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       摘 要：通过VAR等模型实证分析1985—2005年农业贷款、农业财政支出、农业集体投资和农户投资对农民收入的影响，发现农业贷款和农业财政支出并未显著促进农民收入增长，也不存在农业贷款、农业财政支出与农民收入间的Granger因果关系。由于农业和工业经济周期的不一致性，以及支农资金在传导过程中耗损、分流严重，最终导致农贷与财政支农资金的低效率。计量结果的潜在原因包括农贷与农业财政支出规模不足以实现农业部门的结构与规模经济效应。提高农业投资收入效应的根本出路是寻找财政政策与农业信贷政策之间的最佳组合，实现财政支农与农业贷款在增量有效率的农业生产性投入上的最大化分解。
       关键词：农业贷款；农业财政支出；农业投资效率；农民收入；最大化分解
       中图分类号：F323.9 文献标识码：A 文章编号：1672－4283(2008)05－0086－08
       收稿日期：2008－05－15
       基金项目：国家社会科学基金项目（07BJY169）；教育部人文社会科学基金项目（06JA790068）；陕西省社科基金项目（06D005Z）
       作者简介：刘明(1954—)，男，陕西渭南人，陕西师范大学农村发展研究中心教授。
       一、 问题的提出
       我国收入分配关系中最为突出的矛盾是农业与工业、西部与东部的差距在改革以后呈逐渐扩大趋势。区域间的矛盾又主要是城乡之间或者工农业之间矛盾的一种反映，因为在西部农业份额较大，工农业收入差距必然转化成区域间差距。所以，解决工农业两个部门生产、分配关系的失调成为解决国民收入分配关系失调的焦点。(注: 这并不排除缩小区域间差距同时需要加快发展落后地区的第二、三产业。)可以通过中央和地方政府的转移支付在短期——甚至长期改善收入分配格局。但是另一方面，必须通过增加对农业的投入、加快农业结构调整提升农业部门参与经济增长所创造收益的分享能力，突破中西部大片地区仅仅依靠传统种植业和人均一亩方田实现劳动力价值的历史格局。由农民自发诱导的、以联产承包责任制为主要标志的农村改革实际上是向以农户为主体的小生产农业经营方式的一种复归，这种过渡安排是以准“还原”的方式对生产关系的改良，其对农业生产力水平的提高仍然有限，并没有从根本上改变农业生产方式，从而成为对农业部门创造剩余的约束。改变农民的经济生存状态的根本出路在于创新农业基本经济制度，大幅度增加农业部门用于扩大再生产的投资，驱动农业生产要素比例改变，发现、诱导、支持和培育农民企业家，以资本、技术推进农业生产要素的重新组合，从而实现农业生产力水平的提高，使农民收入增加主要来源于农业生产内涵与外延扩张以及市场交换过程。
       进入新千年以后中央政府尤为重视农业、农村和农民问题，直接体现就是政府的各种支农政策，包括农业财政支出和农业贷款等。这些政策举措对农业发展的正向激励如何？是否改善了农业资源以及一般的资源配置，即这些举措是有效率还是非效率的？国内研究农民增收问题多从扩大农业投资的思路加以分析，我们则主要从农业投资的效率角度分析一系列现象（抑或是悖谬）后面所隐含的制约农民增加收入的潜在机理，质言之，试图发现阻碍农业生产力进步的某些重要因素。从社会与经济综合的角度考虑，农业投资效率可以由农业投资与农民收入增长的数量关系加以判断。除了分析集体固定资产投资等变量与农民收入的一般关系之外，本文主要关注：对通过计量方法所发现的农业贷款、农业财政支出与农民收入间的反常关系做何解释？文中使用计量方法得出的结果是农业贷款、农业财政支出对农民增加收入无效。如果根据理论和直觉判断与根据经验验证分析对农业贷款、农业财政支出做出取舍，结果是“非此非彼”或者“亦此亦彼”，所以称其为“悖论”。(注: 这一结果与对中西部地区经济增长和金融相关比率的分析也相抵牾，对1978—2005年数据的分析表明，中西部金融相关比率是经济增长的Granger原因。见宋翠玲：《对我国区际经济与金融差距关联性的实证分析》，《数量经济技术经济研究》2007年第10期。)
