摘要:本文通过对我国1994年l季度一2007年l季度农业贷款、乡镇企业贷款等代表农村正规金融的指标与第一产业增加值进行的协整检验表明，目前我国农村正规金融与农村经济增长之间并不存在长期稳定的均衡关系，我国农村正规金融的发展远远没有满足农村经济增长的需要。但由于没有考虑非正规金融因素，上述结论并不一定表明金融发展理论对我国农村经济增长的不适用性，相反从侧面说明了我国农村非正规金融的积极作用，而这是今后农村金融改革应该注意的方向。
关键词:农村正规金融;农村经济增长;协整检验
一、引盲
金融发展与金融深化对资本积累、技术创新和经济增长具有极其重要的作用。良好的金融市场以及畅通的传导机制有利于储蓄增加及储蓄向投资的有效转化并推动资本积累、技术进步及经济的长期增长。然而.无论是国内还是国外，有关金融发展与经济增长关系的研究大多仍集中于国家总量层次上，单独考察农村金融发展与经济增长关系的研究成果相对较少，只是近年才涌现出来。例如，Burges。和Pande(2003)对印度1%1一2002年间银行业政策变革的研究表明，印度农村银行业改变了农村生产活动和雇佣行为，减少了贫困并增加了产出。在国内尽管对中国农村金融状况的定性研究已经非常多(如何广文，1999，2004，高帆，2002，等等)，但对于农村金融发展与农村经济增长的实证研究并不多见。较早的，徐笑波和邓英陶(l994)利用金融相关率(FIR)对我国农村金融状况进行了描述并进行了简单的定量分析，但其研究基本上属于定性的描述，其统计方法也仅局限于简单的描述性统计;张兵、朱建华和贾红刚(2002)、李刚(2005)等通过构造农村金融相关率(FIR)、农村金融发展等指标，对我国农村金融发展与农村经济增长进行了实证检验，但由于其研究都是利用时间序列数据，而其在进行最小二乘回归时都没有注意数据的平稳性问题，因此模型存在着“伪回归”(spuriousregression)的嫌疑①，从其计量的结果来看，虽然拟合优度非常高(如0.69、0.82和0.94)，但D.W一值却为3.02、1.66和2.56，显然存在自相关现象;董晓林和王娟(2004)、安翔(2005)根据经典内生增长模型，对农村金融发展与农村经济增长进行了实证检验，表明金融发展对农村经济增长具有促进作用，但其研究一方面没有注意数据的平稳性问题，更主要的是，在增长理论中资本存量指标并非是当年农村部门各项投资之和，而是指社会总资本存量②，而目前对农村资本存量的估算仍然是一个空白.因此这方面的计量工作也显得并非可靠;姚粗军和丕禅（2004)在考虑到数据平稳性问题之后，利用我国1978一2001年的年度数据通过构建农村金融相关率(RFIR)并运用vAR模型进行研究结果表明，我国农村正规金融的发展对农村经济增长并没有起到“供给主导”的作用，农村正规金融的运作相对于农村经济的增长是缺乏效率的，但是由于其研究使用的是年度数据，仅有23个样本，这使其模型的自由度大大受限，从而影响了模型的效果。
从理论上讲，在信息不对称的情况下，由于农户缺乏资产作为抵押，同时也缺乏信用记录，导致目前我国农村正规金融的供给相对不足，农村正规金融的发展对农村经济成长的作用显然是滞后的。因此，我们对农村正规金融对农村经济增长作用的检验关系也是不显著的，这与姚耀军和和丕禅(2004)的结论基本一致。本项研究将就我国农村正规金融与农村经济增长的关系进行实证检验。与姚耀军和和丕禅(2004)的研究有所不同的是，我们使用的是1994年1季度至2005年4季度的季度数据，这样我们一共有50多个样本观测值，一定程度上可以弥补样本数量的不足。我们还考虑到通货膨胀所带来的失真现象，对各项指标数据进行平减处理，而姚军和和丕禅(2004)并没有考虑这个问题。本项研究的安排如下:除引言外，第二部分对实证检验的数据进行统计描述说明;第三部分报告具体的实证过程和结果;第四部分进行结论性评述。
二、指标选取与傲据
(一)农村正规金融与经济增长指标选取。
