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摘要：本文從農(nóng)村金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三個(gè)維度衡量農(nóng)村金融發(fā)展程度，并運(yùn)用VAR計(jì)量分析方法對甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。分析結(jié)果顯示：

甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間均呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在影響程度上，農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響程度最大，農(nóng)村金融規(guī)模次之，農(nóng)村金融效率最??；因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后具有中長期效應(yīng)，同時(shí)甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村金融發(fā)展引致作用不顯著。

關(guān)鍵詞：甘肅省；農(nóng)村金融發(fā)展；農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長；VAR模型；Granger因果檢驗(yàn)

1引言

作為甘肅省經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的健康、持續(xù)發(fā)展不只對整體經(jīng)濟(jì)有著重要的影響，而且直接決定著甘肅省能否在西部大開發(fā)戰(zhàn)略的推動下實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展。如何促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長這一問題，諸多學(xué)者基于不同的假設(shè)提出了不同的觀點(diǎn)。盡管這些觀點(diǎn)不盡相同，但是越來越多的人將目光逐漸聚集到了農(nóng)村金融在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的核心作用上。考慮到在傳統(tǒng)金融體制中，農(nóng)業(yè)部門的金融機(jī)構(gòu)是非農(nóng)業(yè)部門金融體系的延伸，它與農(nóng)業(yè)部門自身的資金積累與流轉(zhuǎn)過程是相當(dāng)疏遠(yuǎn)的[1]，所以在這樣一種經(jīng)濟(jì)環(huán)境下研究農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村金融宏觀經(jīng)濟(jì)支持具有相當(dāng)?shù)碾y度?，F(xiàn)有的國內(nèi)研究大多籠統(tǒng)的探討金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，尚未把城鄉(xiāng)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長區(qū)分開來，僅有的幾篇專門研究農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的文獻(xiàn)，選取的指標(biāo)或者只是衡量金融發(fā)展規(guī)模狀況，如金融機(jī)構(gòu)存、貸款額等，尚未考慮到金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和效率等方面的差異，或者選取的結(jié)構(gòu)、效率指標(biāo)覆蓋面太小，并未全面的考察農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r。

基于此，本文的出發(fā)點(diǎn)是：借鑒區(qū)域金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論，從研究農(nóng)村金融發(fā)展水平的角度出發(fā)，按照甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三個(gè)維度考察甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，力求一方面拓寬金融發(fā)展相關(guān)理論的運(yùn)用范圍和領(lǐng)域，另一方面為甘肅省經(jīng)濟(jì)增長尋求金融支持提供方向和路徑。下面的內(nèi)容安排如下：第二部分是關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的相關(guān)理論回顧；第三部分研究方法、指標(biāo)及數(shù)據(jù)說明和介紹；第四部分是對甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析；第四部分是相關(guān)結(jié)論的梳理。

2文獻(xiàn)綜述

對于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究，近40年來一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的焦點(diǎn)之一。

同時(shí)從實(shí)證研究角度看，由于采用的研究方法、解釋變量、樣本范圍和側(cè)重點(diǎn)等不同，所以結(jié)論存在諸多分歧。筆者按照研究層面對國內(nèi)主要文獻(xiàn)做了歸納。

2.1國家及省域金融發(fā)展層面周立、王子明等（2002）通過對中國東中西三地區(qū)1978-2000年金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長強(qiáng)相關(guān)，促進(jìn)金融發(fā)展有利于經(jīng)濟(jì)的長期穩(wěn)定增長[2]。艾洪德、徐明圣、郭凱等（2004）采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯χ袊鞯貐^(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在因果關(guān)系，東部和全國的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系，而中、西部二者之間則幾乎是負(fù)相關(guān)的關(guān)系，且存在明顯的滯后效應(yīng)[3]。周好文、鐘永紅等（2004）運(yùn)用VAR多變量系統(tǒng)的實(shí)證研究表明金融中介的規(guī)模指標(biāo)和效率指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長在各地區(qū)間的因果關(guān)系不一致，中西部地區(qū)的金融中介機(jī)構(gòu)能更好地促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長[4]。沈坤榮、張成等（2004）認(rèn)為改革開放以前，中國的經(jīng)濟(jì)增長無法得到金融發(fā)展的支持，1990年后中國市場狀況的變化并沒有在很大程度上對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用，內(nèi)生金融轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力的機(jī)制尚存在障礙[5]。王晉斌（2007）采用動態(tài)GMM方法對不同階段的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為不同金融控制強(qiáng)度下金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在不同的關(guān)系，即在金融控制強(qiáng)的區(qū)域的金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長沒有顯著的促進(jìn)作用，而在金融控制弱的區(qū)域，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間可能表現(xiàn)出一種“中性”的作用[6]。高宏霞、費(fèi)和（2009）采用1994～2008年相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法對甘肅省的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，甘肅省區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在負(fù)的相關(guān)關(guān)系[7]。

