一、問題的提出

80年代以來，我國(guó)處于“經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型”階段，由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)模式逐漸轉(zhuǎn)換到“投資拉動(dòng)型”市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，進(jìn)入了經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)的時(shí)期，GDP由1985年的4545.6億元增加到2005年的183956.1億元，增長(zhǎng)了40多倍。伴隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國(guó)金融業(yè)自身也取得了飛躍式的發(fā)展，金融資產(chǎn)總量由1980年的4427.4億元上升到2005年的559173.3，增加了120多倍。與此同時(shí)，我國(guó)農(nóng)業(yè)則由長(zhǎng)期以來的“短缺經(jīng)濟(jì)”轉(zhuǎn)向“過剩”——第一產(chǎn)業(yè)GDP在全國(guó)GDP中所占比重不斷下降，農(nóng)民收入減少、城鄉(xiāng)差距不斷拉大，“二元”經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的弊端日益顯著。于是，政府將“三農(nóng)問題”提上日程，并逐步推行改革——“工業(yè)化”、“城鎮(zhèn)化”等。而一切的關(guān)鍵，便是理清幾者之間的關(guān)系，做到發(fā)展的協(xié)調(diào)性與速度的統(tǒng)一。

二、問題分析

1.變量與數(shù)據(jù)分析

本文旨在研究金融深化、農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化、農(nóng)村城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系。農(nóng)業(yè)發(fā)展可以理解為總產(chǎn)出的增長(zhǎng)、生產(chǎn)效率的提高。我們選擇第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)從員人數(shù)的比例來代表農(nóng)業(yè)發(fā)展水平（NF）；我們選擇農(nóng)村非農(nóng)業(yè)從業(yè)人員與農(nóng)總體業(yè)從業(yè)人員的比例來代表農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平（CY）。根據(jù)各國(guó)城市化進(jìn)程的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，城市化大致是非城市人口逐漸減少，城市人口逐漸增加的過程，總體呈現(xiàn)“s”型。農(nóng)村的城鎮(zhèn)化水平在一定層度上反映為非農(nóng)人口在農(nóng)村總?cè)丝谥兴急壤–Z）。而對(duì)于金融發(fā)展水平的度量，各種理論研究存在分歧，大致分為兩類：其一，主張避免重復(fù)計(jì)算，選擇經(jīng)濟(jì)貨幣化程度指標(biāo)（馬歇爾K值）。現(xiàn)在廣多采用M2與GDP的比率來定義經(jīng)濟(jì)貨幣化程度。麥金龍?jiān)缙诘难芯匡@示金融發(fā)展首先表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)貨幣化程度提高。其二，主張完全反映整個(gè)社會(huì)金融發(fā)展規(guī)模，采用金融資產(chǎn)總量與社會(huì)實(shí)體財(cái)富的比率，即金融深化指標(biāo)（FIR）。分析所采用的樣本數(shù)據(jù)取自于1980－2005年的年度數(shù)據(jù)，來源于有關(guān)各年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)金融年鑒》等。

如圖1，1985-2005年間，中國(guó)經(jīng)濟(jì)、金融高速發(fā)展，而農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出卻增長(zhǎng)不大，所占GDP比重不斷減小。其中，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平有所提高，農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)比重下降，二、三產(chǎn)業(yè)比重上升。同時(shí)，農(nóng)村城鎮(zhèn)化的人口指標(biāo)維持在一定波動(dòng)。

2.單位根檢驗(yàn)

首先，為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，我們對(duì)平減過的各變量取自然對(duì)數(shù)，記為：LOGCY、LOGCZ、LOGNF與LOGFIR。利用Eviews軟件對(duì)各變量進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，通過檢驗(yàn)我們發(fā)現(xiàn)LOGCY為平穩(wěn)變量，而LOGCZ、LOGNF與LOGFIR為非平穩(wěn)變量。將LOGCZ、LOGNF與LOGFIR進(jìn)行一階差分處理，分別記為DLOGCZ、DLOGNF與DLOGFIR。再次進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在5%顯著水平下均為平穩(wěn)，故三者均為I(1)過程。經(jīng)過處理，各變量序列在5%顯著水平下均為平穩(wěn)。（具體如表1顯示。）

*檢驗(yàn)類型中的C、T、0分別表示：包含常數(shù)項(xiàng)、包含線性趨勢(shì)項(xiàng)與常數(shù)項(xiàng)、二者均不包含

3.格朗杰因果檢驗(yàn)

首先，對(duì)LOGCY與DLOGCZ進(jìn)行格朗杰因果檢驗(yàn)，分析農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化與農(nóng)村城鎮(zhèn)化變動(dòng)的關(guān)系。由表2可知，在滯后1期時(shí)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化與農(nóng)村城鎮(zhèn)化變動(dòng)互為因果。在滯后2、3期時(shí)，在90%概率下農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化單向引起農(nóng)村城鎮(zhèn)化變動(dòng)。因此，根據(jù)格朗杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，我們可以認(rèn)為在1985-2005年期間，我國(guó)農(nóng)村城鎮(zhèn)化變動(dòng)短期內(nèi)是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化得原因，而農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化對(duì)農(nóng)村城鎮(zhèn)化變動(dòng)具有當(dāng)期和長(zhǎng)期影響。

