農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[畢業(yè)論文]

1、<p>　　本科畢業(yè)設(shè)計(jì)(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(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究——以浙江省為例</p><p>　　所在學(xué)院 商學(xué)院 </p><p>　　專(zhuān)業(yè)班級(jí) 金融學(xué)

2、 </p><p>　　學(xué)生姓名 學(xué)號(hào) </p><p>　　指導(dǎo)教師 職稱(chēng) </p><p>　　完成日期 年 月 日</p><p><b>　　誠(chéng) 信 聲 明</b>

3、</p><p>　　我聲明，所呈交的論文是本人在老師指導(dǎo)下進(jìn)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(biāo)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(xiě)過(guò)的研究成果，也不包含為獲得 或其他教育機(jī)構(gòu)的學(xué)位或證書(shū)而使用過(guò)的材料。我承諾，論文中的所有內(nèi)容均真實(shí)、可信。</p><p>　　論文作者簽名： 簽名日期： 年 月 日<

4、;/p><p><b>　　授 權(quán) 聲 明</b></p><p>　　學(xué)校有權(quán)保留送交論文的原件，允許論文被查閱和借閱，學(xué)?？梢怨颊撐牡娜炕虿糠謨?nèi)容，可以影印、縮印或其他復(fù)制手段保存論文，學(xué)校必須嚴(yán)格按照授權(quán)對(duì)論文進(jìn)行處理，不得超越授權(quán)對(duì)論文進(jìn)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(lái)我國(guó)一直重視“三農(nóng)”問(wèn)題，在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型這一環(huán)境下我省加大了對(duì)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(wù)于我省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。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(yùn)用VAR模型中的協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等計(jì)量方法，對(duì)浙江省農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)

6、濟(jì)之間的關(guān)系進(jìn)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(jì)增長(zhǎng)之間尚未形成良性的互動(dòng)關(guān)系。由此針對(duì)我省農(nóng)村非正規(guī)金融這一特殊性，對(duì)農(nóng)村金融如何發(fā)揮應(yīng)有的作用來(lái)促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提出一些建議。</p><p>　　關(guān)鍵詞：農(nóng)村金融，金融發(fā)展，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)</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(cuò)誤!未指定書(shū)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(guó)內(nèi)外研究動(dòng)態(tài)回顧 …………………………………

11、…………………………1</p><p>　　二、實(shí)證設(shè)計(jì)………………………………………………………………………… 4</p><p>　　（一）指標(biāo)的選取…………………………………………………………………4</p><p>　?。ǘ?shù)據(jù)的來(lái)源及處理…………………………………………………………4</p><p>　　三、浙江省農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)

12、濟(jì)的實(shí)證檢驗(yàn)及分析 ………………………………5</p><p>　?。ㄒ唬┢椒€(wěn)性檢驗(yàn)…………………………………………………………………5</p><p>　?。ǘ￢AR模型的估計(jì) ……………………………………………………………6</p><p>　　（三）協(xié)整檢驗(yàn) ……………………………………………………………………8</p><p>　　

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

14、……………………………………………16</p><p><b>　　引 言</b></p><p>　　作為一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的狀況對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響至關(guān)重要，解決農(nóng)村“三農(nóng)”問(wèn)題一直是新一屆政府施政的重點(diǎn)。但是由于我國(guó)農(nóng)村人口比重較大且分布不均，使得國(guó)內(nèi)的區(qū)域、省際、甚至省內(nèi)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展都極不平衡。正因?yàn)槿绱?，“三農(nóng)”問(wèn)題成為困擾我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)

