李 濤，梁 晶

（1.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)貿(mào)學(xué)院，太原 030006；2.太原科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，太原 030024）

0 引言

“三農(nóng)”問(wèn)題一直是我國(guó)亟待解決的重要問(wèn)題之一。農(nóng)業(yè)增加緩慢、城鄉(xiāng)貧富差距過(guò)大、農(nóng)民生活水平普遍較低等均制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)的總體發(fā)展。資金的匱乏使得農(nóng)業(yè)發(fā)展想而不得，故解決農(nóng)業(yè)資金短缺問(wèn)題是解決“三農(nóng)”問(wèn)題的關(guān)鍵之舉。農(nóng)信社作為當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村合作金融的主要力量，在搞活農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、推動(dòng)農(nóng)業(yè)發(fā)展、增加農(nóng)民就業(yè)等方面發(fā)揮了重要作用。如果能夠了解農(nóng)信社支農(nóng)貸款對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響方向、時(shí)效以及程度，則可以制定更加適宜的金融策略，以促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定向好增長(zhǎng)。

回顧農(nóng)村合作金融機(jī)構(gòu)或者農(nóng)信社與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者間關(guān)系的已有文獻(xiàn)，從研究方法上來(lái)說(shuō)，現(xiàn)有研究通常采用VAR模型對(duì)變量間的長(zhǎng)期作用進(jìn)行分析。吳華增和蘭慶高（2017）[1]運(yùn)用VAR模型對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村財(cái)政金融間的關(guān)系進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前農(nóng)村金融配置效率較低，不足以促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從區(qū)域上來(lái)看，文獻(xiàn)中往往選擇某一城市或地區(qū)進(jìn)行實(shí)證研究[2，3]。從時(shí)間上來(lái)看，當(dāng)前文獻(xiàn)采用的研究數(shù)據(jù)時(shí)間跨度較短或較早，而且通過(guò)現(xiàn)有文獻(xiàn)可知，國(guó)內(nèi)大部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村金融對(duì)于農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是處于制約狀態(tài)而不是促進(jìn)其發(fā)展[4，5]。那么，農(nóng)村合作金融的發(fā)展能夠推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)嗎？影響程度又如何？都是當(dāng)前我國(guó)處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期農(nóng)村經(jīng)濟(jì)亟待研究的理論問(wèn)題。本文的邊際貢獻(xiàn)在于將時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行延展，運(yùn)用VEC模型針對(duì)全國(guó)層面農(nóng)村合作金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響進(jìn)行更加深入的實(shí)證分析。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

基于前人研究，選擇農(nóng)信社這一具有代表性的農(nóng)村合作金融機(jī)構(gòu)，本文將時(shí)間序列進(jìn)行延伸，選取1986—2017年的農(nóng)信社全國(guó)數(shù)據(jù)及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)，基于VEC模型采用協(xié)整檢驗(yàn)及脈沖函數(shù)分析農(nóng)村合作金融對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)短期影響，試圖從全國(guó)水平上檢驗(yàn)農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。其中，選用農(nóng)信社貸款余額表示農(nóng)信社支農(nóng)貸款（ASL），選用農(nóng)業(yè)GDP表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（AGDP），數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1987—2018）、《中國(guó)金融年鑒》（1987—2018）。為了消除物價(jià)變動(dòng)的影響，變量均依照指數(shù)進(jìn)行折算。AGDP指標(biāo)根據(jù)當(dāng)期的農(nóng)業(yè)GDP數(shù)據(jù)按照GDP折算指數(shù)轉(zhuǎn)換為1986年為基期的不變價(jià)農(nóng)業(yè)GDP，ASL指標(biāo)按農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)折算為1986年為基期的不變價(jià)支農(nóng)貸款。

1.2 計(jì)量模型與方法

本文選擇VEC模型對(duì)二者進(jìn)行實(shí)證分析，主要基于以下原因：一方面，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量間是長(zhǎng)期作用與短期波動(dòng)并存的，VAR模型通常用以探討變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系而忽視了短期波動(dòng)，而VEC模型中含有的誤差修正項(xiàng)在研究變量長(zhǎng)期關(guān)系過(guò)程中還可以探究其短期波動(dòng)狀況，分析變量的短期波動(dòng)狀況與長(zhǎng)期均衡態(tài)勢(shì)相偏離的程度；另一方面，采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)的變量常常存在不平穩(wěn)性，在不平穩(wěn)的變量間若存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，就能夠設(shè)立VEC模型來(lái)分析變量的長(zhǎng)期穩(wěn)定情況?；谏鲜鰲l件，本文建立了VEC模型來(lái)研究農(nóng)村合作金融對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響方向、時(shí)效及程度。

