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【摘要】我国作为一个农业大国，农村发展对我国至关重要。而随着金融这一现代经济核心的不断发展，农村金融成为了发展农村经济的重要环节。文章用格兰杰因果分析方法，以四川省为例，分别从农村经济整体发展，农业经济发展以及市场经济的发展三个方面探讨了现阶段四川农村经济与农村金融在统计意义上的关系。结果表明农村经济发展与农村金融之间并没有形成一种相互促进的良性关系，文章分析了造成这种结果的原因并给出了相关建议。
【关键词】农村金融 农村经济 平稳性 协整检验 格兰杰因果关系
一、引言
我国作为一个农业大国，发展农村经济是新中国走向繁荣不可或缺的一步，伴随着“建设社会主义新农村”的提出，农村建设更是迫在眉睫。而金融作为现代经济的核心也日益发展，探讨农村经济发展，农村金融就成为了必不可少的一环。
金融与经济的相关关系历来都是国内外学者研究的重要课题。1973年，Mekinnon[1]与E.S.肖[2]先后提出的“金融抑制”理论和“金融深化”理论，成为研究金融发展的理论基础之一。随后本杰明、雅荣、Burgess、Pande等人相继对农村金融进行了研究，他们均认为农村经济的发展与农村金融之间确实存在一定的关系，然而，他们对不同国家的研究所得出的结论也不尽相同。20世纪末国内开始对我国农村经济和农村金融进行研究。许笑波和邓英淘（1994）通过改进的金融相关比率对农村金融发展规模进行衡量[3]，之后许多学者都通过这一改进的金融相关比率对农村金融进行研究。姚耀军认为我国农村金融与农村经济之间存在长期均衡关系[4]，同时郭凯等证明在我国不同区域，农村金融与经济之间的关系是不同的，在我国中西部地区，农村金融发展与经济增长是负相关的，但在全国范围内以及东部地区，他们是正相关的[5]。随后王丹（2006）[6]、周斌（2007）[7]、张金鑫（2008）[8]、徐佳（2010）[9]、杨国颂（2011）[10]等人分别对安徽，新疆，东北，湖北等地区进行了研究。从他们的研究结论中发现在我国农村金融的发展与农村经济的增长存在一定的关系，但是在不同地区他们之间的关系不同的。
由于我国农村分布较广，在不同区域，经济发展水平各不相同，从而金融发展与经济增长的关系也就各不相同。这也就意味着，对农村金融与农村经济分区域进行研究是有必要的。在本文中将对四川这一农业大省进行研究。在之前的研究中，大多数都只分析了金融发展与整个农村经济发展的相关关系，而未具体去分析金融发展与农村经济各部分之间的关系。本文利用格兰杰因果分析法，在分析农村金融与整个农村经济关系的基础上进一步分析它与农业发展以及农村市场经济发展的关系。
二、数据说明及数据来源
（一）反映农村金融状况的指标
衡量金融发展状况一般从金融发展规模和金融效率两个方面进行。而金融发展规模通常用金融相关比率计算，金融效率通常以储蓄动员能力与储蓄投资转化比来衡量。在本文中，用类似的指标对农村金融发展状况进行衡量。由于农村统计指标中无农村GDP这一统计指标，在这里以农、林、牧、渔业总产值代替。农村金融机构以农村信用社为主，故以农村信用社存款余额衡量农村金融资产。即农村金融发展规模=农村信用社存款余额/农、林、牧、渔业总产值，用FS表示。农村储蓄动员能力：即农村居民储蓄与纯收入的比值用CD表示。农村储蓄投资转化：农村信用社贷款与存款的比值用CT表示。数据来源于《四川统计年鉴》以及《中国金融年鉴》。
（二）反映农村经济发展状况的指標
反映农村地区经济状况的指标很多。但当今社会是以人为本的社会，因此，在本文中以人均收入来衡量农村经济整体发展水平，用PI表示。以第一产业增加值衡量农业发展水平，以AT表示。由于在农村，其主要收入是家庭经营性收入和工资性收入，而家庭经营性收入主要来源于农业收入和农村市场经济所带来的收入。故在本文中以家庭经营性收入与农业收入的差值来衡量农村市场经济发展用ME表示。数据来源于《四川统计年鉴》。
三、研究方法说明
在本文中主要是分别讨论农村金融发展与农村经济，农业经济以及农村市场经济的相关关系。在帕加诺模型的基础上对其进行变形，lng=α1A+α2θ+α3S+ε，其中g经济衡量指标，在本文中分别指农村经济，农业经济以及农村市场经济，A，θ，s是金融相关指标，在本文中分别是指金融相关比率，金融投资转化比以及储蓄动员能力，其分析过程是主要分以下三步进行：平稳性检验，协整检验，格兰杰因果检验[11]。