15、重大難題，國(guó)家多年來(lái)中央一號(hào)文件也都在積極的解決這一問(wèn)題。根據(jù)國(guó)家發(fā)改委調(diào)查，完成全面建設(shè)小康社會(huì)并達(dá)到新農(nóng)村最基本的公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，需投入4萬(wàn)億元的資金。在如此巨大的資金需求形勢(shì)下，農(nóng)村金融應(yīng)該如何融入到新農(nóng)村建設(shè)中并發(fā)揮其作用，從而與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)能形成互助關(guān)系，這是我們所關(guān)注的。</p><p>　　農(nóng)村金融發(fā)展是推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(lái)，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(bǔ)充的農(nóng)村金融發(fā)展格局，有力的支持了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的建設(shè)。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(guó)家也加大了對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的投入，間接帶動(dòng)了其他資金流入農(nóng)村，一定程度上促進(jìn)我省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，可是目前的農(nóng)村金融在適應(yīng)“新農(nóng)村建設(shè)”中仍存在一些弊端。加快農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變必須有強(qiáng)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(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，有利于明

17、確浙江省農(nóng)村金融服務(wù)在新農(nóng)村建設(shè)中的重要性。本文在綜合國(guó)內(nèi)外學(xué)者有關(guān)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)關(guān)系研究的基礎(chǔ)上，對(duì)浙江省1980—2009年的相關(guān)數(shù)據(jù)基于VAR模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行實(shí)證分析，力求可以更好的認(rèn)識(shí)到浙江省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的關(guān)系，從而針對(duì)所得出的結(jié)果對(duì)浙江省的新農(nóng)村建設(shè)提出一定的政策性建議。在此，對(duì)國(guó)內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)研究動(dòng)態(tài)進(jìn)行回顧。</p><p>　　一、國(guó)內(nèi)外研究動(dòng)態(tài)回顧</p&g

18、t;<p>　　目前，關(guān)于金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，大多是基于國(guó)家層次上或整個(gè)產(chǎn)業(yè)層次，對(duì)國(guó)家層次內(nèi)及省級(jí)的農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究并不多。</p><p>　　早在1911，Schumpeter就發(fā)現(xiàn)一個(gè)運(yùn)行良好的金融系統(tǒng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，但只是初步的認(rèn)識(shí)。Goldsmith（1969）最早提出了金融相關(guān)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(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系逐漸成為發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)重要研究領(lǐng)域。King和Levine（1993）針對(duì)Goldsmith研究的缺陷，運(yùn)用1960—1989年的數(shù)據(jù)對(duì)80個(gè)國(guó)家進(jìn)行研究，證明了兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系。Levine（2002）通過(guò)48個(gè)國(guó)家1980—1995年的跨國(guó)數(shù)據(jù)加以分析，發(fā)現(xiàn)金融系統(tǒng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有強(qiáng)相關(guān)性。Kunt和Maksimovic(2002)從企業(yè)層次方面進(jìn)行研究

20、，也得出類(lèi)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(diǎn)。</p><p>　　但是，一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為金融發(fā)展對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不重要，甚至?xí)璧K經(jīng)濟(jì)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(shí)證研究者Singh(1997)認(rèn)為股票市場(chǎng)發(fā)展不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。還有其他研究者也支持這一觀點(diǎn)，如Pagano (1993)運(yùn)用帕加諾AK模型，指出金融發(fā)展可能會(huì)降低儲(chǔ)蓄率,不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Kunt和Levine (2001)選用48個(gè)國(guó)家1980年到1993的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)金融系統(tǒng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)經(jīng)濟(jì)的影響不明顯。此外，還有些實(shí)證研究者得出金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單向因果關(guān)系，比如Rousseau 和Wachtel（1998）采用格蘭杰因果檢驗(yàn)和向量誤差矯正方法對(duì)5個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究結(jié)果表明了兩者存在單向因果關(guān)系。Demetriades 和Hussein(1996) 運(yùn)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(guān)于農(nóng)村金融和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究方面，Patrick（1966）針對(duì)發(fā)展中國(guó)家的農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，提出了兩種模式即“需求追隨模式”和“供給領(lǐng)先模式”。 UlrichKoester和Jensen（2000）通過(guò)研究分析，認(rèn)為發(fā)展中國(guó)家的農(nóng)村金融市場(chǎng)體系對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)缺乏有效性。Buregess 和pande (2003)對(duì)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(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

