农村金融发展与农村经济增长关系的实证研究_基于陕西省的数据
金融发展与经济增长的关系——基于陕西省的实证研究
展是由其他因素引起 的经济增长 的一种反应” 。麦 金农一 肖论证 了金融发展与经济增长之间相互制 约、 相互 促进 的关 系 ， 张实 行 金 融 自由化 ， 主 以使 实 际利率通过市场机制 的作用 自动地趋 向于均衡水
展指标（ Ｅ ｒＨ 和金融相关 比率（ Ｉ 来衡量金融 Ｄ ｆｒ ） ＦＲ）
金融发展与经济增长的关 系
— —基Biblioteka 于 陕 西省 的实证 研 究 梁 洁
（ 西北大学 ， 陕西 西安 ７０２ ） １１ ７
摘
要： 文章利用陕西省 １ ８－ ２ ０ 年 的金融发展与经济增长的相关数据 ， ９８ ０７ 采用共积性检验与格兰杰 因果关
系检验对陕西省 的金融发展与经济增长的关系进行实证 研究 。金融发展指标选择金融相关 比率 ＦＲ， Ｉ 金融 中
展与经 济增 长 的关 系进 行实证 研究 。
麦金农一 肖式的 Ｄ Ｐ Ｈ指标 ， ＥＴ 另一个是戈德史 密
斯的金融相关 比率 ＦＲ指标。 由于我们要研究 的 Ｉ
是省际的金融发展与经济增长 的关 系 ， Ｄ Ｐ Ｈ 而 ＥＴ 指标更 适用 于 国家层 面 ， 对地 区 的研 究 意义不大 ， 所
既反映 了 中国银行 业 盈 利结 构 的变 化 ， 也反 映 了整
对于经济增 长， 能反映一 国或地 区的综合经 最 济发展能力的指标就是国民生产总值 （ Ｄ ） 因而 Ｇ Ｐ，
融的内生发展和经济增长 的关 系进行实证分析， 认 为金 融发展 已成 为促 进 经 济发 展 机 制 的一 部 分 ， 在
调节 经济 和促进发 展上发 挥正 面作用 。 目前 ， 国理 论 界关 于金融 发展 与 经济 增 长关 我
系的实证分析很多， 而且大部分是对我国的整体情 况作 以分析 ， 很少研究省际的情况。我国是一个具 有分割性特点的大 国， 经济在地域间的发展是不平 衡的。况且 ， 在指标选择上， 一般都用传统的金融发
农村金融发展对农村经济增长的作用机理——基于内生增长理论的实证研究
农村金融发展对农村经济增长的作用机理——基于内生增长理论的实证研究陈文俊【摘要】Based on endogenous growth theory, the main effect mechanism of rural financial development on rural economic growth is： through savings effect, investment effect and resource allocation effect, rural financial development can promote the accumulation of physical capital and human capital, and technological progress, which stimulate rural economic growth. The empirical study shows that the channel of scale expansion of rural financial development to promote economic growth is effective; the channel of efficiency improvement of rural financial development to promote economic growth is ineffective. In other words, the efficiency of the present rural financial development in China cannot contribute to the rural economic growth.%基于内生增长理论的农村金融发展作用于农村经济增长的主要机理是农村金融发展通过储蓄效应、投资效应和资源配置效应推动物质资本积累、人力资本积累和技术进步,以促进农村经济增长。