（一）平稳性检验
由于在研究时，最初所收集的时间序列数据是随机的，因此在分析前，要对数据进行平稳性检验，即检验时间序列间的统计规律是否会随时间变化而变化，以避免出现“伪回归”等现象。检验数据的平稳性通常用单位根检验进行。在本文中选用ADF单位根检验方法检验数据平稳性。
（二）协整检验
通常，我们只能对平稳的时间序列进行分析，而对于那些非平稳的时间序列我们可以通过差分变换将其变为平稳序列，但是在变换过程中可能会使总量的必要的长期信息丢失。协整检验可以分析一组非平稳时间序列的线性组合是否具有稳定的均衡关系。若多个非平稳时间序列之间是协整的，那么存在一个线性组合使得这些时间序列能构成平稳的时间序列，即变量之间存在长期均衡关系。协整检验的方法有很多，在这里选用Johansen检验方法。
（三）格兰杰因果检验
在经济研究中，经常研究判断几个变量间是否具有因果关系，即分析一个变量的变化是否是另外一个或者几个变量变化的原因。格兰杰因果检验就是一种检验变量间因果关系的检验方法。Granger认为，检验x是否是引起y的原因，需要看当前y能多大程度被x解释，而加入x的滞后值后，y的被解释程度是否提高。若一个变量会受到其他变量的滞后影响，则他们之间具有格兰杰因果关系。 四、实证分析
（一）根据四川省的相关数据，对四川省农村经济发展与金融发展关系进行以下分析
1.对农村经济（PI），金融相关比率（FS），金融效率（CD）和储蓄投资转化比（CT）进行平稳性检验。
通过人均纯收入（LNPI），金融相关率（FS），储蓄动员能力（CD）以及投资转化比（CT）的趋势图（图1），不难发现LNPI，FS，CD均有明显的时间趋势且序列偏离零值，而CT没有明显时间趋势且序列偏离零值。根据趋势图选择相应的回归模型形式对各序列进行ADF检验，首先对原序列进行检验，其检验结果如下表（表1）。
通过表1，发现LNPI，FS，CD，CT四者的T值的绝对值均小于1%，5%水平下的绝对值，因此在5%水平下原序列均有单位根，是非平稳序列。因此需要对其一阶差分序列的平稳性进行分析。
下面分别用dP，dF，dD，dT表示LNPI，FS，CD，CT的一阶差分，其趋势图如下图（图2），根据趋势图选择相应回归模型进行ADF检验，其检验结果如表所示（表2）。
通过表2可以看到，dP，dF，dD，dT的T统计值的绝对值均大于5%水平下的绝对值，因此在5%水平下dP，dF，dD，dT均无单位根，是平稳序列。这表明人均纯收入的对数值，金融相关率，储蓄动员能力以及投资转化比均是一阶单整序列，可以对其进行协整分析。
2.对农村经济（PI），金融相关比率（FS），金融效率（CD）和储蓄投资转化比（CT）进行Johansen协整检验。由于在协整检验时，滞后期的选择对检验结果很明显，因此在进行检验之前，因确定适当的滞后期，在这里根据VAR模型的SC值最小原则，确定最佳滞后期为3。其迹统计量的检验结果如下（表3），从表中看到原假设None表示没有协整关系，其迹统计量为74.41738，大于临界值47.85613并且P值为0.0000，可拒绝原假设，即至少存在一个协整关系，在至多存在一个协整关系与至多存在两个协整关系的假设下的计算结果类似。在下一假设至多存在三个协整关系的计算下的迹统计量为3.395715小于临界值3.841466且P值为0.0654，可以接受原假设，即存在三个协整关系。因此通过迹统计量协整检验可以判断LNPI，FS，CD，CT之间存在三个协整关系。表4显示了对数似然最大的协整关系式，标准化后的协整方程为：
LNPI=20.11633FS-12.81616CD-7.336392CT
并且调整系数多个估计值中D（CT）为负值，因此协整关系有效，LNPI，FS，CD，CT之间存在长期均衡关系。通过协整关系式可以看出农村经济与反应投资规模的金融相关率成正比，而与反应金融效率的储蓄动员能力以及投资转化比长反比。这可能是因为农业贷款的效益不高，造成农村贷款有很大一部分用于非农村经济，造成农村经济的外流。
