2.协整检验与误差修正模型。根据协整(Co?integration)理论可知，如果待研究的序列均为一阶单整序列，此时如果直接采用水平序列建模，可能出现伪回归问题。为此，需要进行协整检验。协整检验方法主要包括Enger?Granger协整检验法(简称E?G两步法)和Jonhasen基于向量自回归(VAR)模型的协整检验方法。本文采用E?G两步法检验吉林省农村金融相关率和农村经济增长率之间是否存在协整关系。

　　E?G两步法的基本步骤和原理是：

　　第一步，对上述两个变量做回归，然后提取残差序列。

　　RGDP^t=-2.1266+8.8506×RFIRt（6）

　　(-2.4917*)(8.8883*)

　　R2=0.7980D.W=0.8033s.e=1.6975

　　WhiteTest:n×R2=2.3124Pro.chi=0.0000

　　括号内的值为t统计量，*表示在5%的显著性水平下系数显著，否则不显著。从(6)式给出的估计结果看，在1986～2008年间，RGDP变化的79.80%可以由RFIR的变化来解释。且在5%的显著性水平下，怀特异方差检验结果表明，该回归方程不存在异方差现象。

　　所以，协整方程为：et=RGDPt-8.8506×RFIRt+2.1266（7）

　　第二步，对上述协整方程的残差序列进行单位根检验。如果残差序列不存在单位根，即为平稳序列，说明吉林省农村金融相关率和农村GDP增长率之间存在协整关系，即这两个变量存在长期的均衡关系；否则认为这两个变量不存在协整关系，用这两个变量的水平序列建模，会出现伪回归。

　　运用协整检验法，对(7)式中的et进行单位根检验，得到ADF检验值为-2.3840。而在5%的显著性水平下的临界值为-1.9581，由此看出et不存在单位根，表明RGDP与RFIR存在长期的均衡关系。

　　在此基础上建立误差修正模型，以DRGDPt为被解释变量，DRFIRt及误差修正项et-1(即ECMt-1)为解释变量，得到的估计结果为：

　　DRGDP^t=0.6680-1.3200×DRFIRt-0.0493×ECMt-1（8）

　　(8)式中，误差修正项ECMt-1的系数为负，具有反向修正机制。并且在5%的显著性水平下怀特异方差检验结果表明回归方程不存在异方差。

　　由此可得出，RGDP和RFIR之间存在长期均衡关系，其长期协整方程为：

　　RGDP^t=-2.1266+8.8506×RFIRt

　　从长期看，吉林省农村金融相关率每增加1个单位，将促使农村经济增长率增加8.8506个单位。

　　3.吉林省农村金融相关率和农村经济增长率之间的Granger因果关系检验。对于向量自回归模型，我们可以通过对两个变量对应的系数进行约束，来检验两个平稳序列DRGDP和DRFIR是否存在Granger因果关系，得到的检验结果如表3所示。

　　表3Granger因果检验结果

　　原假设滞后期F统计量P值DRGDP非Granger影响DRFIR20.690140.51778DRFIR非Granger影响DRGDP23.386730.06314DRGDP非Granger影响DRFIR30.317850.81232DRFIR非Granger影响DRGDP33.281610.0623DRGDP非Granger影响DRFIR40.848810.53244DRFIR非Granger影响DRGDP42.845320.09722DRGDP非Granger影响DRFIR50.718910.63696DRFIR非Granger影响DRGDP52.901150.13366DRGDP非Granger影响DRFIR61.346310.48503DRFIR非Granger影响DRGDP66.737090.13487表3表明，在滞后2、3、4期时，接受原假设，DRGDP非Granger影响DRFIR，说明农村经济增长不是农村金融发展的原因；而在10%的显著性水平下拒绝原假设，DRFIR非Granger影响DRGDP，表明农村金融发展是农村经济增长的原因。

　　4.向量自回归模型。由于序列RGDP与RFIR都是一阶单整的，根据AIC和SC原则确定模型的滞后阶数，得到的自回归估计结果如表4所示。

　　表4DRGDP和DRFIR双变量VAR模型的估计结果

　　解释变量回归方程DRGDPt回归方程DRFIRtDRGDPt(-1)0.748436

　　(4.86011)0.073227

　　(1.92500)DRFIRt(-1)3.108809

　　(3.60542)0.108182

　　(0.50791)R20.38240.0188s.e0.54920.1357LogL-15.339912.6260AIC1.7340-1.0626SC1.8336-0.9630注：VAR模型的极大似然函数值LogL=0.624196；AIC=0.337580；SC=0.536727。括号中数字为t值，与之相对应的括号外的数字为回归参数的估计值。

