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摘要：本文采用1995-2014年尚志市农村经济金融数据，基于VAR模型，对农村金融发展与农村经济增长关系进行了分析。研究结果表明：农村金融发展与农村经济增长之间存在一种长期均衡关系，农村金融发展促进农村经济增长。
关键词：农村金融；经济增长；协整检验；因果检验
引言：
农村金融是农村经济发展的核心驱动力，农村经济的发展离不开农村金融的支持，同时农村金融发展能够有效解决“三农”问题。2015年中央一号文件《关于加大改革创新力度加快农业现代化建设的若干意见》指出，推进农村金融体制改革，推动金融资源加大投向“三农”力度，确保涉农信贷规模持续增加，鼓励各类商业银行创新“三农”金融服务。农村金融发展能够带动农村经济稳步增长，解决“三农”问题。
1.指标选取和数据来源
1.1指标选取和数据来源
1.1.1指标选取
（1）农村经济增长水平指标
农村人均经济增长指标（RPGDP）。本研究采用农村人均RPGDP来衡量尚志市农村经济增长水平，鉴于数据的可获得性，选取第一产业人均增加值作为农村经济增长总量，RPGDP=第一产业增加值/农村人口数量。
（2）农村金融发展水平指标
农村金融相关率（FIR）。鉴于尚志市证券市场不发达，以及为了获取农村金融相关率指标，本文选取农村各类存贷款/农村GDP来衡量农村金融相关率，即FIR=（农村各类存款+农村各类贷款）/农村GDP。
农村金融效率（FE）。本研究采用农村贷款与农村存款比率反应农村金融效率，即FE=农村贷款/农村存款。
（3）农村投资水平指标
农村投资（FI）。本文选取第一产业固定资产投资总额与农村GDP比值表示农村投资。即FI=第一产业固定资产投资总额/农村GDP。
1.1.2数据来源
本文收集的数据时间跨度为1995—2014年，所有数据均为年度数据。相关数据来源于1996—2014年的《哈尔滨统计年鉴》、尚志市统计局及人民银行统计数据整理而来。
1.2模型建立
本文根据生产函数理论框架，农村金融发展和农村投资作为“生产投入”要素，农村经济作为“生产产出”要素。即农村金融发展与农村经济增长函数关系可表示为：
Y=f（F，K，L）（1）
其中，Y表示农村经济产出，F表示农村金融发展水平，K表示农村投资，L表示农村劳动力投入。引入农村投资作为控制变量，为了更好地衡量农村金融发展水平和农村投资要素与农村经济增长的关系，对农村劳动力投入增加容量限制L。即函数关系式可表示为：
Y=f（F，K）min（L，L），θ>0（2）
令m=（Lθ）表示尚志市农村劳动力投入达最大限制容量，农村金融发展和农村投资共同决定农村经济产出。将农村金融相关率、效率作为衡量农村金融发展水平的指标，分别表示为FIR、FE，用FI代替K表示农村投资水平。β1、β2分别代表FIR、FE的边际产出，β3代表FI的边际产出，以RPGDP代替dY/m表示农村人均经济增长总量，为了减少异方差性，对RPGDP取自然对数。因此，本文构建如下模型进行实证分析：
LNRPGDP=β0+∑ni=1β1FIRt-1+∑ni=1β2iFEt-1+∑ni=1β3iFIt-1+μ（3）
其中，t=1，2，3…；t，i为滞后阶数，β0代表常数项，代表随机误差项。
2.实证分析
2.1单位根检验
本文所采用的数据是1995-2014年的时间序列数据，非平稳的时间序列数据的使用会导致伪回归现象，使最终分析的结果不具有实际意义。因此，先对原始时间序列进行平稳性检验，釆用ADF单位根检验。运用Eviews6.0软件对样本数据进行处理，ADF单位根检验结果如表1所示：
说明：检验形式中（C，T，L）分别代表常数项、趋势项、滞后阶数；DLNRPGDP、DFIR、DFE、DFI分别代表相应的一阶差分。
根据ADF单根检验结果显示：变量LNRPGDP、FIR、FE、FI水平值接受原假设，说明因变量和自变量水平值存在非平稳性；一阶差分后，所有变量在10%显著性水平上具有平稳性。因此，所有变量在10%显著性水平下是一阶差分平稳的，即各变量属于I（1）。
2.2协整检验
本研究选用Jonhansen检验法进行协整检验。根据SC准则确定VAR模型的最优滞后期为2。利用相关检验对其进行检验，发现拟合优度较好，残差序列也具有平稳性。Jonhansen协整检验结果如表2所示：
根据变量间的协整关系，可以得到以下协整方程：
LNRPGDP=0.671646FIR+0.568483FE-5.528399FI（7）
（0.24396）（0.58869）（0.65934）