为了揭示我国农村正规金融发展与农村经济增长之间的关系，根据中国人民银行货币信贷收支的统计，我们选取“农业贷款”作为农村金融变量。根据目前农业贷款指标统计，其构成主要包括:农户贷款、农业经济组织贷款、农村工商业贷款、农户小额信用贷款和农户联保贷款五个项目，而这些项目大都与农村经济发展密切相关，直接或间接促进第一产业(即农业)的发展和农村经济的增长，故此“农业贷款”(ALoAN)也可以视为狭义农村正规金融指标。为了更为全面地反映农村正规金融对农村经济增长的作用，我们还将分析“乡镇企业贷款”(FLOAN)与农村经济增长的关系，因为虽然乡镇企业贷款是用于发放乡镇企业的贷款，其用途和经济增加值理论上都应计人第二产业，但由于其在地域上与农村经济的天然联系，正规金融对乡镇企业的作用也会间接促进农业和农村经济的发展。同时，我们将“农业贷款”和“乡镇企业”贷款进行加总，得到“农村贷款”指标(TLOAN)，并以此作为广义农村正规金融指标。我们用第一产业国内生产总值(即农业增加值，GDP)作为反映农村经济增长的指标。
根据中经网和中国人民银行“中国经济统计数据库”，我们分别获得了我国1994年l季度至2007年l季度“金融机构农业贷款余额”、“金融机构乡镇企业贷款余额”、“第一产业增加值(现价、累计)”和“第一产业增加值(同比增速)”等指标。由于原始数据的总量指标都是以现价进行表示的，没有考虑通货膨胀的因素容易产生失真现象，因此，我们根据第一产业增加值和同比增速指标，以（2004）年1季度为基准，计算出农村GDP平减指数。由于我国目前尚未公布GDP环比增速，对于2创X)年2至4季度的平减指数以同期我国居民消费价格指数近似替代。 根据农业GDP平减指数我们对“第一产业增加值”、“农业贷款”、“乡镇企业贷款”、“农村贷款”等指标进行了平减处理。由于我们主要分析农村正规贷款对农村经济增长的作用，而第一产业增加值指标是累计数据，因此我们将其处理为当季增加值指标。通过图1可以看到，这四个指标(尤其是第一产业增加值)都具有非常明显的季节特征，因此我们采用消除国内生产总值季节性因素最常用的Xll乘法模型，对其进行季节调整，得到季节调整后的序列(以后缀SA表示)。由图2可以看到，调整后的各项指标(尤其是第一产业增加值)的季节性特征已经被消除。我们下面的分析将针对消除季节调整后的数据进行。
(二)数据描述。
表1是各项指标主要统计量的描述.表2是其相关系数矩阵。
从各变量的相关系数矩阵可以看出我国农村正规金融的各项指标，无论是农业贷款、乡镇企业贷款，还是农村贷款，均与第一产业增加值呈现出很强的正向相关关系，尤其是农业贷款与第一产业增加值的相关系数高达0.96，我们似乎可以有理由认为农村正规金融与农村经济增长关系极为密切，农村正规金融一定程度上促进了农村经济增长。简单地用第一产业增加值作被解释变t，其它贷款序列作解释变量，分别进行最小二乘回归，我们可以得到如下结果:
但是，如果方程的两个时间序列是非平稳的，OLS比估计量就不是一致估计金，相应的常规推断也就不正确。正如granger和Newbold(1974)指出的，如果在时间序列的回归中D.W.值较低而较高，RZ则应怀疑有伪回归的可能。表3所列的结果正是如此。为此，下面我们考虑数据的平稳性问题，对变量进行协整检验，以判定我国农村正规金融与农村经济增长之间是否存在长期稳定的均衡关系。 三、实证分析及结果
我们首先对各序列采取ADF方法进行单位根检验。由图2可以观察到，各序列均表现出明显的上升趋势特征，所以采用含趋势和截距项(Trand and lntercept)选项进行检验。我们同时对各序列的一阶差分项进行了检验，我们采用不含趋势仅含截距项(lntercept)选项进行检验。根据AIC和SC准则，经过重复试验，各水平序列及其一阶差分序列均在滞后期P=1时，检验方程的AIC和SC值最小，检验结果见下表:
由表4可以看出，各指标的水平值均非平稳序列，而其一阶差分序列均l%水平下是平稳的，即均为I(l)序列，这表明农村正规金融各变量与农村经济增长变量很可能存在长期稳定的关系，即协整关系。所谓协整关系即指尽管每个变量本身可能是非平稳的，但它们的线性组合却是平稳的，当时间序列被确定为单位根时，主要的问题就是考虑各变t是否存在长期稳定的均衡关系。多变量构成的整体中可能存在某种共同的趋势，如果使用时间序列的差分来检验变量时间序列模型，其结果只能是间接地说明水平变量的关系，并有可能会使得结果产生严重的偏误，因为序列重要的水平项被剔存在外了。
