2．實證檢驗及結果

2.1 單位根檢驗

對于宏觀時間序列數據，我們首先進行單位根檢驗（見表2-2）。

表2-2 ADF單位根檢驗

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 均為對數化的數據。

我們對INCt（對數化）、FINt和GSt（對數化）數據進行標準的ADF單位根檢驗，其結果如表2-2所示。INCt（對數化）、FINt和GSt均不能拒絕原假設，在一階差分之后，INCt（對數化）、FINt和 GSt在1%顯著水平下平穩， FINt在5%的顯著水平下平穩。因此，INCt、FINt和GSt均滿足I（1）過程，可以用協整檢驗考察它們之間的長期均衡關系。

2.2 協整檢驗

根據約翰森及尤塞柳斯的方法，我們選用最合適的協整模型進行檢驗。其零假設

H0: k=k0，備選假設H0: k=q（平穩），其似然比統計量為：

檢驗從k =0開始，如果得到的統計量不顯著（統計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個協整向量，即不存在協整關系；如果統計量顯著，則拒絕H0而接受H1，此時至少存在1個協整向量，必須繼續檢驗k =1的顯著性。如此依次檢驗k=2, k=3等，直至出現第一個不顯著的統計量為止，此時接受H0假設（見表2-3）。

表2-3 模型的協整跡檢驗

注：①?和??分別表示在1%和5%顯著水平下拒絕原假設；

②根據約翰森的方法，在1%的顯著水平下更適宜的模型；

③模型的滯后項階數根據VAR模型的AIC值決定，根據這一標準，模型的滯后階數為2，因此在用誤差修正模型檢驗協整關系時，相應的選擇滯后1階。

據表2-3，模型選擇不同的確定部分將導致協整關系的顯著差異。如果選擇tracell的模型，三變量之間將具有三階協整關系，若采用選擇tracel2的模型，三變量之間將不具有協整關系。鑒于此，我們采用約翰森討論的選擇標準來同時決定模型的協整階數和確定性部分，根據約翰森的方法，選擇tracel2的模型，三變量之間將不具備協整關系，也就是說，重慶農村信貸與農村經濟增長或農民收入水平之間不存在長期均衡關系，農村信貸在長期內并未能發揮其配置效率，沒有起到金融深化的作用。

2.3 短期格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗表明重慶農村信貸配置效率長期低下，這是否意味重慶農業信貸配置效率在短期內也較低呢？由于INCt..... 、FINt和GSt之間不存在協整關系，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系。

在確定了模型的滯后期后，我們可以估計出并選擇適宜的農村信貸與農民收入關系的模型：

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

表2-4 基于VAR模型的短期因果關系檢驗

注：①VEC模型滯后階數為2；

②?和??分別表示1%和5%顯著水平下拒絕原假設。

農村人均收入是農村人均財政支出的短期格蘭杰原因，并且其效應為正；而農村貸款總額不是農村人均財政支出的短期格蘭杰原因。這表明，農村經濟的發展促使政府在農村投入更多進行基礎設施和農業產業配套設施建設，導致農村人均財政支出的上升，農村人均財政支出與農村人均收入互為對方的短期格蘭杰原因，形成了良性循環，說明國家財政的農業支出對于提高農民收入，減少農村貧困人口起到積極的作用。但農村人均財政支出在一定程度上對農村信貸具有擠出效應。

農村人均收入和農村人均財政支出都不是農村貸款總額的格蘭杰原因，這表明，目前重慶農村信貸體系還沒有和財政體系、農村經濟增長形成緊密的聯系，即在短期內未形成良性互動。