山東農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證分析

高配山,唐紹欣

(山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究院,山東 濟(jì)南 250100)

山東農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證分析

高配山,唐紹欣

(山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究院,山東 濟(jì)南 250100)

運(yùn)用理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)相結(jié)合的方法對山東農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。分析認(rèn)為,1978～2009年山東農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長存在協(xié)整關(guān)系;Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)顯示山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長是金融發(fā)展效率的Granger原因,而山東農(nóng)村金融發(fā)展效率與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長不存在因果關(guān)系;非正規(guī)金融對山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長起到了主要的作用,山東農(nóng)村金融發(fā)展沒有起到“供給主導(dǎo)”的作用,而是處于“需求遵從”的地位;農(nóng)村融資渠道比較單一。

山東;農(nóng)村金融;經(jīng)濟(jì)增長;農(nóng)村經(jīng)濟(jì)

眾所周知,金融發(fā)展能夠促進(jìn)儲蓄的增加,儲蓄增加轉(zhuǎn)化為投資進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致儲蓄的進(jìn)一步增加,從而形成一個良性循環(huán)。從這個角度來看,制約農(nóng)民收入增長的瓶頸主要是農(nóng)村金融發(fā)展。農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r影響到農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長,兩者之間存在著長期的均衡關(guān)系[1]。這兩者的關(guān)系似乎很明朗,但是理論分析往往需要假設(shè)一定的條件才能得出這樣的結(jié)果,如信息的對稱性、市場的完善性等。據(jù)相關(guān)研究,中國金融制度存在缺陷[2],引起了農(nóng)村金融效率低下,導(dǎo)致了金融資源配置無法滿足帕累托條件。從這個角度來看,理論分析的結(jié)果不適用于中國現(xiàn)實(shí)。從實(shí)證分析角度來看,由于區(qū)域的不同,各個地方的發(fā)展?fàn)顩r不同以及選取的數(shù)據(jù)范圍不同,兩者之間的關(guān)系也呈現(xiàn)出不確定性。本文以山東省為例,探討該省農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,是違背理論分析的結(jié)果還是遵循理論分析的結(jié)果。

姚耀軍選取了1978～2002年金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù),運(yùn)用計(jì)量分析方法得出中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長存在著一種長期均衡關(guān)系,同時因果關(guān)系也表明,農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r影響到農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長,然而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r無影響[1]。中國農(nóng)村正規(guī)金融的發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長是缺乏效率的,沒有起到“供給主導(dǎo)”的作用,而是處于一個嚴(yán)重滯后的“需求遵從”的地位[3]。這種效率低下的原因主要在于金融制度的缺陷,也就是說農(nóng)村金融制度的有效供給不足[2]。因此,通過金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行資金融通成為老百姓的一種奢望,農(nóng)村非正規(guī)金融起到了不可替代的作用,對農(nóng)村發(fā)展的作用功不可沒[4]。國際農(nóng)業(yè)開發(fā)基金會的研究報(bào)告也指出,中國農(nóng)民來自非正規(guī)金融市場的貸款大約是來自正規(guī)金融市場貸款的4倍。就農(nóng)村金融中介和股票市場發(fā)展程度來看,不少學(xué)者都認(rèn)為全國農(nóng)村仍然以銀行業(yè)為主導(dǎo),股票市場對于他們來說只是可望而不可及的。