VEC模型本質(zhì)上是擁有協(xié)整關(guān)系的VAR模型。通常情況下，對(duì)于含有多個(gè)變量及協(xié)整關(guān)系的VAR模型可表示為如下形式：

式中，yt是內(nèi)生變量向量，xt是外生變量向量，α是調(diào)整參數(shù)矩陣，δ是協(xié)整向量矩陣，q是滯后階數(shù)，εt是具有平穩(wěn)性的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)向量。

式(1)經(jīng)過(guò)轉(zhuǎn)化形成VEC模型的表達(dá)式：

式中，ecmt-1是誤差修正項(xiàng)向量。根據(jù)式（2）可知，VEC模型可將系統(tǒng)中變量之間的長(zhǎng)短期關(guān)系進(jìn)行綜合分析，充分利用數(shù)據(jù)以獲取完整信息。

2 實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)

首先，本文分析了主要變量AGDP與ASL1986—2017年的整體變化趨勢(shì)，如圖1所示。從整體上看，農(nóng)信社支農(nóng)貸款和農(nóng)業(yè)GDP呈現(xiàn)共同上升的態(tài)勢(shì)，雖然支農(nóng)貸款的變化偶有波動(dòng)，但總體變化狀態(tài)與農(nóng)業(yè)GDP一致。由此，本文假設(shè)：這二者之間有一定的線性關(guān)系，農(nóng)信社支農(nóng)貸款是影響農(nóng)業(yè)GDP變化的一個(gè)因素，且具有正向影響。

圖1 1986—2017年變量變化趨勢(shì)圖

2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為消除時(shí)間序列中的異方差現(xiàn)象，對(duì)不變價(jià)農(nóng)業(yè)GDP、不變價(jià)支農(nóng)貸款等數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，得到變量lnAGDP、lnASL；再對(duì)變換后的數(shù)據(jù)取一階差分，分別用ΔlnAGDP、ΔlnASL表示。本文使用Stata14.0分別對(duì)序列l(wèi)nAGDP、lnASL進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，用以判斷兩者的穩(wěn)定性。

從ADF檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，lnAGDP、lnASL都是一階單整序列。為了避免運(yùn)用不平穩(wěn)序列構(gòu)建模型時(shí)出現(xiàn)偽回歸等問(wèn)題，進(jìn)一步經(jīng)過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)確定變量間有無(wú)穩(wěn)定且長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

上述ADF檢驗(yàn)證明lnAGDP、lnASL均為同階單整序列，進(jìn)而考慮lnAGDP、lnASL有無(wú)協(xié)整關(guān)系存在。本文對(duì)序列l(wèi)nAGDP和lnASL進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，在分析前以LR、FPE、AIC、SC、HQ這5項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)確定滯后期，從表1的結(jié)果可知，最優(yōu)滯后為2期。表2顯示了協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果。

表1 滯后期評(píng)價(jià)指標(biāo)

表2 lnAGDP和lnASL的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

約翰森協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果證明，lnAGDP和lnASL在5%的顯著性水平下，有且僅有1個(gè)協(xié)整方程，說(shuō)明兩者間存在協(xié)整關(guān)系，擁有長(zhǎng)期均衡態(tài)勢(shì)。其所對(duì)應(yīng)的協(xié)整方程為：

由式（3）可得，農(nóng)信社支農(nóng)貸款（ASL）和農(nóng)業(yè)GDP（AGDP）有著長(zhǎng)期性的均衡關(guān)系。在其他條件不變的情況下，支農(nóng)貸款每變動(dòng)1%，農(nóng)業(yè)GDP將平均變動(dòng)約0.99%。從長(zhǎng)期看，農(nóng)信社支農(nóng)貸款對(duì)農(nóng)業(yè)GDP的增長(zhǎng)有正向作用，說(shuō)明農(nóng)信社支農(nóng)貸款額的提高能夠提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。農(nóng)業(yè)貸款增加將有助于農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展以及農(nóng)民增收，進(jìn)而增加消費(fèi)以拉動(dòng)農(nóng)業(yè)GDP的增長(zhǎng)，即對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極作用。這也印證了上文的假設(shè)。

