1、本科毕业设计论文届论文题目农村金融发展与农村经济增长关系的实证研究以浙江省为例所在学院商学院专业班级金融学学生姓名学号指导教师职称完成日期年月日诚信声明我声明，所呈交的论文是本人在老师指导下进行的研究工作及取得的研究成果。据我查证，除了文中特别加以标注和致谢的地方外，论文中不包含其他人已经发表或撰写过的研究成果，也不包含为获得或其他教育机构的学位或证书而使用过的材料。我承诺，论文中的所有内容均真实、可信。论文作者签名签名日期年月日授权声明学校有权保留送交论文的原件，允许论文被查阅和借阅，学校可以公布论文的全部或部分内容，可以影印、缩印或其他复制手段保存论文，学校必须严格按照授权对论文进行处理，
2、不得超越授权对论文进行任意处置。论文作者签名签名日期年月日I摘要近年来我国一直重视“三农”问题，在经济转型这一环境下我省加大了对农村的规划与改革，使农村金融的发展能更好的服务于我省农村经济的增长。在此本文选取了浙江省19802009年的农村现金流通量、农业存贷款、农村生产总值等数据，运用VAR模型中的协整检验、格兰杰因果检验等计量方法，对浙江省农村金融与农村经济之间的关系进行分析研究，结果表明浙江省农村金融发展与农村经济增长之间尚未形成良性的互动关系。由此针对我省农村非正规金融这一特殊性，对农村金融如何发挥应有的作用来促进农村经济增长提出一些建议。关键词农村金融，金融发展，农村经济增长IIAB
3、STRACTINRECENTYEARS,CHINAHASALWAYSATTACHEDTHE“THREERURAL“ISSUE,INTHISCONTEXTOFECONOMICRESTRUCTURINGHASINCREASEDTHEPROVINCESPLANNINGANDRURALREFORM,DEVELOPMENTOFRURALFINANCIALSERVICESTOBETTERECONOMICGROWTHINOURPROVINCEINTHISPAPERSELECTEDRURALAREASINZHEJIANGPROVINCE19802009CASHINCIRCULATION,DEPOSITSAND
4、LOANSINAGRICULTURE,RURALGDPANDOTHERDATA,THEUSEOFVARMODEL,COINTEGRATIONTEST,GRANGERCAUSALITYTESTANDOTHERQUANTITATIVEMETHODS,RURALAREASINZHEJIANGPROVINCEFINANCEANDTHERURALECONOMYANALYSISOFTHERELATIONSHIPBETWEENTHESTUDYRESULTSSHOWTHATFINANCIALDEVELOPMENTINRURALAREASINZHEJIANGPROVINCEANDRURALECONOMICGRO
5、WTHHASNOTBEENFORMEDBETWEENTHEPOSITIVEINTERACTIONTHUSFORTHEPROVINCEOFTHESPECIALNATUREOFINFORMALFINANCEINRURALAREAS,RURALFINANCIALHOWTOPLAYTHEIRDUEROLETOPROMOTERURALECONOMICGROWTHOFFERSOMESUGGESTIONSKEYWORDSRURALFINANCE,FINANCIALDEVELOPMENT,RURALECONOMICGROWTH目录摘要ABSTRACT引言1一、国内外研究动态回顾1二、实证设计4（一）指标的选取
6、4（二）数据的来源及处理4三、浙江省农村金融与农村经济的实证检验及分析5（一）平稳性检验5（二）VAR模型的估计6（三）协整检验8（四）格兰杰因果检验9四、结论与建议11参考文献13致谢161引言作为一个农业大国，农村金融发展和农村经济增长的状况对我国经济的影响至关重要，解决农村“三农”问题一直是新一届政府施政的重点。但是由于我国农村人口比重较大且分布不均，使得国内的区域、省际、甚至省内的经济发展都极不平衡。正因为如此，“三农”问题成为困扰我国经济发展的一个重大难题，国家多年来中央一号文件也都在积极的解决这一问题。根据国家发改委调查，完成全面建设小康社会并达到新农村最基本的公共基础设施建设，需
