1、<p>　　本科畢業(yè)設計(論文)</p><p><b>　　( 屆)</b></p><p>　　論文題目農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長關系的實證研究——以浙江省為例</p><p>　　所在學院 商學院 </p><p>　　專業(yè)班級 金融學

2、 </p><p>　　學生姓名 學號 </p><p>　　指導教師 職稱 </p><p>　　完成日期 年 月 日</p><p><b>　　誠 信 聲 明</b>

3、</p><p>　　我聲明，所呈交的論文是本人在老師指導下進行的研究工作及取得的研究成果。據(jù)我查證，除了文中特別加以標注和致謝的地方外，論文中不包含其他人已經(jīng)發(fā)表或撰寫過的研究成果，也不包含為獲得 或其他教育機構(gòu)的學位或證書而使用過的材料。我承諾，論文中的所有內(nèi)容均真實、可信。</p><p>　　論文作者簽名： 簽名日期： 年 月 日<

4、;/p><p><b>　　授 權 聲 明</b></p><p>　　學校有權保留送交論文的原件，允許論文被查閱和借閱，學?？梢怨颊撐牡娜炕虿糠謨?nèi)容，可以影印、縮印或其他復制手段保存論文，學校必須嚴格按照授權對論文進行處理，不得超越授權對論文進行任意處置。</p><p>　　論文作者簽名： 簽名日期： 年 月

5、 日</p><p><b>　　摘 要</b></p><p>　　近年來我國一直重視“三農(nóng)”問題，在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型這一環(huán)境下我省加大了對農(nóng)村的規(guī)劃與改革，使農(nóng)村金融的發(fā)展能更好的服務于我省農(nóng)村經(jīng)濟的增長。在此本文選取了浙江省1980-2009年的農(nóng)村現(xiàn)金流通量、農(nóng)業(yè)存貸款、農(nóng)村生產(chǎn)總值等數(shù)據(jù)，運用VAR模型中的協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗等計量方法，對浙江省農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)

6、濟之間的關系進行分析研究，結(jié)果表明浙江省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間尚未形成良性的互動關系。由此針對我省農(nóng)村非正規(guī)金融這一特殊性，對農(nóng)村金融如何發(fā)揮應有的作用來促進農(nóng)村經(jīng)濟增長提出一些建議。</p><p>　　關鍵詞：農(nóng)村金融，金融發(fā)展，農(nóng)村經(jīng)濟增長</p><p><b>　　ABSTRACT</b></p><p>　　In recen

7、t years, China has always attached the "three rural" issue, in this context of economic restructuring has increased the province's planning and rural reform, development of rural financial services to bette

8、r economic growth in our province. In this paper selected rural areas in Zhejiang Province 1980-2009 cash in circulation, deposits and loans in agriculture, rural GDP and other data, the use of VAR model, cointegration t

9、est, Granger causality test and other quantitative methods, rural </p><p>　　Key words: 錯誤!未指定書簽。Rural finance, Financial development, Rural economic growth</p><p><b>　　目 錄</b></p&

10、gt;<p>　　摘要……………………………………………………………………………………Ⅰ</p><p>　　Abstract………………………………………………………………………………Ⅱ</p><p>　　引言…………………………………………………………………………………… 1</p><p>　　一、國內(nèi)外研究動態(tài)回顧 …………………………………

11、…………………………1</p><p>　　二、實證設計………………………………………………………………………… 4</p><p>　?。ㄒ唬┲笜说倪x取…………………………………………………………………4</p><p>　?。ǘ?shù)據(jù)的來源及處理…………………………………………………………4</p><p>　　三、浙江省農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)

12、濟的實證檢驗及分析 ………………………………5</p><p>　?。ㄒ唬┢椒€(wěn)性檢驗…………………………………………………………………5</p><p>　?。ǘ￢AR模型的估計 ……………………………………………………………6</p><p>　?。ㄈ﹨f(xié)整檢驗 ……………………………………………………………………8</p><p>　　

13、（四）格蘭杰因果檢驗……………………………………………………………9</p><p>　　四、結(jié)論與建議………………………………………………………………………11 參考文獻………………………………………………………………………………13</p><p>　　致謝………………………………………