       国外学者对相关国家的研究结论存在一定分歧。宾斯瓦格(Binswanger)和汉得克(Khandker)对印度85个农村的调查发现，供给主导型的农业贷款导致了非农就业的迅速增加，在一定程度上提高了农村居民的工资性收入水平。汉得克(Khandker)和法如克(Faruqee)研究了巴基斯坦农业发展银行的农业贷款，发现贷款改善了农户的福利状况。约翰·F·M·斯威宁(Johan F. M. Swinnen)和汉姆斯·R·格尔(Hamish R. Gow)认为信息不对称、逆向选择、道德风险产生了高额交易成本，造成了信贷的低效率。^［1］戴恩(Diagne)和兹勒(Zeller)对马拉维贫困户的研究表明，当农户选择借款时，其农业净产出反而较不借款的农户低。考斯特(Koester)认为转型国家由于缺乏有效的农村金融市场体系，国家财政、金融部门对农村资金的配置是低效率的。杰森(Jensen)的实证研究表明，发展中国家政府主导的农业信贷体系在促进农业投资方面缺乏效率，而发达国家的市场化融资方式和国家的必要干预措施明显更有效。汤森德(Townsend)认为在农业单位缺乏必要的风险管理的情况下，农村金融部门对农业的信贷支持下降，政府推动的农业信贷会增大农村金融风险，效率也是低下的。奥斯本(Theresa Osborne)建立家庭投资动态不确定模型，发现信贷在中短期对生产、消费、生命效用有益，但是这些作用在长期无法得到体现。^［2］
       国内研究也有两种不同观点，郭沛通过研究参与小额信贷项目农户的收入变化评价小额信贷贫困农户的经济影响，使用计量分析发现：小额信贷项目的影响力和贫困农户收入呈正相关关系。^［3］何广文、李莉莉认为农业贷款对于农户收入具有正向的显著影响。^［4］王虎、范从来使用包含政府支出的生产函数模型，认为金融发展通过资本积累、农村人力资本形成、产业结构变动和农村劳动力转移等方式对农民收入有促进作用。^［5］许崇正、高希武使用1980—2002年的数据，分析了农民信贷投资、农民受教育程度、农户的就业结构、农产品价格等因素对农民收入的影响，认为20世纪90年代以来，农村金融未能很好地支持农民增收。^［6］温涛对中国金融发展与农民收入增长进行制度和结构分析，对中国金融整体发展、农村金融发展与农民收入的关系进行实证研究发现，中国金融发展对农民收入增长有显著的负效应(注: 对这一结果的解释应该是：在国家层面的金融发展过程中，农村金融发展存在“结构性金融压制”，农村金融供给相对下降以及农村资金净流出导致农民收入相对下降。同时，农村金融内生发展与农民收入增长之间正向激励应该是可以预期的。)。^［7］朱喜、李子奈采用VEC模型的协整分析，发现在政府主导的指令性信贷模式下，金融机构的农村贷款投入在长期与农民收入、农村投资之间不存在均衡关系，短期也未能有效促进农村投资增加和农民收入增长。^［8］
       我国建国以后尽管不断强调农业是国民经济的基础，但事实上存在“非农偏向”。不过，对通过金融与财政两种渠道向农村注入资金的规模偏小问题需要同时观察到：第一，我国经济体制转型的特征；第二，我国农村生产结构转换以及农产品市场受到第二、三产业发展的约束；第三，传统农业与工业比较必然是劳动力密集型的。所以既要看到改革以后农业投资不足的问题，也不能离开体制与产业特征认识这一问题。许多学者分析政府投资时将农村财政投资占农村GDP比例与城镇财政投资占城镇GDP比例比较作为农业财政投资是否合理的指标，结论必然是政府在农村的投资非常低。(注: 张蕊：《基于城乡统筹的我国投资配置研究》，中国知网：中国博士学位论文全文数据库。)但是其中部分原因是政府对城镇投资主要在工业领域，工业是资本密集型的产业。城镇居民生活来源全部通过财政支出或者市场交换实现，农村相当部分是通过家庭内部剩余安排的。与发达国家政府农业支出比较，我国政府对农业的投资比例也显著偏低，但是应该注意到，我国即使在改革以后很长时期，政府在工业投资领域仍然占有一定份额，这是“公有制偏向”所形成的，这一点与西方国家肯定有差别，但是随着体制变化政府对工业投资曲线自然会下移。类似地，关于农村金融市场充足性问题，不能简单地由比较农村贷款对总贷款占比和农村经济对经济总量占比衡量，原因即在于传统农业是劳动密集型的（这里所谓传统可以包括农业生产方式以及农业产品特征）。(注: 张惠茹：《农村金融市场充足性缺口实证分析》，《广东金融学院学报》2008年第3期。)对两种占比差异要做多角度分析。(注: 应予强调，这里的分析并不意味着否定农村贷款、农业财政支出偏低的事实。本文以后分析也应用到一些简单的数据比较。但是不能由此直接推算、量度农业财政支出和农业贷款的合理规模。)
       
       由于农业投资项目的多样性及复杂性，一些并非完全一致甚至互相矛盾的结论可能起因于不同学者使用方法的不同。已有研究对评判我国农业贷款、农业投资效率具有一定启迪，但是在方法上仍然有改进的空间，有些研究例如许崇正、高希武并没有考虑数据的平稳性，有可能造成虚假回归。^［6］有些研究例如温涛、王煜宇没有考虑价格因素而对数据进行平减，也有可能影响结论的准确性。^［9］王虎、范从来研究中国金融机构信贷比率和证券化比率对农民收入的影响，认为金融机构信贷比率和证券化比率同农民收入有显著的正相关关系。^［5］但是中国城乡金融发展水平差异悬殊，而且城市的金融发展对农民的收入影响是间接的，是通过第二、三产业的发展实现的，所以使用衡量农村金融发展水平的相关指标研究其与农民收入的关系要比使用全国平均金融发展水平指标得到的结论更为准确，也更有说服力。引入农村金融发展指标分析农业投资效率，也是分析验证已有研究结论诸多分歧的必然选择。