2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)農(nóng)信社支農(nóng)貸款與農(nóng)業(yè)GDP間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系能否形成因果關(guān)系，本文利用Granger因果檢驗(yàn)對(duì)二者進(jìn)行分析，結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果表明，lnAGDP和lnASL在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，農(nóng)業(yè)GDP和農(nóng)信社支農(nóng)貸款互為格蘭杰原因，兩者具有雙向的因果關(guān)系。這說(shuō)明在一定程度上，農(nóng)信社支農(nóng)貸款能有效地影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也顯著影響著農(nóng)信社支農(nóng)貸款額，這更加印證了協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)論。農(nóng)信社支農(nóng)貸款的增加對(duì)于改善農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)將會(huì)有所幫助，反之，若農(nóng)信社支農(nóng)貸款不足、發(fā)展緩慢，那么很有可能給農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)帶來(lái)消極的影響，抑制其增長(zhǎng)。

2.5 建立VEC模型

基于協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，即lnAGDP與lnASL有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，本文建立誤差修正模型，該模型可以結(jié)合變量的水平值和差分值。短期來(lái)看，長(zhǎng)期均衡關(guān)系與短期波動(dòng)共同作用造成因變量的變化。長(zhǎng)期來(lái)看，誤差修正項(xiàng)EC能夠把變量拉回到長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。

lnAGDP、lnASL進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)假定了序列水平數(shù)據(jù)是固定的線性狀態(tài)、且協(xié)整方程含截距項(xiàng)，同時(shí)一階差分項(xiàng)滯后一期，故VEC模型設(shè)定如下：

上式中，A(a，b)中a是指模型的第a個(gè)方程，b是指該方程中第b個(gè)協(xié)整方程的調(diào)整系數(shù)，如：A(1，1)是指模型中第1個(gè)方程的第1個(gè)協(xié)整方程的系數(shù)，即-0.0610674；而B(niǎo)(a，b)中a代表第a個(gè)協(xié)整方程，b代表第b個(gè)變量的系數(shù)，如：B(1，1)是指第1個(gè)協(xié)整方程的第1個(gè)變量的系數(shù)。即1；C(a，b)中a指模型的第a個(gè)方程，b指該方程中第b個(gè)一階差分回歸量的系數(shù)，如：C(1，1)是指模型的第1個(gè)方程的第1個(gè)一階差分回歸值的系數(shù)，即-0.4058078。

最后得出模型的參數(shù)估計(jì)值，如表4所示。即：

表4 時(shí)間序列誤差修正模型（VEC）

根據(jù)VEC模型的估計(jì)結(jié)果可知，lnAGDP、lnASL二者會(huì)有短期波動(dòng)，使得長(zhǎng)期均衡關(guān)系形成了暫時(shí)的偏離狀態(tài)，但協(xié)整方程將以A=(-0.0610674,0.305454)的比率使其回到長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)。

從lnAGDP方程中可以看出，VEC模型的R2達(dá)到近0.91，擬合程度相對(duì)較高。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)是-0.06，表明在該模型中，農(nóng)業(yè)GDP的變動(dòng)在協(xié)整方程的約束下，對(duì)長(zhǎng)期均衡關(guān)系的偏離可進(jìn)行反向修正。即若上年農(nóng)業(yè)GDP偏低，則本年該項(xiàng)就會(huì)相應(yīng)上升；相反，若上年的農(nóng)業(yè)GDP偏高，則本年的農(nóng)業(yè)GDP就會(huì)降低，以此調(diào)整變量間的關(guān)系，使之不會(huì)發(fā)生明顯偏離均衡狀態(tài)的現(xiàn)象。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)值為-0.0610674，說(shuō)明變量的短期波動(dòng)只能以較小的力度調(diào)整其對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離，且速度較慢。其余解釋變量中，農(nóng)業(yè)GDP自身滯后一期的數(shù)值對(duì)本期有一定的反向作用，為-0.4058078。農(nóng)信社支農(nóng)貸款滯后一期的數(shù)值對(duì)農(nóng)業(yè)GDP的影響為0.0560007，從長(zhǎng)期看，農(nóng)信社支農(nóng)貸款對(duì)農(nóng)業(yè)GDP有正向作用。

2.6 協(xié)整方程的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

擬合VEC模型之后，對(duì)協(xié)整方程進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如圖2所示。圖中注腳顯示模型有一個(gè)特征根為1，其余特征根均處于單位圓以內(nèi)且遠(yuǎn)小于1，說(shuō)明該協(xié)整方程平穩(wěn)，可進(jìn)行IRF分析和方差分解模擬。