在實(shí)證技術(shù)運(yùn)用上,單方程模型的最小二乘法得到普遍的應(yīng)用。周立、王子明和王飛都運(yùn)用OLS回歸對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)[5-6]。但單方程的OLS回歸有2個缺陷:容易產(chǎn)生自變量內(nèi)生性問題,直接利用OLS會使估計(jì)有偏且非一致;如果變量是非平穩(wěn)的,OLS容易導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象,事實(shí)上大多數(shù)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的。盧峰、姚洋運(yùn)用了最小二乘法和雙向面板模型(固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型)來解釋“中國之謎”(是指低水平的法治和高度經(jīng)濟(jì)增長同時并存的現(xiàn)象),發(fā)現(xiàn)雙向面板模型優(yōu)于最小二乘法[7]。相對于單方程模型而言,向量自回歸模型可靠性更高。盡管直接根據(jù)VAR模型做出合理的判斷往往要求變量是平穩(wěn)的,但是當(dāng)非平穩(wěn)的變量具有協(xié)整關(guān)系時,基于VAR模型的判斷常常也是可靠的。所以很多學(xué)者都嘗試著運(yùn)用向量自回歸的方法來探討二者的關(guān)系[1,8-9]。

一、模型構(gòu)造、指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)說明

(一)模型構(gòu)造

無論是“需求遵從”型還是“供給主導(dǎo)”型或者是雙向的因果關(guān)系,都傳遞著這樣的信息——農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系不太確定。雖然主流的觀點(diǎn)是“需求遵從”型,但是不同的地區(qū)、不同的數(shù)據(jù)區(qū)間往往又違背了主流的觀點(diǎn)。所以筆者構(gòu)建如下的VAR模型:

其中,Yt為內(nèi)生變量向量,t=1,2,…,k;Yt-i表示滯后i期的內(nèi)生變量向量,i=1,2,…,k;Ut～I(xiàn)ID(0,Ω);表示參數(shù)矩陣;Ut為隨機(jī)誤差列向量;IID是指獨(dú)立同分布;Ω為方差協(xié)方差矩陣。

當(dāng)VAR模型非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系時,筆者建立VECM模型:

(二)指標(biāo)選取

第一,金融發(fā)展水平的指標(biāo):(1)金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)(IFD)。此指標(biāo)通常用戈式和麥?zhǔn)?種指標(biāo)來衡量。戈式指標(biāo)就是所謂的金融相關(guān)比率指標(biāo),是指某一時點(diǎn)上現(xiàn)存金融資產(chǎn)總額與國民財(cái)富之比,戈式指標(biāo)的完整表達(dá)式為M2+L+S/GNP,其中M2為貨幣存量;L為各類貸款;S為有價證券。麥?zhǔn)街笜?biāo)是用來表示一國的貨幣化程度,指一定經(jīng)濟(jì)范圍內(nèi)通過貨幣進(jìn)行商品與服務(wù)交換的價值占國民生產(chǎn)總值的比重,用M2/GDP表示,并且麥金農(nóng)認(rèn)為“貨幣負(fù)債對國民生產(chǎn)總值的比率——向政府和私人部門提供銀行資金的鏡子——看來是經(jīng)濟(jì)中貨幣體系的重要性‘實(shí)際規(guī)?！淖詈唵螛?biāo)尺”。但是這個指標(biāo)存在著一定的缺陷,不能夠與經(jīng)濟(jì)增長聯(lián)系起來,因?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長主要依賴于金融部門的功能。并且中國較高的麥?zhǔn)街笜?biāo)更應(yīng)該歸因于長期的通貨膨脹、交易手段的落后以及支付體系效率的低下,并不是較高的金融發(fā)展水平的直接表現(xiàn)[8]。除此之外,山東缺乏金融資產(chǎn)和M2統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),我們無法直接使用戈式和麥?zhǔn)街笜?biāo),而只能用存款數(shù)據(jù)代替金融資產(chǎn)來衡量金融規(guī)模指標(biāo)。姚耀軍、李廣眾以及陳平都利用了L/GDP這個指標(biāo)來衡量金融發(fā)展規(guī)模[1,8],其中L代表銀行貸款。本文也參考上述的指標(biāo),只不過L代表山東農(nóng)村貸款余額;GDP代表山東農(nóng)村的GDP。(2)金融發(fā)展效率指標(biāo)(IFE)。該指標(biāo)用農(nóng)村存款余額與農(nóng)村貸款余額之比表示,即D/L,其中D表示農(nóng)村存款余額。這個指標(biāo)表示農(nóng)村金融中介將農(nóng)村儲蓄轉(zhuǎn)化投資的能力。(3)金融發(fā)展結(jié)構(gòu)指標(biāo)(IFS)。借鑒姚耀軍的研究,本文把金融發(fā)展結(jié)構(gòu)指標(biāo)定義為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額與農(nóng)村貸款余額之比,用來反映農(nóng)村貸款結(jié)構(gòu)。它可表示為ILT/L,其中ILT表示鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額。