       二、 模型设定与数据选取
       任何生产过程都是劳动、技术与生产资料的结合，也即占有一定的投入要素，在一定的技术条件下进行生产。为了分析的简便，暂不考虑技术进步的影响，引入最基本的两要素生产函数模型：
       Ｙ＝ｆ（Ｋ，Ｌ）（1）
       其中Y代表经济总产出，K是资本总投入，L是劳动总投入。我国农业劳动力几乎处于无限供给状态,大量农民的劳动属于“闲置劳动能力”(即劳动的边际生产率等于零)，根据国家统计局农调队的调查结果，1978-2004年我国农村剩余劳动力转移量达到1.2亿。由此我们对模型加以限制，用C表示农业劳动的边际生产率为负时经济体系容纳的最大农业劳动力数量，总产出就只取决于农业资本的投入。模型变成：
       Ｙ＝ｆ（Ｋ）·Ｃ（2）
       模型两边同时除以C得到人均产出模型：
       Ｙ＝ｆ（Ｋ）（3）
       在发展中国家，财政支农政策对促进农业增长具有更为特别的意义，它构成农业投入的主要来源，而且对一些公共农业基础来说，甚至是惟一的来源。^［10］同时考虑到我国农业资金的其他来源包括农业贷款、集体固定资产投资和农户个人投入，所以模型进一步修正为：
       Ｙ＝ｆ（Ｋ１，Ｋ２，Ｋ３，Ｋ４）＝Ｋα１Ｋβ２Ｋλ３Ｋη４（4）
       Ｋ１代表农业财政支出，Ｋ２代表金融机构农业贷款，Ｋ３代表农村集体单位固定资产投资,Ｋ４代表农户固定资产投资。对模型两边同时取对数得：
       ｌｎＹ＝αｌｎＫ１＋βｌｎＫ２＋λｌｎＫ３＋ηｌｎＫ４（5）
       对于农民纯收入这一数量指标，为了剔除其他因素的干扰，我们采用许崇正、高希武区分生产性收入和非生产性收入的方法，即从农民纯收入中扣除财产性和转移性收入。^［6］国家财政用于农业的支出包括支农支出、农业基本建设支出、农业科技三项费用和农业救济费。贷款指标不仅包括农业贷款也包括乡镇企业贷款，农业集体投资采用农村集体固定资产投资指标。为了消除价格影响，以1980年为基期，分别使用农村居民消费价格指数、农业生产资料价格指数、农村固定资产投资价格指数对农民纯收入、农业贷款、农村集体单位固定资产投资和农户个人固定资产投资进行平减。本文分析使用全国总体数据，数据均来源于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》和《中国农村统计年鉴》，数据期间为1980—2005年。
       三、 计量检验
       （一） 变量平稳性检验
       为了避免出现伪回归，需要先对各变量做单位根检验。本文使用迪克(Dickey)和福勒(Fuller)提出的考虑残差项序列相关的ADF单位根检验法检验变量平稳性，对于不平稳变量进行一阶差分处理使之成为平稳时间序列。从表1可以看出，所有变量的原始数据都存在单位根，不能用OLS等经典回归方法直接研究其间的关系。而其一阶差分则至少在5%的显著水平上都是平稳的，也就是说都是一阶单整的。采用SC和AIC准则确定最佳滞后阶数。Y代表农民收入，L代表农业贷款，P代表农业财政支出，T代表集体农业投资，M代表农户投资。
       （二） 协整关系检验
       由于均为一阶单整序列，我们可以用Johansen检验判断它们之间是否存在协整关系。Johansen协整检验也被称作JJ检验（Johansen-Juselius），是一种基于向量自回归（VAR）的检验方法。 JJ检验对系统中所有
       表1 变量的单位根检验变 量检验形式（c,t,k）ADF检验值临界值是否平稳lnY(c,t,1)-3.626 769-4.394 309**不平稳D(lnY)(c,0,1)-4.006 120-3.752 946**平稳lnL(c,t,0)-2.597 818-4.374 307**不平稳D(lnL)(c,0,0)-5.778 250-3.737 853**平稳lnP(c,t,0)-2.340 953-4.374 307**不平稳D(lnP)(c,t,0)-6.124 595-4.394 309**平稳lnT(c,t,1)-3.187 749-4.394 309**不平稳D(lnT)(c,0,1)-3.538 861-2.998 064*平稳lnM(c,t,1)-3.715 157-4.394 309**不平稳D(lnM)(c,0,0)-2.671 494-2.635 542*平稳注：检验形式中c代表截距项， t代表时间趋势项，k表示滞后期，**、*分别代表
