摘要：農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的推動(dòng)作用。運(yùn)用1978-2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)和時(shí)變參數(shù)模型估計(jì)方法，就我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行探尋。首先，協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果顯示：無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模對(duì)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用，而農(nóng)村金融中介效率卻對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了負(fù)向抑制作用。時(shí)變參數(shù)模型的估計(jì)結(jié)果則進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用在整體上呈現(xiàn)弱化趨勢(shì)，當(dāng)前的正向作用機(jī)制比較微弱；而農(nóng)村金融中介效率對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用經(jīng)歷了一個(gè)先減弱后增強(qiáng)的“倒V”型變化過(guò)程。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村金融發(fā)展；農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；時(shí)變參數(shù)模型；動(dòng)態(tài)演化

中圖分類(lèi)號(hào)：F323 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2012）10-0019-06

一、問(wèn)題的提出

金融發(fā)展尤其是農(nóng)村金融發(fā)展一直被認(rèn)為是我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要前提和條件，并廣泛應(yīng)用于促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策研究當(dāng)中。從實(shí)際發(fā)展情況來(lái)看，當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村地區(qū)，其政策性金融、商業(yè)性金融、合作性金融和其他金融組織機(jī)構(gòu)分工協(xié)作的金融服務(wù)體系框架也已初步形成，為農(nóng)村金融發(fā)展能夠服務(wù)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)創(chuàng)造了基礎(chǔ)條件。那么是否正如我們的直覺(jué)和預(yù)期，我國(guó)農(nóng)村金融的發(fā)展推動(dòng)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)呢？如果是，這一推動(dòng)作用又是否強(qiáng)烈，是否穩(wěn)定呢？二者之間的事實(shí)關(guān)系是一個(gè)有待進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)和分析的問(wèn)題。

在已有的研究中，Goldsmith（1969）開(kāi)創(chuàng)了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系定量研究的先河，他對(duì)35個(gè)國(guó)家1860—1963年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴(lài)于金融發(fā)展，兩者互為因果，尤其是在經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)時(shí)期，一般都伴隨著金融的超常水平發(fā)展[1]。由于Goldsmith的研究成果缺乏對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的其他影響因素進(jìn)行系統(tǒng)性的控制，所采用的金融中介規(guī)模這一指標(biāo)不能夠準(zhǔn)確度量金融系統(tǒng)的功能，并且對(duì)于金融發(fā)展、資本積累和生產(chǎn)率提高三者之間的聯(lián)系也沒(méi)有進(jìn)行必要的分析。因?yàn)榇嬖谏鲜鲅芯坎蛔?，King & Levine（1993）在改進(jìn)和彌補(bǔ)Goldsmith研究不足的基礎(chǔ)上，系統(tǒng)性地分析了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素，并運(yùn)用80個(gè)國(guó)家1960—1989年的面板數(shù)據(jù)重新檢驗(yàn)了資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的路徑，同樣證明了二者之間存在正向關(guān)系[2]。然而，在許多針對(duì)發(fā)展中國(guó)家和轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)國(guó)家的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究中，并不能證實(shí)金融部門(mén)能夠引導(dǎo)長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，例如Demeteades & Hussein（1996）、Shan & Morris（2002）、Boulila & Trabelsi（2004）等[3-5]。受上述理論的影響，伴隨著我國(guó)農(nóng)村金融改革與發(fā)展，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究也越來(lái)越多。謝瓊、方愛(ài)國(guó)（2009）采用了協(xié)整分析、多元回歸和典型相關(guān)分析等多種研究方法研究了1978—2006年我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融的發(fā)展非但沒(méi)有促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反而在農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、農(nóng)民增收和農(nóng)村消費(fèi)等方面存在消極影響，我國(guó)農(nóng)村正規(guī)金融外生于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，農(nóng)村金融制度在結(jié)構(gòu)和功能上與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)存在偏差[6]。冉光和、溫濤（2008）在對(duì)我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的金融約束效應(yīng)進(jìn)行制度分析的基礎(chǔ)上，同樣實(shí)證檢驗(yàn)了1978—2006年間農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)果證實(shí)政府主導(dǎo)的農(nóng)村金融成長(zhǎng)模式對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的約束效應(yīng)[7]。但是安翔（2005）基于帕加諾模型的實(shí)證檢驗(yàn)卻表明，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)金融業(yè)的發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是高度正相關(guān)的。季凱文、武鵬（2008）以農(nóng)村全部金融資產(chǎn)與同期農(nóng)村GDP的比值來(lái)衡量農(nóng)村金融的深化程度，實(shí)證結(jié)果表明農(nóng)村金融深化與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是一種正相關(guān)的關(guān)系，并且農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較為顯著的促進(jìn)作用[8]。