3.对LNPI，FS，CD，CT之间的格兰杰因果关系检验。通过以上检验已证明LNPI，FS，CD，CT四者之间存在长期协整关系，因此可对其进行因果检验，其检验结果如下表（表5），表5表明在5%水平下LNPI是CT的格兰杰原因，而FS，CD，CT均不是LNPI的格兰杰原因，而在10%水平下FS和CT是LNPI的格兰杰原因。因此可以说经济的发展对投资转化比有显著影响，并且在一定程度上金融规模与投资转化比会影响经济发展。但是经济与储蓄动员能力无格兰杰因果关系。
（二）对农业经济（AT）与农村金融发展关系分析
1.对农业经济进行平稳性检验。用与前面类似的方法对农业经济进行单位根检验，检验方程及结果如下（表6），结果表明AT是一阶平稳的，故可对AT，FS，CD，CT进行协整检验。
2.对AT，FS，CD，CT进行Johansen协整检验。这里根据VAR模型的SC值最小原则，选择滞后期为3。其迹统计量的检验结果如下（表7），确定AT，FS，CD，CT之间存在两个协整关系。表8显示了对数似然最大的协整关系式，标准化后可将协整方程写为公式：
LNAT=12.53039FS-3.203111CD+13.60825CT
并且调整系数估计值D（LNAT）为负，表明该协整关系式是有效的。公式表明农业经济与农村金融规模以及投资转化比成正比，与储蓄动员能力成反比。这可能是因为农业投资效益不高，导致部分居民将资金用于非农村投资而非农业投资。
3.对LNAT，FS，CD，CT進行格兰杰因果关系检验。以上检验说明LNAT，FS，CD，CT四者存在长期协整关系，因此可对其进行因果检验，检验结果如下（表9），这表明在5%水平下LNAT是CT的格兰杰原因，FS、CD、CT均不是LNAT的格兰杰原因，而在10%水平下CD是LNAT的格兰杰原因。因此农业经济的发展对投资转化比有显著影响，且储蓄动员能力在一定程度上会影响农业经济发展。但农业经济与金融规模比无格兰杰因果关系。
（三）对农村市场经济（ME）与农村金融发展相关关系分析
由于数据的缺失，在这里选择1995年至2010年的数据对农村市场经济与农村金融发展相关关系进行研究。
1.对ME，FS，CD，CT进行平稳性检验。用与前面类似的方法对ME，FS，CD，CT进行单位根检验，检验方程及结果如下（表10），结果表明ME，FS，CD，CT均是一阶平稳的，故可对ME，FS，CD，CT进行协整检验。
2.对ME，FS，CD，CT进行Johansen协整检验。这里根据VAR模型的SC值最小原则，选择滞后期为2。其迹统计量的检验结果如下（表11），确定ME，FS，CD，CT之间存在一个协整关系。表12显示了对数似然最大的协整关系式，标准化后的协整方程为：
LNME=0.213888FS+2.905523CD+1.271993CT 且调整系数估计值D（LNME），D（FS），D（CT）为负，表明该协整关系式是有效的。公式表明市场经济与农村金融规模，投资转化比以及储蓄动员能力均成正比。说明农村金融业的发展对农村市场经济有明显的促进作用。
3.对ME，FS，CD，CT进行格兰杰因果关系检验。以上检验表明ME、FS、CD、CT四者存在长期协整关系，可对其进行因果检验，其检验结果如下（表13），表明在5%水平下CD是LNME的格兰杰原因，FS、CD、CT均不是LNME的格兰杰原因，而在10%水平下LNME是CT的格兰杰原因。故储蓄动员能力对市场经济发展有显著影响，且市场经济的发展在一定程度上会促进投资转化比。但市场经济与金融规模之间比无格兰杰因果关系。
五、结论与建议
通过以上分析可以看到金融规模促进了经济的发展，而投资转化与经济发展却相互抑制。储蓄动员能力促进了农村市场经济的发展却抑制了农业经济发展，农业经济与市场经济的发展均促进了投资转化比的提高。针对以上结果，提出以下建议：继续扩大金融规模以促进经济发展；改善农村经济产业结构，提高农村经济投资效益，抑制农村资金的非农化用途，防止农村资金外流，改善投资转化比与经济发展相互抑制的现状；在发展农村市场经济的同时发展农业规模经济，发展农业科技，使用現代农业生产工具与技术提高农业经济增长效率。
参考文献
[1]Mekinnon.Moneyand capital in economic Development[M].Washington：Brookings Institute.1973
[2]爱德华.S.肖.经济发展中的金融深化[M].上海三联书店.1988.