24、Pischke（1983）、Kochar（1997）通過(guò)研究表明中國(guó)家農(nóng)村金融市場(chǎng)對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定的影響。</p><p>　　國(guó)內(nèi)相關(guān)學(xué)者在基于國(guó)外研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合了中國(guó)的實(shí)際狀況對(duì)我國(guó)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究：如談儒勇（1999）參照Levine模型，運(yùn)用普通最小二乘法對(duì)中國(guó)1993—1998年的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，認(rèn)為金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的相互作用關(guān)系。丁曉松(2005)基于單位根檢

25、驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)方法，得出了金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在雙向關(guān)系。龐曉波、趙玉龍（2003）通過(guò)20多年的數(shù)據(jù)驗(yàn)證了中國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)弱相關(guān)性。曹?chē)[和吳軍（2002）、戰(zhàn)明華（2004）等人的研究均表明我國(guó)金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系。</p><p>　　國(guó)內(nèi)有些經(jīng)濟(jì)學(xué)家以農(nóng)村金融和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)為研究對(duì)象，通過(guò)不同的研究方法對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，其基本關(guān)系主要有以下三種。農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)

26、濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)具有促進(jìn)作用；王瑩(2008)和邱杰、楊林(2009)、冉光和與張金鑫（2008）運(yùn)用帕加諾模型進(jìn)行研究，均表明農(nóng)村中兩者存在雙向因果關(guān)系；此外，匡愛(ài)民（2009）、尹娟民和范秀紅（2009）、周駁（2009）等人采用Granger因果關(guān)系進(jìn)行研究，結(jié)果表明農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間相互影響；方金兵、張兵、曹陽(yáng)(2009)基于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系，通

27、過(guò)向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)表明兩者互為因果關(guān)系。一部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系不大：如鄧?yán)?、冉光和?005）采用灰色理論中的關(guān)聯(lián)分析研究，得出重慶農(nóng)村金融規(guī)模對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不大；紀(jì)淼、李宏瑾（2007）利用1994—2007 年的季度數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行研究，得出目前我國(guó)農(nóng)村正規(guī)金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間并不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系；郭暉和李景躍（2009</p><p>

28、;　　從國(guó)內(nèi)外研究動(dòng)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(huì)大不相同。但其基本關(guān)系主要表現(xiàn)為三種：即相互作用關(guān)系、單相關(guān)關(guān)系及兩者毫無(wú)關(guān)系。但是現(xiàn)有的實(shí)證研究無(wú)論是從樣本選取、分析方法、實(shí)證過(guò)程還是實(shí)證結(jié)果都存在著一定的爭(zhēng)議，這也從側(cè)面反應(yīng)了該領(lǐng)域的研究還處于不斷的完善中。</p><p>　　因此本文在結(jié)合國(guó)內(nèi)外的研究基礎(chǔ)上對(duì)浙江省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研

29、究，通過(guò)實(shí)證結(jié)果分析浙江省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間所存在的關(guān)系，并分析其檢驗(yàn)結(jié)果提出相應(yīng)的政策建議。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是國(guó)內(nèi)外研究動(dòng)態(tài)回顧，第二部分是實(shí)證的設(shè)計(jì)，第三部分是實(shí)證檢驗(yàn)及分析，第四部分是闡述結(jié)論并提出相應(yīng)的政策建議。</p><p><b>　　二、實(shí)證設(shè)計(jì)</b></p><p><b>　?。ㄒ唬┲笜?biāo)的選取</b>

30、</p><p>　　1．農(nóng)村金融相關(guān)率(RFIR)</p><p>　　金融相關(guān)率是指一定時(shí)期內(nèi)全部金融資產(chǎn)價(jià)值和全部實(shí)物資產(chǎn)價(jià)值的比值，本文主要是參照Goldsmith(1969)的金融相關(guān)比率來(lái)設(shè)計(jì)浙江省農(nóng)村金融相關(guān)比率。根據(jù)Goldsmith(1969)對(duì)金融資產(chǎn)的分析，他認(rèn)為金融資產(chǎn)應(yīng)該包括現(xiàn)金、儲(chǔ)蓄存款、定期存款、股票、債券、保險(xiǎn)項(xiàng)目等。但是目前浙江省農(nóng)村居民所持有的有價(jià)證券數(shù)

