng)業(yè)稅取消后，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)也發(fā)揮了重要作用，這說明取消農(nóng)業(yè)稅一方面直接促進(jìn)了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)，另一方面也調(diào)動(dòng)了農(nóng)民的積極性，間接地提高了財(cái)政支農(nóng)對(duì)促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)作用的發(fā)揮。2.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明：﹙1﹚農(nóng)業(yè)稅取消前，滯后期數(shù)為2時(shí)，在5%的顯著性水平上，農(nóng)業(yè)信貸和農(nóng)民自主投資均是農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的Granger原因。滯后期數(shù)為2時(shí)，在10%的顯著性水平上，江西省財(cái)政支農(nóng)是農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的Granger原因。﹙2﹚農(nóng)業(yè)稅取消后，滯后期數(shù)為1時(shí)，財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸均是農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的Granger原因，但農(nóng)民自主投資不是農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的Granger原因。3.脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)表明：江西省農(nóng)民人均純收入與農(nóng)業(yè)信貸、農(nóng)民自主投資之間存在著較為顯著的動(dòng)態(tài)路徑，且存在著一定的時(shí)滯，這是由于農(nóng)業(yè)信貸資金、農(nóng)民自主投資資金轉(zhuǎn)化為實(shí)物資本均需要一定的時(shí)間，從而其對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)存在著滯后性。但脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)表明，農(nóng)業(yè)稅取消前，江西省財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的作用不太明顯，財(cái)政支農(nóng)資金的配置缺乏效率。﹙二﹚啟示1.加大財(cái)政支農(nóng)力度，優(yōu)化財(cái)政資金配置，提高支農(nóng)效率。1980年~2011年江西省財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)總體上支持不力，揭示出進(jìn)一步改進(jìn)與優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)的緊迫性。尤其是在農(nóng)業(yè)稅取消前，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于農(nóng)業(yè)信貸。農(nóng)業(yè)稅取消后，雖然財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的作用得到加強(qiáng)，但依然小于農(nóng)業(yè)信貸對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)的作用，這必然有悖于政策的初衷，說明江西省財(cái)政資金配置效率依然低下，因此提高財(cái)政支農(nóng)資金配置效率對(duì)于一個(gè)農(nóng)業(yè)大省來說是一項(xiàng)非常緊迫的任務(wù)。當(dāng)前應(yīng)做好以下幾個(gè)方面的工作：第一，政府應(yīng)該建立長(zhǎng)期穩(wěn)定的財(cái)政支農(nóng)資金增長(zhǎng)機(jī)制，確保財(cái)政支農(nóng)資金的增長(zhǎng)速度大于財(cái)政支出的增長(zhǎng)速度。第二，優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)，特別是要加大財(cái)政對(duì)農(nóng)村專業(yè)合作組織的扶持力度，減少農(nóng)業(yè)行政事業(yè)單位的事業(yè)費(fèi)開支。第三，財(cái)政支農(nóng)資金的配置一定要與有利于農(nóng)業(yè)、農(nóng)副業(yè)等產(chǎn)業(yè)發(fā)展相聯(lián)系，大力扶持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，真正做到為農(nóng)民增產(chǎn)增收服務(wù)。第四，加強(qiáng)農(nóng)村水利、電力、交通等基礎(chǔ)設(shè)施的財(cái)政支農(nóng)投入，為農(nóng)民增收創(chuàng)造有利條件。第五，加強(qiáng)對(duì)財(cái)政支農(nóng)資金的監(jiān)管力度，提高財(cái)政支農(nóng)資金的使用效率。2.進(jìn)一步加大農(nóng)業(yè)貸款扶持農(nóng)業(yè)的力度，促進(jìn)農(nóng)民收入的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。以上研究表明，農(nóng)業(yè)信貸對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)作用最大，這說明在1980年~2011年江西省農(nóng)業(yè)信貸力度較大，且信貸資金配置是有效的。因此，第一，應(yīng)繼續(xù)加大信貸支持力度，突出信貸支持重點(diǎn)，對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目資金應(yīng)優(yōu)先安排。第二，應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)業(yè)信貸風(fēng)險(xiǎn)控制，實(shí)施“政府+農(nóng)戶”、“保險(xiǎn)+農(nóng)戶”、“農(nóng)戶+農(nóng)戶”、“政府+企業(yè)”、“銀行+保險(xiǎn)”的農(nóng)業(yè)信貸保險(xiǎn)模式，從而增強(qiáng)農(nóng)業(yè)抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力，確保農(nóng)業(yè)信貸穩(wěn)步促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展。3.加強(qiáng)農(nóng)民自我資金積累，加大農(nóng)民自主投資。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民自我積累資金在農(nóng)民收入增長(zhǎng)中也起著重要的作用，因此，要積極引導(dǎo)農(nóng)民自我積累資金對(duì)農(nóng)業(yè)的投入。政府應(yīng)以市場(chǎng)為導(dǎo)向，因地制宜，積極引導(dǎo)農(nóng)民加強(qiáng)自我資金的積累與投入，并積極幫助農(nóng)民解決農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)銷問題。