       1%、5%显著水平拒绝原假设。
       独立的协整关系做总体分析，不事先假定系统中协整关系的个数，也无需确定对哪一个变量作规范。在检验之前，必须首先确定VAR的结构，根据似然率和AIC准则我们将VAR模型的最优滞后期设定为3,所以检验协整关系时，相应的滞后阶数是2。由于模型的确定性部分的设定形式对结论有重要影响，长期均衡条件可能不存在趋势项，为此选择序列有均值和线性趋势项、协整方程只有截距项的形式进行检验。检验结果见表2。
       表2 变量的协整关系检验零假设协整
       向量数目特征值迹统计量临界值5%显著水平10%显著水平00.983 642221.577 4069.818 890.000 0至多1个0.918 949126.977 2047.856 130.000 0至多2个0.891 66069.185 5729.797 070.004 4至多3个0.489 79318.068 4515.494 710.020 0至多4个0.106 5342.590 883.841 470.107 5由表2可知，协整检验表明在1980—2005年的样本区间内，农民收入与农业贷款、农业财政支出、集体农业投资和农户投资之间存在协整关系。根据向量误差修正模型我们得到均衡向量为：
       β′=（1.0000，0.0417，-0.0140，-0.0890，-0.2129）(6)
       则变量间的协整方程为：
       Y=-0.0417L+0.0140P+0.0890T+0.2129M(7)
       因为变量都是对数形式，系数反映了农民收入对各解释变量的长期弹性。农业贷款与农民收入存在负向变动关系，但是其弹性系数很小，说明农业贷款的配置不是有效率的。农业财政支出和农业集体投资虽然与农民收入是正向变动关系，但弹性系数也很小，只有农户投资对农民收入的弹性较大。
       
       （三） Granger因果检验
       协整检验只是判断变量间是否存在长期稳定的相关均衡关系，要判断变量之间是否构成因果关系则要进行格兰杰(Granger)检验。首先确定VAR的滞后阶数，根据AIC准则选择3阶滞后。VAR模型如下：
       ΔＹｔ＝０．０４５ΔＹｔ－１＋０．５４７ΔＹｔ－２－０．３２７ΔＹｔ－３＋０．３２７ΔＬｔ－１－０．０５１ΔＬｔ－２－０．０２８ΔＬｔ－３－
       ０．０６３ΔＰｔ－１－０．０３３ΔＰｔ－２＋０．０３７ΔＰｔ－３＋０．０９０ΔＴｔ－１＋０．０１８ΔＴｔ－２＋０．０２６ΔＴｔ－３＋
       ０．３７２ΔＭｔ－１－０．７１１ΔＭｔ－２＋０．２８８ΔＭｔ－３＋０．００５（8）
       基于得到的VAR模型分析各变量之间的Granger关系。（见表3 ）
       Granger因果检验显示，只有农业集体固定资产投资构成了农民收入增长的原因，而农业贷款、农业财政支出和农户投资并没有构成农民收入增长的Granger原因。
       （四） 脉冲响应分析
       Johansen检验和格兰杰检验只能说明变量之间的关系，但不能说明这种关系的强度。为了进一步分析对农民收入的影响，我们根据VAR模型所特有的动态性质，利用脉冲响应函数分析农业财政支出、农业贷款、集体农业投资和农户投资是如何通过模型系统影响农民收入的，利用方差分解分析每个结构冲击对内生变量变化的贡献度。图1横轴表示冲击作用的滞后阶数，纵轴表示农民收入的增长率变化，实线代表脉冲响应函数曲线，虚线为脉冲响应函数值加减两倍标准差的置信带，滞后期为3。图2横轴表示滞后时间数，纵轴表示该变量对农民收入变动的贡献率。
       表3 DlnY与其他变量的格兰杰因果关系检验结果变量零假设最优滞后期样本个数F统计值概 率D(lnL)D(lnP)D(lnT)D(lnM)D(lnL)不是D(lnY)的格兰杰原因1240.771 120.389 81D(lnY)不是D(lnL)的格兰杰原因3225.436 090.009 87D(lnY)不是D(lnP)的格兰杰原因1240.747 930.396 90D(lnY)不是D(lnP)的格兰杰原因2232.646 810.098 25D(lnT)不是D(lnY)的格兰杰原因3224.484 390.019 46D(lnY)不是D(lnP)的格兰杰原因3220.406 260.750 71D(lnM)不是D(lnY)的格兰杰原因2231.914 230.176 30D(lnY)不是D(lnM)的格兰杰原因1240.253 560.619 82
       图1 累积脉冲响应图