31、量比較少，而且保險(xiǎn)意識(shí)較弱，因此本文沒(méi)有涉及有價(jià)證券和保險(xiǎn)這兩部分。農(nóng)村金融相關(guān)率（RFIR）作為農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)，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(chǔ)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(lái)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(biāo)（

32、RFER）用農(nóng)村貸款與農(nóng)村存款之比來(lái)確認(rèn)，反映農(nóng)村金融資源配置中儲(chǔ)蓄一投資的轉(zhuǎn)化效率。</p><p>　　3．農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)的選取</p><p>　　農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(zhǎng)，因此本文運(yùn)用農(nóng)村GDP和農(nóng)民人均純收入作為指標(biāo)加以衡量。</p><p>　?。ǘ?shù)據(jù)的來(lái)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(dāng)于農(nóng)村，而農(nóng)村=農(nóng)村+農(nóng)村存款。由于沒(méi)有農(nóng)村的統(tǒng)計(jì)資料，農(nóng)村現(xiàn)金流通量約占全國(guó)現(xiàn)金流通量的70％，因此，本文根據(jù)全國(guó)的70％估算農(nóng)村；農(nóng)村貸款為金融機(jī)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(jī)構(gòu)農(nóng)業(yè)存款與農(nóng)戶儲(chǔ)蓄之和；由于沒(méi)有農(nóng)村GDP的統(tǒng)計(jì)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(biāo)數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度是30年，其中全國(guó)的Mo主要是來(lái)自于《中國(guó)金

34、融年鑒》，其余指標(biāo)數(shù)據(jù)直接來(lái)源于相關(guān)年份的《浙江省金融年鑒》。本文基于浙江省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展的現(xiàn)象，以農(nóng)村金融相關(guān)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(shí)證分析中，對(duì)農(nóng)村生產(chǎn)總值取對(duì)數(shù)（LNGDP），農(nóng)民人均純收人取對(duì)數(shù)（LNL），RFIR為農(nóng)村金融相關(guān)率，RFER為農(nóng)村金融發(fā)展效率，先對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，再基于VAR模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)。</p>&l

35、t;p>　　三、浙江省農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的實(shí)證檢驗(yàn)及分析</p><p><b>　　（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)</b></p><p>　　為避免出現(xiàn)虛假回歸而造成結(jié)論無(wú)效，需要對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)， 常用方法有擴(kuò)展的Dickey- Fuller(ADF) 和非參數(shù)的PP 單位根檢驗(yàn)。而本文主要采用的是ADF 檢驗(yàn), 其表達(dá)式為: </p>&l

36、t;p>　　其中, 是待檢驗(yàn)的時(shí)間序列,是常數(shù)項(xiàng),為時(shí)間趨勢(shì),是滯后期,是隨機(jī)誤差項(xiàng)。對(duì)取足夠次數(shù)的差分，保證被檢驗(yàn)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(jìn)行單位根檢驗(yàn)，從而判斷出的單整階數(shù)。</p><p>　　本文運(yùn)用EVIEWS5.1軟件，對(duì)農(nóng)村生產(chǎn)總值（取對(duì)數(shù)）、農(nóng)民人均純收入（取對(duì)數(shù)）、農(nóng)村金融相關(guān)率（RFIR）、農(nóng)村金融發(fā)展效率（RFER）四個(gè)變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)來(lái)判斷其平穩(wěn)性

37、。首先通過(guò)畫(huà)折線圖確定變量的截距項(xiàng)（C）與趨勢(shì)項(xiàng)(T)，然后通過(guò)判斷AIC的最小值，對(duì)其ADF值與對(duì)應(yīng)的臨界值（這里是與5%的臨界值）進(jìn)行比較，如果ADF值的絕對(duì)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(duì)其進(jìn)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(yàn)結(jié)果</p><p>　　注：①檢驗(yàn)類(lèi)型中的C表示檢驗(yàn)平穩(wěn)性時(shí)估計(jì)方程中的常數(shù)項(xiàng)