2.2縣域及農(nóng)村金融發(fā)展層面陳吉元、鄧英淘、姚鋼和徐笑波(1989)開創(chuàng)性地運(yùn)用金融深化指標(biāo)測算農(nóng)村金融的深化程度并論述了中國農(nóng)村金融深化與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系[8]。張?jiān)t（2005）通過運(yùn)用時(shí)間序列數(shù)據(jù)對農(nóng)村正規(guī)金融深化程度進(jìn)行計(jì)算后發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)村正規(guī)金融效率低下[9]。董曉林和王娟（2004）建立了農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長相互影響的內(nèi)生增長模型，運(yùn)用相關(guān)數(shù)據(jù)分析表明，金融支持對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長具有推動作用[10]。姚耀軍（2004）基于VAR模型及其協(xié)整分析，利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，對中國農(nóng)村1978-2002年金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融發(fā)展是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因[11]。趙曉芳（2007）運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析法，對甘肅農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究，研究發(fā)現(xiàn):

甘肅農(nóng)村金融規(guī)模是影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，而且農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)有轉(zhuǎn)貸行為[12]。高宏霞、李現(xiàn)總等（2009）以定西市安定區(qū)為例，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、阿爾蒙變量回歸等實(shí)證方法，著力探討了縣域經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)整體發(fā)展與金融發(fā)展的關(guān)系，結(jié)果表明：縣域經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)對縣域金融發(fā)展具有引致作用[13]。

以上學(xué)者的研究一定程度上反映了中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展之間的關(guān)系，是對該領(lǐng)域研究的一個(gè)巨大推動和創(chuàng)新。但是在研究中存在一系列的問題，首先，上述研究大多是在宏觀層面上進(jìn)行的，著眼于更小的區(qū)域范圍尤其是基于縣域及農(nóng)村視角的研究相對較少；其次，僅有的研究農(nóng)村金融的文獻(xiàn)，在衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平的時(shí)候，所選的指標(biāo)都比較單一，徐笑波、張?jiān)t等都是用農(nóng)村FIR來衡量農(nóng)村金融的發(fā)展水平，沒有考慮到金融結(jié)構(gòu)和效率的問題。相比之下姚耀軍通過農(nóng)村貸款余額/農(nóng)村GDP來衡量農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模，用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的貸款余額/農(nóng)村的貸款余額來反映農(nóng)村金融的結(jié)構(gòu)，用農(nóng)村貸款余額/農(nóng)村存款余額來反映農(nóng)村金融發(fā)展效率相對較好，但是指標(biāo)設(shè)計(jì)中覆蓋面相對較小。

本文在借鑒姚耀軍研究成果的基礎(chǔ)上對其進(jìn)行了修正，重新選取農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率指標(biāo)來衡量甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展水平，并在此基礎(chǔ)上探究甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，力圖尋找農(nóng)村金融發(fā)展促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的具體路徑。

3研究方法、指標(biāo)及數(shù)據(jù)說明

3.1研究方法為了避免偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，且考慮到單方程模型對模型選取和函數(shù)形式的敏感性，本文采用具有更高可靠性的向量自回歸VAR模型。首先利用ADF單位根檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)各個(gè)變量的平穩(wěn)性。如果所有變量都是單整的，且單整階數(shù)相同，則它們的線性組合能構(gòu)成平穩(wěn)的時(shí)間序列，即變量之間存在協(xié)整關(guān)系。對于非平穩(wěn)變量間的協(xié)整檢驗(yàn)，本文采用在VAR模型基礎(chǔ)發(fā)展起來的被廣泛使用的Johansen檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整分析得到的經(jīng)驗(yàn)方程只能說明變量之間存在長期的均衡關(guān)系，并不能說明它們之間一定存在因果關(guān)系，變量之間的因果關(guān)系需通過Granger因果檢驗(yàn)來驗(yàn)證。本文引入VEC模型，通過對VECM中協(xié)整方程對應(yīng)調(diào)整系數(shù)的參數(shù)顯著性來檢驗(yàn)變量之間的長期因果關(guān)系，用VAR模型下的格蘭杰因果檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)變量之間的短期因果關(guān)系檢驗(yàn)。