       a. 农民收入对农业贷款的响应；b. 农民收入对农业财政支出的响应；
       c. 农民收入对集体农业投资的响应；d. 农民收入对农户投资的响应图2 方差分解图
       a. 农业贷款对农民收入的贡献率；b. 农业财政支出对农民收入的贡献率；
       c. 集体农业投资对农民收入的贡献率；d. 农户投资对农民收入的贡献率从图1中可以看到除农业贷款外，农民收入对农业财政支出、集体农业投资和农户投资的冲击响应均是正向的，而且对集体农业投资冲击的响应最强，而对农业贷款的响应由开始的略微负向后转为正响应。由图2可以看出不考虑农民收入自身的贡献率，集体农业投资对农民收入变动的贡献率最大，农业财政支出次之，而农业贷款和农户投资的贡献率较小。
       四、 对计量结果的解释
       现阶段信贷资金对农业投入已超过农业财政支出而成为农业部门主要的投资主体，但农业贷款和农业财政支出都没有成为农民收入增加的原因，为什么会出现与理论逻辑和直觉相背离的结果呢？我们对农业财政支出和农业贷款的低效率以及农业集体固定资产投资对农民收入的作用机制做如下分析：
       （一） 农业贷款产生负向冲击的根本原因在于经济周期因素
       改革以后，我国经济总量中农业构成不断下降，建国以后到改革初期所能观察到的国民经济总体呈现出农业生产主导经济周期的情况。到20世纪90年代，这种情况已经发生实质改变。但同时，宏观货币调控主要根据工业部门的经济活动决定调节方向。由于农业经济活动的自身周期变化与工业主导的总量周期存在不一致性，所以当货币政策紧缩时抑制了农业内部正常的调整，对农民收入增长形成抑制。尤其是，我国农业贷款主要集中在短期生产资料贷款或流动资金贷款，加之农业生产的季节性因素，这就有可能导致农业投资期面临较高的价格水平，等到收获期却面临信贷紧缩和价格相对下降的风险，从而信贷活动成为抑制农民收入增长的一个因素。农业信贷即使本身有可能引起农民收入增加，但是在运行方向上与总的信贷活动基本是不一致的，因而在计量上表现为对农民收入增长的负向冲击效应。
       （二） 集体固定资产投资贡献率显著符合事实因果关系
       原因是集体固定资产投资相对集中于乡镇企业，而乡镇企业发展与附近地区甚至外部地区农村劳动力就业机会、农户非农收入密切相关。加之，乡镇企业中相当数量实际上是当地农民兴办的私人企业，其固定资产投资的收益可以直接反映为农民收入增加。进而，由于传统农业部门的种植业投入在我国无论改革前后都有很高机会成本，当投资转向乡镇企业后实际上意味着农业部门内生的“产业投资”，或者现代农业具有非传统的农业产业化投资特征，对增加农民收入必然更为有效。(注: 根据课题组在陕西铜川的调研，农民投资林果的收入可达种植粮食作物收入的5倍以上。栽植大樱桃每亩地纯收入可以达到3万元，可持续5年期间。)需要注意的是，近些年传统意义的“乡镇企业”已经发生若干变化：原来意义上的乡镇企业是集体企业，但集体投资已经相对下降；农民私人企业初期假借“集体”名义投资是为了“套取”税收等政策优惠，至今已经与集体企业混同。以农民身份创办的私人企业已经被统计入乡镇企业。
       （三） 农业财政支出漏损严重，支农资金配置结构不合理
       近些年我国财政用于农业支出绝对量增加,但同时财政支农支出占财政总支出比重有下降趋势。1979—2005年我国财政用于农业基本建设支出占财政支出的比重总计下降了5.6个百分点。当代发达国家如美国、法国用于农业的拨款占财政支出的比重一般在12%—13%，甚至高达20%，而中国大部分年份在7%—8%。(注: 估计不同国家和地区会普遍经历这一过程。我国台湾地区上世纪50—80年代农业投资占总投资从24.5%下降到3.3%(参见郑家驹：《台湾农业投资问题剖析》，《台湾农业情况》1992年第3期)。政府财政“重工轻农”的原因可能是追求经济与政治利益的最大化，当非农部门政府支出边际收益下降，并且不能补偿农业部门脆弱导致的边际成本时，公共财政职能就会转向重视农业投资。此外，与城市比较，农村在与政府讨价还价的博弈中处于极度分散状态，缺乏空间优势。)尤其值得关注的是，据国务院发展研究中心的调查,我国财政支农资金有70%左右用于农业单位的人员和机构经费, 且这一比例还在逐年上涨，用于农业基本建设的资金很少。支农资金到位率低，在现行体制下普遍存在着中间环节多、资金在途时间长的问题。财政农业支出资金预算执行缓慢且年度内支农资金支出不平衡等问题相当突出。据统计,国家财政对农业的投入一般有30%左右的资金不能及时到位或根本不到位。农业支出中用于流动资金的多,用于基本建设的少；用于非农生产的多,用于农业生产的少;用于经营性的项目多,用于农业科技的投入少；一般性项目投入的多,技术含量高的深加工项目少。^［11］李焕彰、钱忠好研究了农业产值与农户上年人均纯收入、农业科技三项费用、农业基本建设支出、支援农村生产支出和农村水利、气象等部门的事业费之间的关系，结果表明中国财政农业支出项目中，边际产出效应最高的为科技三项费用，基本建设次之，生产性支出和事业费最低。^［10］而我国科技支出在农业总支出的比重一直极低，1986—2005年间基本在1%左右，其中1986年最高也仅为1.46%。而农业科技成果的推广应用率仅约为20%—30%，真正成效显著，形成规模化、产业化的技术不到5%。
       