目前对协整关系的检验有许多技术模型，这里，我们主要采用Engle和Granger(1987)提出的两步检验法，即E一G检验。首先，由前面表4的检验可以判断，第一产业增加值与农业贷款、乡镇企业贷款和农村贷款指标都是一阶单整的(即I(l))，而根据表3的水平数据回归，实际上也就是协整回归方程，我们分别保留各回归方程的残差项ealoansa、efloan和etloansa，并对这三个残差序列的平稳性进行检验，如果是平稳的，则说明变量之间存在协整关系，否则不存在协整关系。由于三个序列都是残差项，因而我们采用不含截距项和趋势项的形式(None)进行单位根检验。需要注意的一点是，在协整回归方程残差平稳性检验中，r统计量不适合此检验，而格兰杰给出了k=2、样本容量为50的临界值水平，我们以此临界值进行判断，具体结果见下表:
通过检验可以发现，无论是狭义的农业贷款、乡镇企业贷款还是广义的农村贷款指标，与第一产业增加值都不存在着长期稳定的协整关系，这表明表3回归所得到的表面性质良好的模型实际上存在着严重的“伪回归”问题，而我们的协整检验结果表明，我国农村正规金融与农村经济增长并不存在任何长期稳定的关系，这表明农村正规金融对农村经济增长是没有效率的。
以上是对各变量的绝对值进行的检验，我们还对各变量取对数的形式及增长率指标进行检验。农村正规金融变量与农村经济增长变量取对数后的水平值及增长率数据同样是不平稳的，而其一阶差分则是平稳的，但与上面进行协整检验的结果一样，取对数的数据及增长率数据的农村金融变量与第一产业增加值并不存在长期稳定的协整关系。限于篇幅，这里省略各步计算的过程，仅报告最后协整方程残差项平稳检验的具体的检验结果(lg一代表取对数的情况，gr-代表增长率序列，增长率指标样本区间为1995年1季度一2007年l季度):
由此可见，通过水平数据分析发现，无论是绝对值、取对数的序列还是增长率序列的协整检验都表明，长期来看.我国农村正规金融对农村经济增长的作用是不显著的。不同数据的计数实际上也是对我们结果稳健性的一种检查，而我们的结果也使我们确信，我国正规农村金融对农村经济增长的作用是十分有限的。
四、总结
通过协整检验发现，我国农村正规金融与农村经济增长之间并不存在长期稳定的协整关系，这说明目前我国农村正规金融的发展远远滞后于农村经济增长的实际播要。需要指出的是，目前我国大力推进以农村信用社为主要内容的农村金融改革，但这项改革的主要思路和做法仍然是突出正规金融对农村经济增长的作用。然而，一个不容忽视的问题是，在中央银行票据t换和地方政府的压力下，现有的信用社(农村商业银行)为了实现财务账面上的指标要求，在其自身公司治理结构和管理技术短期内事实上无法实现质的飞跃的情况下，如何保证其不成为我国农村金融中的第二个邮政储蓄机构这一农村金融资源的“抽水机”，还是具有相当大的疑问。事实上，虽然我国存在严重的金融压抑现象，但农村非正规金融发展已经成为不可忽视的问题。据郭沛(2004)估算，从1997一2002年，我国农村非正规金融的规模按窄口径估算依次为1502.07亿元、2003.37亿元、2103.40亿元、1992.11亿元、2061.34亿元、2001.03亿元，按宽口径估算依次为2238.70亿元，2473.01亿元、2622.38亿元、2573.97亿元、2708.75亿元、2750.31亿元，而据有关资料显示，目前中国农民来自非正规金融市场的贷款大约是来自正规金融市场的四倍(IFAD，2001)。因而，如何放松农村的管制，真正在进行提高正规农村金融效率改革的同时促使目前的非正规金融合法化并更有效率地发挥作用，应当成为今后农村金融改革的方向。
(1.中国农业大学人文与发展学院，北京100094;2.中国人民银行营业管理部，北京100045)