14、……………………………………………16</p><p><b>　　引 言</b></p><p>　　作為一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)村經(jīng)濟增長的狀況對我國經(jīng)濟的影響至關重要，解決農(nóng)村“三農(nóng)”問題一直是新一屆政府施政的重點。但是由于我國農(nóng)村人口比重較大且分布不均，使得國內(nèi)的區(qū)域、省際、甚至省內(nèi)的經(jīng)濟發(fā)展都極不平衡。正因為如此，“三農(nóng)”問題成為困擾我國經(jīng)濟發(fā)展的一個

15、重大難題，國家多年來中央一號文件也都在積極的解決這一問題。根據(jù)國家發(fā)改委調(diào)查，完成全面建設小康社會并達到新農(nóng)村最基本的公共基礎設施建設，需投入4萬億元的資金。在如此巨大的資金需求形勢下，農(nóng)村金融應該如何融入到新農(nóng)村建設中并發(fā)揮其作用，從而與農(nóng)村經(jīng)濟能形成互助關系，這是我們所關注的。</p><p>　　農(nóng)村金融發(fā)展是推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、提高農(nóng)民收入的重要因素。而自農(nóng)村金融改革以來，浙江省農(nóng)村地區(qū)的金融基本上形成以合

16、作金融為主體，商業(yè)金融、政策性金融、民間金融為補充的農(nóng)村金融發(fā)展格局，有力的支持了農(nóng)村經(jīng)濟的建設。但隨著商業(yè)銀行包括外資銀行的不斷入駐，大量的農(nóng)村存款資金流向城市及大型企事業(yè)中去，雖然這幾年國家也加大了對農(nóng)村基礎設施的投入，間接帶動了其他資金流入農(nóng)村，一定程度上促進我省農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，可是目前的農(nóng)村金融在適應“新農(nóng)村建設”中仍存在一些弊端。加快農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變必須有強大的農(nóng)村金融支持，因此研究農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長的關系，有利于明

17、確浙江省農(nóng)村金融服務在新農(nóng)村建設中的重要性。本文在綜合國內(nèi)外學者有關對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟關系研究的基礎上，對浙江省1980—2009年的相關數(shù)據(jù)基于VAR模型的基礎上進行實證分析，力求可以更好的認識到浙江省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長兩者之間的關系，從而針對所得出的結(jié)果對浙江省的新農(nóng)村建設提出一定的政策性建議。在此，對國內(nèi)外學者的相關研究動態(tài)進行回顧。</p><p>　　一、國內(nèi)外研究動態(tài)回顧</p&g

18、t;<p>　　目前，關于金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關系，大多是基于國家層次上或整個產(chǎn)業(yè)層次，對國家層次內(nèi)及省級的農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長關系的實證研究并不多。</p><p>　　早在1911，Schumpeter就發(fā)現(xiàn)一個運行良好的金融系統(tǒng)對經(jīng)濟的長期增長具有促進作用，但只是初步的認識。Goldsmith（1969）最早提出了金融相關比率(FIR)這一概念，之后Mckinnon和Shaw（197

19、3）分別提出了“金融抑制”和“金融深化”理論, 金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間的關系逐漸成為發(fā)展經(jīng)濟學的一個重要研究領域。King和Levine（1993）針對Goldsmith研究的缺陷，運用1960—1989年的數(shù)據(jù)對80個國家進行研究，證明了兩者之間存在正相關關系。Levine（2002）通過48個國家1980—1995年的跨國數(shù)據(jù)加以分析，發(fā)現(xiàn)金融系統(tǒng)與經(jīng)濟增長具有強相關性。Kunt和Maksimovic(2002)從企業(yè)層次方面進行研究

20、，也得出類似結(jié)果。Levine(1997)、Fry(1978)、Gelb(1989)、Rajah and Zingales(1998)、LaPortaetal(2002)和Beck and Levine (2004)等人的研究結(jié)果均表明了這一觀點。</p><p>　　但是，一些經(jīng)濟學家認為金融發(fā)展對于經(jīng)濟增長并不重要，甚至會阻礙經(jīng)濟的發(fā)展。早期研究者有Robinson(1952)、Patrick(1966)、L

21、ucas(1988)和Stern(1989)等，近期的實證研究者Singh(1997)認為股票市場發(fā)展不利于經(jīng)濟增長。還有其他研究者也支持這一觀點，如Pagano (1993)運用帕加諾AK模型，指出金融發(fā)展可能會降低儲蓄率,不利于經(jīng)濟增長。Kunt和Levine (2001)選用48個國家1980年到1993的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)金融系統(tǒng)對經(jīng)濟增長影響不大。Herrick 和Kindleberger(1984)、Buffie(1984)、Van