[3]许笑波和邓英淘等.中国农村金融的变革与发展：1979-1990[M].当代中国出版社.1994.
[4]姚耀军.中国农村金融发展与经济增长的实证研究[J].经济科学，2004（5）.
[5]艾洪德，徐明圣，郭凯.我国区域金融发展与区域经济增长关系的实证分析[J].财经问题研究，2004（07）
[6]王丹，张懿.农村金融发展与农村经济增长——基于安徽省的实证研究[J].金融研究.2006（11）.
[7]周斌，匡亚斌.新疆农村金融发展对农村经济增长的动态影响研究[J].新疆金融.2007（6）.
[8]冉光和，张金鑫.农村金融发展与农村经济增长的实证研究——以山东为例[J].农村经济问题.2008（6）.
[9]徐佳.湖北省农村金融发展与农村经济增长实证分析[J].武汉理工大学.2010.
[10]杨国颂.我国农村金融发展与农村经济增长相关性研究：理论与实证分析[D].2011.
[11]易丹辉.数据分析与eviews应用[M].中国人民出版社.2008
作者简介：眭方微（1991-），女，汉族，四川宜宾人，就读于成都理工大学，研究方向：金融与财务；周靖（1990-），女，汉族，吉林白城人，就读于成都理工大学，研究方向：企业管理；张静（1989-），女，汉族，四川德阳人，就读于成都理工大学，研究方向：应用数学。
【关键词】农村金融 农村经济 平稳性 协整检验 格兰杰因果关系
一、引言
我国作为一个农业大国，发展农村经济是新中国走向繁荣不可或缺的一步，伴随着“建设社会主义新农村”的提出，农村建设更是迫在眉睫。而金融作为现代经济的核心也日益发展，探讨农村经济发展，农村金融就成为了必不可少的一环。
金融与经济的相关关系历来都是国内外学者研究的重要课题。1973年，Mekinnon[1]与E.S.肖[2]先后提出的“金融抑制”理论和“金融深化”理论，成为研究金融发展的理论基础之一。随后本杰明、雅荣、Burgess、Pande等人相继对农村金融进行了研究，他们均认为农村经济的发展与农村金融之间确实存在一定的关系，然而，他们对不同国家的研究所得出的结论也不尽相同。20世纪末国内开始对我国农村经济和农村金融进行研究。许笑波和邓英淘（1994）通过改进的金融相关比率对农村金融发展规模进行衡量[3]，之后许多学者都通过这一改进的金融相关比率对农村金融进行研究。姚耀军认为我国农村金融与农村经济之间存在长期均衡关系[4]，同时郭凯等证明在我国不同区域，农村金融与经济之间的关系是不同的，在我国中西部地区，农村金融发展与经济增长是负相关的，但在全国范围内以及东部地区，他们是正相关的[5]。随后王丹（2006）[6]、周斌（2007）[7]、张金鑫（2008）[8]、徐佳（2010）[9]、杨国颂（2011）[10]等人分别对安徽，新疆，东北，湖北等地区进行了研究。从他们的研究结论中发现在我国农村金融的发展与农村经济的增长存在一定的关系，但是在不同地区他们之间的关系不同的。
由于我国农村分布较广，在不同区域，经济发展水平各不相同，从而金融发展与经济增长的关系也就各不相同。这也就意味着，对农村金融与农村经济分区域进行研究是有必要的。在本文中将对四川这一农业大省进行研究。在之前的研究中，大多数都只分析了金融发展与整个农村经济发展的相关关系，而未具体去分析金融发展与农村经济各部分之间的关系。本文利用格兰杰因果分析法，在分析农村金融与整个农村经济关系的基础上进一步分析它与农业发展以及农村市场经济发展的关系。
二、数据说明及数据来源
（一）反映农村金融状况的指标