       （四） 正规农村金融机构运作效率低，农业贷款支农效果有限
       1. 农村金融机构由于产权原因运行效率低
       20世纪80年代以来，我国农业的首要目标一直是增产，保障全国的粮食供应，解决十几亿人的温饱，而农民的增收并没有被重点关注，或者认为增产就必然带来了增收（近几年情况有所变化）。农信社的定位虽然属于合作组织，产权归社员所有，但实际情况是农信社出资人的产权并不完全，出资人没有管理权，农信社既没有成为完全意义的合作组织也没有发展成为真正的商业银行，而是逐渐演变为准国有、准政策性金融机构；农发行与农业银行属于公有产权，国家色彩浓厚。各金融机构将对农贷款看作是国家交给自己的政治任务，是国家安抚农民保障粮食供应维护社会稳定的重要工具，因此将关注点放在了是否发放贷款和发放贷款的账面数量上，而忽视了对贷款的管理。农发行成立仅4年后，其经营业务就转为单一的粮棉油收购资金封闭管理, 实际上成为粮棉油收购部门的“财务总管”,相关客户范围也局限于国有粮棉油经营企业。粮棉油企业是独立的经济法人，有权独立进行业务经营管理。政策性收购贷款发放后，资金运用的主动权掌握在企业手中，部分企业采取多头开户、销售款不进帐、贷款不归还等方式，直接将政策性收购资金挪作他用。甚至有部分国有粮食企业暗中压低粮食收购价格，这种间接补贴的方式，使农户的实际得益较少，反而使国有粮食企业自身得到了不少利益，结果使国家的粮食补贴几乎都沉积于粮食流通领域。
       2. 农业贷款转化为农业投资的比率低，农村资金外流分流严重
       农业贷款转化为农业投资的比率20世纪80年代长期在10%以下，最低5%；20世纪90年代后期有所上升，最高也仅在15%左右。由于正规金融机构的垄断性产权，国有金融机构为了获取更高的利润，将一部分农业资金转移到城市，例如，2004年3月中国人民银行公布了当年1—2月份的金融运行情况，其中的统计数据显示，农业贷款增长迅速，头两个月增加了802亿元，同比多增加304亿元。而国家统计局发布的固定资产投资情况称，2004年1—2月份的农业投资只有10亿元，同比下降了25.1%。两个数据一经对比，就会发现有高达数百亿的农业贷款并没有用在农业投资上。792亿元的农业贷款“失踪”，专家估计可能流入热点行业。实证研究表明，农村资金净外流和农村居民收入存在相关性,农村资金每净流出10亿元，农村居民家庭人均年收入减少95元，按照目前的资金净流出量，农村居民家庭收入实际上减少大约1 000元。^［12］资金外流极大地损害了农村经济可持续发展的基础，部分地消解了农村居民有限的收入水平提高带来的消费效应和投资效应，导致对农业和农村实体生产投入不足，制约了对农业新技术推广和农业结构的调整，难以实现农民收入的持续提高。
       五、 结论与政策建议
       经济计量分析的直接结果并不能形成客观的分析结论，也未必意味着某些事实上的因果关系。
       (一) 主要结论
       综合计量检验与我国农业发展的实际轨迹可以得出如下结论：
       1. 农业贷款对增加农民收入的贡献以优化结构和规模效应为前提
       农业贷款如果集中在农户的消费领域，包括发生在医疗、教育等非生产范围，而不是主要投向生产领域，或者即使向农户提供生产性贷款，但却局限于传统的种植业流动资金，结果仅能帮助维持简单再生产。这些均难以产生农业生产的结构调整效果，也不能导致农业的规模经济和生产力水平提高，所以不能显示出明确的增加农民收入效应，尽管不排除向简单小生产提供农业贷款的必要性。由此表明，农业贷款与农业财政支出未如人们预想的那样促进农民收入增加，在很大程度上是由于其规模太小，无法有效覆盖到扩大再生产领域，主要还是“维系生命之水”，对于传统农业向现代农业转化需要越过资本“门槛”的紧迫性与必要规模犹如望梅止渴、扬汤止沸。当然，医疗与教育信贷从长期而论对农村人力资本积累具有积极意义。(注: 课题组2007年7月在陕西铜川、2008年5月在陕南安康的调研表明，农户信贷主要集中在建房等消费领域。两地2006年金融机构66笔借款中仅有19笔用于生产，消费借贷中12笔用于建房；2007年金融机构20笔借款中有6笔用于生产，消费借贷中7笔用于建房。存在对养殖业大户的农贷支持，但基本还是一种偶然的情况，相对农户总体而论比率很低。)