22、Wijnbergen(1983)等人的研究結(jié)果均表明金融系統(tǒng)對經(jīng)濟的影響不明顯。此外，還有些實證研究者得出金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在單向因果關系，比如Rousseau 和Wachtel（1998）采用格蘭杰因果檢驗和向量誤差矯正方法對5個國家的數(shù)據(jù)進行分析，研究結(jié)果表明了兩者存在單向因果關系。Demetriades 和Hussein(1996) 運用協(xié)整分析， Antonios(2010)結(jié)合向量誤差修正模型與格蘭</p>&

23、lt;p>　　在關于農(nóng)村金融和農(nóng)村經(jīng)濟增長關系研究方面，Patrick（1966）針對發(fā)展中國家的農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的實際情況，提出了兩種模式即“需求追隨模式”和“供給領先模式”。 UlrichKoester和Jensen（2000）通過研究分析，認為發(fā)展中國家的農(nóng)村金融市場體系對經(jīng)濟增長缺乏有效性。Buregess 和pande (2003)對印度1961—2002年銀行業(yè)政策變革的研究表明，印度農(nóng)村銀行業(yè)的發(fā)展促進了經(jīng)濟發(fā)展。

24、Pischke（1983）、Kochar（1997）通過研究表明中國家農(nóng)村金融市場對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展有一定的影響。</p><p>　　國內(nèi)相關學者在基于國外研究的基礎上，結(jié)合了中國的實際狀況對我國金融發(fā)展和經(jīng)濟增長關系進行實證研究：如談儒勇（1999）參照Levine模型，運用普通最小二乘法對中國1993—1998年的季度數(shù)據(jù)進行回歸分析，認為金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在顯著的相互作用關系。丁曉松(2005)基于單位根檢

25、驗和協(xié)整檢驗方法，得出了金融發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展存在雙向關系。龐曉波、趙玉龍（2003）通過20多年的數(shù)據(jù)驗證了中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長弱相關性。曹嘯和吳軍（2002）、戰(zhàn)明華（2004）等人的研究均表明我國金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的單向因果關系。</p><p>　　國內(nèi)有些經(jīng)濟學家以農(nóng)村金融和農(nóng)村經(jīng)濟為研究對象，通過不同的研究方法對農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)村經(jīng)濟增長關系進行了實證分析，其基本關系主要有以下三種。農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)

26、濟增長相互影響：安翔(2005)基于帕加諾模型表明農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟具有促進作用；王瑩(2008)和邱杰、楊林(2009)、冉光和與張金鑫（2008）運用帕加諾模型進行研究，均表明農(nóng)村中兩者存在雙向因果關系；此外，匡愛民（2009）、尹娟民和范秀紅（2009）、周駁（2009）等人采用Granger因果關系進行研究，結(jié)果表明農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間相互影響；方金兵、張兵、曹陽(2009)基于農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關系，通

27、過向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗表明兩者互為因果關系。一部分學者認為農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長關系不大：如鄧莉、冉光和（2005）采用灰色理論中的關聯(lián)分析研究，得出重慶農(nóng)村金融規(guī)模對農(nóng)村經(jīng)濟增長影響不大；紀淼、李宏瑾（2007）利用1994—2007 年的季度數(shù)據(jù)，對中國農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長進行研究，得出目前我國農(nóng)村正規(guī)金融與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間并不存在長期穩(wěn)定關系；郭暉和李景躍（2009</p><p>

28、;　　從國內(nèi)外研究動態(tài)中，我們可以發(fā)現(xiàn)由于研究的角度、方法或研究的區(qū)域、層次面不同，所取得的結(jié)果也會大不相同。但其基本關系主要表現(xiàn)為三種：即相互作用關系、單相關關系及兩者毫無關系。但是現(xiàn)有的實證研究無論是從樣本選取、分析方法、實證過程還是實證結(jié)果都存在著一定的爭議，這也從側(cè)面反應了該領域的研究還處于不斷的完善中。</p><p>　　因此本文在結(jié)合國內(nèi)外的研究基礎上對浙江省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長關系進行實證研

29、究，通過實證結(jié)果分析浙江省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間所存在的關系，并分析其檢驗結(jié)果提出相應的政策建議。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是國內(nèi)外研究動態(tài)回顧，第二部分是實證的設計，第三部分是實證檢驗及分析，第四部分是闡述結(jié)論并提出相應的政策建議。</p><p><b>　　二、實證設計</b></p><p><b>　?。ㄒ唬┲笜说倪x取</b>