　　5.脉冲响应分析。利用上文的VAR模型，对DRGDP和DRFIR进行脉冲响应计算和分析。得到的结果如图1所示。

　　图1脉冲响应函数曲线图从图1(a)的RGDP对RFIR的一个标准差扰动的脉冲响应可以看出，RGDP对自身的一个标准差扰动的脉冲响应在第一年最小，第二年上升至最高点，而后稍微下降直到第四年收敛；RGDP对RFIR的一个标准差扰动在第一年最大，第二年降到最低点，而后略微上升直到第四年收敛。

　　从图1(b)的RFIR对RGDP的一个标准差扰动的脉冲响应可以看出，RFIR对于自身的一个标准差扰动的脉冲响应在第一年迅速上升，第二年达到最大，而后下降直到第三年收敛；RFIR对于RGDP的一个标准差扰动的脉冲响应在第一年最大，然后迅速下降，直到第三年收敛。

　　上述分析表明：吉林省农村金融相关率对农村经济增长率的影响要大于农村经济增长率对农村金融相关率的影响。

　　6.预测方差分解。本文利用方差分解来描述冲击对RFIR和RGDP在动态变化中的相对重要性。基于VAR(1)进行方差分解得到的结果如图2所示。

　　图2方差分解图由图2可知，DRGDP的一个冲击对DRFIR变动的贡献率从第二年起稳定在30%左右，说明农村经济的增长对农村金融发展起到的推动作用有限；而DRFIR的一个冲击对DRGDP变动的贡献率稳定在50%左右，说明农村金融发展对农村经济的增长起到了很大的推动作用。

　　三、结论与政策建议上述实证分析结果表明，吉林省农村信用社对农村经济增长具有较大的促进作用，且这种作用是长期性的；而农村经济的增长对农村金融发展起到的推动作用有限。为此，首先，政府在制定宏观经济政策如货币政策、财政政策、外贸政策等政策时，应加大对农村金融部门的支持；同时政府的相关机构，如计划部门在制定投资决策时也应向农村倾斜。其次，应促进农村金融体系内部的发展。从农村金融体系的业务范畴来说，应拓展农村存、贷款与农村保险等农村金融业务，并有效协调，以促进农村金融的发展，进而更好地推动农村经济增长。政府应根据农村金融发展的实际情况制定长远规划，逐步实现农村金融的深入发展，保证农村金融发展促进农村经济增长的持久效应。最后，必须提高农村经济增长对农村金融发展的推动作用。由上文的Granger因果检验结果知，农村经济增长并不是农村金融发展的原因，因此为适应吉林省农村经济的发展，应深化农村金融体制改革，建立以政策为主导、以合作型与市场混合型为主体的农村金融体系，同时增加对农村金融的投入。

　　［参考文献］［1］李国璋,孔令宽,江金荣.农村信用社与农村经济增长关系的实证分析［J］.经济经纬,2008,(1).

　　［2］董晓林,王娟.我国农村地区金融发展与经济增长——内生增长模型分析［J］.南京农业大学学报：社会科学版,2004,(4).

　　［3］姚耀军.中国农村金融发展与经济增长关系的实证分析［J］.经济科学,2004,(5).

　　［4］姚耀军,和丕禅.中国农业信贷与农业GDP(1978～2001)——一个Granger因果关系检验［J］.南京农业大学学报,2004,(6).

　　责任编辑：银铃

　　EmpiricalResearchontheRelationshipbetweenRuralCredit

　　CooperativesandRuralEconomicGrowthinJilinProvince

　　QiuGui?jie1,PengHui1,HanPeng?ji2

　　(1.CollegeofQuartermasterScienceandTechnology,JilinUniversity,Changchun130062，China；

　　2.MilitaryTransportationUniversity,Tianjin300161,China)

　　Abstract:JilinProvinceisabigagricultureprovinceaswellaslowpercapitalincomeofruralresidents.RuralcreditcooperativesarethemostimportantinstitutionsprovidingruralfinancialservicesinChina.ThispaperresearchtherelationshipbetweenruralcreditcooperativesandruraleconomicgrowthinJilinprovinceusingendogenousgrowthmodels.TheresultsindicatedthatthedevelopmentofruralcreditcooperativescontributesgreatlytothegrowthofruraleconomyinJilinprovince,butthegrowthofruraleconomydoesnotdrivethedevelopmentofruralcreditcooperatives.

　　Keyword:JilinProvince；ruralcreditcooperative；ruraleconomicgrowth；endogenousgrowth2012年第1期税务与经济No.1Jan.15,2012

 

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