郭 震

(1．河南農(nóng)業(yè)大學(xué)，河南鄭州450002;2．河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)，河南 鄭州450009)

近幾年來(lái)，農(nóng)村金融組織為農(nóng)民、農(nóng)業(yè)的發(fā)展提供金融服務(wù)的狀況有明顯的改善，正規(guī)金融組織對(duì)農(nóng)村的覆蓋率明顯提高，農(nóng)業(yè)貸款余額的增長(zhǎng)速度大大快于農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)民純收入的增長(zhǎng)．從農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的關(guān)系來(lái)看，農(nóng)村金融對(duì)于促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和增加農(nóng)民收入具有重要的促進(jìn)作用，而農(nóng)村金融發(fā)展滯后至少是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后的一個(gè)重要影響因素．國(guó)內(nèi)外學(xué)者就金融支持對(duì)農(nóng)民純收入關(guān)系進(jìn)行了諸多實(shí)證，錢永坤等［1］在提取金融相關(guān)比率的基礎(chǔ)上通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)村金融與農(nóng)民收入的格蘭杰因果關(guān)系，以再生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)構(gòu)建了農(nóng)民收入影響因素模型;楊偉［2］通過(guò)對(duì)農(nóng)村信貸投入和農(nóng)民收入增長(zhǎng)進(jìn)行回歸分析和貢獻(xiàn)分析研究農(nóng)村信貸投入對(duì)農(nóng)民收入的影響;張凱等［3］在建立自回歸模型的基礎(chǔ)上運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測(cè)方差分解的方法實(shí)證分析了中國(guó)農(nóng)村信貸投入與農(nóng)民收入之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系;鄭小華［4］研究了金融體制與農(nóng)民增收的關(guān)系;戴曉麗等［5］認(rèn)為金融制度措施是河南省農(nóng)民增收的途徑之一;劉社會(huì)［6］通過(guò)調(diào)研分析了衡陽(yáng)市金融支持農(nóng)民增收的情況．盡管農(nóng)村金融支持與農(nóng)民消費(fèi)關(guān)系也日益受國(guó)內(nèi)學(xué)者及研究人員的關(guān)注，但研究文獻(xiàn)較少．阮鋒兒等［7］利用結(jié)構(gòu)相等模型，對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)、生產(chǎn)性投資與正規(guī)金融借貸關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，得出正規(guī)金融借貸對(duì)農(nóng)民家庭消費(fèi)和住房支出產(chǎn)生影響，相比之下，農(nóng)民純收入的影響不及正規(guī)金融借貸．張凱等［8］通過(guò)對(duì)農(nóng)民消費(fèi)支出與農(nóng)村金融發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)并建立誤差修正模型，得出農(nóng)村人均貸款每增加1%可帶來(lái)農(nóng)民人均消費(fèi)增加0．09%，但農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)民人均消費(fèi)支出的帶動(dòng)作用不顯著．韓秀蘭等［9］利用狀態(tài)空間模型，得出農(nóng)村金融發(fā)展雖然是農(nóng)民消費(fèi)支出的格蘭杰原因，但從狀態(tài)空間模型的輸出結(jié)果來(lái)看，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民人均消費(fèi)支出的拉動(dòng)作用是很微弱的．盧煜雯［10］認(rèn)為金融機(jī)構(gòu)提供的短期農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)民各項(xiàng)生活支出之間均高度相關(guān)，通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)得出農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出是人均短期農(nóng)業(yè)貸款的格蘭杰原因，但人均短期農(nóng)業(yè)貸款對(duì)農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出的作用不顯著．劉純彬等［11］證實(shí)了農(nóng)村金融深化在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)有極強(qiáng)的帶動(dòng)作用但短期并不顯著．本研究利用1990—2009年農(nóng)民生活性消費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)貸款、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款數(shù)據(jù)，根據(jù)格蘭杰(Granger)定理并運(yùn)用EG兩步法建立誤差修正模型，揭示出近20 a來(lái)河南農(nóng)業(yè)貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款對(duì)河南農(nóng)民生活性消費(fèi)的影響及影響的時(shí)效及程度．

1 研究方法

1．1 協(xié)整理論

ENGLE等于1987年提出協(xié)整的概念，從分析時(shí)間序列的非平穩(wěn)性入手，探求非平穩(wěn)變量間蘊(yùn)含的長(zhǎng)期均衡關(guān)系．