30、</p><p>　　1．農(nóng)村金融相關率(RFIR)</p><p>　　金融相關率是指一定時期內(nèi)全部金融資產(chǎn)價值和全部實物資產(chǎn)價值的比值，本文主要是參照Goldsmith(1969)的金融相關比率來設計浙江省農(nóng)村金融相關比率。根據(jù)Goldsmith(1969)對金融資產(chǎn)的分析，他認為金融資產(chǎn)應該包括現(xiàn)金、儲蓄存款、定期存款、股票、債券、保險項目等。但是目前浙江省農(nóng)村居民所持有的有價證券數(shù)

31、量比較少，而且保險意識較弱，因此本文沒有涉及有價證券和保險這兩部分。農(nóng)村金融相關率（RFIR）作為農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模指標，即農(nóng)村金融資產(chǎn)總量與農(nóng)村GDP之比，而研究的浙江省農(nóng)村金融資產(chǎn)總量包括：農(nóng)村現(xiàn)金流通量、農(nóng)村居民儲蓄、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款、農(nóng)業(yè)存款和農(nóng)業(yè)貸款。而農(nóng)村GDP用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值來代替。</p><p>　　2．農(nóng)村金融發(fā)展效率（RFER）</p><p>　　農(nóng)村金融發(fā)展效率指標（

32、RFER）用農(nóng)村貸款與農(nóng)村存款之比來確認，反映農(nóng)村金融資源配置中儲蓄一投資的轉(zhuǎn)化效率。</p><p>　　3．農(nóng)村經(jīng)濟增長指標的選取</p><p>　　農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展主要表現(xiàn)在農(nóng)村生產(chǎn)總值和農(nóng)民收入的增長，因此本文運用農(nóng)村GDP和農(nóng)民人均純收入作為指標加以衡量。</p><p>　?。ǘ?shù)據(jù)的來源及處理</p><p>　　以1980—

33、2009年數(shù)據(jù)為例，其中農(nóng)村現(xiàn)金流通量相當于農(nóng)村，而農(nóng)村=農(nóng)村+農(nóng)村存款。由于沒有農(nóng)村的統(tǒng)計資料，農(nóng)村現(xiàn)金流通量約占全國現(xiàn)金流通量的70％，因此，本文根據(jù)全國的70％估算農(nóng)村；農(nóng)村貸款為金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款之和；農(nóng)村存款為金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)存款與農(nóng)戶儲蓄之和；由于沒有農(nóng)村GDP的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，農(nóng)村GDP用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值代替。</p><p>　　這些指標數(shù)據(jù)的時間跨度是30年，其中全國的Mo主要是來自于《中國金

34、融年鑒》，其余指標數(shù)據(jù)直接來源于相關年份的《浙江省金融年鑒》。本文基于浙江省農(nóng)村經(jīng)濟與金融發(fā)展的現(xiàn)象，以農(nóng)村金融相關率（RFIR）和農(nóng)村金融發(fā)展效率(RFER)為自變量，農(nóng)村生產(chǎn)總值、農(nóng)民人均純收入為因變量。實證分析中，對農(nóng)村生產(chǎn)總值取對數(shù)（LNGDP），農(nóng)民人均純收人取對數(shù)（LNL），RFIR為農(nóng)村金融相關率，RFER為農(nóng)村金融發(fā)展效率，先對變量進行平穩(wěn)性檢驗，再基于VAR模型進行協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗。</p>&l

35、t;p>　　三、浙江省農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟的實證檢驗及分析</p><p><b>　?。ㄒ唬┢椒€(wěn)性檢驗</b></p><p>　　為避免出現(xiàn)虛假回歸而造成結(jié)論無效，需要對時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗， 常用方法有擴展的Dickey- Fuller(ADF) 和非參數(shù)的PP 單位根檢驗。而本文主要采用的是ADF 檢驗, 其表達式為: </p>&l