浅析农村金融发展与农村经济增长二者关系
浅析农村金融发展与农村经济增长二者关系作者：朱晨洋谢超萧钰峰来源：《商情》2017年第15期【摘要】自1978年改革开放以来，我国经济飞速发展，获得令全世界为之瞩目的卓越成就。
但在高速发展的过程中，一些无法忽视的问题也随之暴露出来，亟待人们的关注和解决，以城市乡村二元经济结构导致的城乡发展不平衡的问题为例，表现出了中国农村经济发展相对滞后，农民的收入增长速度迟缓，而分析在农村经济发展不畅的表象的背后，一个不容忽视的原因就是农村金融体系的发展迟滞。
在全国经济发展进入中高速增长的大背景下，除却农村外部的援手外，如何激发农村自身内部增长的潜力，完善农村的自有的金融体系，促进其经济加速发展。
本文简要分析了农村金融发展与农村经济增长二者关系在并提出相应对策，希望可以以一己之力为农村经济增长研究做出微小的贡献。
【关键词】农村经济；农村金融；关系随着改革开放政策的施行，市场化改革的兴起和不断推进，使得在90年代后众多专家学者将目光聚集在中国农村金融发展情况和农村经济二者之间的关系上，二者之间的关系成为众人研究的热点问题。
在众人不断的努力探索下，相关研究取得了较多的研究成果，而这些凝聚这前人辛勤与智慧的结晶就是本文展开论述的坚实基础。
通过对大量的论文资料数据分析后可知，农村的金融总体发展规模对经济的增长起着正面的推动促进作用，但通过数据检验我们也可以知道，将二者位置进行调换，结果却不能成立，也从侧面认同了张杰、姚耀军等经济学家的观点，即我国当前的农村经济改革对我国农村金融的大格局存在着较大影响，但影响并不深刻。
也就是说农村经济当前发展不理想的情况并不对农村金融的发展产生约束和限制的负面作用，二者之间是单向促进的关系。
这也从一定程度上解释了，为什么在我国农村经济快速增长势头大好的阶段时期，而农村金融却没有展现出与经济发展匹配的良好趋势。
同时，这也说明了相对于农村的经济增长情况，我国农村的金融发展情况是迟滞的。
但转变角度思考，我们也可以充分利用农村经济与金融这二者关系的特点，来积极推进农村经济的发展。
我国农村金融发展与农业经济增长关系研究——基于分省面板协整模型
领域 引起 了大 量 的关 注 ，尤 其 以面 板 数据 单 位 根 的检 验 方 法 最 为
热 点 ，Ｌ ｖ ｎ，Ｌ ｎ ｈ （ ０ ２） 、 Ｉ ， Ｐ ｓ ｒ ｎ Ｓ ｉ （ ０ ３） ｅｉ ｉ ，Ｃ ｕ ２ ０ ｍ ｅａａ， ｈｎ ２０
（ 安徽 工业 大 学经 济学 院 ，安徽
【 摘 要 】本文基于各省 市面板数据，通过面板单位根检验、面板数据的协整检验 ，对 中国２ ０ ～２ ｏ年农村金融发展水平与经济增长关系做实证研究。发现 ０３ ０ ９ 中国农村金融发展确实与农村经济增长存在必然联系，并在此基础上提出促进农村金 融发展水平的政策建议。 【 关键词】农村金 融发展Байду номын сангаас经济增长；面板数据 ；单位根检验；协整检验
＝
为 农村 金 融 发 展 水平 与 农 业经 济 增 长 无 关 ； 另一 部 分 学者 认 为 两 者之 间存 在 单 向或 者 双 向因果 关 系 ， 如 宾 国强 （ ９ ９ 实证 证 明 １９） 了，实 际利 率 、金 融 深化 在Ｇ ａ ｇ ｒ 义 上构 成经 济 增长 的原 因 。 ｒ ｎｅ 意 周立 、王 子 明 （ ０ ２）通 过 对 中 国各 地 区 １ ７ － ０ ０ ２０ ９ ８ ２ ０ 年金 融 发展 与 经 济 增 长 关 系 的 实证 研 究 ，结 果表 明促 进 金融 发展 ，有 利 于 长 期 的 经济 增 长 。