7、投入4万亿元的资金。在如此巨大的资金需求形势下，农村金融应该如何融入到新农村建设中并发挥其作用，从而与农村经济能形成互助关系，这是我们所关注的。农村金融发展是推动农村经济发展、提高农民收入的重要因素。而自农村金融改革以来，浙江省农村地区的金融基本上形成以合作金融为主体，商业金融、政策性金融、民间金融为补充的农村金融发展格局，有力的支持了农村经济的建设。但随着商业银行包括外资银行的不断入驻，大量的农村存款资金流向城市及大型企事业中去，虽然这几年国家也加大了对农村基础设施的投入，间接带动了其他资金流入农村，一定程度上促进我省农村经济的发展，可是目前的农村金融在适应“新农村建设”中仍存在一些弊端。加
8、快农村经济结构的转变必须有强大的农村金融支持，因此研究农村金融发展与农村经济增长的关系，有利于明确浙江省农村金融服务在新农村建设中的重要性。本文在综合国内外学者有关对农村金融发展与农村经济关系研究的基础上，对浙江省19802009年的相关数据基于VAR模型的基础上进行实证分析，力求可以更好的认识到浙江省农村金融发展与农村经济增长两者之间的关系，从而针对所得出的结果对浙江省的新农村建设提出一定的政策性建议。在此，对国内外学者的相关研究动态进行回顾。一、国内外研究动态回顾目前，关于金融发展和经济增长之间的关系，大多是基于国家层次上或整个产业层次，对国家层次内及省级的农村金融发展与农村经济增长关系的
9、实证研究并不多。早在1911，SCHUMPETER就发现一个运行良好的金融系统对经济的长期增长具有促进作用，但只是初步的认识。GOLDSMITH（1969）最早提出了金融相关比率FIR这一概念，之后MCKINNON和SHAW（1973）分别提出了“金融抑制”和“金融深化”理论,金融发展与经济增长间的关系逐渐成为发展经济学的一个重要研究领域。KING和LEVINE（1993）针对GOLDSMITH研究的缺陷，运用19601989年的数据对80个国家进行研究，2证明了两者之间存在正相关关系。LEVINE（2002）通过48个国家19801995年的跨国数据加以分析，发现金融系统与经济增长具有强相关
10、性。KUNT和MAKSIMOVIC2002从企业层次方面进行研究，也得出类似结果。LEVINE1997、FRY1978、GELB1989、RAJAHANDZINGALES1998、LAPORTAETAL2002和BECKANDLEVINE2004等人的研究结果均表明了这一观点。但是，一些经济学家认为金融发展对于经济增长并不重要，甚至会阻碍经济的发展。早期研究者有ROBINSON1952、PATRICK1966、LUCAS1988和STERN1989等，近期的实证研究者SINGH1997认为股票市场发展不利于经济增长。还有其他研究者也支持这一观点，如PAGANO1993运用帕加诺AK模型，指出金
11、融发展可能会降低储蓄率,不利于经济增长。KUNT和LEVINE2001选用48个国家1980年到1993的数据发现金融系统对经济增长影响不大。HERRICK和KINDLEBERGER1984、BUFFIE1984、VANWIJNBERGEN1983等人的研究结果均表明金融系统对经济的影响不明显。此外，还有些实证研究者得出金融发展与经济增长存在单向因果关系，比如ROUSSEAU和WACHTEL（1998）采用格兰杰因果检验和向量误差矫正方法对5个国家的数据进行分析，研究结果表明了两者存在单向因果关系。DEMETRIADES和HUSSEIN1996运用协整分析，ANTONIOS2010结合向量误差
12、修正模型与格兰杰因果检验，其结果都表明了两者之间成单向因果关系。在关于农村金融和农村经济增长关系研究方面，PATRICK（1966）针对发展中国家的农业和农村经济发展的实际情况，提出了两种模式即“需求追随模式”和“供给领先模式”。ULRICHKOESTER和JENSEN（2000）通过研究分析，认为发展中国家的农村金融市场体系对经济增长缺乏有效性。BUREGESS和PANDE2003对印度19612002年银行业政策变革的研究表明，印度农村银行业的发展促进了经济发展。PISCHKE（1983）、KOCHAR（1997）通过研究表明中国家农村金融市场对农村经济发展有一定的影响。国内相关学者在基于
