浙江地方金融的發展模式與方向借鑒(二)

本文選取1991—2014年的數據作為分析基礎。農業貸款、農業存款、農村儲蓄存款以及農村存款的數據均可以通過《浙江統計年鑒》直接計算獲得；農林牧漁總產值一項可以從《中國農村統計年鑒》中獲得。（具體數據見表1）

表1  浙江省相關指標數據表

年份 農業金融深化率 （%） 農村金融結構 （%） 農村金融效率 （%） 農業總產值 

（億元）

1991 0.238 0.613 0.815 252.73

1992 0.272 0.631 0.832 287.31

1993 0.271 0.647 0.861 331.94

1994 0.295 0.697 0.883 359.14

1995 0.300 0.676 0.903 425.29

1996 0.294 0.653 0.935 521.85

1997 0.343 0.609 1.007 534.62

1998 0.345 0.575 0.995 596.63

1999 0.212 0.539 0.972 775.03

2000 0.215 0.511 1.275 1010.13

2001 0.275 0.523 1.284 1200.17

2002 0.337 0.387 1.279 1195.00

2003 0.417 0.434 1.286 1215.81

2004 0.452 0.428 1.229 1221.00

2005 0.523 0.437 1.471 1268.57

2006 0.639 0.462 1.495 1359.49

2007 0.800 0.493 1.501 1390.00

2008 0.946 0.514 1.446 1480.67

2009 0.906 0.539 1.476 1778.45

2010 0.959 0.584 1.596 1963.51

2011 1.047 0.606 1.552 2138.90

2012 1.031 0.625 1.534 2509.14

2013 0.969 0.641 1.516 3002.65

2014 1.123 0.661 1.546 3226.64

數據來源：《浙江統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》。

為了減輕數據的變動幅度，對農業生產總值、農業金融深化率、農村金融結構以及農村金融效率等指標進行了取對數處理，分別記為LnNLMY、LnRFIR、LnXL、LnJG。

(二)格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

Granger因果關系檢驗是Granger（1969）提出的一個判斷因果關系的一個檢驗方法，運行結果見表2。

表2  格蘭杰因果關系檢驗結果

Granger因果性 F統計量 概率

JG    不是NLMY 的格蘭杰原因 1.06584 0.0919

NLMY 不是JG    的格蘭杰原因 1.38655 0.3011

RFIR  不是 NLMY 的格蘭杰原因 2.45490 0.1076

NLMY 不是 RFIR  的格蘭杰原因 5.00754 0.0152

XL    不是NLMY 的格蘭杰原因 2.60871 0.0938

NLMY 不是XL    的格蘭杰原因 1.55258 0.2545

結果表明，在10%的顯著水平下，JG、XL是NLMY的格蘭杰原因，反之不然；NLMY是RFIR的格蘭杰原因，JG、XL、RFIR與NLMY沒有構成雙向因果關系。即農村金融結構和農村金融效率是農業經濟發展的格蘭杰原因，農業經濟發展是農業金融深化率的格蘭杰原因。這一結論意味著，浙江省農村金融結構、農村金融效率是促進農業經濟發展的原因，農業金融深化率則不是促進農業經濟發展的原因，其隱含的意義在于，農業金融深化率對促進農業經濟的發展并沒有顯著的效應。綜合而言，農村金融發展是農業經濟發展的格蘭杰原因，即農村金融的發展對農業經濟發展有一定的促進作用，但也存在著抑制作用。

(三)協整檢驗

1.平穩性檢驗

序列的平穩性是指時間序列的統計規律不會隨著時間的推移而變化。[15]為避免出現偽回歸現象，本文采取最常用的ADF檢驗方法對各變量序列進行平穩性檢驗，結果如表3所示。

表3   ADF檢驗結果

變量 ADF檢驗值 檢驗類型

(c,t,k) 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值 結論

LnRFIR -0.201869 (c,0,0) -3.752946 -2.998064 -2.638752 不平穩

D(LnRFIR) -3.508794 (c,0,0) -3.769597 -3.004861 -2.642242  平穩

LnXL -2.058018 (c,0,0) -3.752946 -2.998064 -2.638752 不平穩

D(LnXL) -3.980560 (c,0,1) -3.788030 -3.012363 -2.646119  平穩

LnJG -1.005742 (c,0,0) -3.752946 -2.998064 -2.638752 不平穩

D(LnJG) -4.806379 (c,0,0) -3.769597 -3.004861 -2.642242  平穩

LnNLMY -1.054816 (c,0,2) -3.788030 -3.012363 -2.646119 不平穩

D(LnNLMY) -2.885436 (c,0,1) -3.769597 -3.00486 1-2.642242  平穩

注:D (LnRFIR)、D (LnXL)、D (LnJG)、D (LnNLMY)分別表示相關變量的一階滯后差分項，(c,t,k) 分別表示常數項、趨勢項和滯后階數，下同。