36、t;p>　　其中, 是待檢驗的時間序列,是常數(shù)項,為時間趨勢,是滯后期,是隨機誤差項。對取足夠次數(shù)的差分，保證被檢驗序列為平穩(wěn)序列，然后每次用減少一次差分次數(shù)的序列依次進行單位根檢驗，從而判斷出的單整階數(shù)。</p><p>　　本文運用EVIEWS5.1軟件，對農(nóng)村生產(chǎn)總值（取對數(shù)）、農(nóng)民人均純收入（取對數(shù)）、農(nóng)村金融相關率（RFIR）、農(nóng)村金融發(fā)展效率（RFER）四個變量進行ADF單位根檢驗來判斷其平穩(wěn)性

37、。首先通過畫折線圖確定變量的截距項（C）與趨勢項(T)，然后通過判斷AIC的最小值，對其ADF值與對應的臨界值（這里是與5%的臨界值）進行比較，如果ADF值的絕對值大于5%的臨界值，則該變量是平穩(wěn)的，反之則不平穩(wěn)。若變量是不平穩(wěn)的，則要對其進行1階差分或2階差分，直至平穩(wěn)。</p><p>　　表1 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果</p><p>　　注：①檢驗類型中的C表示檢驗平穩(wěn)性時估計方程中的常數(shù)項

38、，0表示不含常數(shù)項；T表示時間趨勢，0表示不含時間趨勢；K表示自回歸滯后的長度；AIC準則用以評價效果；②D表示對原序列進行一階差分，DD表示二階差分。</p><p>　　通過平穩(wěn)性檢驗，我們從表1中可以發(fā)現(xiàn)LNGDP、LNL、REER、RFIR在原始序列上其ADF的絕對值均小于5%的臨界值，故對這些非平穩(wěn)性變量采用一階差分進行檢驗，發(fā)現(xiàn)在一階差分上變量RFER、RFIR趨于平穩(wěn)，而變量LNGDP、LNL在一階

39、差分上仍為非平穩(wěn)變量，故對其進行二階差分再次檢驗，直至變量都趨于平穩(wěn)。通過處理后我們發(fā)現(xiàn)這些數(shù)據(jù)序列在二階差分上均能在5%顯著水平下平穩(wěn)，表明變量為2階單整序列，由此可進一步檢驗變量之間的協(xié)整關系。</p><p>　　（二）VAR模型的估計</p><p>　　向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立的模型，傳統(tǒng)的經(jīng)濟計量方法是以經(jīng)濟理論為基礎來描述變量關系的模型，但是該經(jīng)濟理論通常

40、并不足以對變量之間的動態(tài)聯(lián)系提供一個嚴密的說明，而VAR模型則把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型。其表達式為：</p><p>　　其中是一個內(nèi)生變量列向量，是外生變量向量，和是待估的系數(shù)矩陣。該模型常用于預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量形成的影響，具有更高的可靠性。</p><p>　　在估計V

41、AR 模型時，我們要對系統(tǒng)內(nèi)解釋變量的滯后期進行選擇，而且協(xié)整分析的結(jié)果對滯后長度的選擇比較敏感，因此多元VAR模型的滯后期長度的確定就至關重要，不當?shù)臏笃?，很可能會出現(xiàn)“虛協(xié)整”。而且滯后期不能過小或過大，否則會影響模型參數(shù)估計量的有效性。在此，本文通過LR、FPE、AIC、SC與HQ這5個指標進行選擇，從而選擇最合適的滯后期。</p><p>　　表2 因變量LNGDP的VAR模型滯后期選擇</p&g

42、t;<p>　　表3 因變量LNL的VAR模型滯后期選擇</p><p>　　注：*表示依據(jù)相關準則選擇其標準的滯后期；LR：連續(xù)修正的檢驗統(tǒng)計量（在5%的水平上顯著）；FPE:最終預測誤差；AIC(Akaike):信息準則；SC(Schwarz):信息準則；HQ(Harman-Quinn):信息準則。</p><p>　　基于VAR模型分別對因變量LNGDP與RFER、RF

43、IR和LNL與RFER、RFIR進行滯后期的選擇，其結(jié)果如上表2和表3，兩表結(jié)果均表明除了LR統(tǒng)計量外，其他所有的準則選出來的最優(yōu)滯后期均為6，可見這里的VAR模型中兩者最合適的滯后期數(shù)均為6，因此本文選擇VAR（6）模型進行進一步的檢驗。</p><p>　　確定VAR模型的滯后期后，要確定這個模型是否滿足穩(wěn)定性條件需要進一步的檢驗，這里主要通過判斷單位圓來確定。如果被估計的VAR模型的特征方程所有根的倒數(shù)值都