13、国外研究的基础上，结合了中国的实际状况对我国金融发展和经济增长关系进行实证研究如谈儒勇（1999）参照LEVINE模型，运用普通最小二乘法对中国19931998年的季度数据进行回归分析，认为金融发展与经济增长存在显著的相互作用关系。丁晓松2005基于单位根检验和协整检验方法，得出了金融发展和经济发展存在双向关系。庞晓波、赵玉龙（2003）通过20多年的数据验证了中国金融发展与经济增长弱相关性。曹啸和吴军（2002）、战明华（2004）等人的研究均表明我国金融发展是经济增长的单向因果关系。3国内有些经济学家以农村金融和农村经济为研究对象，通过不同的研究方法对农村金融发展和农村经济增长关系进行了实
14、证分析，其基本关系主要有以下三种。农村金融发展与农村经济增长相互影响安翔2005基于帕加诺模型表明农村金融发展对农村经济具有促进作用；王莹2008和邱杰、杨林2009、冉光和与张金鑫（2008）运用帕加诺模型进行研究，均表明农村中两者存在双向因果关系；此外，匡爱民（2009）、尹娟民和范秀红（2009）、周驳（2009）等人采用GRANGER因果关系进行研究，结果表明农村金融发展与农村经济增长之间相互影响；方金兵、张兵、曹阳2009基于农村经济发展与农民收入增长的关系，通过向量误差修正模型和格兰杰因果检验表明两者互为因果关系。一部分学者认为农村金融发展与农村经济增长关系不大如邓莉、冉光和（20
15、05）采用灰色理论中的关联分析研究，得出重庆农村金融规模对农村经济增长影响不大；纪淼、李宏瑾（2007）利用19942007年的季度数据，对中国农村正规金融发展与农村经济增长进行研究，得出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关系；郭晖和李景跃（2009）运过平稳性检验、协整检验、格兰杰因果检验对新疆农村进行实证分析，结果表明农村金融发展与农村经济增长还未形成良性关系。此外，还有些经济学者认为农村金融发展与经济增长存在着单向的相关性最具典型代表的是姚耀军（2004）基于VAR模型及其协整分析，利用格兰杰因果检验对中国农村19782002年的数据进行实证研究，指出农村金融发展是农
16、村经济增长的因果关系，而农村经济增长对农村金融发展则不是；对这一观点加以支持的，如刘洁（2008）运用格兰杰因果检验，曾国平、徐新方（2010）结合图示法与GRANGER因果检验法、张建波、杨国颂（2010）通过构建农村生产函数作为理论依托，均表明农村金融发展与经济增长之间存在单向因果关系。从国内外研究动态中，我们可以发现由于研究的角度、方法或研究的区域、层次面不同，所取得的结果也会大不相同。但其基本关系主要表现为三种即相互作用关系、单相关关系及两者毫无关系。但是现有的实证研究无论是从样本选取、分析方法、实证过程还是实证结果都存在着一定的争议，这也从侧面反应了该领域的研究还处于不断的完善中。因
17、此本文在结合国内外的研究基础上对浙江省农村金融发展与农村经济增长关系进行实证研究，通过实证结果分析浙江省农村金融发展与农村经济增长之间所存在的关系，并分析其检验结果提出相应的政策建议。本文的结构安排如下第一部分是国内外研究动态回顾，第二部分是实证的设计，第三部分是实证检验及分析，第四部分是阐述结论并提出相应的政策建议。4二、实证设计（一）指标的选取1农村金融相关率RFIR金融相关率是指一定时期内全部金融资产价值和全部实物资产价值的比值，本文主要是参照GOLDSMITH1969的金融相关比率来设计浙江省农村金融相关比率。根据GOLDSMITH1969对金融资产的分析，他认为金融资产应该包括现金、
18、储蓄存款、定期存款、股票、债券、保险项目等。但是目前浙江省农村居民所持有的有价证券数量比较少，而且保险意识较弱，因此本文没有涉及有价证券和保险这两部分。农村金融相关率（RFIR）作为农村金融发展规模指标，即农村金融资产总量与农村GDP之比，而研究的浙江省农村金融资产总量包括农村现金流通量、农村居民储蓄、乡镇企业贷款、农业存款和农业贷款。而农村GDP用农林牧渔业总产值来代替。2农村金融发展效率（RFER）农村金融发展效率指标（RFER）用农村贷款与农村存款之比来确认，反映农村金融资源配置中储蓄一投资的转化效率。3农村经济增长指标的选取农村经济的发展主要表现在农村生产总值和农民收入的增长，因此本文
19、运用农村GDP和农民人均纯收入作为指标加以衡量。（二）数据的来源及处理以19802009年数据为例，其中农村现金流通量相当于农村2M，而农村2M农村0M农村存款。由于没有农村0M的统计资料，农村现金流通量约占全国现金流通量的70，因此，本文根据全国0M的70估算农村0M；农村贷款为金融机构农业贷款与乡镇企业贷款之和；农村存款为金融机构农业存款与农户储蓄之和；由于没有农村GDP的统计数据，农村GDP用农林牧渔业总产值代替。这些指标数据的时间跨度是30年，其中全国的MO主要是来自于中国金融年鉴，其余指标数据直接来源于相关年份的浙江省金融年鉴。本文基于浙江省农村经济与金融发展的现象，以农村金融相关率