       2. 农业财政支出没有从根本上改变农业生产条件
       现代财政有三大经济（社会）功能：促进公平分配、资源再配置和经济稳定。客观说来，我国在上世纪90年代以后财政职能在以上几个领域均有加强，但就改革以来总时期看，至少在农业经济、农村社会发展的中观层次上，现代财政的第一、二两种职能没有很好发挥。例如，仅有的农业转移支付在实际流转中被农业税费负担所冲销，农业领域基础设施投资存在政府退出问题，尤其表现为农村水利设施损毁、退化。直接影响是农业生产条件没有发生显著改变，以家庭为单位的农业生产自我积累能力薄弱，农户仅有的储蓄资产（存款）被作为“保险内部化”、平滑化因收入流形态波动导致生活消费风险的手段，大多不能用于投资。农户动产、不动产积累的现状使他们无法提供大额农贷的抵押担保，以及自有资本微不足道必然形成对农业信贷规模的约束，进而对传统农业向现代农业的转变产生不利影响。
       3. 农业集体固定资产投资不能作为对农业贷款以及财政支农的替代
       计量分析证实农业集体投资对农民收入增加贡献最为显著，并不说明政策上可以直接着力于提高集体农业投资从而提高农民收入，因为在市场条件下农业集体投资主要是一种内生变量，对这一变量只有通过政策调节诱导才可以产生影响。通过一定途径，农业贷款和财政支农既可以刺激农业集体固定资产投资，也可以提高两种因素自身对增加农民收入的贡献率。
       (二) 相关政策建议
       据上所述，计量结果发现的反理论逻辑以及直觉常识的“悖论”非但不意味着可以废止农贷与农业财政支出，而且需要设法扩大这两种途径对农业部门的资金注入，不过仍需尽一切可能提高农业投资效率。提高农业投资收入效应的根本出路是寻找财政政策与农业信贷政策之间的最佳组合，实现财政支农与农业贷款在增量有效率的农业生产性投入上的最大化分解。
       1. 对农村（准）公共产品生产领域增加财政转移支付规模
       主要包括对生态农业和乡村水利、道路建设等领域的财政支出。我们在陕西安康市的调研发现，退耕还林既使农民得到直接经济利益，又使农村劳动力从贫瘠的土地上解放出来，增加农业劳动力“价值”，同时加快生态环境的恢复。农民期盼延长退耕还林政策时效，并根据实际情况增加退耕还林面积。对原有计划体制下的大型农业水利设施的修复利用，以及类似新的生产、生活用水利设施，都需要发挥公共财政职能。这些能够从根本上改变农业生产条件。
       2. 财政政策介入农业保险和农业贷款担保领域
       目前在这方面已经有所尝试，如财政对养殖户提供保险补贴，地方财政部门也有出资入股组建担保公司的。继续这一努力可以有效地减少农业信贷风险，克服农业贷款规模扩张的障碍，通过农贷、农业投资规模改变引导农业结构调整。
       3. 鼓励农村金融机构积极推进金融创新
       监管部门要适时引导，推动农村信用社和农业银行在涉农信贷中试办新的业务，设计新的抵押担保标的，适时调整贷款额度。可以尝试以农户房屋、生产资料、农作物和林果、非产成品甚至土地使用权作为抵押获得贷款。允许在一定范围打破金融分业经营格局，可以试点以农村金融机构作为主要出资方成立农业担保公司，因为它们具有资金实力，也较为熟悉当地农村的情况。
       
       4. 加快农村金融市场构建，激励乡村金融治理自治
       及时总结农村金融组织的改革试点经验，以市场化为原则，加快适应农村社会经济以及人文特征的多元金融机构的组建。如同乡村治理、村民自治表征着农村领域文明进步一样，适当放松管制，鼓励农村领域中的精英阶层凝聚乡村社会现存的——即使是微弱的合作互助人文优势，集中社区资本积累，有效动员农业储蓄，极大限度形成对原有“存量”金融部门的补充替代；尽快改善、消解农村金融供给不充分甚至空白的瓶颈。这些不仅具有重要的经济涵义，还预示着金融领域的民主治理和文明进步。^［13］
       ［ 参 考 文 献 ］
       ［1］ JOHAN F.M.SWINNEN, HAMISH R.GOW. Agricultural credit problems and policies during the transition to a market economy in Central and Eastern Europe［J］.Food Policy,1999(24):21-47.
       ［2］ THERESA OSBORNE. Credit and risk in rural developing economies［J］.Journal of Economic Dynamics & Control,2006(30):541-568.