44、位于單位圓之內(nèi)，即小于1，則是穩(wěn)定的，否則模型是不穩(wěn)定的。通過下圖1、2我們可以發(fā)現(xiàn)這些變量其根的倒數(shù)值均位于單位圓內(nèi)，因此所研究的模型是完全穩(wěn)定的，在此滯后期為6最終被確認為VAR模型的最優(yōu)滯后期。</p><p>　　圖1 圖2</p><p>　　VAR模型的特征根的倒數(shù)的分布圖</p><p

45、><b>　?。ㄈ﹨f(xié)整檢驗</b></p><p>　　如果一組非穩(wěn)定性時間序列存在一個平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具有隨機趨勢，那么這組序列是協(xié)整的，這個線性組合就被稱為協(xié)整方程，表示一種長期的均衡關系。上文中通過單位根檢驗得出該模型屬于二階平穩(wěn)序列，而因變量LNGDP、LNL的VAR模型選擇的最優(yōu)滯后期都為6，所以在VAR的基礎上對兩個變量進行協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后期均確定為4。因此，

46、要進一步研究農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間的關系，需要對其是否具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關系進行檢驗。由于本文是多變量的時間序列，所以采用Johansen提出的JJ檢驗法進行檢驗。</p><p>　　判斷LNGDP與RFIR、RFER,LNL與RFIR、RFER之間是否存在協(xié)整關系，我們可以通過兩種方法來分析：一是通過跡統(tǒng)計量中的第一個數(shù)字與5%的臨界值進行比較，如果大于5%的臨界值，說明存在協(xié)整關系，表明原假設成立，

47、反之則表明原假設不成立，即不存在協(xié)整關系。二是看P值的第一行概率是不是小于0.05，小于號成立則表明有協(xié)整關系，反之則說明沒有。</p><p>　　表4 LNGDP與RFIR、RFER的協(xié)整檢驗結(jié)果</p><p>　　注：帶* 的數(shù)據(jù)表示在5%的水平下拒絕原假設。</p><p>　　表5 LNL與RFIR、RFER的協(xié)整檢驗</p><p&

48、gt;　　注：帶* 的數(shù)據(jù)表示在5%的水平下拒絕原假設。</p><p>　　如上表4，我們可以看到第四列第一個數(shù)字的跡統(tǒng)計量為45.24654，大于5%的臨界值29.79707，而且其P值0.0004小于0.05，表明拒絕原假設，即LNGDP與RFIR、RFER之間至少有一個協(xié)整關系，從而進一步對LNGDP與RFIR、RFER之間進行回歸分析得出其協(xié)整方程（見下表6）。同理上表5關于LNL與RFIR、RFER的

49、協(xié)整檢驗結(jié)果中可以看出跡統(tǒng)計量為37.60115大于5%的臨界值29.79707，而且其P值為0.0008，小于0.05，也表示LNL與RFIR、RFER之間存在著長期的均衡關系。因此對LNGDP與RFIR、RFER之間進行回歸分析得出其協(xié)整方程(如下表7)。</p><p>　　表6 LNGDP與RFIR、RFER的協(xié)整關系</p><p>　　方程1：LNGDP=-18.05033*

50、RFER+0.108495*RFIR </p><p>　　(3.17830) (0.01705)</p><p>　　協(xié)整方程1表明：當農(nóng)村金融相關率（RFIR）不變時，農(nóng)村金融發(fā)展效率（RFER）每變化1%，將引起農(nóng)村生產(chǎn)總值（GDP）下降18.05%；當農(nóng)村金融發(fā)展效率（RFER）不變時，農(nóng)村金融相關率（RFIR）每變動1%，將拉動農(nóng)村生產(chǎn)總值（GDP）增長0.11%。即

51、農(nóng)村金融發(fā)展效率和農(nóng)村金融相關率每提高1個百分點，將分別對農(nóng)村生產(chǎn)總值變動18.05和0.11個百分點，說明農(nóng)村金融發(fā)展效率比農(nóng)村金融相關率的影響效果明顯。</p><p>　　表7 LNL與RFIR、RFER的協(xié)整關系</p><p>　　方程2：LNL=-13.55553*RFER+0.108016*RFIR</p><p>　　(2.67986)