方程（7）表明，所选变量即LNRPGDP、FIR、FE、FI之间存在长期均衡关系。其中，FI与LNRPGDP存在负相关；而代表农村金融发展水平的FIR和FE与LNRPGDP存在正相关。
2.3格兰杰因果检验
格兰杰于1969年提出了格兰杰因果关系检验方法，用于检验各变量之间因果关系。通过协整检验已经验证农村金融发展与农村经济增长之间存在长期稳定均衡关系，由于在时间序列中各变量存在滞后性，所以予判断各变量之间关系，需进行格兰杰因果关系检验。格兰杰因果检验结果如表3所示：
通过因果检验结果显示：FIR、FE和FI与LNRPGDP存在双向格兰杰因果关系，FIR和FI对LNRPGDP促进作用显著，FE促进LNRPGDP不显著。从整体上来看，农村金融发展与农村经济增长存在正相关性，农村经济增长反向促进农村金融发展效果强于农村金融推动农村经济增长效果。
3.结论及建议
3.1结论
本文运用1995-2014年尚志市经济数据，基于VAR模型分析，实证结果表明：农村金融发展水平与农村经济增长存在双向格兰杰因果关系，FIR对LNRPGDP促进作用显著，FE促进LNRPGDP不显著，农村金融发展滞后于农村经济增长。从短期来看，FIR和FE对LNRPGDP的冲击效果均呈现正向较低值平衡发展；从长期来看，FIR和FE对LNRPGDP的冲击效果均呈现正向平稳增长趋势。
3.2建议
首先，构建多层次的农村金融体系，完善顶层设计。随着农村金融体系改革，应该逐渐降低门槛准入机制，允许民间资本参与，充分发挥农村资金互助社、村镇银行、贷款公司等新型农村金融机构“支农”作用。鼓励各类商业银行创新“三农”金融服务，开展“三农”融资担保业务。
其次，大力发展农村普惠金融。以农村信用社、农商行、邮储银行、农业银行为主体，商业银行和新型农村金融机构为两翼，构建多层次、多元化农村普惠金融服务体系，提升农村金融服务效率；加强农村互联网金融建设，完善农村金融基础设施建设，提升金融服务可获得性。（作者单位：东北农业大学经济管理学院）
参考文献：
[1]禹跃军，王菁华.基于VAR模型的中国农村金融发展与农村经济增长关系研究[J].经济问题，2011，12：106-110.
[2]江美芳，朱冬梅.农村金融发展对农村经济增长的影响——基于江苏省数据的实证分析[J].经济问题，2011，12：74-78.
[3]谭崇台，唐道远.农村金融发展、农村金融需求对农村经济增长影响的实证[J].统计与决策，2015，10：110-113.
关键词：农村金融；经济增长；协整检验；因果检验
引言：
农村金融是农村经济发展的核心驱动力，农村经济的发展离不开农村金融的支持，同时农村金融发展能够有效解决“三农”问题。2015年中央一号文件《关于加大改革创新力度加快农业现代化建设的若干意见》指出，推进农村金融体制改革，推动金融资源加大投向“三农”力度，确保涉农信贷规模持续增加，鼓励各类商业银行创新“三农”金融服务。农村金融发展能够带动农村经济稳步增长，解决“三农”问题。
1.指标选取和数据来源
1.1指标选取和数据来源
1.1.1指标选取
（1）农村经济增长水平指标
农村人均经济增长指标（RPGDP）。本研究采用农村人均RPGDP来衡量尚志市农村经济增长水平，鉴于数据的可获得性，选取第一产业人均增加值作为农村经济增长总量，RPGDP=第一产业增加值/农村人口数量。
（2）农村金融发展水平指标
农村金融相关率（FIR）。鉴于尚志市证券市场不发达，以及为了获取农村金融相关率指标，本文选取农村各类存贷款/农村GDP来衡量农村金融相关率，即FIR=（农村各类存款+农村各类贷款）/农村GDP。
农村金融效率（FE）。本研究采用农村贷款与农村存款比率反应农村金融效率，即FE=农村贷款/农村存款。
（3）农村投资水平指标
农村投资（FI）。本文选取第一产业固定资产投资总额与农村GDP比值表示农村投资。即FI=第一产业固定资产投资总额/农村GDP。
1.1.2数据来源
本文收集的数据时间跨度为1995—2014年，所有数据均为年度数据。相关数据来源于1996—2014年的《哈尔滨统计年鉴》、尚志市统计局及人民银行统计数据整理而来。
1.2模型建立
本文根据生产函数理论框架，农村金融发展和农村投资作为“生产投入”要素，农村经济作为“生产产出”要素。即农村金融发展与农村经济增长函数关系可表示为：
Y=f（F，K，L）（1）
其中，Y表示农村经济产出，F表示农村金融发展水平，K表示农村投资，L表示农村劳动力投入。引入农村投资作为控制变量，为了更好地衡量农村金融发展水平和农村投资要素与农村经济增长的关系，对农村劳动力投入增加容量限制L。即函数关系式可表示为：