衡量金融发展状况一般从金融发展规模和金融效率两个方面进行。而金融发展规模通常用金融相关比率计算，金融效率通常以储蓄动员能力与储蓄投资转化比来衡量。在本文中，用类似的指标对农村金融发展状况进行衡量。由于农村统计指标中无农村GDP这一统计指标，在这里以农、林、牧、渔业总产值代替。农村金融机构以农村信用社为主，故以农村信用社存款余额衡量农村金融资产。即农村金融发展规模=农村信用社存款余额/农、林、牧、渔业总产值，用FS表示。农村储蓄动员能力：即农村居民储蓄与纯收入的比值用CD表示。农村储蓄投资转化：农村信用社贷款与存款的比值用CT表示。数据来源于《四川统计年鉴》以及《中国金融年鉴》。
（二）反映农村经济发展状况的指標
反映农村地区经济状况的指标很多。但当今社会是以人为本的社会，因此，在本文中以人均收入来衡量农村经济整体发展水平，用PI表示。以第一产业增加值衡量农业发展水平，以AT表示。由于在农村，其主要收入是家庭经营性收入和工资性收入，而家庭经营性收入主要来源于农业收入和农村市场经济所带来的收入。故在本文中以家庭经营性收入与农业收入的差值来衡量农村市场经济发展用ME表示。数据来源于《四川统计年鉴》。
三、研究方法说明
在本文中主要是分别讨论农村金融发展与农村经济，农业经济以及农村市场经济的相关关系。在帕加诺模型的基础上对其进行变形，lng=α1A+α2θ+α3S+ε，其中g经济衡量指标，在本文中分别指农村经济，农业经济以及农村市场经济，A，θ，s是金融相关指标，在本文中分别是指金融相关比率，金融投资转化比以及储蓄动员能力，其分析过程是主要分以下三步进行：平稳性检验，协整检验，格兰杰因果检验[11]。
（一）平稳性检验
由于在研究时，最初所收集的时间序列数据是随机的，因此在分析前，要对数据进行平稳性检验，即检验时间序列间的统计规律是否会随时间变化而变化，以避免出现“伪回归”等现象。检验数据的平稳性通常用单位根检验进行。在本文中选用ADF单位根检验方法检验数据平稳性。
（二）协整检验
通常，我们只能对平稳的时间序列进行分析，而对于那些非平稳的时间序列我们可以通过差分变换将其变为平稳序列，但是在变换过程中可能会使总量的必要的长期信息丢失。协整检验可以分析一组非平稳时间序列的线性组合是否具有稳定的均衡关系。若多个非平稳时间序列之间是协整的，那么存在一个线性组合使得这些时间序列能构成平稳的时间序列，即变量之间存在长期均衡关系。协整检验的方法有很多，在这里选用Johansen检验方法。
（三）格兰杰因果检验
在经济研究中，经常研究判断几个变量间是否具有因果关系，即分析一个变量的变化是否是另外一个或者几个变量变化的原因。格兰杰因果检验就是一种检验变量间因果关系的检验方法。Granger认为，检验x是否是引起y的原因，需要看当前y能多大程度被x解释，而加入x的滞后值后，y的被解释程度是否提高。若一个变量会受到其他变量的滞后影响，则他们之间具有格兰杰因果关系。 四、实证分析
（一）根据四川省的相关数据，对四川省农村经济发展与金融发展关系进行以下分析
1.对农村经济（PI），金融相关比率（FS），金融效率（CD）和储蓄投资转化比（CT）进行平稳性检验。
通过人均纯收入（LNPI），金融相关率（FS），储蓄动员能力（CD）以及投资转化比（CT）的趋势图（图1），不难发现LNPI，FS，CD均有明显的时间趋势且序列偏离零值，而CT没有明显时间趋势且序列偏离零值。根据趋势图选择相应的回归模型形式对各序列进行ADF检验，首先对原序列进行检验，其检验结果如下表（表1）。
通过表1，发现LNPI，FS，CD，CT四者的T值的绝对值均小于1%，5%水平下的绝对值，因此在5%水平下原序列均有单位根，是非平稳序列。因此需要对其一阶差分序列的平稳性进行分析。
下面分别用dP，dF，dD，dT表示LNPI，FS，CD，CT的一阶差分，其趋势图如下图（图2），根据趋势图选择相应回归模型进行ADF检验，其检验结果如表所示（表2）。