3.2指標(biāo)選取

3.2.1農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)的選取不同于徐笑波等（1989）和張?jiān)t等（2005），本文利用類似于姚耀軍（2005）的指標(biāo)定義，共選取四個(gè)指標(biāo)，其中農(nóng)村金融發(fā)展既有規(guī)模指標(biāo)、也有結(jié)構(gòu)和效率指標(biāo)，各指標(biāo)描述如下。

（1）農(nóng)村金融規(guī)模指標(biāo)。衡量金融發(fā)展規(guī)模的指標(biāo)常見的有戈氏指標(biāo)（FIR）和麥?zhǔn)现笜?biāo)（GDPM2）。然而，麥?zhǔn)现笜?biāo)受到眾多質(zhì)疑。正如國內(nèi)學(xué)者普遍認(rèn)為的那樣，中國較高的GDPM2應(yīng)該歸因于投資渠道不暢、交易手段的落后以及支付體系的效率低下，而非較高的金融發(fā)展水平的直接表現(xiàn)。李廣眾、陳平（2002）[14]認(rèn)為，中國較高的GDPM2也許更應(yīng)該歸因于長期的通貨膨脹、交易手段的落后以及支付體系的效率低下，而非較高的金融發(fā)展水平的直接體現(xiàn)。

因此，本文采用戈氏“金融相關(guān)比率”指標(biāo)，同時(shí)考慮到中國是一個(gè)銀行主導(dǎo)型的國家，因此在計(jì)算過程中，用甘肅省農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的存貸款余額代替金融資產(chǎn)，用甘肅省農(nóng)村國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP代表國民財(cái)富，該指標(biāo)記為RFIR。

（2）農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)。衡量城鄉(xiāng)金融結(jié)構(gòu)的指標(biāo)可以從兩個(gè)方面來考慮：一是根據(jù)各金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)的分布來衡量；另一種則是根據(jù)金融機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)量的分布來衡量。由于本文著力探討農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的業(yè)態(tài)狀況對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的影響，所以本文根據(jù)甘肅省農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)量的分布選取結(jié)構(gòu)指標(biāo)。

甘肅省農(nóng)村金融主要由農(nóng)村合作金融、農(nóng)村商業(yè)性金融、農(nóng)村政策性金融和農(nóng)村非正規(guī)金融構(gòu)成，由于農(nóng)信社在甘肅乃至中國農(nóng)村金融市場上居于主要地位，所以我們用甘肅省農(nóng)村信用社農(nóng)村貸款余額/農(nóng)村貸款余額來衡量甘肅省農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)狀況，該指標(biāo)記為RFS。

（3）反映農(nóng)村金融效率的指標(biāo)。金融作為一種戰(zhàn)略資源，在一定的時(shí)期內(nèi)具有數(shù)量的約束問題。當(dāng)金融資源的數(shù)量已經(jīng)膨脹到了極限的時(shí)候，我們只有努力提高金融資源的使用效率，也就是說使金融資源達(dá)到最優(yōu)的配置狀態(tài)[15]，為此本文設(shè)計(jì)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)貸款余額/農(nóng)村存款余額（記為RFE）這一效率指標(biāo)來衡量甘肅省農(nóng)村金融中介機(jī)構(gòu)的儲蓄動員能力。

3.2.2農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的選取一般衡量經(jīng)濟(jì)增長常用的指標(biāo)有名義GDP、實(shí)際GDP、名義GDP增長率、實(shí)際GDP增長率、人均GDP及人均GDP增長率等。考慮到通貨膨脹和人口變動等因素對計(jì)量過程的影響，本文選取農(nóng)村實(shí)際人均GDP增長率作為衡量甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，記為RGDPR。

3.3數(shù)據(jù)來源及說明本文所用數(shù)據(jù)均來源于《甘肅金融年鑒》（1993-2008）、《甘肅統(tǒng)計(jì)資料》（1985）、《甘肅統(tǒng)計(jì)年鑒》（1984-2009）、《甘肅農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》（1990-2008）、《新中國五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國農(nóng)業(yè)年鑒》（1995-2008）。樣本期間為1980-2007年。需要加以說明的是：由于國家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺乏連續(xù)性，一是本文在計(jì)算RFIR時(shí)，在1987年之前，農(nóng)村存款余額按國家銀行農(nóng)業(yè)存款+農(nóng)村信用社全部存款計(jì)算，農(nóng)村貸款余額按國家銀行農(nóng)業(yè)貸款+農(nóng)村信用社農(nóng)業(yè)貸款計(jì)算，從1988年起，農(nóng)村存款余額按金融機(jī)構(gòu)農(nóng)業(yè)存款+農(nóng)戶儲蓄計(jì)算，農(nóng)村貸款余額按金融機(jī)構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款計(jì)算。二是農(nóng)村GDP從1995年起國家及地方統(tǒng)計(jì)機(jī)構(gòu)沒有進(jìn)行專門的統(tǒng)計(jì)，本文在計(jì)算1995年以后甘肅省農(nóng)村GDP時(shí)，按第一產(chǎn)業(yè)增加值+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值計(jì)算，雖然由于統(tǒng)計(jì)口徑的不一致造成統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)波動較大，但并不影響實(shí)證分析結(jié)果。