縱觀(guān)已有研究不難發(fā)現(xiàn)，由于在選用指標(biāo)和分析方法上的差異，有關(guān)二者關(guān)系的結(jié)論沒(méi)有達(dá)成一致，同時(shí)還反映出一些問(wèn)題，特別是針對(duì)我國(guó)的實(shí)際情況，有待進(jìn)一步的研究：（1）目前絕大多數(shù)的實(shí)證研究都是局限于利用固定參數(shù)的多元線(xiàn)性回歸模型進(jìn)行靜態(tài)分析，沒(méi)有考慮經(jīng)濟(jì)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，這在我國(guó)金融政策變化較為頻繁的轉(zhuǎn)型時(shí)期顯然是不足的。（2）已有的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中，有關(guān)農(nóng)村金融發(fā)展的數(shù)據(jù)只有30多年，并且都是截面數(shù)據(jù)，由于樣本數(shù)據(jù)太少，這在估計(jì)多個(gè)變量時(shí)顯然會(huì)影響到模型估計(jì)的精確度。（3）農(nóng)村金融發(fā)展水平的衡量指標(biāo)選擇過(guò)于單一，且各有側(cè)重，導(dǎo)致結(jié)果不可比。本文在前人已有研究成果的基礎(chǔ)上，將從農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融中介效率兩個(gè)方面來(lái)對(duì)我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。同時(shí)在分析方法上選擇了時(shí)變參數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)，從動(dòng)態(tài)演化的角度來(lái)考察農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，選擇的時(shí)變參數(shù)模型采用了卡爾曼濾波進(jìn)行迭代估計(jì)，由于該估計(jì)方法對(duì)樣本容量的要求不高，可以顯著提升估計(jì)結(jié)果的精確度[9]。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）時(shí)變參數(shù)模型的構(gòu)建

本文試圖借助于傳統(tǒng)的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來(lái)設(shè)定本文的計(jì)量模型，通過(guò)一些替代的經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析，建立一個(gè)含有農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的新型生產(chǎn)函數(shù)模型?？虏肌栏窭股a(chǎn)函數(shù)是由美國(guó)數(shù)學(xué)家柯布和美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家保羅·道格拉斯于20世紀(jì)30年代提出來(lái)的，該生產(chǎn)函數(shù)以其簡(jiǎn)單的形式具備了經(jīng)濟(jì)學(xué)家所關(guān)心一些性質(zhì)，對(duì)于農(nóng)業(yè)技術(shù)的經(jīng)濟(jì)數(shù)量分析具有特殊意義。柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的一般形式為：

Q=ALαKβ（1）

（1）式中Q為生產(chǎn)產(chǎn)量（生產(chǎn)總值），L和K分別為用于生產(chǎn)的勞動(dòng)和資本的投入量，α是勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性系數(shù)，β是資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)，A為綜合技術(shù)水平。這里借鑒Greenwood & Jovanivic（1990）、Murinde（1994）、溫濤（2005）、劉旦（2007）等的研究方法，將農(nóng)村金融發(fā)展也視為一項(xiàng)生產(chǎn)要素引入到柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中，其作用與資本、勞動(dòng)等一樣都是生產(chǎn)中必備條

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文涉及的變量和數(shù)據(jù)資料包括了農(nóng)村人均GDP、勞動(dòng)投入、資本投入和農(nóng)村金融發(fā)展水平四個(gè)方面。其中，農(nóng)村GDP為1978—2010年我國(guó)的“農(nóng)林牧漁業(yè)”增加值和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值之和。勞動(dòng)投入水平用1978—2010年鄉(xiāng)村從業(yè)人員占鄉(xiāng)村總?cè)丝诘谋戎剡M(jìn)行替代。資本投入水平則采用了1978—2010年農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村GDP的比率進(jìn)行分析。在衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平的兩個(gè)指標(biāo)中，涉及到的農(nóng)村存款余額為1978—2010年農(nóng)村儲(chǔ)蓄存款和農(nóng)業(yè)存款之和；農(nóng)業(yè)貸款為1978—2010年農(nóng)業(yè)貸款與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款之和。另外，本文所用到的數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1982—2011年）、《中國(guó)金融年鑒》（1986—2011年）、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)和《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

三、實(shí)證結(jié)果及其經(jīng)濟(jì)含義

為了避免模型出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列，時(shí)變參數(shù)模型要求變量之間存在協(xié)整關(guān)系。因此本文首先利用Dickey和Fuller提出的ADF單位根檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)各變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對(duì)于非平穩(wěn)變量進(jìn)行差分后使之成為平穩(wěn)的時(shí)間序列。如果各變量具有相同的單整階數(shù)，那么據(jù)此進(jìn)一步對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，同時(shí)構(gòu)建出相應(yīng)的協(xié)整方程以反映農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期關(guān)系。在各變量之間存在協(xié)整關(guān)系的前提條件下，通過(guò)誤差修正模型（ECM）還可以分析各變量的短期相互關(guān)系。最后，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行時(shí)變參數(shù)模型的估計(jì)，以進(jìn)一步確定農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