其次，對(duì)LOGCY與DLOGNF進(jìn)行格朗杰因果檢驗(yàn)，分析農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化與農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的關(guān)系。由表3可知，在滯后1-3期時(shí)，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的變化沒有引起農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化變化的概率值均在較大水平，即我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展獨(dú)立于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程。二者之間概率值不穩(wěn)定，說明了我國(guó)農(nóng)村改革過程中，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程并不平穩(wěn)。雖然在滯后1期時(shí)，LOGCY的變化沒有引起DLOGNF變化的概率值為0.6871。但滯后2-3期時(shí)，因果檢驗(yàn)結(jié)果比較顯著，說明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有中、長(zhǎng)期影響。同時(shí)，二者之間概率值不收斂，說明了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響作用不斷擴(kuò)大。因此，根據(jù)格朗杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，我們可以認(rèn)為在1985-2005年期間，我國(guó)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展在中、長(zhǎng)期具有單向因果關(guān)系，產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程并不平穩(wěn)。

其三，對(duì)DLOGCZ與DLOGNF進(jìn)行格朗杰因果檢驗(yàn)，分析農(nóng)村城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的關(guān)系。由表4可知，在滯后1-3期時(shí)，農(nóng)村城鎮(zhèn)化沒有引起農(nóng)業(yè)發(fā)展水平變化的概率值均在較大水平，即我國(guó)農(nóng)村城鎮(zhèn)化并未對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生明顯影響。而在滯后1-3期時(shí)，農(nóng)業(yè)發(fā)展沒有對(duì)農(nóng)村城鎮(zhèn)化產(chǎn)生明顯影響。滯后3期時(shí)，在95%概率值水平下，DLOGNF引起DLOGCZ變動(dòng)，說明農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)村城鎮(zhèn)化具有長(zhǎng)期作用。因此，根據(jù)格朗杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，我們可以認(rèn)為在1985-2005年期間，我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)村城鎮(zhèn)化具有長(zhǎng)期作用。

其四，對(duì)DLOGFIR與LOGCY進(jìn)行格朗杰因果檢驗(yàn)，分析農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化與金融深化的關(guān)系。由表5可知，在滯后1-3期時(shí)，金融深化水平的變化不能解釋農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化變化。在滯后1期時(shí)，LOGCY的變化沒有引起DLOGFIR變化的概率值為0.4783。但滯后2-3期時(shí)，因果檢驗(yàn)結(jié)果比較顯著，說明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化對(duì)金融深化具有中、長(zhǎng)期影響，因此，根據(jù)格朗杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，我們可以認(rèn)為在1985-2005年期間，我國(guó)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化對(duì)金融深化在中、長(zhǎng)期具有單向因果關(guān)系。

其五，對(duì)DLOGFIR與DLOGCZ進(jìn)行格朗杰因果檢驗(yàn)，分析農(nóng)村城鎮(zhèn)化與金融深化的具體關(guān)系。由表6可知，在滯后1期時(shí)，金融深化與農(nóng)村城鎮(zhèn)化之間沒有明顯的因果關(guān)系。在滯后2、3期時(shí)，在90%概率下農(nóng)村城鎮(zhèn)化都是金融深化的原因。同時(shí)，滯后3期時(shí)，DLOGFIR與DLOGCZ的因果檢驗(yàn)結(jié)果比較顯著，說明金融深化對(duì)農(nóng)村城鎮(zhèn)化具有中、長(zhǎng)期影響。因此，根據(jù)格朗杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，我們可以認(rèn)為在1985-2005年期間，我國(guó)農(nóng)村城鎮(zhèn)化變動(dòng)在中、長(zhǎng)期是金融深化的原因，而金融深化化對(duì)農(nóng)村城鎮(zhèn)化具有長(zhǎng)期影響。

最后，對(duì)DLOGNF與DLOGFIR進(jìn)行格朗杰因果檢驗(yàn)，分析金融深化與農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)系。由表7可知，在滯后1期時(shí)，金融深化與農(nóng)業(yè)發(fā)展的之間沒有明顯的因果關(guān)系。在滯后2-3期時(shí)，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平變化引起金融深化的概率值均在較大水平，即我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)金融深化產(chǎn)生長(zhǎng)期影響。而在滯后1、2期時(shí)，金融深化水平變動(dòng)不能很好解釋農(nóng)業(yè)發(fā)展水平變動(dòng)。滯后3期時(shí)，在90%概率值水平下，金融深化引起農(nóng)業(yè)發(fā)展。因此，根據(jù)格朗杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，我們可以認(rèn)為在1985-2005年期間，我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)金融深化具有中、長(zhǎng)期作用。在長(zhǎng)期條件下，金融深化與農(nóng)業(yè)發(fā)展互為原因。