通过表2可以看到，dP，dF，dD，dT的T统计值的绝对值均大于5%水平下的绝对值，因此在5%水平下dP，dF，dD，dT均无单位根，是平稳序列。这表明人均纯收入的对数值，金融相关率，储蓄动员能力以及投资转化比均是一阶单整序列，可以对其进行协整分析。
2.对农村经济（PI），金融相关比率（FS），金融效率（CD）和储蓄投资转化比（CT）进行Johansen协整检验。由于在协整检验时，滞后期的选择对检验结果很明显，因此在进行检验之前，因确定适当的滞后期，在这里根据VAR模型的SC值最小原则，确定最佳滞后期为3。其迹统计量的检验结果如下（表3），从表中看到原假设None表示没有协整关系，其迹统计量为74.41738，大于临界值47.85613并且P值为0.0000，可拒绝原假设，即至少存在一个协整关系，在至多存在一个协整关系与至多存在两个协整关系的假设下的计算结果类似。在下一假设至多存在三个协整关系的计算下的迹统计量为3.395715小于临界值3.841466且P值为0.0654，可以接受原假设，即存在三个协整关系。因此通过迹统计量协整检验可以判断LNPI，FS，CD，CT之间存在三个协整关系。表4显示了对数似然最大的协整关系式，标准化后的协整方程为：
LNPI=20.11633FS-12.81616CD-7.336392CT
并且调整系数多个估计值中D（CT）为负值，因此协整关系有效，LNPI，FS，CD，CT之间存在长期均衡关系。通过协整关系式可以看出农村经济与反应投资规模的金融相关率成正比，而与反应金融效率的储蓄动员能力以及投资转化比长反比。这可能是因为农业贷款的效益不高，造成农村贷款有很大一部分用于非农村经济，造成农村经济的外流。
3.对LNPI，FS，CD，CT之间的格兰杰因果关系检验。通过以上检验已证明LNPI，FS，CD，CT四者之间存在长期协整关系，因此可对其进行因果检验，其检验结果如下表（表5），表5表明在5%水平下LNPI是CT的格兰杰原因，而FS，CD，CT均不是LNPI的格兰杰原因，而在10%水平下FS和CT是LNPI的格兰杰原因。因此可以说经济的发展对投资转化比有显著影响，并且在一定程度上金融规模与投资转化比会影响经济发展。但是经济与储蓄动员能力无格兰杰因果关系。
（二）对农业经济（AT）与农村金融发展关系分析
1.对农业经济进行平稳性检验。用与前面类似的方法对农业经济进行单位根检验，检验方程及结果如下（表6），结果表明AT是一阶平稳的，故可对AT，FS，CD，CT进行协整检验。
2.对AT，FS，CD，CT进行Johansen协整检验。这里根据VAR模型的SC值最小原则，选择滞后期为3。其迹统计量的检验结果如下（表7），确定AT，FS，CD，CT之间存在两个协整关系。表8显示了对数似然最大的协整关系式，标准化后可将协整方程写为公式：
LNAT=12.53039FS-3.203111CD+13.60825CT
并且调整系数估计值D（LNAT）为负，表明该协整关系式是有效的。公式表明农业经济与农村金融规模以及投资转化比成正比，与储蓄动员能力成反比。这可能是因为农业投资效益不高，导致部分居民将资金用于非农村投资而非农业投资。
3.对LNAT，FS，CD，CT進行格兰杰因果关系检验。以上检验说明LNAT，FS，CD，CT四者存在长期协整关系，因此可对其进行因果检验，检验结果如下（表9），这表明在5%水平下LNAT是CT的格兰杰原因，FS、CD、CT均不是LNAT的格兰杰原因，而在10%水平下CD是LNAT的格兰杰原因。因此农业经济的发展对投资转化比有显著影响，且储蓄动员能力在一定程度上会影响农业经济发展。但农业经济与金融规模比无格兰杰因果关系。
（三）对农村市场经济（ME）与农村金融发展相关关系分析