龙海 明 、柳 沙玲 （ ０ ８）指 出农 村 正 规 金 融发 展 和 ２０ 经 济增 长 之 间的 相互 作 用 有 可 能产 生 多 重 的 、稳 定 状 态 的均 衡 ， 运 用 内 生经 济 增 长理 论分 析 了 二元 经 济 条 件下 农 村 正 规 金融 发 展 与经 济增 长 之 间的 多重均 衡 。 综 上 分 析 ， 国 内外 学 者对 于金 融 发 展 水平 与经 济 增 长是 否 存 在 长 期关 系 并 未 达成 一致 意 见 ，本 文 通 过 运用 分省 面 板 数据 ，研 究 金融 发展 水平 与 经济 增长 是否 存在 长 期关 系 。 ２ 面板 协 整方 法介 绍 ． ２ １面板 单位 根检 验 ． 近 二 十 年 来 ， 非 平 稳 的 面 板 数 据 在 经 济 计 量 学 理 论 和 应 用
农村金融发展与经济增长关系的实证研究
８
西北农林科 技大学学报（ 社会科 学版）
投 人 资本量 的增 加 ， 就一定能够推 动经济增长 ， 因 此， 可 以根据 帕 加诺 的观 点 ， 得 出 内生增 长模 型 的以
下形 式 ＿ ４ ］ ４ 蛇：
展水 平也 不等 同于其他 国家 的金 融 发展 程度 ， 因此 ，
对我 国农 村金 融发 展水 平 与农村 经 济增 长之 间关 系
Ｖｏ １ ． １ ３ ＮＯ ． ３
Ｍａ ｖ ２０１ ３
农 村 金 融 发 展 与 经 济 增 长 关 系 的 实 证 研 究
张 丽 娜 ， 王
（ １ ． 西北农林科 技大学 经济管理学 院， 陕西 杨凌
静
７ １ ０ ０ ７ ５ ）
７ １ ２ １ ０ ０ ； ２ ． 长 安国际信托股份有限公 司， 西安
出量 得 比重 太 小 ， 没有对经济产生影响 ； 农 村 中的 贷 存 比保 持 一 个 良好 的 状 态 ， 农 村 储 蓄 的 资金 更 多流 向 了农 村 贷 款 。 因此 ， 在 发 展 农 村金 融 时 ， 应 该 更加 注 重 农 村 制 度 的 改 革 ， 鼓 励 和 支持 民 间金 融 的 发 展 ， 实现 农 村 金 融 机 模 型 ， 结 合 我 国农 村 地 区 金 融 和 经 济 的 实 际 情 况 ， 采取 １ ９ ８ １ ～２ ０ ０ ８年 的 时 间 序 列
数据 ， 通过 向 量 自回 归检 验 我 国农 村 金 融发 展 与 经 济 增 长 之 间的 某种 关 系 ， 实证 检 验 结 果 显 示 ： 我 国农 村 金 融 发 展 与 经 济 增 长 保 持 一 种 长期 稳 定 关 系 ， 农 村 金 融发 展 促 进 农 村 经 济 的 增 长 。农 村 金 融 的 介 入 激 发 了农 村 经 济 增 长 的
农村金融发展与经济增长关系的实证研究
模型推导 与变量选取
我们利用内生经济理论 中的Ｐｇｎ 模 型 （ａａｏ １９ ） 通过 分 ．并 以农业投资 占农业国内生产 总值 比重 （ Ｇ Ｐ ａａｏ Ｐｇｎ ，９ ３ ． Ｉ Ｄ ）代替农业 ／ 对农村金融如何把储蓄转化为投 资，并将转化的１ｆ 入均衡 资本产值率 （／ ）这是根据尼尔斯 ・ ． ￣ ０弓ｌ ｒ １０ ， ＫＹ 赫米斯的做法——鉴于数 方程 ，来考察金融发展与经济增长的关联性。
ＯＳ １
性金融业务。表现在农村金融领域 中 ，农村 Ｆ 在 １ ９ 年出现了 Ｉ ４ Ｒ ９ 显著下降。构造多元回归方程如下
Ｇ＝ ＋ ｋ Ｇ Ｐ ＋ 【／ Ｄ ］ ｒ Ｐ＋ 届［ Ｄ／ Ｄ ］ ，Ｇ Ｐ ＋ ＋ Ｅ
二 、指标选择 与数据说 明
本论文在指标和数据的选取过程 中作 了如下技术处理 ：
基本建设投资 ”与 “ 农业更新改造投资 ”三项之和 （ 中国农业发 《
资本生产率 ，是 资本产值 率的函数
“ 商场现 代化 》２０ 年 １ ０ ６ ２月 （ 下旬－ ）总第 ４９ ｔ － Ｉ ｊ ８ 期
维普资讯
总 产 出模 型 Ｙ＝ Ｋ ．Ａ ＋