圖2 VEC模型特征根位置圖

2.7 脈沖響應(yīng)分析和方差分解

為了準(zhǔn)確分析農(nóng)信社支農(nóng)貸款對(duì)農(nóng)業(yè)GDP的影響程度，本文使用脈沖響應(yīng)函數(shù)探究農(nóng)信社支農(nóng)貸款的變動(dòng)對(duì)農(nóng)業(yè)GDP的沖擊及農(nóng)業(yè)GDP的變動(dòng)對(duì)支農(nóng)貸款的沖擊，結(jié)果見(jiàn)圖3和圖4。

圖3 lnAGDP對(duì)lnASL的脈沖響應(yīng)

圖3為農(nóng)信社支農(nóng)貸款的沖擊引起的農(nóng)業(yè)GDP變動(dòng)的脈沖響應(yīng)圖。從圖3中可以看出，農(nóng)業(yè)GDP對(duì)農(nóng)信社支農(nóng)貸款的沖擊形成連續(xù)的正向響應(yīng)，而且響應(yīng)強(qiáng)烈。剛開(kāi)始是正向響應(yīng)并迅速上升，第3期時(shí)上升到最大，之后開(kāi)始緩慢下降，直到第8期開(kāi)始趨于平穩(wěn)。這表明農(nóng)信社支農(nóng)貸款的沖擊對(duì)農(nóng)業(yè)GDP的影響效果立竿見(jiàn)影，對(duì)農(nóng)業(yè)GDP有持續(xù)的拉動(dòng)作用，雖然后期影響速度會(huì)趨于緩慢，但仍形成正向的影響。

圖4 lnASL對(duì)lnAGDP的脈沖響應(yīng)

圖4是農(nóng)業(yè)GDP的沖擊引起的農(nóng)信社支農(nóng)貸款變化的脈沖響應(yīng)圖。從圖4中可以看出，農(nóng)信社支農(nóng)貸款對(duì)農(nóng)業(yè)GDP的沖擊形成持續(xù)的正向響應(yīng)。一開(kāi)始為正響應(yīng)并逐漸增加，在第4期達(dá)到最大并趨于平緩，第6期后稍有下降，8期之后逐漸趨于平穩(wěn)。這表明農(nóng)業(yè)GDP受到?jīng)_擊后會(huì)對(duì)農(nóng)信社支農(nóng)貸款有一定影響，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)有所增長(zhǎng)必然推動(dòng)農(nóng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，進(jìn)而增加對(duì)農(nóng)村合作金融的需求，支農(nóng)貸款必然增加。

通過(guò)以上對(duì)農(nóng)業(yè)GDP和農(nóng)信社支農(nóng)貸款之間的脈沖響應(yīng)分析，可以看出這兩者之間存在很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，影響時(shí)間長(zhǎng)，且具有時(shí)滯效應(yīng)，此結(jié)論印證了VEC模型的回歸結(jié)果，說(shuō)明農(nóng)業(yè)GDP與農(nóng)信社支農(nóng)貸款之間有緊密的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。為了進(jìn)一步明確農(nóng)信社支農(nóng)貸款的變動(dòng)對(duì)農(nóng)業(yè)GDP的影響程度，本文利用方差分解方法分析農(nóng)信社支農(nóng)貸款對(duì)于農(nóng)業(yè)GDP變化的貢獻(xiàn)程度。結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 農(nóng)業(yè)GDP預(yù)測(cè)誤差的方差分解

根據(jù)表5顯示，在第1期，農(nóng)業(yè)GDP自身的貢獻(xiàn)率達(dá)到了100%，不存在其他變量的貢獻(xiàn)率。在第2期，農(nóng)業(yè)GDP自身的貢獻(xiàn)率為80%，農(nóng)信社支農(nóng)貸款的貢獻(xiàn)率為20%左右，而在第3期，農(nóng)業(yè)GDP自身貢獻(xiàn)率大約為67%，農(nóng)信社支農(nóng)貸款的貢獻(xiàn)率約為33%，由此可見(jiàn)，農(nóng)信社支農(nóng)貸款對(duì)農(nóng)業(yè)GDP的影響存在一定的時(shí)滯性。從第4期開(kāi)始，農(nóng)業(yè)GDP自身的貢獻(xiàn)率逐步降低到51%～56%，而農(nóng)信社支農(nóng)貸款的貢獻(xiàn)率不斷增加，由約43%上升至49%左右。到7期之后，支農(nóng)貸款的貢獻(xiàn)率增速開(kāi)始變得緩慢，基本趨于平穩(wěn)。從長(zhǎng)期看，農(nóng)信社支農(nóng)貸款的沖擊對(duì)農(nóng)業(yè)GDP變動(dòng)的解釋度為47%左右，支農(nóng)貸款對(duì)農(nóng)業(yè)GDP的增長(zhǎng)占據(jù)較大的貢獻(xiàn)率。這表明在長(zhǎng)期均衡中，農(nóng)信社支農(nóng)貸款的沖擊對(duì)農(nóng)業(yè)GDP有一定程度的影響，支農(nóng)貸款對(duì)農(nóng)業(yè)GDP有較強(qiáng)的拉動(dòng)作用，說(shuō)明農(nóng)信社支農(nóng)貸款對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有持續(xù)且較強(qiáng)烈的推動(dòng)作用。