20、（RFIR）和农村金融发展效率RFER为自变量，农村生产总值、农民人均纯收入为因变量。实证分析中，对农村生产总值取对数（LNGDP），农民人均纯收人取对数（LNL），RFIR为农村金融相关率，RFER为农村金融发展效率，先对变量进行平稳性检验，再基于VAR模型进行协整检验和格兰杰因果检验。5三、浙江省农村金融与农村经济的实证检验及分析（一）平稳性检验为避免出现虚假回归而造成结论无效，需要对时间序列数据的平稳性进行检验，常用方法有扩展的DICKEYFULLERADF和非参数的PP单位根检验。而本文主要采用的是ADF检验,其表达式为TITIKITTUYPYTCY11其中,TY是待检验的时间序列,C
21、是常数项,T为时间趋势,K是滞后期,TU是随机误差项。对TY取足够次数的差分，保证被检验序列为平稳序列，然后每次用减少一次差分次数的序列依次进行单位根检验，从而判断出TY的单整阶数。本文运用EVIEWS51软件，对农村生产总值（取对数）、农民人均纯收入（取对数）、农村金融相关率（RFIR）、农村金融发展效率（RFER）四个变量进行ADF单位根检验来判断其平稳性。首先通过画折线图确定变量的截距项（C）与趋势项T，然后通过判断AIC的最小值，对其ADF值与对应的临界值（这里是与5的临界值）进行比较，如果ADF值的绝对值大于5的临界值，则该变量是平稳的，反之则不平稳。若变量是不平稳的，则要对其进行1
22、阶差分或2阶差分，直至平稳。表1平稳性检验结果变量检验类型（C,T,K）AICADF值5临界值是否平稳LNGDP（C,T,3）227529115738633595026不平稳LNLC,T,3278372319723443595026不平稳RFER0,0,1241636601026511953381不平稳RFIRC,T,1441804825988053580623不平稳DLNGDP0,0,3224886815163741955020不平稳DLNL0,0,3271993113715891955020不平稳DRFER0,0,3296414137446631955020平稳DRFIRC,0,14502
23、51245700702976263平稳DDLNGDP0,0,3226777432822171955681平稳DDLNL0,0,3271709533787051955681平稳DDRFER0,0,2253267454020251955020平稳DDRFIRC,0,1493667059243312981038平稳注检验类型中的C表示检验平稳性时估计方程中的常数项，0表示不含常数项；T表示时间趋6势，0表示不含时间趋势；K表示自回归滞后的长度；AIC准则用以评价效果；D表示对原序列进行一阶差分，DD表示二阶差分。通过平稳性检验，我们从表1中可以发现LNGDP、LNL、REER、RFIR在原始序列上其
24、ADF的绝对值均小于5的临界值，故对这些非平稳性变量采用一阶差分进行检验，发现在一阶差分上变量RFER、RFIR趋于平稳，而变量LNGDP、LNL在一阶差分上仍为非平稳变量，故对其进行二阶差分再次检验，直至变量都趋于平稳。通过处理后我们发现这些数据序列在二阶差分上均能在5显著水平下平稳，表明变量为2阶单整序列，由此可进一步检验变量之间的协整关系。（二）VAR模型的估计向量自回归（VAR）是基于数据的统计性质建立的模型，传统的经济计量方法是以经济理论为基础来描述变量关系的模型，但是该经济理论通常并不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明，而VAR模型则把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生
25、变量的滞后值的函数来构造模型。其表达式为TTNTNTTBXYAYAY11其中TY是一个内生变量列向量，TX是外生变量向量，NAA1和B是待估的系数矩阵。该模型常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响，具有更高的可靠性。在估计VAR模型时，我们要对系统内解释变量的滞后期进行选择，而且协整分析的结果对滞后长度的选择比较敏感，因此多元VAR模型的滞后期长度的确定就至关重要，不当的滞后期，很可能会出现“虚协整”。而且滞后期不能过小或过大，否则会影响模型参数估计量的有效性。在此，本文通过LR、FPE、AIC、SC与HQ这5个指标进行选择
