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浙江地方金融的发展模式与方向借鉴(二)

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浙江地方金融的发展模式与方向借鉴

本文选取1991—2014年的数据作为分析基础。农业贷款、农业存款、农村储蓄存款以及农村存款的数据均可以通过《浙江统计年鉴》直接计算获得；农林牧渔总产值一项可以从《中国农村统计年鉴》中获得。（具体数据见表1）

表1 浙江省相关指标数据表

年份农业金融深化率（%）农村金融结构（%）农村金融效率（%）农业总产值

（亿元）

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

数据来源：《浙江统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》。

为了减轻数据的变动幅度，对农业生产总值、农业金融深化率、农村金融结构以及农村金融效率等指标进行了取对数处理，分别记为LnNLMY、LnRFIR、LnXL、LnJG。

(二)格兰杰（Granger）因果关系检验

Granger因果关系检验是Granger（1969）提出的一个判断因果关系的一个检验方法，运行结果见表2。

表2 格兰杰因果关系检验结果

Granger因果性 F统计量概率

JG 不是NLMY 的格兰杰原因 1.06584 0.0919

NLMY 不是JG 的格兰杰原因 1.38655 0.3011

RFIR 不是 NLMY 的格兰杰原因 2.45490 0.1076

NLMY 不是 RFIR 的格兰杰原因 5.00754 0.0152

XL 不是NLMY 的格兰杰原因 2.60871 0.0938

NLMY 不是XL 的格兰杰原因 1.55258 0.2545

结果表明，在10%的显著水平下，JG、XL是NLMY的格兰杰原因，反之不然；NLMY是RFIR的格兰杰原因，JG、XL、RFIR与NLMY没有构成双向因果关系。即农村金融结构和农村金融效率是农业经济发展的格兰杰原因，农业经济发展是农业金融深化率的格兰杰原因。这一结论意味着，浙江省农村金融结构、农村金融效率是促进农业经济发展的原因，农业金融深化率则不是促进农业经济发展的原因，其隐含的意义在于，农业金融深化率对促进农业经济的发展并没有显著的效应。综合而言，农村金融发展是农业经济发展的格兰杰原因，即农村金融的发展对农业经济发展有一定的促进作用，但也存在着抑制作用。

(三)协整检验

1.平稳性检验

序列的平稳性是指时间序列的统计规律不会随着时间的推移而变化。[15]为避免出现伪回归现象，本文采取最常用的ADF检验方法对各变量序列进行平稳性检验，结果如表3所示。

表3 ADF检验结果

变量 ADF检验值检验类型

(c,t,k) 1%临界值 5%临界值 10%临界值结论

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

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

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

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

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

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

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

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

注:D (LnRFIR)、D (LnXL)、D (LnJG)、D (LnNLMY)分别表示相关变量的一阶滞后差分项，(c,t,k) 分别表示常数项、趋势项和滞后阶数，下同。

从检验结果中可以看出序列LnRFIR、LnXL、LnJG、LnNLMY各项变量是非平稳的，但其一阶差分序列D（LnRFIR）、D（LnXL）、D（LnJG）、D（LnNLMY）都是平稳的，其中D（LnNLMY）在10%的显著性水平下平稳，其他变量在5%的显著性水平下平稳，这表明该对数序列为一阶单整序列。

2.协整检验

由ADF单位根检验可知，LnRFIR、LnXL、LnJG、LnNLMY序列是非平稳序列，而其一阶差分序列为平稳序列，满足协整检验前提，因此可以对序列进行协整检验，以验证它们之间是否存在协整关系。协整检验的结果如下：

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检验结果发现模型（1）的实际值与拟合值的拟合效果较好。对模型估计残差序列进行单位根检验，如果方程残差不存在单位根，则我们可以认为上述变量之间存在协整关系，即长期的均衡关系。ADF检验结果如表4所示。

变量 ADF检验值检验类型

(c,t,k) 1%临界值 5%临界值 10%临界值结论

残差e -3.424916 (c,0,0) -3.788030 -3.012363 -2.646119 平稳

由检验结果得出残差序列e为平稳序列，所以，LnRFIR、LnXL、LnJG、LnNLMY存在协整关系，协整关系所对应的长期均衡方程式为式（1）所示，其结果显示，从长期来看，农村金融结构和农村金融效率对农业经济发展存在着影响，即农村金融结构每提高1个单位，农业总产值将增长17.2%；前期的农村金融结构每增长1个单位，农业总产值将会增长17.9%；而农业金融深化率却与农业经济的发展出现了反向关系，即农业金融深化率每提高1个单位，农业总产值就会下降44.3%。

三、结论与对策建议

(一)结论

实证结果表明，浙江省农村金融发展与农业总产值表示的农业经济发展之间存在着一种稳定的均衡关系，格兰杰检验结果表明，在10%的显著水平下，JG、XL是NLMY的格兰杰原因，反之不然；NLMY是RFIR的格兰杰原因，JG、XL、RFIR与NLMY没有构成双向因果关系。即农村金融结构和农村金融效率是农业经济发展的格兰杰原因，农业经济发展是农业金融深化率的格兰杰原因。这一结论意味着，农村金融发展是农业经济发展的格兰杰原因，即农村金融的发展对农业经济发展有一定的促进作用，但也存在着抑制作用。

进一步协整分析表明，从长期来看，农村金融结构和农村金融效率对农业经济发展起着正向的促进作用，而农业金融深化率却与农业经济的发展出现了反向关系。

从误差修正模型的分析来看，农村金融结构和农村金融效率的短期变动对农业经济的发展存在着正向影响。此外，误差修正项的系数通过显著性检验，表明当短期波动偏离长期均衡时，误差修正项对变量之间恢复到长期均衡关系的作用明显。

纵观以上分析，随着金融支持力度的增加，农业金融深化率却与农业经济的发展呈反向关系，这可能与现阶段大部分的农村金融资源并没有用于农业发展有关。从整体上讲，浙江省农村金融的发展促进了农业经济的发展，但在一些方面对农业经济的发展有抑制作用。

　　为贯彻落实党的十七大精神和国家有关金融工作的方针政策，围绕省委、省政府提出的“创业富民、创新强省”总战略，现就进一步加快我省金融业改革与发展，提出如下意见：

　　一、加快我省金融业改革发展的重要意义

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