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对各变量进行单位根检验.单位根检验结果如表1所示.通过表1可以看出,LNGDP、LNLDRK、LNTZSP、LNJRGM和LNJRXL在10%的显著性水平下均为非平稳变量,但是它们的一阶差分序列ΔLNGDP、ΔLNLDRK、ΔLNTZSP、ΔLNJRGM和ΔLNJRXL却在1%的显著性水平下都是平稳的,这就说明LNGDP、LNLDRK、LNTZSP、LNJRGM和LNJRXL都是一阶平稳序列,记为I（1）,它们之间有可能存在协整关系.因此,有必要进行Johansen协整检验以确认它们之间是否具有长期的稳定均衡关系.(二)协整检验
由于上述变量都是一阶平稳序列,因此可以利用Johansen协整检验来判断它们之间是否存在协整关系,进而利用协整方程说明这些变量之间存在的长期均衡关系.由于Johansen协整检验方法是一种基于VAR模型的检验方法,因此在检验之前必须首先判断VAR模型的结构.综合运用赤池信息（AIC）和施瓦茨（SC）的定阶准则,并结合似然比（LR）检验,本文最终确定无约束VAR模型的最优滞后期为1,故协整检验模型的滞后期确定为0,表2为Johansen协整检验结果.
利用协整检验在确定了LNGDP与LNLDRK、LNTZSP、LNJRGM和LNJRXL之间的长期均衡关系的基础上,可以利用向量误差修正模型来估计农村经济增长与其他变量间的短期动态关系（见表3）.根据表3的估计结果可以看出：农村人均GDP的误差修正项的系数为-0.2437（小于0）,并在1%的显著性水平下通过t检验,说明当农村经济的增长偏离长期均衡状态时,误差修正项对其具有较为明显的反向修正作用.另外,LNRKJG和LNTZSP对农村经济增长的促进作用在短期并不明显,而反映农村金融发展水平的JRGM和JRXL两个指标,其在长期中分别与农村经济增长呈正向关系和负向关系,在短期中依然成立,并且较为显著.
图3反映了1982—2010年农村金融发展规模产出弹性系数的变化轨迹.容易看出各年的弹性系数值都是大于0的,说明农村金融发展规模的扩大促进了农村经济增长.但是进一步观察会发现,农村金融发展规模产出弹性系数的变化趋势还呈现出一定的阶梯状,即1982—1993年的平均弹性系数为0.3853,1994—2004年平均弹性系数下降到0.2839,而2005—2010年的平均弹性系数仅为0.0837,反映出农村金融发展规模与农村经济增长的正向关系在整体上具有明显的弱化趋势,而且当前农村金融发展规模的促进作用比较微弱.两个阶梯转折点的出现与我国农村金融发展历程是紧密相关的：20世纪90年代中后期,国务院先后发布了《农村信用社与中国农业银行脱离行政隶属关系实施方案的通知》和全国统一取缔农村合作基金会的决定,这不仅在统计口径上陡然缩减了农村金融的存贷余额数量,同时农村非正规金融的发展还受到严厉打击,农村金融发展依附体的分裂与打压使得农村金融发展规模对农村经济增长的作用受到限制；2004年的转折点则可能与该年逐步推行的“两减免三补贴”惠农政策相关.为了促进农村经济发展,保障粮食安全,从2004年开始我国政府将加大农业补贴力度、提高农业综合生产能力和建设社会主义新农村作为工作的重中之重,政府强有力的支农、惠农政策对农村金融发展规模的增长效应产生了替代效应,致使趋势又一次下降.
图4反映了1982—2010年农村金融中介效率产出弹性系数的变化轨迹,其趋势上与资本产出弹性系数的变化相似,即先增长后下降的“倒V”型,但是二者的意义截然不同.由于各个年份里产出弹性系数值小于0,反映出农村金融中介效率的提升对农村经济增长起到的是抑制作用,因而1982—1986年的上升趋势说明的是农村金融中介效率的抑制作用在减少,而1987年—2010年的持续性下降则说明抑制作用又重新增强.1983年农业银行总行发出了《关于改革信用社管理体制的试点意见》,对全国农村信用合作社进行了体制改革,恢复其群众性、民主性、灵活性和集体金融组织的性质,这在一定程度上极大地激发了农村金融事业的发展,农村存贷业务得以恢复,农村金融中介效率对农村经济增长的作用开始走向正轨,然而到了1986年,邮电部和中国人民银行联合发出《关于开办邮政储蓄业务联合通知》,邮政储蓄业务被央行界定为只存不贷,而其他农村基层金融机构的逐利思想和模仿效应也都不自觉地遵循着“偏农离农”的路径,最终使得农村资金缺乏,生产和投资处于自发状态,农村金融的发展对农村经济的增长缺乏效率.四、结论与政策启示
以上的实证分析结果表明：1978—2010年我国农村金融发展与农村经济增长之间的关系不能一概而论.Johansen协整检验表明,从长期来看,农村金融发展规模与农村经济增长呈现正向关系,而以“贷存比”衡量的农村金融中介效率却对农村经济的增长起到了抑制作用.误差修正模型的估计结果显示,即使在短期,农村金融发展规模和农村金融中介效率对农村经济增长依然具有较为显著的正向影响和负向影响.时变参数模型进一步探寻了农村金融发展规模、农村金融中介效率与农村经济增长关系的动态演化轨迹,结果发现：农村金融发展规模产出弹性系数的变化趋势呈现阶梯状,反映出农村金融发展规模与农村经济增长的正向关系在整体上具有弱化趋势,而且当前农村金融发展规模的促进作用比较微弱；农村金融中介效率产出弹性系数呈现出先增长后下降的变化趋势,说明农村金融中介效率对农村经济增长的抑制作用经历一个先减弱而后增加的变化过程.
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整体来看,我国农村金融发展对农村经济增长的影响与政策制定者的初衷并不和谐,甚至农村经济的发展还受到了农村金融中介效率的制约.但是我们并不能因此得出农村金融发展对农村经济增长并无正向作用的结论,其所揭示的只是由于现行农村金融制度与经济发展战略导致的我国农村金融发展在结构、功能和效率上与农村经济发展实际需求间不相协调的事实.随着农村金融体系的进一步完善和农村金融改革的进一步深化,将农村经济增长作为农村金融发展的主要目标已经成为不争的事实.因此,为了确保这一目标的实现,需要对现行农村金融的功能和结构进行改进,逐步实现农村金融服务体系的多元化,在完善和健全农村正规金融发展的前提下,帮助和引导农村民间（非正规）金融事业的平稳发展,多角度地解决农村居民融资难的问题,进而促进农村金融体系适应农村经济的发展.不仅如此,同时还需重塑农村金融市场的主体地位,促进农村金融市场正常发展,转变由于农村金融体系效率低下而导致的农村资金大量流失和配置低效率,保证农村经济发展具有充足的资金支持,农村金融发展对农村经济增长的贡献度有力提升.
注释：
①协整方程中小括号中的数字表示协整方程中估计系数的标准差,中括号中的数字表示系数的t值.
参考文献：
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