26、，从而选择最合适的滞后期。表2因变量LNGDP的VAR模型滞后期选择LAGLOGLLRFREAICSCHQ06389683NA0052932557473657219935613803129224641552025482E05143538708463601279118239176601409861465E05151471704839201241246346852148954790579E05140434500682231013672466365661788739303E052280471036613417725977577005707093359410E052417141006103417920
27、65611135951431407119E05452995617320783787678表3因变量LNL的VAR模型滞后期选择LAGLOGLLRFREAICSCHQ06495030NA0057789566252558097825701592132452421623379369E05170436811153411548099245614921864688272E05205124310204461777773357449891380746240E05228749108149231896818469772501129573228E05256437506500372056501580114246894
28、495316E05267618703200792051111611532071466937856E06486006220621844117784注表示依据相关准则选择其标准的滞后期；LR连续修正的检验统计量（在5的水平上显著）；FPE最终预测误差；AICAKAIKE信息准则；SCSCHWARZ信息准则；HQHARMANQUINN信息准则。基于VAR模型分别对因变量LNGDP与RFER、RFIR和LNL与RFER、RFIR进行滞后期的选择，其结果如上表2和表3，两表结果均表明除了LR统计量外，其他所有的准则选出来的最优滞后期均为6，可见这里的VAR模型中两者最合适的滞后期数均为6，因此本文选择V
29、AR（6）模型进行进一步的检验。确定VAR模型的滞后期后，要确定这个模型是否满足稳定性条件需要进一步的检验，这里主要通过判断单位圆来确定。如果被估计的VAR模型的特征方程所有根的倒数值都位于单位圆之内，即小于1，则是稳定的，否则模型是不稳定的。通过下图1、2我们可以发现这些变量其根的倒数值均位于单位圆内，因此所研究的模型是完全稳定的，在此滞后期为6最终被确认为VAR模型的最优滞后期。图1图28VAR模型的特征根的倒数的分布图（三）协整检验如果一组非稳定性时间序列存在一个平稳的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列是协整的，这个线性组合就被称为协整方程，表示一种长期的均衡关系。上文中通过
30、单位根检验得出该模型属于二阶平稳序列，而因变量LNGDP、LNL的VAR模型选择的最优滞后期都为6，所以在VAR的基础上对两个变量进行协整检验的最优滞后期均确定为4。因此，要进一步研究农村金融发展与农村经济增长之间的关系，需要对其是否具有长期稳定的协整关系进行检验。由于本文是多变量的时间序列，所以采用JOHANSEN提出的JJ检验法进行检验。判断LNGDP与RFIR、RFER,LNL与RFIR、RFER之间是否存在协整关系，我们可以通过两种方法来分析一是通过迹统计量中的第一个数字与5的临界值进行比较，如果大于5的临界值，说明存在协整关系，表明原假设成立，反之则表明原假设不成立，即不存在协整关系
31、。二是看P值的第一行概率是不是小于005，小于号成立则表明有协整关系，反之则说明没有。表4LNGDP与RFIR、RFER的协整检验结果变量原假设特征值迹统计量5的临界值P值LNGDPRFIRRFER0个协整方程07256874524654297970700004至多1个协整方程03088311290941154947101182至多2个协整方程01367113675130384146600552注带的数据表示在5的水平下拒绝原假设。表5LNL与RFIR、RFER的协整检验变量原假设向量协整个数特征值迹统计量5的临界值P临界值9LNLRFIRRFER0个协整方程06940783760115297