38、，0表示不含常數(shù)項(xiàng)；T表示時(shí)間趨勢(shì)，0表示不含時(shí)間趨勢(shì)；K表示自回歸滯后的長(zhǎng)度；AIC準(zhǔn)則用以評(píng)價(jià)效果；②D表示對(duì)原序列進(jìn)行一階差分，DD表示二階差分。</p><p>　　通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，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(duì)值均小于5%的臨界值，故對(duì)這些非平穩(wěn)性變量采用一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)，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(duì)其進(jìn)行二階差分再次檢驗(yàn)，直至變量都趨于平穩(wěn)。通過(guò)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(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。</p><p>　　（二）VAR模型的估計(jì)</p><p>　　向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立的模型，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法是以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)來(lái)描述變量關(guān)系的模型，但是該經(jīng)濟(jì)理論通常

40、并不足以對(duì)變量之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系提供一個(gè)嚴(yán)密的說(shuō)明，而VAR模型則把系統(tǒng)中每一個(gè)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(lái)構(gòu)造模型。其表達(dá)式為：</p><p>　　其中是一個(gè)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(yù)測(cè)相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)及分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量形成的影響，具有更高的可靠性。</p><p>　　在估計(jì)V

41、AR 模型時(shí)，我們要對(duì)系統(tǒng)內(nèi)解釋變量的滯后期進(jìn)行選擇，而且協(xié)整分析的結(jié)果對(duì)滯后長(zhǎng)度的選擇比較敏感，因此多元VAR模型的滯后期長(zhǎng)度的確定就至關(guān)重要，不當(dāng)?shù)臏笃?，很可能?huì)出現(xiàn)“虛協(xié)整”。而且滯后期不能過(guò)小或過(guò)大，否則會(huì)影響模型參數(shù)估計(jì)量的有效性。在此，本文通過(guò)LR、FPE、AIC、SC與HQ這5個(gè)指標(biāo)進(jìn)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(guān)準(zhǔn)則選擇其標(biāo)準(zhǔn)的滯后期；LR：連續(xù)修正的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（在5%的水平上顯著）；FPE:最終預(yù)測(cè)誤差；AIC(Akaike):信息準(zhǔn)則；SC(Schwarz):信息準(zhǔn)則；HQ(Harman-Quinn):信息準(zhǔn)則。</p><p>　　基于VAR模型分別對(duì)因變量LNGDP與RFER、RF

43、IR和LNL與RFER、RFIR進(jìn)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(jì)量外，其他所有的準(zhǔn)則選出來(lái)的最優(yōu)滯后期均為6，可見(jiàn)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(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。</p><p>　　確定VAR模型的滯后期后，要確定這個(gè)模型是否滿足穩(wěn)定性條件需要進(jìn)一步的檢驗(yàn)，這里主要通過(guò)判斷單位圓來(lái)確定。如果被估計(jì)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(guò)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(rèn)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>　　（三）協(xié)整檢驗(yàn)</b></p><p>　　如果一組非穩(wěn)定性時(shí)間序列存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具有隨機(jī)趨勢(shì)，那么這組序列是協(xié)整的，這個(gè)線性組合就被稱(chēng)為協(xié)整方程，表示一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。上文中通過(guò)單位根檢驗(yàn)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(chǔ)上對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后期均確定為4。因此，

46、要進(jìn)一步研究農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，需要對(duì)其是否具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。由于本文是多變量的時(shí)間序列，所以采用Johansen提出的JJ檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)。</p><p>　　判斷LNGDP與RFIR、RFER,LNL與RFIR、RFER之間是否存在協(xié)整關(guān)系，我們可以通過(guò)兩種方法來(lái)分析：一是通過(guò)跡統(tǒng)計(jì)量中的第一個(gè)數(shù)字與5%的臨界值進(jìn)行比較，如果大于5%的臨界值，說(shuō)明存在協(xié)整關(guān)系，表明原假設(shè)成立，