3 結(jié)論與建議

本文基于VEC模型對(duì)1986—2017年全國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上的農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明：農(nóng)信社支農(nóng)貸款與農(nóng)業(yè)GDP間具有長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，而且互為格蘭杰因果。農(nóng)信社支農(nóng)貸款與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，支農(nóng)貸款對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的影響，雖然具有一定的時(shí)滯性，但對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用比較強(qiáng)烈且持久。此外，農(nóng)信社支農(nóng)貸款的變動(dòng)會(huì)迅速引起農(nóng)業(yè)GDP較大幅度的變化，并且有較長(zhǎng)時(shí)間的持續(xù)性起伏。這說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平隨農(nóng)信社支農(nóng)貸款變化的波動(dòng)性較大，也就是說(shuō)，農(nóng)村合作金融體系的變動(dòng)會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生一個(gè)很大的沖擊，它是影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的強(qiáng)有力因素。

針對(duì)以上實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果反映出來(lái)的問(wèn)題，同時(shí)結(jié)合我國(guó)農(nóng)村合作金融現(xiàn)狀，從政府和農(nóng)村合作金融機(jī)構(gòu)兩方面提出如下政策建議：

就政府而言，第一，農(nóng)信社支農(nóng)貸款作為長(zhǎng)期影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，這提示相關(guān)部門(mén)應(yīng)當(dāng)運(yùn)用引入民間資本以及實(shí)施惠農(nóng)的稅收扶持政策等方式從資金上推動(dòng)農(nóng)信社的深層次發(fā)展。第二，加強(qiáng)宏觀金融引導(dǎo)作用，側(cè)重于農(nóng)村合作金融的監(jiān)管體系建設(shè)，敦促農(nóng)信社開(kāi)展更多能夠滿足農(nóng)民需求的支農(nóng)服務(wù)及金融產(chǎn)品。第三，積極投身于城鄉(xiāng)一體化建設(shè)中，避免農(nóng)村合作金融資源流向非農(nóng)地區(qū)或非農(nóng)企業(yè)，造成城鄉(xiāng)差距越來(lái)越大的現(xiàn)象。第四，減少政府的行政干預(yù)，引入市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，營(yíng)造一個(gè)競(jìng)爭(zhēng)與監(jiān)管兼具的農(nóng)村合作金融環(huán)境。

就農(nóng)村合作金融機(jī)構(gòu)而言，第一，農(nóng)信社支農(nóng)貸款對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有時(shí)滯性，說(shuō)明農(nóng)信社促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效果不能立竿見(jiàn)影，處于農(nóng)村合作金融壟斷地位的農(nóng)信社不能充分滿足農(nóng)村的金融服務(wù)需求，開(kāi)展更豐富的金融業(yè)務(wù)才能促使其更好的發(fā)展。第二，要深刻認(rèn)識(shí)到立足“三農(nóng)”、服務(wù)“三農(nóng)”的宗旨，將解決“三農(nóng)”問(wèn)題作為最具挑戰(zhàn)性的任務(wù)。在農(nóng)村合作金融基礎(chǔ)設(shè)施方面，擴(kuò)大營(yíng)業(yè)網(wǎng)點(diǎn)，增加電子設(shè)備，以此滿足農(nóng)民的日常金融服務(wù)需要；在農(nóng)村合作金融人才建設(shè)方面，以高福利等方式吸引金融人才進(jìn)入農(nóng)村合作金融機(jī)構(gòu)，為更好地開(kāi)展農(nóng)村合作金融服務(wù)獻(xiàn)計(jì)獻(xiàn)策；在農(nóng)村合作金融產(chǎn)品方面，創(chuàng)新支農(nóng)金融產(chǎn)品，為廣大的農(nóng)民群眾提供適宜的金融服務(wù)，擴(kuò)大農(nóng)民增收途徑，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。