Y=f（F，K）min（L，L），θ>0（2）
令m=（Lθ）表示尚志市农村劳动力投入达最大限制容量，农村金融发展和农村投资共同决定农村经济产出。将农村金融相关率、效率作为衡量农村金融发展水平的指标，分别表示为FIR、FE，用FI代替K表示农村投资水平。β1、β2分别代表FIR、FE的边际产出，β3代表FI的边际产出，以RPGDP代替dY/m表示农村人均经济增长总量，为了减少异方差性，对RPGDP取自然对数。因此，本文构建如下模型进行实证分析：
LNRPGDP=β0+∑ni=1β1FIRt-1+∑ni=1β2iFEt-1+∑ni=1β3iFIt-1+μ（3）
其中，t=1，2，3…；t，i为滞后阶数，β0代表常数项，代表随机误差项。
2.实证分析
2.1单位根检验
本文所采用的数据是1995-2014年的时间序列数据，非平稳的时间序列数据的使用会导致伪回归现象，使最终分析的结果不具有实际意义。因此，先对原始时间序列进行平稳性检验，釆用ADF单位根检验。运用Eviews6.0软件对样本数据进行处理，ADF单位根检验结果如表1所示：
说明：检验形式中（C，T，L）分别代表常数项、趋势项、滞后阶数；DLNRPGDP、DFIR、DFE、DFI分别代表相应的一阶差分。
根据ADF单根检验结果显示：变量LNRPGDP、FIR、FE、FI水平值接受原假设，说明因变量和自变量水平值存在非平稳性；一阶差分后，所有变量在10%显著性水平上具有平稳性。因此，所有变量在10%显著性水平下是一阶差分平稳的，即各变量属于I（1）。
2.2协整检验
本研究选用Jonhansen检验法进行协整检验。根据SC准则确定VAR模型的最优滞后期为2。利用相关检验对其进行检验，发现拟合优度较好，残差序列也具有平稳性。Jonhansen协整检验结果如表2所示：
根据变量间的协整关系，可以得到以下协整方程：
LNRPGDP=0.671646FIR+0.568483FE-5.528399FI（7）
（0.24396）（0.58869）（0.65934）
方程（7）表明，所选变量即LNRPGDP、FIR、FE、FI之间存在长期均衡关系。其中，FI与LNRPGDP存在负相关；而代表农村金融发展水平的FIR和FE与LNRPGDP存在正相关。
2.3格兰杰因果检验
格兰杰于1969年提出了格兰杰因果关系检验方法，用于检验各变量之间因果关系。通过协整检验已经验证农村金融发展与农村经济增长之间存在长期稳定均衡关系，由于在时间序列中各变量存在滞后性，所以予判断各变量之间关系，需进行格兰杰因果关系检验。格兰杰因果检验结果如表3所示：
通过因果检验结果显示：FIR、FE和FI与LNRPGDP存在双向格兰杰因果关系，FIR和FI对LNRPGDP促进作用显著，FE促进LNRPGDP不显著。从整体上来看，农村金融发展与农村经济增长存在正相关性，农村经济增长反向促进农村金融发展效果强于农村金融推动农村经济增长效果。
3.结论及建议
3.1结论
本文运用1995-2014年尚志市经济数据，基于VAR模型分析，实证结果表明：农村金融发展水平与农村经济增长存在双向格兰杰因果关系，FIR对LNRPGDP促进作用显著，FE促进LNRPGDP不显著，农村金融发展滞后于农村经济增长。从短期来看，FIR和FE对LNRPGDP的冲击效果均呈现正向较低值平衡发展；从长期来看，FIR和FE对LNRPGDP的冲击效果均呈现正向平稳增长趋势。
3.2建议
首先，构建多层次的农村金融体系，完善顶层设计。随着农村金融体系改革，应该逐渐降低门槛准入机制，允许民间资本参与，充分发挥农村资金互助社、村镇银行、贷款公司等新型农村金融机构“支农”作用。鼓励各类商业银行创新“三农”金融服务，开展“三农”融资担保业务。
其次，大力发展农村普惠金融。以农村信用社、农商行、邮储银行、农业银行为主体，商业银行和新型农村金融机构为两翼，构建多层次、多元化农村普惠金融服务体系，提升农村金融服务效率；加强农村互联网金融建设，完善农村金融基础设施建设，提升金融服务可获得性。（作者单位：东北农业大学经济管理学院）
参考文献：
[1]禹跃军，王菁华.基于VAR模型的中国农村金融发展与农村经济增长关系研究[J].经济问题，2011，12：106-110.
[2]江美芳，朱冬梅.农村金融发展对农村经济增长的影响——基于江苏省数据的实证分析[J].经济问题，2011，12：74-78.
[3]谭崇台，唐道远.农村金融发展、农村金融需求对农村经济增长影响的实证[J].统计与决策，2015，10：110-113.