47、反之則表明原假設(shè)不成立，即不存在協(xié)整關(guān)系。二是看P值的第一行概率是不是小于0.05，小于號(hào)成立則表明有協(xié)整關(guān)系，反之則說(shuō)明沒(méi)有。</p><p>　　表4 LNGDP與RFIR、RFER的協(xié)整檢驗(yàn)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(shè)。</p><p>　　表5 LNL與RFIR、RFER的協(xié)整檢驗(yàn)</p><p&

48、gt;　　注：帶* 的數(shù)據(jù)表示在5%的水平下拒絕原假設(shè)。</p><p>　　如上表4，我們可以看到第四列第一個(gè)數(shù)字的跡統(tǒng)計(jì)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(shè)，即LNGDP與RFIR、RFER之間至少有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，從而進(jìn)一步對(duì)LNGDP與RFIR、RFER之間進(jìn)行回歸分析得出其協(xié)整方程（見(jiàn)下表6）。同理上表5關(guān)于LNL與RFIR、RFER的

49、協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出跡統(tǒng)計(jì)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(zhǎng)期的均衡關(guān)系。因此對(duì)LNGDP與RFIR、RFER之間進(jìn)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(guān)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(dāng)農(nóng)村金融相關(guān)率（RFIR）不變時(shí)，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(dāng)農(nóng)村金融發(fā)展效率（RFER）不變時(shí)，農(nóng)村金融相關(guān)率（RFIR）每變動(dòng)1%，將拉動(dòng)農(nóng)村生產(chǎn)總值（GDP）增長(zhǎng)0.11%。即

51、農(nóng)村金融發(fā)展效率和農(nóng)村金融相關(guān)率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，將分別對(duì)農(nóng)村生產(chǎn)總值變動(dòng)18.05和0.11個(gè)百分點(diǎn)，說(shuō)明農(nóng)村金融發(fā)展效率比農(nóng)村金融相關(guān)率的影響效果明顯。</p><p>　　表7 LNL與RFIR、RFER的協(xié)整關(guān)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(dāng)農(nóng)村金融相關(guān)率（RFIR）不變時(shí)，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(dāng)農(nóng)村金融發(fā)展效率（RFER）不變時(shí)，農(nóng)村金融相關(guān)率（RFIR）每變動(dòng)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(yàn)結(jié)果分析，我們可以看出浙江省農(nóng)村金融相關(guān)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(zhǎng)期均衡關(guān)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(fù)相關(guān)，而農(nóng)村金融相關(guān)率與農(nóng)村生產(chǎn)總值、農(nóng)民人均純收入成正向關(guān)系。這說(shuō)明浙江省農(nóng)村金融發(fā)展效率的提高對(duì)農(nóng)村生產(chǎn)總值和農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)起阻礙作用，而農(nóng)村金融相關(guān)率的提高具有一定的促進(jìn)作用。</p><p>　　

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

55、斷。</p><p>　　通過(guò)對(duì)變量LNGDP與RFIR、RFER，LNL與RFIR、RFER進(jìn)行AIC值的選擇，發(fā)現(xiàn)進(jìn)行檢驗(yàn)后的AIC值在5期的時(shí)候值最小，因此進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)的滯后期選擇為5，其檢驗(yàn)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(jì)變量之間的因果關(guān)系檢驗(yàn)</p><p>　　在滯后期取5的條件下，對(duì)變量LNGDP與RFIR、

56、RFER，LNL與RFIR、RFER進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融相關(guān)率（RFIR）與農(nóng)村生產(chǎn)總值（LNGDP）之間互為因果關(guān)系，表明農(nóng)村生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村金融相關(guān)率具有拉動(dòng)作用，而農(nóng)村金融相關(guān)率反過(guò)來(lái)也推動(dòng)了農(nóng)村生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)。農(nóng)民人均純收入（LNL）拒絕了原假設(shè)，說(shuō)明其是農(nóng)村金融相關(guān)率（RFIR）的格蘭杰原因，反之則接受了原假設(shè)，說(shuō)明了農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村金融相關(guān)率具有拉動(dòng)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(guān)系，說(shuō)明浙江省農(nóng)村存貸款的變動(dòng)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)之間并沒(méi)有起到明顯的互動(dòng)作用。</p><p>　　綜上所述，表明了浙江省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展起到了推動(dòng)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(jì)環(huán)境對(duì)農(nóng)村金融生態(tài)主體成長(zhǎng)的助推作用。結(jié)果也表明了目前我省農(nóng)村金融相關(guān)率與農(nóng)村金融發(fā)展效率還沒(méi)有隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)生實(shí)質(zhì)性的變化，可以說(shuō)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展還沒(méi)有誘導(dǎo)出