3.VAR模型分析

經(jīng)過單位根檢驗(yàn)與數(shù)據(jù)修正后，格朗杰因果檢驗(yàn)可以確定：在

中、長(zhǎng)期條件下（金融深化、農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化、農(nóng)村城鎮(zhèn)化）這四者之間具有相關(guān)性，因此我們可以對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平、金融深化比率、農(nóng)村城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)發(fā)展水平進(jìn)行VAR分析。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在滯后2階的情況下，VAR模型不存在異方差和自相關(guān)性，殘差服從正態(tài)分布。所以VAR(2)模型為最優(yōu)模型。

由于，VAR模型是一種非理論模型，它無需對(duì)變量作出任何先驗(yàn)性約束，因此在分析VAR模型時(shí)，往往不分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響，而是分析模型受到?jīng)_擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。首先，分析金融深化對(duì)農(nóng)村城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)發(fā)展的沖擊。金融深化對(duì)二者總體呈正向沖擊，即隨著農(nóng)村金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，農(nóng)業(yè)會(huì)不斷發(fā)展、城鎮(zhèn)化水平不斷提高。目前，我國(guó)農(nóng)村發(fā)展資金主要由鎮(zhèn)府提供，而政府投資的增加造成FIR在農(nóng)村的扭曲。而宏觀經(jīng)濟(jì)與金融的矛盾，政府政策的不連續(xù)性就造成了沖擊的波動(dòng)性。

其次，分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對(duì)金融深化、農(nóng)村城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)發(fā)展的沖擊。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對(duì)農(nóng)村城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)發(fā)展帶有正向的沖擊，即農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化推動(dòng)農(nóng)業(yè)發(fā)展與農(nóng)村城鎮(zhèn)化。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對(duì)金融深化前期的負(fù)面影響可以理解為，在政府投資主導(dǎo)的模式不能滿足農(nóng)村經(jīng)濟(jì)對(duì)于金融的“內(nèi)生需求”——政府投資比重下降與市場(chǎng)融資比重上升，資本利用效率與流動(dòng)性加強(qiáng)，帶來總體平均利潤(rùn)水平上升。而這些與現(xiàn)階段宏觀金融發(fā)展所強(qiáng)調(diào)政府信用（主要是投資）的現(xiàn)狀相矛盾。

其三，分析農(nóng)村城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、金融深化的沖擊。農(nóng)村城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化帶有正向的沖擊，農(nóng)村城鎮(zhèn)化推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程。農(nóng)村城鎮(zhèn)化是農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施改善過程，而諸如交通、能源、教育、衛(wèi)生等條件的缺失，長(zhǎng)期制約我國(guó)農(nóng)村的工業(yè)化與服務(wù)業(yè)化。農(nóng)村城鎮(zhèn)化對(duì)金融深化總體帶有的負(fù)面影響。這集中體現(xiàn)在政府主導(dǎo)投資與金融深化“內(nèi)生需求”之間的矛盾。

最后，分析農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)金融深化、農(nóng)村城鎮(zhèn)化與的沖擊。農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)村城鎮(zhèn)化總體帶有負(fù)面的沖擊——前期農(nóng)業(yè)發(fā)展促使農(nóng)村城鎮(zhèn)化，后期農(nóng)業(yè)的發(fā)展又制約農(nóng)村城鎮(zhèn)化進(jìn)程。農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)金融深化前期呈現(xiàn)負(fù)面影響，后期帶有正面影響，總體程負(fù)面影響（滯后5期內(nèi)）。前期體現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的經(jīng)濟(jì)“阻滯”，但這種轉(zhuǎn)型會(huì)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，逐步吸引私人資本與正常信貸，從而推動(dòng)金融業(yè)在農(nóng)村的發(fā)展。

三、結(jié)論及政策建議

實(shí)證分析的結(jié)果表明：中國(guó)金融市場(chǎng)發(fā)展的不協(xié)調(diào)性，農(nóng)村城市的“二元”格局已經(jīng)不適宜現(xiàn)階段農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的再發(fā)展。目前，單純依靠政府投資支持農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的模式存在缺陷，造成資金配置的低效率與總體金融風(fēng)險(xiǎn)的擴(kuò)大。伴隨農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化的不斷深入，金融深化進(jìn)程逐漸由城市轉(zhuǎn)向農(nóng)村擴(kuò)展，而在在金融市場(chǎng)不完善，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一（主要是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)）條件下，市場(chǎng)解決不了農(nóng)村資金配置，而政府大量投入對(duì)私人又是一種“擠出”，農(nóng)村發(fā)展陷入兩難境地。通過分析我們可以得出，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化是解決農(nóng)村問題的關(guān)鍵。在農(nóng)村推行金融的改革要以產(chǎn)業(yè)為“紐帶”，改善農(nóng)村投融資環(huán)境，提高農(nóng)村資本回報(bào)率，吸引資本自由流動(dòng)。對(duì)此，政府需要更多地提供基礎(chǔ)設(shè)施、構(gòu)建“平臺(tái)”、引導(dǎo)投資，而非成為農(nóng)村投資的主導(dǎo)。

（作者單位：西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院）