4實(shí)證分析

4.1單位根檢驗(yàn)對任何時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，需要首先對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，否則可能會造成一個(gè)隨機(jī)游走變量對另一個(gè)隨機(jī)游走變量的謬誤回歸(Spurious.Regression)。由于應(yīng)用協(xié)整檢驗(yàn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)必須為同階差分平穩(wěn)過程，因此我們需要對獲得的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用增廣迪基-富勒(AugmentedDickey-Fuller,ADF檢驗(yàn))，ADF檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

其中Y是時(shí)間序列，Δ表示差分，p是滯后期，1是白噪音。檢驗(yàn)的零假設(shè)是δ=0，即包含單位根；備擇假設(shè)是δ<0，即Y為趨勢平穩(wěn)序列。若回歸系數(shù)δ的t統(tǒng)計(jì)量t（δ）小于ADF分布臨界值，拒絕零假設(shè)，Y為趨勢平穩(wěn)序列，否則，接受非平穩(wěn)的零假設(shè)。對RGDPG、RFIR、RFS和RFE做ADF單位根檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)臨界值變量I（c,t,d）ADF值1%5%10%穩(wěn)定性如表1所示，RGDPG、RFIR、RFS和RFE在1%的顯著性水平下均不顯著。但是，通過對這四個(gè)時(shí)間序列作一階差分后發(fā)現(xiàn)，這四個(gè)時(shí)間序列的一階差分形式在1%的顯著性水平下均是顯著的，即RGDPG、RFIR、RFS和RFE均是一階單整時(shí)間序列I（1），因此可以對這個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)做進(jìn)一步的分析。

4.2協(xié)整檢驗(yàn)在上述變量都是一階單整的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來判斷它們之間是否存在長期均衡關(guān)系，并進(jìn)一步確定相關(guān)變量之間的符號關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是一種基于VAR模型的檢驗(yàn)方法，在檢驗(yàn)之前，首先要確定VAR模型的最優(yōu)滯后期。如表2所示，LR、FPE、AIC、SC、HQ這五個(gè)統(tǒng)計(jì)量的值都認(rèn)為VAR模型的最優(yōu)滯后期數(shù)為4，在此基礎(chǔ)上，我們得到協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，見表3。

4.3Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

4.3.1長期因果關(guān)系檢驗(yàn)就因果關(guān)系分析而言，Johansen等（1992）、Hall與Milne（1994）說明了在一個(gè)存在協(xié)整關(guān)系的VAR系統(tǒng)中對變量的弱外生性(weakly-exogenous)進(jìn)行檢驗(yàn)可以等同于對變量之間長期的因果關(guān)系的檢驗(yàn)。根據(jù)Demetriades與Hussein的研究，這種長期因果關(guān)系的檢驗(yàn)可以通過對VECM中協(xié)整方程對應(yīng)調(diào)整系數(shù)的參數(shù)顯著性檢驗(yàn)來實(shí)現(xiàn)[16]。我們將遵循該方法檢驗(yàn)長期因果關(guān)系。

通過上面的分析，各相關(guān)變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，在此基礎(chǔ)上我們對甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平RGDOG與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模RFIR、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)RFS和農(nóng)村金融發(fā)展效率RFE構(gòu)建如下誤差修正模型:

在上述誤差修正方程中，如果誤差修正項(xiàng)系數(shù)a為負(fù)值且顯著，則從長期來看甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變動緣于農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率的變化；如果b顯著為負(fù)且協(xié)整向量中RFIR的系數(shù)為正，或者b顯著為正且協(xié)整向量中RFIR的系數(shù)為負(fù)，則甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展在長期內(nèi)導(dǎo)致了農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的變動；如果c顯著為負(fù)且協(xié)整向量中RFS的系數(shù)為正，或者c顯著為正且協(xié)整向量中RFS的系數(shù)為負(fù)，則甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展在長期內(nèi)導(dǎo)致了農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的變動；如果d顯著為負(fù)且協(xié)整向量中RFE的系數(shù)為正，或者d顯著為正且協(xié)整向量中RFE的系數(shù)為負(fù)，則甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展在長期內(nèi)導(dǎo)致了農(nóng)村金融發(fā)展效率的變動。