58、適合浙江省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(guò)協(xié)整檢驗(yàn)我們可以得到浙江省農(nóng)村金融相關(guān)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(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，即農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從長(zhǎng)期來(lái)看具有相關(guān)性。但是農(nóng)村金融發(fā)展效率比農(nóng)村金融相關(guān)率的影響效果更明顯，并具有一定的滯后作用，這說(shuō)明了

59、目前浙江省農(nóng)村金融發(fā)展過(guò)程中還存在一定的失衡問(wèn)題。通過(guò)Granger因果關(guān)系表明了浙江省農(nóng)村生產(chǎn)總值與農(nóng)村金融相關(guān)率互為因果關(guān)系，而農(nóng)民人均純收入是農(nóng)村金融相關(guān)率的格蘭杰原因，反之則不是，說(shuō)明了隨著浙江省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)，對(duì)農(nóng)村金融的發(fā)展起到一定的促進(jìn)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(guān)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(jì)增長(zhǎng)之間還未起到應(yīng)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(jì)增長(zhǎng)之間還未形成良性的互動(dòng)關(guān)系。這可能是因?yàn)檎憬〉姆钦?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(méi)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(wú)法在浙江省農(nóng)村金融資產(chǎn)總存量中得到統(tǒng)計(jì)，使得農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效果不是那么的明顯。針對(duì)我省農(nóng)村非正規(guī)金融這一現(xiàn)狀，在此提出幾點(diǎn)建議：</p><p>

61、;　?。ㄒ唬┐罅Πl(fā)展新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)</p><p>　　在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型這一時(shí)期，建立現(xiàn)代的新農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)有利于農(nóng)村金融體制的改善。雖然近年來(lái)國(guó)家對(duì)農(nóng)村村鎮(zhèn)銀行、信用社的設(shè)立門(mén)檻在一定程度上有了降低，但是對(duì)于新興農(nóng)村金融的建立和發(fā)展還沒(méi)有加大政策扶持力度，導(dǎo)致對(duì)農(nóng)民、農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的服務(wù)還無(wú)法到位。而目前農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村金融的深化起到了一定的拉動(dòng)作用，因此只有隨著新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)資金來(lái)源的不斷開(kāi)拓，農(nóng)村金融機(jī)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(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，達(dá)到相互促進(jìn)的作用。</p><p>　　（二）引導(dǎo)民間金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(lái)非正式金融發(fā)展迅速，尤其在臺(tái)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(dòng)并沒(méi)有明確其合法地位，其發(fā)展的迅速無(wú)法對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起到更好的效應(yīng)。因

63、此政府應(yīng)改變對(duì)農(nóng)村非正式金融的態(tài)度，給予其合法的生存空間。同時(shí)通過(guò)制定相關(guān)的法律制度建立合法的民間融資平臺(tái)，使農(nóng)村非正式金融可以在法律的框架下進(jìn)行，從而得到最大的發(fā)揮并服務(wù)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，引導(dǎo)農(nóng)村非正規(guī)金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(yīng)性和穩(wěn)定性。因此鼓

64、勵(lì)農(nóng)村金融主體多元化，健全農(nóng)村信用體系，營(yíng)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(shí)，還要營(yíng)造良好的政府行政環(huán)境，規(guī)范政府行為，杜絕政府對(duì)農(nóng)村金融的強(qiáng)制性干預(yù)、破壞農(nóng)村金融的自我平衡機(jī)制的非市場(chǎng)行為。因此在完善我省農(nóng)村外部環(huán)境的基礎(chǔ)上從而推進(jìn)浙江省農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的互助性。</p><p><b>　　參考文獻(xiàn)</b></p><p>　　[1] 安翔. 我

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