假定自變量序列為{x1}，…，{xk}，響應(yīng)變量序列為{yt}，構(gòu)造回歸模型:

若回歸殘差{εt}平穩(wěn)，則稱響應(yīng)序列{yt}與自變量序列{x1}，…，{xk}之間具有協(xié)整關(guān)系．

1．2 ECM 理論

誤差修正模型(Error correction model)簡(jiǎn)稱ECM，最初由HENDRY和ANDERSON于1977年提出，作為協(xié)整回歸模型的補(bǔ)充模型．協(xié)整模型度量序列之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，ECM模型則解釋序列的短期波動(dòng)關(guān)系．為了測(cè)定上期誤差ECMt－1對(duì)當(dāng)期波動(dòng)Δyt的影響，構(gòu)建ECM模型:

式中:β1為誤差修正系數(shù)，表示誤差修正項(xiàng)對(duì)當(dāng)期波動(dòng)的修正力度．誤差修正模型把長(zhǎng)期均衡的項(xiàng)ECM作為解釋變量加入模型當(dāng)中，描述了對(duì)均衡關(guān)系偏離的一種長(zhǎng)期調(diào)節(jié)．在誤差修正模型中，長(zhǎng)期調(diào)節(jié)ECM和短期調(diào)節(jié)Δxt的過(guò)程同時(shí)被考慮進(jìn)去，從而為分析和預(yù)測(cè)有關(guān)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題提供了一種行之有效的方法．

1．3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)證實(shí)了變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)．如果自變量x有助于預(yù)測(cè)響應(yīng)變量y，即根據(jù)y的過(guò)去值對(duì)y進(jìn)行回歸時(shí)，如果再加上x的過(guò)去值，能夠顯著地增強(qiáng)回歸的解釋能力，則稱x是y的Granger原因，否則稱為非Granger原因．其檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑?

式中:εt是白噪聲．檢驗(yàn)x的變化不是y變化的原因，即對(duì) H0:β1=β2=，…，=βq=0進(jìn)行 F 檢驗(yàn)．如果F值大于臨界值就拒絕零假設(shè)H0:x是y的Granger原因，;若F值小于臨界值，則不能拒絕零假設(shè)，這就意味著x不是y的“Granger”原因．

2 變量與模型選擇

2．1 因變量

反映農(nóng)民消費(fèi)支出的水平主要有農(nóng)民人均現(xiàn)金消費(fèi)支出、農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出、農(nóng)民人均消費(fèi)總支出，由于1990—2009年的數(shù)據(jù)分析，農(nóng)民人均現(xiàn)金消費(fèi)支出、農(nóng)民人均消費(fèi)總支出沒(méi)有通過(guò)單位根檢驗(yàn)，因此選擇農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出作為因變量，用以反映農(nóng)民消費(fèi)支出水平．從數(shù)據(jù)上來(lái)看，1997—1998年農(nóng)業(yè)貸款大幅度增加，增加42．74%．但農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出卻減少了2．412%，自1999年后，農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出表現(xiàn)為同期增長(zhǎng)，但農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出的增長(zhǎng)率不及農(nóng)業(yè)貸款．鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款基本與農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出表現(xiàn)為同期增長(zhǎng)，但2005—2006年，農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出表現(xiàn)為增加，而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款為減少．2009年農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款及農(nóng)業(yè)貸款表現(xiàn)為同期增長(zhǎng)．

2．2 自變量

張凱等［3，4］將農(nóng)業(yè)貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款合并，求出人均值作為自變量，本研究為了分別檢驗(yàn)2者對(duì)于農(nóng)民生活性消費(fèi)的影響，分別將人均農(nóng)業(yè)貸款(農(nóng)業(yè)貸款總額/農(nóng)村勞動(dòng)力總數(shù))、人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款(鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款/農(nóng)村勞動(dòng)力總數(shù))作為自變量．從數(shù)據(jù)上看，農(nóng)業(yè)貸款總額是不斷上升，盡管農(nóng)業(yè)貸款增加速度遠(yuǎn)不及工業(yè)和商業(yè)貸款，但農(nóng)業(yè)新增貸款能有效積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展．

2．3 模型選擇

本研究選用模型為:

式中:FEE是反映農(nóng)民生活性消費(fèi)支出水平的指標(biāo)，用農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出來(lái)衡量;LO是描述農(nóng)村金融支持的指標(biāo)之一，用人均農(nóng)業(yè)貸款(農(nóng)業(yè)貸款總額/農(nóng)村勞動(dòng)力總數(shù))來(lái)表示;CO是描述農(nóng)村金融支持的指標(biāo)之一，用人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款(鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款/農(nóng)村勞動(dòng)力總數(shù))表示;Ut為隨機(jī)誤差項(xiàng)．

3 實(shí)證分析

3．1 數(shù)據(jù)處理

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于《2010年河南統(tǒng)計(jì)年鑒》和《河南六十年》．樣本數(shù)據(jù)為1990—2009年的年度數(shù)據(jù)(如表1所示)．為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對(duì)各變量分別取自然對(duì)數(shù)．

表1 河南農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出與農(nóng)業(yè)貸款、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款情況Table 1 Living consumption of rural residents，agricultural loan and loan to rural enterprises in Henan

3．2 單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)(UnitFootTest)是判斷時(shí)間序列平穩(wěn)性最常用的方法．時(shí)間序列平穩(wěn)性的單位根檢驗(yàn)方法主要有DF檢驗(yàn)法、ADF檢驗(yàn)法及PP檢驗(yàn)法等．DF檢驗(yàn)只適用于1階自回歸過(guò)程中的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，但是實(shí)際上大多數(shù)時(shí)間序列不會(huì)是一個(gè)簡(jiǎn)單的AR(1)過(guò)程，為了使DF檢驗(yàn)?zāi)苓m用于AR(P)的過(guò)程的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，對(duì)DF檢驗(yàn)進(jìn)行一定的修正，得到增廣DF檢驗(yàn)，簡(jiǎn)記為ADF檢驗(yàn)．本研究采用ADF檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性．

表2 ADF檢驗(yàn)Table 2 ADF test

從表 2可以看出，ln FEE的 t統(tǒng)計(jì)量值是－1．307 222，大于顯著性水平為5%的臨界值－3．673 616，表明原序列是非平穩(wěn)的．對(duì)序列 ln FEE的一階差分做單位根檢驗(yàn)，t統(tǒng)計(jì)量值是－2．557 056，大于顯著性水平為 5%的臨界值－3．052 169，表明該序列經(jīng)過(guò)一階差分后仍是非平穩(wěn)的．對(duì)序列l(wèi)n FEE二階差分做單位根檢驗(yàn)，得到t統(tǒng)計(jì)量值是－3．746 455，小于顯著性水平為5%的臨界值－1．966 270，表明該序列經(jīng)過(guò)二階差分后是平穩(wěn)的，故ln FEE經(jīng)過(guò)二階差分后平穩(wěn)．對(duì)于序列l(wèi)n LO做二階差分單位根檢驗(yàn)，得到t統(tǒng)計(jì)值是－3．515 359小于顯著性水平為5%的臨界值－1．961 270，表明該序列經(jīng)過(guò)二階差分后是平穩(wěn)的，所以ln LO是二階平穩(wěn)過(guò)程．對(duì)于序列l(wèi)n CO做二階差分單位根檢驗(yàn)，得到的t統(tǒng)計(jì)值是－2．929 857小于顯著性水平為5%的臨界值－1．966 270，表明該序列經(jīng)過(guò)二階差分后是平穩(wěn)的，所以ln CO是二階平穩(wěn)過(guò)程．綜上分析知，在5%的顯著性水平上，序列l(wèi)n FEE，ln CO，ln LO不能拒絕單位根假設(shè)，是不平穩(wěn)的時(shí)間序列，而其一階差分 Δln FEE，Δln CO，Δln LO不能拒絕單位根假設(shè)，是不平穩(wěn)的時(shí)間序列．其二階差分△2ln FEE，△2ln LO，△2ln CO都拒絕了單位根的假設(shè)，是平穩(wěn)的時(shí)間序列．從長(zhǎng)期來(lái)看，3者都呈快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，農(nóng)業(yè)人均貸款與農(nóng)民人均消費(fèi)支出波動(dòng)幅度較接近．

3．3 協(xié)整檢驗(yàn)——長(zhǎng)期均衡關(guān)系檢驗(yàn)

由于所有指標(biāo)變量均為I(2)過(guò)程，可對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析．本研究采用EG因果檢驗(yàn)方法．

第1步:建立響應(yīng)序列與輸入序列間的回歸模型:

第2步:對(duì)回歸殘差序列{εt}進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)．采用單位根檢驗(yàn)的方法來(lái)考察回歸殘差序列的平穩(wěn)性．

利用 Eview5．0 軟件估計(jì) ln CO，ln LO，ln FEE的回歸方程如公式(6)

第3步:對(duì)生成的殘差U進(jìn)行單位根檢驗(yàn)．經(jīng)計(jì)算，ADF= －3．682 230，小于 5% 的臨界值－1．961 409，所以殘差序列是平穩(wěn)的．因此，ln CO，ln LO，ln FEE之間存在協(xié)整關(guān)系．從(5)式可看出，ln CO，ln LO的系數(shù)都為正數(shù)，說(shuō)明ln CO與ln LO與ln FEE成正相關(guān)，即從長(zhǎng)期來(lái)看，農(nóng)村農(nóng)業(yè)貸款、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款對(duì)農(nóng)民人均生活性消費(fèi)支出增長(zhǎng)均有正向作用．農(nóng)村人均農(nóng)業(yè)貸款每增加1%可帶來(lái)農(nóng)民人均生活性消費(fèi)增加0．512%，人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款每增加1%可帶動(dòng)農(nóng)民人均生活性消費(fèi)增加0．161%．但ln CO的系數(shù)未通過(guò)t檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款對(duì)農(nóng)民人均消費(fèi)支出的帶動(dòng)作用不顯著．

3．4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

采用非平穩(wěn)序列下的格蘭杰因果檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4．從表4可看出，在5%的顯著性水平上，農(nóng)業(yè)貸款是農(nóng)民生活性消費(fèi)支出的格蘭杰原因，說(shuō)明農(nóng)業(yè)貸款是農(nóng)民生活性消費(fèi)支出的決定因素，農(nóng)業(yè)貸款變化將會(huì)使農(nóng)民生活性消費(fèi)支出發(fā)生變化，能夠用農(nóng)業(yè)貸款的變化解釋農(nóng)民生活性消費(fèi)支出的變化．農(nóng)業(yè)貸款可促進(jìn)農(nóng)民生活性消費(fèi)支出，而農(nóng)民的生活性消費(fèi)的增加可帶動(dòng)農(nóng)村金融的發(fā)展．在5%的顯著性水平上，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款是農(nóng)業(yè)貸款的格蘭杰原因，說(shuō)明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款能有效刺激農(nóng)業(yè)貸款品種及服務(wù)的多元化，有利于形成農(nóng)業(yè)貸款多元競(jìng)爭(zhēng)局面．另外，從表中可看出，農(nóng)業(yè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款和農(nóng)民生活性消費(fèi)支出之間沒(méi)有因果關(guān)系．由結(jié)果可知，推動(dòng)農(nóng)民生活性消費(fèi)的決定性力量來(lái)自于農(nóng)業(yè)貸款．因此，要充分發(fā)揮現(xiàn)有農(nóng)村金融的支持功能，可考慮調(diào)整農(nóng)貸的額度和期限，適度增加中長(zhǎng)期貸款投放，增強(qiáng)農(nóng)村小額信貸的適用性，進(jìn)一步拓展農(nóng)村消費(fèi)信貸領(lǐng)域，有效拉動(dòng)農(nóng)民生活性消費(fèi)乃至農(nóng)村消費(fèi)．

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Granger causality test

3．5 誤差修正模型——短期動(dòng)態(tài)關(guān)系檢驗(yàn)

ln FEE與ln CO，ln LO之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，根據(jù)Granger定理，如果非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則可建立誤差修正模型來(lái)研究農(nóng)民人均生活性消費(fèi)與農(nóng)業(yè)貸款及鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系．ln FEE為被解釋變量，ln CO，ln LO及其各階滯后項(xiàng)為解釋變量，利用Eview5．0軟件建立農(nóng)民人均生活消費(fèi)的對(duì)數(shù)序列l(wèi)n FEE的誤差修正模型:

模型求解結(jié)果如表5所示．

表5 誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果Table 5 The results of error correction model