据得可获得性。 为虚拟变量 ， １９ 年为界划分。 Ｐ 以 ４ ９ 这是因为１ ９ ３ ９ 年 １ 月 国务院作 由上述分析 出了 《 ２ 关于金融体 制改革的决定》 ， 根据这一决定 ，１９ ４年金融业发生了重大变革 ： ９ 成立 了三家政策
其中 ，Ａ为资本的边际生产率 Ｋ为资本存量 ．
在一个没 有政府的封闭经济 中 ，总储蓄应该等于总投资。由 性银行 ，四大国有商业银行按照商业化原则运作 ，不再承担政策 于金融系统在将储蓄转化 为投 资的过程 中需要吸收一部分 资源 ．
金融发展对农民收入增长影响的实证研究
（ 黄河科技学院管理系 ， 河南郑州 ４ ０ ０ ５ ０２）
摘要 ： 实证研究 了金融发展对农 民收入增长 的影响研究 。研究 结果显 示 ， 总体上看 ， 随着农 村金融 水平 的提 高 ， 相应的农 民收入 也在增加 ， 金融发展具有显著的收入效应。但这种效应存 在地 区差 异 ， 对我 国不 同地 区的实证研究结 果 表明： 在东部和中部地区 ， 农村金融发展 对农 民收入具有显 著 的正面影 响， 并且 东部 的效应 大于 中部 ， 而在西部 地 区， 这种影响并不显著 。
在总生产函数 的传 统分析框架下 ， 将金融 发展水平 当作
一
项“ 投入 ” 用于生产 。同时 ， ｃ—Ｄ生产函数 的基础上 ， 在 建
ｌＲ Ｕ＝ ｏ Ｊ ｌＦ ＋３Ｉ （ Ｏ Ｔ Ｏ ） ｎ Ｒ １ ＋Ｇ ｎ Ｄ １ ｎ Ｃ Ｎ Ｒ Ｌ ＋ｓ ３ １ ｌ （） １
立 如 下 基 本模 型 ：
场才是金融发展和经济增 长使 收入差距缩小的前提。
近 年来 ， 随着 农 发 中
区域的中国农村金融的收入效应进行 了比较分析。
１ 实 证模 型 、 本 选择 、 标 与 数 据说 明 样 指
１ １ 实证 模 型 的设 定 ．
展 与经 济 增 长 之 间 的关 系 已经 得 到 很 多 国 内学 者 的 重 视 Ｊ 。虽 然 这 些研 究 尚 未 得 到 一 致 的结 论 ， 毋 庸 置 疑 的 但
是 ， 村 金融 发 展 对 农 民 收 入 具 有 重 要 的 影 响 。周 立 和 王 子 农 明研 究 发 现 中国各 地 区金 融 发 展 与 经 济 增 长 密 切 相 关 ， 进 促 金 融 发 展 有 利 于长 期 的经 济 增 长 ， 融 发 展 差 异 可 以部 分 解 金 释 中 国各 地 区经 挤 增 长 差 异 。许 崇 正 等 从 历 年 的统 计 数
农村金融发展与农村经济增长关系的实证研究——基于陕西省的数据
地 区二 者关 系 的研究 相对 较 少 ； 二 ， 察 某 一 地 区 （ 级 ） 村 金 融 发 展 与 经 济 增 长 的研 究 更 少 。 第 考 省 农
而近几年来 国内学者对此还进行 了相关拓展性的研究 。肖云， 何勇 、 张亚琼 以及冯欢 ， 魏省 民分别对湖
北省 、 广东省 、 陕西省的金融发展与经济增长关系进行 了分析 ， 并得出了不 同的结论 。张春喜 、 孙伟 ， 冉
光和 、 金鑫 ， 张 邓莉 、 光 和分 别对 安徽 、 冉 山东 、 庆 的农 村 金融 发展 与农 村 经济 增长 进行 了实证研 究 ， 重 也
得出了不 同的结论 。总之 ， 国各省经济差异较大 ， 我 对于农村金融发展与农村经济增长的研究是一个亟
需 丰富 的领 域 。
２ 方 法选择 、 指标设计及数据 的选取
０ 引 言
从一般意义上讲 ， 农村经济增长与农村金融发展互相促进 ， 农村金融发展对农村经济发展有着积极
影响。但 因为我国各地 区经济差异较大 ， 同省份农村经济增长与金融发展 的相互影 响关系又不尽相 不 同。所 以， 在我 国制定统一的经济 、 金融政策是不切合实际的。陕西作为一个农业省份 ， 其经济增长离 不开农村经济的发展 ， 在此情况下 ， 深入研究陕西农村金融发展及农村经济增长的关系问题 ， 对于构建 个适 合 于 当前及 今后 长期 发 展 的金融 体 系具有 重要 的意义 。本 文 通过 对陕 西省 数据 的实证研 究来 揭