（1）經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量中取變量RGDPG的系數(shù)為1,小括號內(nèi)為相應(yīng)變量的T值；

（2）表示通過1%的顯著水平檢驗(yàn)。

表4顯示的是甘肅省農(nóng)村各相關(guān)變量之間的協(xié)整向量及對ECT的T檢驗(yàn)值。在對誤差修正項(xiàng)的T檢驗(yàn)一欄中，第一列是a的值及T檢驗(yàn)值，第二列是b的值及T檢驗(yàn)值，第三列是c的值及T檢驗(yàn)值，第四列是d的值及T檢驗(yàn)值。從表4可以看出，a的值在1%的顯著水平上顯著為負(fù)，表明甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率的變動是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期原因，這說明甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展的滯后在長期內(nèi)阻礙了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。同時(shí)通過b、c、d及各自的T檢驗(yàn)值可知，甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的落后也是農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和結(jié)構(gòu)落后的長期原因，但不是甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展效率低下的長期原因。超級秘書網(wǎng)

4.3.2短期因果關(guān)系檢驗(yàn)對于甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的短期因果關(guān)系，我們采用VAR模型下的格蘭杰因果檢驗(yàn)法進(jìn)行驗(yàn)證，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，箭頭表示因果關(guān)系的方向?？梢钥闯?，在1%的顯著水平上，僅在滯后一期，甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的格蘭杰因果關(guān)系，其余情況甘肅省金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展不存在格蘭杰因果關(guān)系。

5結(jié)論及啟示

本文以區(qū)域金融發(fā)展理論為基礎(chǔ)，基于1980-2007年間相關(guān)數(shù)據(jù)，對甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了考察。主要結(jié)論如下：

（1）在甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，農(nóng)村金融發(fā)展嚴(yán)重阻礙了甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長。具體而言，在農(nóng)村金融發(fā)展阻礙農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的三個(gè)因素中：農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長阻礙作用最大，大約金融發(fā)展結(jié)構(gòu)變動1個(gè)百分點(diǎn)會引起甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)下降0.078個(gè)百分點(diǎn)；其次是農(nóng)村金融規(guī)模，大約農(nóng)村金融規(guī)模變動1個(gè)百分點(diǎn)會引起甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)下降0.069個(gè)百分點(diǎn)；而農(nóng)村金融效率對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響程度最弱。

由此可見，甘肅省農(nóng)村地區(qū)存在嚴(yán)重的金融排斥問題，主要表現(xiàn)在農(nóng)村資金的匱乏、農(nóng)村金融市場缺乏競爭、農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)極不完善、正規(guī)金融運(yùn)行效率低下以及農(nóng)村資金大量外流等現(xiàn)象。這些問題的存在導(dǎo)致了甘肅農(nóng)村金融市場難以形成有效的金融供給，資源配置效率低下，阻礙了農(nóng)村金融的發(fā)展，從而嚴(yán)重制約了甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。所以說，增加金融資源規(guī)模、提高金融資源配置效率、優(yōu)化金融中介結(jié)構(gòu)是未來甘肅農(nóng)村金融發(fā)展的重要任務(wù)。其中優(yōu)化結(jié)構(gòu)是重中之重。

（2）甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的落后在一定程度上也阻礙了農(nóng)村金融資源數(shù)量的獲取和農(nóng)村金融資源配置的優(yōu)化。這說明甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村金融發(fā)展缺失引致作用，這一現(xiàn)象雖與資金“嫌貧愛富”的本性相關(guān)，但更主要的原因是和甘肅省農(nóng)村金融經(jīng)濟(jì)體制改革的進(jìn)程相關(guān)。農(nóng)村金融體制改革是一種漸進(jìn)式的制度變遷，農(nóng)村金融體制改革滯后于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)制度改革并且在變革方向以及發(fā)展目標(biāo)上與城市金融體制改革具有明顯的不協(xié)調(diào)性，從而在一定程度上制約了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長。

因此，一方面有關(guān)部門在相關(guān)政策的制定與執(zhí)行過程中要充分考慮城鄉(xiāng)差別和農(nóng)村金融體制改革與經(jīng)濟(jì)改革的協(xié)調(diào)發(fā)展。另一方面需要根據(jù)農(nóng)村居民消費(fèi)偏好適時(shí)地調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，不斷提升農(nóng)村居民的消費(fèi)層次，從而把農(nóng)村巨額的儲蓄及時(shí)地轉(zhuǎn)化為投資，增加農(nóng)村市場品種和規(guī)模。

參考文獻(xiàn)

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