從方程結(jié)果可看出，農(nóng)民生活性消費(fèi)支出在短期內(nèi)的變動(dòng)．在上述誤差修正模型中，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修復(fù)機(jī)制．誤差修正系數(shù)的大小反映了短期偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，誤差修正為－0．186 738說(shuō)明調(diào)整力度很小;ln FEE(－1)的系數(shù)為 1．327 217，t統(tǒng)計(jì)值為 7．255 400，說(shuō)明農(nóng)民生活性消費(fèi)支出自身滯后一期的數(shù)值對(duì)本期有顯著的正向影響;農(nóng)業(yè)貸款對(duì)農(nóng)民生活性消費(fèi)支出的影響在第1期為 －0．524 709，第2期為0．684 936，第2期影響顯著且起正向作用，這說(shuō)明農(nóng)業(yè)貸款具有時(shí)滯效應(yīng);鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款回歸系數(shù)在長(zhǎng)期均衡模型為正，在短期為負(fù)且不顯著，表明從短期來(lái)看，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款對(duì)農(nóng)民生活性消費(fèi)支出呈反向變化．可能的解釋為河南省鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的規(guī)模多數(shù)不大，管理方式落后，融資比較困難，嚴(yán)重阻礙了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展．因此，和長(zhǎng)期均衡模型得到的一致結(jié)論是:農(nóng)業(yè)貸款對(duì)于農(nóng)民生活性消費(fèi)支出起到顯著作用．

4 結(jié)論及建議

4．1 農(nóng)業(yè)貸款、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款與農(nóng)民生活性消費(fèi)支出存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系

農(nóng)業(yè)貸款是影響農(nóng)民生活性消費(fèi)最重要的因素，對(duì)農(nóng)民生活性消費(fèi)有長(zhǎng)期的帶動(dòng)作用，應(yīng)該把農(nóng)業(yè)貸款作為增加農(nóng)民生活性消費(fèi)支出的一項(xiàng)長(zhǎng)期的基本戰(zhàn)略．一方面，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)要發(fā)揮主力作用，努力改善貸款結(jié)構(gòu)不合理、農(nóng)業(yè)存款流失、服務(wù)體系單一、供需脫節(jié)等一系列問(wèn)題，重新建立對(duì)農(nóng)村金融市場(chǎng)的業(yè)務(wù)機(jī)構(gòu)，在提供存款業(yè)務(wù)的同時(shí)加大貸款業(yè)務(wù)的發(fā)展．另一方面，要全面開(kāi)放農(nóng)村金融市場(chǎng)，在發(fā)展正規(guī)金融的同時(shí)引導(dǎo)非正規(guī)金融發(fā)展．

4．2 農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)民生活性消費(fèi)支出存在雙向因果關(guān)系

農(nóng)民生活性消費(fèi)支出增加能進(jìn)一步為提高農(nóng)村金融發(fā)展水平做貢獻(xiàn)．隨著農(nóng)村、農(nóng)民生活水平的提高，農(nóng)民生活消費(fèi)的發(fā)展已經(jīng)從食品、衣著等基本生活消費(fèi)擴(kuò)大到文化娛樂(lè)用品、交通、通訊、醫(yī)療等方面的消費(fèi)支出，而農(nóng)民生活消費(fèi)的消費(fèi)目標(biāo)也從滿足溫飽需要、基本住房需要、一般生活用品需要逐步轉(zhuǎn)向購(gòu)買新型家電、家庭生產(chǎn)設(shè)備用品及擴(kuò)大住房、購(gòu)買日用消費(fèi)品等生活性消費(fèi)支出．不斷提升和擴(kuò)大的生活性消費(fèi)支出在很大程度上促進(jìn)了農(nóng)村金融的發(fā)展，因此，擴(kuò)大農(nóng)民的生活性消費(fèi)是農(nóng)村金融發(fā)展的渠道之一．

4．3 短期內(nèi)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款對(duì)農(nóng)民生活性消費(fèi)支出影響不大，農(nóng)業(yè)貸款對(duì)農(nóng)民生活性消費(fèi)支出的影響有一定的時(shí)滯

鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款對(duì)農(nóng)民生活性消費(fèi)影響不顯著的原因在于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的規(guī)模不大，其平均利潤(rùn)低和增加值不高．因此，政府和金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該關(guān)注鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，改善鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)的環(huán)境，加強(qiáng)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的引導(dǎo)，緩解鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)融資困難的現(xiàn)象．應(yīng)該降低準(zhǔn)進(jìn)入門檻，鼓勵(lì)和規(guī)范非正規(guī)金融體系的建設(shè)和發(fā)展，增加農(nóng)村金融供給，滿足農(nóng)村金融市場(chǎng)的需求，解決農(nóng)民貸款難的問(wèn)題．

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