32、970700052至多1个协整方程02508457990559154947104664至多2个协整方程00303440770338384146603801注带的数据表示在5的水平下拒绝原假设。如上表4，我们可以看到第四列第一个数字的迹统计量为4524654，大于5的临界值2979707，而且其P值00004小于005，表明拒绝原假设，即LNGDP与RFIR、RFER之间至少有一个协整关系，从而进一步对LNGDP与RFIR、RFER之间进行回归分析得出其协整方程（见下表6）。同理上表5关于LNL与RFIR、RFER的协整检验结果中可以看出迹统计量为3760115大于5的临界值2979707，而且
33、其P值为00008，小于005，也表示LNL与RFIR、RFER之间存在着长期的均衡关系。因此对LNGDP与RFIR、RFER之间进行回归分析得出其协整方程如下表7。表6LNGDP与RFIR、RFER的协整关系LNGDPRFERRFIR10000001805033（317830）0108495（001705）方程1LNGDP1805033RFER0108495RFIR317830001705协整方程1表明当农村金融相关率（RFIR）不变时，农村金融发展效率（RFER）每变化1，将引起农村生产总值（GDP）下降1805；当农村金融发展效率（RFER）不变时，农村金融相关率（RFIR）每变动1，将
34、拉动农村生产总值（GDP）增长011。即农村金融发展效率和农村金融相关率每提高1个百分点，将分别对农村生产总值变动1805和011个百分点，说明农村金融发展效率比农村金融相关率的影响效果明显。表7LNL与RFIR、RFER的协整关系LNLRFERRFIR10000001355553（267986）0108016（001318）方程2LNL1355553RFER0108016RFIR267986001318协整方程2表明当农村金融相关率（RFIR）不变时，农村金融发展效率（RFER）每变化1，将引起农村生产总值（GDP）下降1356；当农村金融发展效率（RFER）不变时，农村金融相关率（RFIR
35、）每变动1，将引起农村生产总值（GDP）上升0108。10综合上述的协整检验结果分析，我们可以看出浙江省农村金融相关率（RFIR）、农村金融发展效率RFER与农村生产总值（LNGDP）及农民人均纯收入LNL之间都存在显著的长期均衡关系。而方程1和方程2中可以发现浙江省农村金融发展效率与农村生产总值、农民人均纯收入之间存在负相关，而农村金融相关率与农村生产总值、农民人均纯收入成正向关系。这说明浙江省农村金融发展效率的提高对农村生产总值和农民人均纯收入的增长起阻碍作用，而农村金融相关率的提高具有一定的促进作用。（四）格兰杰因果检验协整检验表明了变量之间存在长期的均衡关系，但变量之间是否具有因果关系
36、，还需要进一步的检验。在此，本文采用GRANGER因果关系检验方法对变量之间进行短期的检验。如果其概率大于005，即在5的显著水平上接受了原假设；如果其概率小于005，则在5的显著水平上原假设不成立。由于格兰杰因果检验对滞后期也比较敏感，因此先对其滞后期进行选择，这里主要是根据AIC的最小值进行判断。通过对变量LNGDP与RFIR、RFER，LNL与RFIR、RFER进行AIC值的选择，发现进行检验后的AIC值在5期的时候值最小，因此进行格兰杰因果检验的滞后期选择为5，其检验结果如下表8。表8浙江省农村金融变量与农村经济变量之间的因果关系检验原假设AIC值最优滞后期样本数F统计值概率结论RFI
37、R不是LNGDP的GRANGER原因289223525366873002488拒绝LNGDP不是RFIR的GRANGER原因525589271000390拒绝RFER不是LNGDP的GRANGER原因234580525095384047766接受LNGDP不是RFER的GRANGER原因525013846098040接受RFIR不是LNL的GRANGER原因288827525057449071882接受LNL不是RFIR的GRANGER原因525638883000273拒绝RFER不是LNL的GRANGER原因265792525025553092994接受LNL不是RFER的GRANGER原因