作者 简介 ： 陈欣 ， ， 女 陕西西 安人 ， 西安外 国语大学商学院讲师 ， 究方 向： 融与经济 。 研 金
基金项 目：西安外 国语大学科研基金 项 目（９ ＷＣ ２ 。 ０ Ｘ １ ）
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西安石油大学学报（社会科学版）西部发展研究农村金融发展与农村经济增长关系的实证研究———基于陕西省的数据陈欣徐美丽（西安外国语大学商学院，陕西西安710128）摘要：鉴于中国不同地区农村金融发展与农村经济增长关系研究结论的不一致。
选取陕西省1989—2008年的数据，运用协整检验和格兰杰因果检验进行实证研究，并通过VAR模型、脉冲响应和方差分解来揭示两者之间的动态关系。
结果表明：陕西省农村金融发展与农村经济增长不存在长期均衡关系，其中农村金融发展对农村经济增长影响显著，而农村经济增长对金融发展影响较小，且短期作用为负，由此提出完善农村金融服务体系的措施以促进农村经济发展。
关键词：农村金融；农村经济增长；协整检验；格兰杰因果检验；VAR模型中图分类号：F832．43文献标识码：A文章编号：1008－5645（2011）04－0009－060引言从一般意义上讲，农村经济增长与农村金融发展互相促进，农村金融发展对农村经济发展有着积极影响。
但因为我国各地区经济差异较大，不同省份农村经济增长与金融发展的相互影响关系又不尽相同。
所以，在我国制定统一的经济、金融政策是不切合实际的。
陕西作为一个农业省份，其经济增长离不开农村经济的发展，在此情况下，深入研究陕西农村金融发展及农村经济增长的关系问题，对于构建一个适合于当前及今后长期发展的金融体系具有重要的意义。
本文通过对陕西省数据的实证研究来揭示陕西省农村金融发展与农村经济增长的关系。
1理论综述关于金融发展与经济增长关系的研究，始于20世纪70年代。
戈德史密斯对此做出了开创性的研究，之后国外积累了大量的实证研究文献，大多得出了经济增长与金融发展是同步的，经济快速增长时期一般都伴随着超常水平的金融发展。
借鉴国外的研究成果，国内学者也对我国金融发展与经济增长关系进行了研究，比较有代表性的有：谈儒勇认为，银行发展对经济增长具有促进作用［1］53－61；而韩廷春认为，技术进步与制度创新是经济增长最为关键的因素，而金融发展对经济增长的作用极为有限［2］31－34。
除此之外，赵俊、汪淼军，李广众、陈平，米建国、李建伟，冉茂盛、张宗益、冯军，赖明勇、阳小晓等等，都对我国金融发展与经济增长的关系进行了理论和实证研究。
大部分学者的研究结论基本一致，认为我国金融发展与经济增长有显著的正相关关系，但由于衡量指标和选取数据的不同，其结论也收稿日期：2011－04－06作者简介：陈欣，女，陕西西安人，西安外国语大学商学院讲师，研究方向：金融与经济。
基金项目：西安外国语大学科研基金项目（09XWC12）。
西安石油大学学报（社会科学版）20卷4期不尽相同。
同时，姚耀军和韩正清分别利用VAR模型对农村金融发展与经济增长进行了实证分析。
姚耀军认为农村金融发展与经济增长存在着长期的均衡关系，农村经济发展影响到金融发展，而金融发展对农村经济无影响［3］36－41；韩正清则发现农村经济货币化与农村经济增长存在双边正向相关性［4］86－90。
董晓林、王娟，盛万鹏、李好好等采用不同的模型也对这一问题进行了研究，结论也不尽相同。
总结金融发展与经济增长关系的研究成果，可以发现：第一，绝大多数研究基于国家层面或者产业层次，而对于某一地区二者关系的研究相对较少；第二，考察某一地区（省级）农村金融发展与经济增长的研究更少。
而近几年来国内学者对此还进行了相关拓展性的研究。