由于数据的缺失，在这里选择1995年至2010年的数据对农村市场经济与农村金融发展相关关系进行研究。
1.对ME，FS，CD，CT进行平稳性检验。用与前面类似的方法对ME，FS，CD，CT进行单位根检验，检验方程及结果如下（表10），结果表明ME，FS，CD，CT均是一阶平稳的，故可对ME，FS，CD，CT进行协整检验。
2.对ME，FS，CD，CT进行Johansen协整检验。这里根据VAR模型的SC值最小原则，选择滞后期为2。其迹统计量的检验结果如下（表11），确定ME，FS，CD，CT之间存在一个协整关系。表12显示了对数似然最大的协整关系式，标准化后的协整方程为：
LNME=0.213888FS+2.905523CD+1.271993CT 且调整系数估计值D（LNME），D（FS），D（CT）为负，表明该协整关系式是有效的。公式表明市场经济与农村金融规模，投资转化比以及储蓄动员能力均成正比。说明农村金融业的发展对农村市场经济有明显的促进作用。
3.对ME，FS，CD，CT进行格兰杰因果关系检验。以上检验表明ME、FS、CD、CT四者存在长期协整关系，可对其进行因果检验，其检验结果如下（表13），表明在5%水平下CD是LNME的格兰杰原因，FS、CD、CT均不是LNME的格兰杰原因，而在10%水平下LNME是CT的格兰杰原因。故储蓄动员能力对市场经济发展有显著影响，且市场经济的发展在一定程度上会促进投资转化比。但市场经济与金融规模之间比无格兰杰因果关系。
五、结论与建议
通过以上分析可以看到金融规模促进了经济的发展，而投资转化与经济发展却相互抑制。储蓄动员能力促进了农村市场经济的发展却抑制了农业经济发展，农业经济与市场经济的发展均促进了投资转化比的提高。针对以上结果，提出以下建议：继续扩大金融规模以促进经济发展；改善农村经济产业结构，提高农村经济投资效益，抑制农村资金的非农化用途，防止农村资金外流，改善投资转化比与经济发展相互抑制的现状；在发展农村市场经济的同时发展农业规模经济，发展农业科技，使用現代农业生产工具与技术提高农业经济增长效率。
参考文献
[1]Mekinnon.Moneyand capital in economic Development[M].Washington：Brookings Institute.1973
[2]爱德华.S.肖.经济发展中的金融深化[M].上海三联书店.1988.
[3]许笑波和邓英淘等.中国农村金融的变革与发展：1979-1990[M].当代中国出版社.1994.
[4]姚耀军.中国农村金融发展与经济增长的实证研究[J].经济科学，2004（5）.
[5]艾洪德，徐明圣，郭凯.我国区域金融发展与区域经济增长关系的实证分析[J].财经问题研究，2004（07）
[6]王丹，张懿.农村金融发展与农村经济增长——基于安徽省的实证研究[J].金融研究.2006（11）.
[7]周斌，匡亚斌.新疆农村金融发展对农村经济增长的动态影响研究[J].新疆金融.2007（6）.
[8]冉光和，张金鑫.农村金融发展与农村经济增长的实证研究——以山东为例[J].农村经济问题.2008（6）.
[9]徐佳.湖北省农村金融发展与农村经济增长实证分析[J].武汉理工大学.2010.
[10]杨国颂.我国农村金融发展与农村经济增长相关性研究：理论与实证分析[D].2011.
[11]易丹辉.数据分析与eviews应用[M].中国人民出版社.2008
作者简介：眭方微（1991-），女，汉族，四川宜宾人，就读于成都理工大学，研究方向：金融与财务；周靖（1990-），女，汉族，吉林白城人，就读于成都理工大学，研究方向：企业管理；张静（1989-），女，汉族，四川德阳人，就读于成都理工大学，研究方向：应用数学。