38、525008616099325接受在滞后期取5的条件下，对变量LNGDP与RFIR、RFER，LNL与RFIR、RFER进行格兰杰因果关系检验，发现农村金融相关率（RFIR）与农村生产总值（LNGDP）之间互为因果关系，表明农村生产总值的增长对农村金融相关率具有拉动作用，而农村金融相关率反过来也推动了农村生产总值的增长。农民人均纯收入（LNL）拒绝了原假设，说11明其是农村金融相关率（RFIR）的格兰杰原因，反之则接受了原假设，说明了农民人均纯收入的增长对农村金融相关率具有拉动作用。农村金融发展效率（RFER）与农村生产总值（LNGDP）、农民人均纯收入LNL之间均不存在因果关系，说明浙江省农
39、村存贷款的变动与农村经济之间并没有起到明显的互动作用。综上所述，表明了浙江省农村经济增长对农村金融发展起到了推动作用，从侧面反映了浙江省农村金融生态系统的经济环境对农村金融生态主体成长的助推作用。结果也表明了目前我省农村金融相关率与农村金融发展效率还没有随着农村经济增长发生实质性的变化，可以说农村经济发展还没有诱导出适合浙江省农村经济发展的正规金融变革。四、结论与建议通过协整检验我们可以得到浙江省农村金融相关效率和农村金融发展效率与农村生产总值以及农民人均纯收入增长之间存在长期的均衡关系，即农村金融发展与农村经济增长从长期来看具有相关性。但是农村金融发展效率比农村金融相关率的影响效果更明显，并
40、具有一定的滞后作用，这说明了目前浙江省农村金融发展过程中还存在一定的失衡问题。通过GRANGER因果关系表明了浙江省农村生产总值与农村金融相关率互为因果关系，而农民人均纯收入是农村金融相关率的格兰杰原因，反之则不是，说明了随着浙江省农村经济的不断增长，对农村金融的发展起到一定的促进作用。而农村金融发展效率与农村生产总值以及农民人均纯收入之间的相关性都不大，表明浙江省农村金融发展效率与农村经济增长之间还未起到应有的作用。上述结果综合表明了目前浙江省农村金融发展与农村经济增长之间还未形成良性的互动关系。这可能是因为浙江省的非正规金融比较活跃，特别在浙江省南部地区，存在大量的民间金融。由于民间融资利
41、息较低，没有一定的法律约束，所以其发展速度较快且规模较大，而这些金融资产存量又无法在浙江省农村金融资产总存量中得到统计，使得农村金融发展对农村经济增长的效果不是那么的明显。针对我省农村非正规金融这一现状，在此提出几点建议（一）大力发展新型农村金融机构在经济转型这一时期，建立现代的新农村金融机构有利于农村金融体制的改善。虽然近年来国家对农村村镇银行、信用社的设立门槛在一定程度上有了降低，但是对于新兴农村金融的建立和发展还没有加大政策扶持力度，导致对农民、农业和农村经12济的服务还无法到位。而目前农村经济的增长对农村金融的深化起到了一定的拉动作用，因此只有随着新型农村金融机构资金来源的不断开拓，农
42、村金融机构得到又好又快的发展，才有助于浙江省农村金融也能更好的带动农村经济的增长，达到相互促进的作用。（二）引导民间金融与农村经济相辅相成由于我省非正规金融比较活跃，而且近年来非正式金融发展迅速，尤其在台州，温州这块地区民间融资比较频繁，逐渐成为农村金融的重要力量。但是农村非正式金融活动并没有明确其合法地位，其发展的迅速无法对农村经济的增长起到更好的效应。因此政府应改变对农村非正式金融的态度，给予其合法的生存空间。同时通过制定相关的法律制度建立合法的民间融资平台，使农村非正式金融可以在法律的框架下进行，从而得到最大的发挥并服务于农村经济，引导农村非正规金融与农村经济相辅相成。（三）完善农村外部
43、环境因素农村外部环境因素是农村金融改善的催化剂。建立良好的法律环境，才有利于提高金融的适应性和稳定性。因此鼓励农村金融主体多元化，健全农村信用体系，营造良好的信用环境，有助于农村金融的可持续发展。同时，还要营造良好的政府行政环境，规范政府行为，杜绝政府对农村金融的强制性干预、破坏农村金融的自我平衡机制的非市场行为。因此在完善我省农村外部环境的基础上从而推进浙江省农村金融与农村经济的互助性。13参考文献1安翔我国农村金融发展与农村经济增长的相关分析基于帕加诺模型的实证检验J经济问题，20051049512陈辉，钟钦贾，贾伟生农村金融发展与农村经济增长的相关性研究以辽宁省为例J农业经济财政与金融，
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