52、 (0.01318)</p><p>　　協(xié)整方程2表明：當農(nóng)村金融相關率（RFIR）不變時，農(nóng)村金融發(fā)展效率（RFER）每變化1%，將引起農(nóng)村生產(chǎn)總值（GDP）下降13.56%；當農(nóng)村金融發(fā)展效率（RFER）不變時，農(nóng)村金融相關率（RFIR）每變動1%，將引起農(nóng)村生產(chǎn)總值（GDP）上升0.108%。</p><p>　　綜合上述的協(xié)整檢驗結(jié)果分析，我們可以看出浙江省農(nóng)村金融相關率（RFI

53、R）、農(nóng)村金融發(fā)展效率(RFER)與農(nóng)村生產(chǎn)總值（LNGDP）及農(nóng)民人均純收入(LNL)之間都存在顯著的長期均衡關系。而方程1和方程2中可以發(fā)現(xiàn)浙江省農(nóng)村金融發(fā)展效率與農(nóng)村生產(chǎn)總值、農(nóng)民人均純收入之間存在負相關，而農(nóng)村金融相關率與農(nóng)村生產(chǎn)總值、農(nóng)民人均純收入成正向關系。這說明浙江省農(nóng)村金融發(fā)展效率的提高對農(nóng)村生產(chǎn)總值和農(nóng)民人均純收入的增長起阻礙作用，而農(nóng)村金融相關率的提高具有一定的促進作用。</p><p>　　

54、（四）格蘭杰因果檢驗</p><p>　　協(xié)整檢驗表明了變量之間存在長期的均衡關系，但變量之間是否具有因果關系，還需要進一步的檢驗。在此，本文采用Granger因果關系檢驗方法對變量之間進行短期的檢驗。如果其概率大于0.05，即在5%的顯著水平上接受了原假設；如果其概率小于0.05，則在5%的顯著水平上原假設不成立。由于格蘭杰因果檢驗對滯后期也比較敏感，因此先對其滯后期進行選擇，這里主要是根據(jù)AIC的最小值進行判

55、斷。</p><p>　　通過對變量LNGDP與RFIR、RFER，LNL與RFIR、RFER進行AIC值的選擇，發(fā)現(xiàn)進行檢驗后的AIC值在5期的時候值最小，因此進行格蘭杰因果檢驗的滯后期選擇為5，其檢驗結(jié)果如下表8。</p><p>　　表8 浙江省農(nóng)村金融變量與農(nóng)村經(jīng)濟變量之間的因果關系檢驗</p><p>　　在滯后期取5的條件下，對變量LNGDP與RFIR、

56、RFER，LNL與RFIR、RFER進行格蘭杰因果關系檢驗，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融相關率（RFIR）與農(nóng)村生產(chǎn)總值（LNGDP）之間互為因果關系，表明農(nóng)村生產(chǎn)總值的增長對農(nóng)村金融相關率具有拉動作用，而農(nóng)村金融相關率反過來也推動了農(nóng)村生產(chǎn)總值的增長。農(nóng)民人均純收入（LNL）拒絕了原假設，說明其是農(nóng)村金融相關率（RFIR）的格蘭杰原因，反之則接受了原假設，說明了農(nóng)民人均純收入的增長對農(nóng)村金融相關率具有拉動作用。農(nóng)村金融發(fā)展效率（RFER）與農(nóng)村生產(chǎn)總

57、值（LNGDP）、農(nóng)民人均純收入(LNL)之間均不存在因果關系，說明浙江省農(nóng)村存貸款的變動與農(nóng)村經(jīng)濟之間并沒有起到明顯的互動作用。</p><p>　　綜上所述，表明了浙江省農(nóng)村經(jīng)濟增長對農(nóng)村金融發(fā)展起到了推動作用，從側(cè)面反映了浙江省農(nóng)村金融生態(tài)系統(tǒng)的經(jīng)濟環(huán)境對農(nóng)村金融生態(tài)主體成長的助推作用。結(jié)果也表明了目前我省農(nóng)村金融相關率與農(nóng)村金融發(fā)展效率還沒有隨著農(nóng)村經(jīng)濟增長發(fā)生實質(zhì)性的變化，可以說農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展還沒有誘導出

58、適合浙江省農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的正規(guī)金融變革。</p><p><b>　　四、結(jié)論與建議</b></p><p>　　通過協(xié)整檢驗我們可以得到浙江省農(nóng)村金融相關效率和農(nóng)村金融發(fā)展效率與農(nóng)村生產(chǎn)總值以及農(nóng)民人均純收入增長之間存在長期的均衡關系，即農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長從長期來看具有相關性。但是農(nóng)村金融發(fā)展效率比農(nóng)村金融相關率的影響效果更明顯，并具有一定的滯后作用，這說明了