從檢驗結果中可以看出序列LnRFIR、LnXL、LnJG、LnNLMY各項變量是非平穩的，但其一階差分序列D（LnRFIR）、D（LnXL）、D（LnJG）、D（LnNLMY）都是平穩的，其中D（LnNLMY）在10%的顯著性水平下平穩，其他變量在5%的顯著性水平下平穩，這表明該對數序列為一階單整序列。

2.協整檢驗

由ADF單位根檢驗可知，LnRFIR、LnXL、LnJG、LnNLMY序列是非平穩序列，而其一階差分序列為平穩序列，滿足協整檢驗前提，因此可以對序列進行協整檢驗，以驗證它們之間是否存在協整關系。協整檢驗的結果如下：

LnNLMYt=32.929+0.172LnJGt+0.179LnXLt-0.443LnRFIRt（1）

t=    （0.271344） （1.109571） （1.471482） （-3.969694）

R2=0.992676  DW=1.652898  F=570.2826

R2檢驗結果發現模型（1）的實際值與擬合值的擬合效果較好。對模型估計殘差序列進行單位根檢驗，如果方程殘差不存在單位根，則我們可以認為上述變量之間存在協整關系，即長期的均衡關系。ADF檢驗結果如表4所示。

變量 ADF檢驗值 檢驗類型

(c,t,k) 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值 結論

殘差e -3.424916 (c,0,0) -3.788030 -3.012363 -2.646119 平穩

由檢驗結果得出殘差序列e為平穩序列，所以，LnRFIR、LnXL、LnJG、LnNLMY存在協整關系，協整關系所對應的長期均衡方程式為式（1）所示，其結果顯示，從長期來看，農村金融結構和農村金融效率對農業經濟發展存在著影響，即農村金融結構每提高1個單位，農業總產值將增長17.2%；前期的農村金融結構每增長1個單位，農業總產值將會增長17.9%；而農業金融深化率卻與農業經濟的發展出現了反向關系，即農業金融深化率每提高1個單位，農業總產值就會下降44.3%。

三、結論與對策建議

(一)結論

實證結果表明，浙江省農村金融發展與農業總產值表示的農業經濟發展之間存在著一種穩定的均衡關系，格蘭杰檢驗結果表明，在10%的顯著水平下，JG、XL是NLMY的格蘭杰原因，反之不然；NLMY是RFIR的格蘭杰原因，JG、XL、RFIR與NLMY沒有構成雙向因果關系。即農村金融結構和農村金融效率是農業經濟發展的格蘭杰原因，農業經濟發展是農業金融深化率的格蘭杰原因。這一結論意味著，農村金融發展是農業經濟發展的格蘭杰原因，即農村金融的發展對農業經濟發展有一定的促進作用，但也存在著抑制作用。

進一步協整分析表明，從長期來看，農村金融結構和農村金融效率對農業經濟發展起著正向的促進作用，而農業金融深化率卻與農業經濟的發展出現了反向關系。

從誤差修正模型的分析來看，農村金融結構和農村金融效率的短期變動對農業經濟的發展存在著正向影響。此外，誤差修正項的系數通過顯著性檢驗，表明當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項對變量之間恢復到長期均衡關系的作用明顯。

    縱觀以上分析，隨著金融支持力度的增加，農業金融深化率卻與農業經濟的發展呈反向關系，這可能與現階段大部分的農村金融資源并沒有用于農業發展有關。從整體上講，浙江省農村金融的發展促進了農業經濟的發展，但在一些方面對農業經濟的發展有抑制作用。

　　為貫徹落實黨的十七大精神和國家有關金融工作的方針政策，圍繞省委、省政府提出的“創業富民、創新強省”總戰略，現就進一步加快我省金融業改革與發展，提出如下意見：

　　一、加快我省金融業改革發展的重要意義