2．實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果

2.1 單位根檢驗(yàn)

對于宏觀時間序列數(shù)據(jù)，我們首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（見表2-2）。

表2-2 ADF單位根檢驗(yàn)

注：①?和??分別表示在1%和5%的顯著水平下拒絕單位根；

②INCt和GSt 均為對數(shù)化的數(shù)據(jù)。

我們對INCt（對數(shù)化）、FINt和GSt（對數(shù)化）數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)的ADF單位根檢驗(yàn)，其結(jié)果如表2-2所示。INCt（對數(shù)化）、FINt和GSt均不能拒絕原假設(shè)，在一階差分之后，INCt（對數(shù)化）、FINt和 GSt在1%顯著水平下平穩(wěn)， FINt在5%的顯著水平下平穩(wěn)。因此，INCt、FINt和GSt均滿足I（1）過程，可以用協(xié)整檢驗(yàn)考察它們之間的長期均衡關(guān)系。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)約翰森及尤塞柳斯的方法，我們選用最合適的協(xié)整模型進(jìn)行檢驗(yàn)。其零假設(shè)

H0: k=k0，備選假設(shè)H0: k=q（平穩(wěn)），其似然比統(tǒng)計(jì)量為：

檢驗(yàn)從k =0開始，如果得到的統(tǒng)計(jì)量不顯著（統(tǒng)計(jì)量小于顯著性水平下的約翰分布臨界值），不拒絕H0，說明有0個協(xié)整向量，即不存在協(xié)整關(guān)系；如果統(tǒng)計(jì)量顯著，則拒絕H0而接受H1，此時至少存在1個協(xié)整向量，必須繼續(xù)檢驗(yàn)k =1的顯著性。如此依次檢驗(yàn)k=2, k=3等，直至出現(xiàn)第一個不顯著的統(tǒng)計(jì)量為止，此時接受H0假設(shè)（見表2-3）。

表2-3 模型的協(xié)整跡檢驗(yàn)

注：①?和??分別表示在1%和5%顯著水平下拒絕原假設(shè)；

②根據(jù)約翰森的方法，在1%的顯著水平下更適宜的模型；

③模型的滯后項(xiàng)階數(shù)根據(jù)VAR模型的AIC值決定，根據(jù)這一標(biāo)準(zhǔn)，模型的滯后階數(shù)為2，因此在用誤差修正模型檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系時，相應(yīng)的選擇滯后1階。

據(jù)表2-3，模型選擇不同的確定部分將導(dǎo)致協(xié)整關(guān)系的顯著差異。如果選擇tracell的模型，三變量之間將具有三階協(xié)整關(guān)系，若采用選擇tracel2的模型，三變量之間將不具有協(xié)整關(guān)系。鑒于此，我們采用約翰森討論的選擇標(biāo)準(zhǔn)來同時決定模型的協(xié)整階數(shù)和確定性部分，根據(jù)約翰森的方法，選擇tracel2的模型，三變量之間將不具備協(xié)整關(guān)系，也就是說，重慶農(nóng)村信貸與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長或農(nóng)民收入水平之間不存在長期均衡關(guān)系，農(nóng)村信貸在長期內(nèi)并未能發(fā)揮其配置效率，沒有起到金融深化的作用。

2.3 短期格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明重慶農(nóng)村信貸配置效率長期低下，這是否意味重慶農(nóng)業(yè)信貸配置效率在短期內(nèi)也較低呢？由于INCt..... 、FINt和GSt之間不存在協(xié)整關(guān)系，因此就無法使用誤差修正模型，可以采用一階差分后的VAR模型，即VEC模型來考察三變量之間的因果關(guān)系。

在確定了模型的滯后期后，我們可以估計(jì)出并選擇適宜的農(nóng)村信貸與農(nóng)民收入關(guān)系的模型：

基于VAR模型的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見表2-4。農(nóng)村人均財(cái)政支出是農(nóng)村人均收入的短期格蘭杰原因，并且其效應(yīng)為正；農(nóng)村貸款總額也是農(nóng)村人均收入的短期格蘭杰原因，但其效應(yīng)為負(fù)。這一結(jié)果證明，農(nóng)村貸款的分配在短期內(nèi)是低效率的，它造成了資源配置的扭曲，也可以理解為重慶農(nóng)村信貸配置短期效率低下的不斷積累導(dǎo)致了長期農(nóng)村信貸的配置效率低下。

表2-4 基于VAR模型的短期因果關(guān)系檢驗(yàn)

注：①VEC模型滯后階數(shù)為2；

②?和??分別表示1%和5%顯著水平下拒絕原假設(shè)。

農(nóng)村人均收入是農(nóng)村人均財(cái)政支出的短期格蘭杰原因，并且其效應(yīng)為正；而農(nóng)村貸款總額不是農(nóng)村人均財(cái)政支出的短期格蘭杰原因。這表明，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展促使政府在農(nóng)村投入更多進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)配套設(shè)施建設(shè)，導(dǎo)致農(nóng)村人均財(cái)政支出的上升，農(nóng)村人均財(cái)政支出與農(nóng)村人均收入互為對方的短期格蘭杰原因，形成了良性循環(huán)，說明國家財(cái)政的農(nóng)業(yè)支出對于提高農(nóng)民收入，減少農(nóng)村貧困人口起到積極的作用。但農(nóng)村人均財(cái)政支出在一定程度上對農(nóng)村信貸具有擠出效應(yīng)。

農(nóng)村人均收入和農(nóng)村人均財(cái)政支出都不是農(nóng)村貸款總額的格蘭杰原因，這表明，目前重慶農(nóng)村信貸體系還沒有和財(cái)政體系、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長形成緊密的聯(lián)系，即在短期內(nèi)未形成良性互動。