59、目前浙江省農(nóng)村金融發(fā)展過程中還存在一定的失衡問題。通過Granger因果關系表明了浙江省農(nóng)村生產(chǎn)總值與農(nóng)村金融相關率互為因果關系，而農(nóng)民人均純收入是農(nóng)村金融相關率的格蘭杰原因，反之則不是，說明了隨著浙江省農(nóng)村經(jīng)濟的不斷增長，對農(nóng)村金融的發(fā)展起到一定的促進作用。而農(nóng)村金融發(fā)展效率與農(nóng)村生產(chǎn)總值以及農(nóng)民人均純收入之間的相關性都不大，表明浙江省農(nóng)村金融發(fā)展效率與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間還未起到應有的作用。</p><p>　　

60、上述結(jié)果綜合表明了目前浙江省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間還未形成良性的互動關系。這可能是因為浙江省的非正規(guī)金融比較活躍，特別在浙江省南部地區(qū)，存在大量的民間金融。由于民間融資利息較低，沒有一定的法律約束，所以其發(fā)展速度較快且規(guī)模較大，而這些金融資產(chǎn)存量又無法在浙江省農(nóng)村金融資產(chǎn)總存量中得到統(tǒng)計，使得農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟增長的效果不是那么的明顯。針對我省農(nóng)村非正規(guī)金融這一現(xiàn)狀，在此提出幾點建議：</p><p>

61、;　?。ㄒ唬┐罅Πl(fā)展新型農(nóng)村金融機構(gòu)</p><p>　　在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型這一時期，建立現(xiàn)代的新農(nóng)村金融機構(gòu)有利于農(nóng)村金融體制的改善。雖然近年來國家對農(nóng)村村鎮(zhèn)銀行、信用社的設立門檻在一定程度上有了降低，但是對于新興農(nóng)村金融的建立和發(fā)展還沒有加大政策扶持力度，導致對農(nóng)民、農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟的服務還無法到位。而目前農(nóng)村經(jīng)濟的增長對農(nóng)村金融的深化起到了一定的拉動作用，因此只有隨著新型農(nóng)村金融機構(gòu)資金來源的不斷開拓，農(nóng)村金融機構(gòu)得

62、到又好又快的發(fā)展，才有助于浙江省農(nóng)村金融也能更好的帶動農(nóng)村經(jīng)濟的增長，達到相互促進的作用。</p><p>　　（二）引導民間金融與農(nóng)村經(jīng)濟相輔相成</p><p>　　由于我省非正規(guī)金融比較活躍，而且近年來非正式金融發(fā)展迅速，尤其在臺州，溫州這塊地區(qū)民間融資比較頻繁，逐漸成為農(nóng)村金融的重要力量。但是農(nóng)村非正式金融活動并沒有明確其合法地位，其發(fā)展的迅速無法對農(nóng)村經(jīng)濟的增長起到更好的效應。因

63、此政府應改變對農(nóng)村非正式金融的態(tài)度，給予其合法的生存空間。同時通過制定相關的法律制度建立合法的民間融資平臺，使農(nóng)村非正式金融可以在法律的框架下進行，從而得到最大的發(fā)揮并服務于農(nóng)村經(jīng)濟，引導農(nóng)村非正規(guī)金融與農(nóng)村經(jīng)濟相輔相成。</p><p>　?。ㄈ┩晟妻r(nóng)村外部環(huán)境因素</p><p>　　農(nóng)村外部環(huán)境因素是農(nóng)村金融改善的催化劑。建立良好的法律環(huán)境，才有利于提高金融的適應性和穩(wěn)定性。因此鼓

64、勵農(nóng)村金融主體多元化，健全農(nóng)村信用體系，營造良好的信用環(huán)境，有助于農(nóng)村金融的可持續(xù)發(fā)展。同時，還要營造良好的政府行政環(huán)境，規(guī)范政府行為，杜絕政府對農(nóng)村金融的強制性干預、破壞農(nóng)村金融的自我平衡機制的非市場行為。因此在完善我省農(nóng)村外部環(huán)境的基礎上從而推進浙江省農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟的互助性。</p><p><b>　　參考文獻</b></p><p>　　[1] 安翔. 我

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