       ［3］ 郭沛.中国贫困农户小额信贷研究［J］.社会科学，2001(1):7-11.
       ［4］ 何广文，李莉莉.正规金融机构小额信贷运行机制及其绩效评价［M］.北京：中国财政经济出版社，2005:141-149.
       ［5］ 王虎，范从来.金融发展与农民收入影响机制的研究［J］.经济科学，2006(6):11-21.
       ［6］ 许崇正，高希武.农村金融对增加农民收入支持状况的实证分析［J］.经济研究，2005(9):173-185.
       ［7］ 温涛，冉光和，熊德平.中国金融发展与农民收入［J］.经济研究，2005(9):30-43.
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       ［11］ 李健，史俊通.我国农业投资研究［J］.农业经济问题，2005(9):28-30.
       ［12］ 张国强.农村资金外流与农村经济发展：体制困境与求解路径［J］.农业经济，2006(5):8-9.
       ［13］ 刘明.论合作理性与西部农村金融安排［J］.陕西师范大学学报：哲学社会科学版，2004，33(3):50-52.
       ［责任编辑 蒋万胜］
       An Economic Interpretation of the “Paradox” of Agricultural Loan
       and Financial Expenditure
       LIU Ming, CHANG Jia-sheng
       (Institution of Agricultural Development, Shaanxi Normal University, Xian 710062, Shaanxi)
       Abstract: A VAR-model authentic analysis of the effects of agricultural loan, financial expenditure, collective investment and household investment on the farmer"s income between 1985 and 2005 shows no prominent growth of the farmer"s income promoted by agricultural loan and financial expenditure or Granger relation between agricultural loan and financial expenditure and the farmer"s income. Since the circulating period of agriculture differs from that of industry, the consumption and serious redistribution in the course of transfer resulted in a low efficiency of using agriculture-supporting funds. In order to better the income-increasing effect of agricultural investment, an essential way to follow is to seek a better incorporation between financial policy and policy of agricultural loan so as to maximally resolve agricultural finance and loan in productive investment of agriculture which may effectively increase production.
       Key Words: agricultural loan; financial expenditure of agriculture; efficiency of agricultural investment; the farmer"s income; maximum resolvement
       注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文