（一）單位根檢驗(yàn)

為了確定各變量的平穩(wěn)性，本文利用Eviews6.0軟件，采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。通過(guò)表1可以看出，LNGDP、LNLDRK、LNTZSP、LNJRGM和LNJRXL在10%的顯著性水平下均為非平穩(wěn)變量，但是它們的一階差分序列ΔLNGDP、ΔLNLDRK、ΔLNTZSP、ΔLNJRGM和ΔLNJRXL卻在1%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，這就說(shuō)明LNGDP、LNLDRK、LNTZSP、LNJRGM和LNJRXL都是一階平穩(wěn)序列，記為I（1），它們之間有可能存在協(xié)整關(guān)系。因此，有必要進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)以確認(rèn)它們之間是否具有長(zhǎng)期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

由于上述變量都是一階平穩(wěn)序列，因此可以利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而利用協(xié)整方程說(shuō)明這些變量之間存在的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法是一種基于VAR模型的檢驗(yàn)方法，因此在檢驗(yàn)之前必須首先判斷VAR模型的結(jié)構(gòu)。綜合運(yùn)用赤池信息（AIC）和施瓦茨（SC）的定階準(zhǔn)則，并結(jié)合似然比（LR）檢驗(yàn)，本文最終確定無(wú)約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為1，故協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臏笃诖_定為0，表2為Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。

利用協(xié)整檢驗(yàn)在確定了LNGDP與LNLDRK、LNTZSP、LNJRGM和LNJRXL之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)上，可以利用向量誤差修正模型來(lái)估計(jì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與其他變量間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系（見(jiàn)表3）。根據(jù)表3的估計(jì)結(jié)果可以看出：農(nóng)村人均GDP的誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.243 7（小于0），并在1%的顯著性水平下通過(guò)t檢驗(yàn)，說(shuō)明當(dāng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，誤差修正項(xiàng)對(duì)其具有較為明顯的反向修正作用。另外，LNRKJG和LNTZSP對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用在短期并不明顯，而反映農(nóng)村金融發(fā)展水平的JRGM和JRXL兩個(gè)指標(biāo)，其在長(zhǎng)期中分別與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正向關(guān)系和負(fù)向關(guān)系，在短期中依然成立，并且較為顯著。

圖3反映了1982—2010年農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模產(chǎn)出彈性系數(shù)的變化軌跡。容易看出各年的彈性系數(shù)值都是大于0的，說(shuō)明農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但是進(jìn)一步觀(guān)察會(huì)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模產(chǎn)出彈性系數(shù)的變化趨勢(shì)還呈現(xiàn)出一定的階梯狀，即1982—1993年的平均彈性系數(shù)為0.385 3，1994—2004年平均彈性系數(shù)下降到0.283 9，而2005—2010年的平均彈性系數(shù)僅為0.083 7，反映出農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向關(guān)系在整體上具有明顯的弱化趨勢(shì)，而且當(dāng)前農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的促進(jìn)作用比較微弱。兩個(gè)階梯轉(zhuǎn)折點(diǎn)的出現(xiàn)與我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展歷程是緊密相關(guān)的：20世紀(jì)90年代中后期，國(guó)務(wù)院先后發(fā)布了《農(nóng)村信用社與中國(guó)農(nóng)業(yè)銀行脫離行政隸屬關(guān)系實(shí)施方案的通知》和全國(guó)統(tǒng)一取締農(nóng)村合作基金會(huì)的決定，這不僅在統(tǒng)計(jì)口徑上陡然縮減了農(nóng)村金融的存貸余額數(shù)量，同時(shí)農(nóng)村非正規(guī)金融的發(fā)展還受到嚴(yán)厲打擊，農(nóng)村金融發(fā)展依附體的分裂與打壓使得農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用受到限制；2004年的轉(zhuǎn)折點(diǎn)則可能與該年逐步推行的“兩減免三補(bǔ)貼”惠農(nóng)政策相關(guān)。為了促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，保障糧食安全，從2004年開(kāi)始我國(guó)政府將加大農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼力度、提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力和建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村作為工作的重中之重，政府強(qiáng)有力的支農(nóng)、惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的增長(zhǎng)效應(yīng)產(chǎn)生了替代效應(yīng)，致使趨勢(shì)又一次下降。