肖云，何勇、张亚琼以及冯欢，魏省民分别对湖北省、广东省、陕西省的金融发展与经济增长关系进行了分析，并得出了不同的结论。
张春喜、孙伟，冉光和、张金鑫，邓莉、冉光和分别对安徽、山东、重庆的农村金融发展与农村经济增长进行了实证研究，也得出了不同的结论。
总之，我国各省经济差异较大，对于农村金融发展与农村经济增长的研究是一个亟需丰富的领域。
2方法选择、指标设计及数据的选取本文在进行数据平稳性检验和协整检验的基础上建立VAR模型，并利用Granger因果关系检验、脉冲响应函数和方差分析等计量经济方法研究陕西农村金融发展与农村经济增长的相关关系。
为此，在指标设计上，综合考虑指标的代表性和数据的可得性。
将农村金融相关率NFIR作为衡量农村金融发展的指标，将第一产业GDP增长率NY作为衡量农村经济增长的指标。
鉴于目前陕西省农村金融以存贷业务为主，本文仅选取了陕西省农村存款余额、农村贷款余额，将农村金融相关率定义为：NFIR=（ND+NL）/NGDP其中NFIR表示农村金融相关率，ND表示农村存款余额，NL表示农村贷款余额，NGDP表示第一产业GDP。
按通常做法，农村贷款余额为乡镇企业贷款余额与农业贷款余额之和，农村存款余额为城乡居民储蓄存款余额与农业存款余额之和。
但是，陕西对于不同年份的乡镇企业贷款余额的统计口径不同，同时城乡居民储蓄存款余额与研究问题所需数据口径相差太大。
所以，本文采用农业存款余额和农业贷款余额替代农村存贷款以反映农村金融状况。
3实证分析过程3．1数据平稳性检验为了避免模型出现伪回归的现象，在研究中采用ADF单位根检验法检验变量的平稳性，对于非平稳性的变量进行处理使之成为平稳时间序列。
如果变量是单整的，则对相关变量进行协整检验，以确定农村金融发展与农村经济增长之间的长期关系（见表1）。
表1ADF单位根检验结果变量检验形式（C，T，L）ADF检验值DW值临界值1%5%10%NFIR（c，t，1）－0．71361．5298－4．5326－3．6736－3．2774DNFIR（c，0，1）－3．54832．0192－3．8574－3．0404－2．6606NY（c，t，1）－1．69991．9339－4．5326－3．6736－3．2774DNY（c，0，1）－4．87841．9162－3．8574－3．0404－2．6606注：（C，T，L）中的“C，T，L”分别表示ADF检验时含常数项和趋势项，L表示滞后阶数。
在滞后阶数的选择中，遵循的是AIC最小法则。
单位根检验结果表明：NFIR、NY的ADF值分别大于不同检验水平的三个临界值，即没有通过单位根检验，所以这两个序列是非平稳序列，需继续对其差分进行单位根检验。
如表1中所示，一阶差分DNFIR、DNY两序列均通过了5%的显著性水平，为平稳序列。
陈欣，等：农村金融发展与农村经济增长关系的实证研究西部发展研究3．2协整检验协整检验主要用于分析变量之间是否具有长期均衡关系［5］283－284，对NFIR和NY进行协整检验可以揭示在两者受到各种因素影响下是否具有相同的趋势。
本文选取的是Johansen协整检验方法。
按照AIC及SC的原则，应该选取的滞后期为1，为了稳妥起见，分别选取了滞后期为一期、二期及三期来进行检验，得到协整检验结果（见表2）。
表2NFIR与NY的Johansen协整检验零假定滞后期迹统计量临界值特征根Max－Eigen临界值拒绝/接受110．8880615．494710．4033379．29525514．26460接受r=0210．7573315．494710．4337999．66969414．26460接受313．0694615．494710．52351611．86114914．26460接受注：检验过程中假定协整方程中含趋势相和截距项，临界值均是＊＊MacKinnon－Haug－Michelis（1999）p－values值。
由表2可知，滞后一期的情况下，迹统计量为10．88806＜15．49471，接受了原假设，表明并不存在协整关系。
同时，最大特征值统计量Max－Eigen9．295255＜14．26460也表明不存在协整关系。
并且，滞后为二期和三期的结果都显示NFIR与NY不存在协整关系。
这表明陕西农村金融发展与农村经济增长之间没有长期均衡趋势，因此无法运用ECM（误差修正模型）来分析两者之间的关系。
3．3双变量VAR模型分析通过对NFIR与NY序列的检验，确认其都是一阶单整。
VAR模型要求变量平稳，因此对NFIR与NY序列进行一阶差分，并对所生成的DNFIR、DNY进行估计。
为保持合理的自由度，同时又要消除残差序列的自相关，选择最优滞后阶数2建立VAR模型，得到VAR模型估计结果（见表3）。
表3双变量VAR模型估计结果变量DNFIR（－1）DNFIR（－2）DNY（－1）DNY（－2）ConstantDNFIR0．108563（0．33989）0．063884（0．31804）－0．253264（0．27680）－0．242397（0．27943）0．028564（0．27943）DNY －0．231761（0．41443）0．247972（0．38779）－0．264771（0．33751）0．034414（0．34071）0．009531（0．03087）注：VAR模型的括号外为回归参数的估计值，括号内为t统计量的值。
由表3可见：（1）农村金融发展的变化可由其滞后项和农村经济增长变化的滞后项来解释，其滞后一期和滞后二期的系数均为正，说明在短期内陕西省农村金融发展的滞后项对于农村金融发展的变化呈现出正向的刺激作用。
而农村经济增长的滞后一期和滞后二期的系数均为负值，说明农村经济增长率的提高对农村金融发展短期内有着反向的影响。
（2）就农村经济增长的变化而言，其滞后一期的系数为正，滞后二期的系数为负，说明短期内陕西省农村经济增长的滞后项对于农村经济增长呈现波动的趋势。
而农村金融发展的系数滞后一期为负、滞后二期为正，说明短期内农村金融发展的变化对于农村经济增长的变化作用也是波动的。
在分析VAR模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，这种分析方法称为脉冲响应函数方法［6］264－268。
脉冲响应可以追踪到VAR方程中因变量对每个变量冲击的回应，因此对方程中的每个变量的误差项施加一个单位冲击，就可得到在一段时期内单位冲击对VAR系统的影响。
方差分解决定了某个给定变量超前s期（s=1，2…）预测的误差方差在多大程度上可以由每一个解释变量所解释，即方差分解通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，来进一步评价不同结构冲击的重要性。
具体见脉冲响应图和方差分解表4。
西安石油大学学报（社会科学版）20卷4期DNFIR DNY DNFIR DNY1100．000000．00000038．0239961．97601294．853925．14607636．4844863．51552392．353457．64654636．9587263．04128492．339447．66055936．9118963．08811592．248667．75134137．1649962．83501692．229377．77063337．1740262．82598792．230697．76930637．1706662．82934892．229897．77011237．1693162．83069992．229547．77046137．1696562．830351092．229507．77049837．1696862．83032由表4可知，在超前10期的情况下，金融发展变化中的7．770498%可以由经济增长的变化来解释，而同期经济增长变化的37．16968%可以由金融发展的变化来解释。