圖4反映了1982—2010年農(nóng)村金融中介效率產(chǎn)出彈性系數(shù)的變化軌跡，其趨勢(shì)上與資本產(chǎn)出彈性系數(shù)的變化相似，即先增長(zhǎng)后下降的“倒V”型，但是二者的意義截然不同。由于各個(gè)年份里產(chǎn)出彈性系數(shù)值小于0，反映出農(nóng)村金融中介效率的提升對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到的是抑制作用，因而1982—1986年的上升趨勢(shì)說(shuō)明的是農(nóng)村金融中介效率的抑制作用在減少，而1987年—2010年的持續(xù)性下降則說(shuō)明抑制作用又重新增強(qiáng)。1983年農(nóng)業(yè)銀行總行發(fā)出了《關(guān)于改革信用社管理體制的試點(diǎn)意見(jiàn)》，對(duì)全國(guó)農(nóng)村信用合作社進(jìn)行了體制改革，恢復(fù)其群眾性、民主性、靈活性和集體金融組織的性質(zhì)，這在一定程度上極大地激發(fā)了農(nóng)村金融事業(yè)的發(fā)展，農(nóng)村存貸業(yè)務(wù)得以恢復(fù)，農(nóng)村金融中介效率對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用開(kāi)始走向正軌，然而到了1986年，郵電部和中國(guó)人民銀行聯(lián)合發(fā)出《關(guān)于開(kāi)辦郵政儲(chǔ)蓄業(yè)務(wù)聯(lián)合通知》，郵政儲(chǔ)蓄業(yè)務(wù)被央行界定為只存不貸，而其他農(nóng)村基層金融機(jī)構(gòu)的逐利思想和模仿效應(yīng)也都不自覺(jué)地遵循著“偏農(nóng)離農(nóng)”的路徑，最終使得農(nóng)村資金缺乏，生產(chǎn)和投資處于自發(fā)狀態(tài)，農(nóng)村金融的發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)缺乏效率。

四、結(jié)論與政策啟示

以上的實(shí)證分析結(jié)果表明：1978—2010年我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系不能一概而論。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明，從長(zhǎng)期來(lái)看，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)正向關(guān)系，而以“貸存比”衡量的農(nóng)村金融中介效率卻對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起到了抑制作用。誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果顯示，即使在短期，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融中介效率對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依然具有較為顯著的正向影響和負(fù)向影響。時(shí)變參數(shù)模型進(jìn)一步探尋了農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融中介效率與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的動(dòng)態(tài)演化軌跡，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模產(chǎn)出彈性系數(shù)的變化趨勢(shì)呈現(xiàn)階梯狀，反映出農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向關(guān)系在整體上具有弱化趨勢(shì)，而且當(dāng)前農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的促進(jìn)作用比較微弱；農(nóng)村金融中介效率產(chǎn)出彈性系數(shù)呈現(xiàn)出先增長(zhǎng)后下降的變化趨勢(shì)，說(shuō)明農(nóng)村金融中介效率對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用經(jīng)歷一個(gè)先減弱而后增加的變化過(guò)程。

整體來(lái)看，我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響與政策制定者的初衷并不和諧，甚至農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展還受到了農(nóng)村金融中介效率的制約。但是我們并不能因此得出農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并無(wú)正向作用的結(jié)論，其所揭示的只是由于現(xiàn)行農(nóng)村金融制度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略導(dǎo)致的我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展在結(jié)構(gòu)、功能和效率上與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際需求間不相協(xié)調(diào)的事實(shí)。隨著農(nóng)村金融體系的進(jìn)一步完善和農(nóng)村金融改革的進(jìn)一步深化，將農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為農(nóng)村金融發(fā)展的主要目標(biāo)已經(jīng)成為不爭(zhēng)的事實(shí)。因此，為了確保這一目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，需要對(duì)現(xiàn)行農(nóng)村金融的功能和結(jié)構(gòu)進(jìn)行改進(jìn)，逐步實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融服務(wù)體系的多元化，在完善和健全農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展的前提下，幫助和引導(dǎo)農(nóng)村民間（非正規(guī)）金融事業(yè)的平穩(wěn)發(fā)展，多角度地解決農(nóng)村居民融資難的問(wèn)題，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村金融體系適應(yīng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。不僅如此，同時(shí)還需重塑農(nóng)村金融市場(chǎng)的主體地位，促進(jìn)農(nóng)村金融市場(chǎng)正常發(fā)展，轉(zhuǎn)變由于農(nóng)村金融體系效率低下而導(dǎo)致的農(nóng)村資金大量流失和配置低效率，保證農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有充足的資金支持，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度有力提升。

注釋?zhuān)?/p>

①協(xié)整方程中小括號(hào)中的數(shù)字表示協(xié)整方程中估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，中括號(hào)中的數(shù)字表示系數(shù)的t值。

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責(zé)任編輯、校對(duì)：關(guān) 華