第二,經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)。本文用農(nóng)村人均GDP來衡量農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長。在實(shí)證研究中,雖有很多學(xué)者都用GDP總量來衡量經(jīng)濟(jì)增長,但有學(xué)者認(rèn)為,人均GDP比GDP總值出現(xiàn)的誤差更少。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文所有的數(shù)據(jù)均來自于歷年《山東經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》,時間跨度為1978～2009年,共計(jì)32年。根據(jù)姚耀軍的研究,農(nóng)村貸款余額為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額與農(nóng)業(yè)貸款余額之和,農(nóng)村存款余額為農(nóng)村居民儲蓄存款和農(nóng)業(yè)存款余額之和[1]。由于《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》沒有具體統(tǒng)計(jì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額和農(nóng)村居民儲蓄存款,中經(jīng)網(wǎng)以及金融數(shù)據(jù)研究庫等也沒有獲得相應(yīng)的數(shù)據(jù)。考慮到數(shù)據(jù)的易得性,筆者把農(nóng)村存款余額等同于農(nóng)業(yè)存款余額,農(nóng)村貸款余額等同于農(nóng)業(yè)貸款余額,所以我們應(yīng)將IFS相應(yīng)地排除掉。雖然這樣的替換會使實(shí)證的結(jié)果存在一定的偏差,但是在現(xiàn)實(shí)背景下無疑是最好的研究方法。另外,由于統(tǒng)計(jì)年鑒沒有統(tǒng)計(jì)山東農(nóng)村GDP,我們用山東農(nóng)村居民全年總支出來代替山東農(nóng)村GDP[1](計(jì)算農(nóng)村GDP時采用全國GDP乘以農(nóng)村GDP占全國GDP的比重,由于山東農(nóng)村GDP占山東GDP的比重?zé)o法獲得,唯一可以獲得的是山東GDP,故本文不采用這個方法),農(nóng)村人口總數(shù)用農(nóng)業(yè)人口總數(shù)來代替,經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)我們用人均GDP來代替,用IPGDP來表示。

二、實(shí)證分析及結(jié)果解讀

(一)單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)是用來檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性,如果序列是非平穩(wěn)的,直接進(jìn)行回歸常常會導(dǎo)致虛假回歸現(xiàn)象。常見的單位根檢驗(yàn)主要有Dickey-Fuller test檢驗(yàn)(DF單位根檢驗(yàn))和Augmented Dickey-Fuller test(ADF檢驗(yàn),即增廣的DF檢驗(yàn))。兩者的主要區(qū)別是:DF單位根檢驗(yàn)只能對AR(1)進(jìn)行檢驗(yàn),不能夠檢驗(yàn)高階滯后相關(guān)的序列,而ADF檢驗(yàn)?zāi)軌驈浹a(bǔ)DF檢驗(yàn)的缺陷。

根據(jù)A I C準(zhǔn)則選擇滯后階數(shù),臨界值則采用Mackinnon臨界值。借助于eviews 6.0軟件,檢驗(yàn)結(jié)果見表1。在表1中,檢驗(yàn)形式中的c和t表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng),k表示滯后階數(shù);滯后期的選擇標(biāo)準(zhǔn)是以赤池信息量準(zhǔn)則(A I C)最小值為準(zhǔn)則;D表示一階差分;＊表示在10%水平下平穩(wěn),其他表示在10%和5%水平下都平穩(wěn)。由表1可知IFD、IFE、IPGDP都是非平穩(wěn)的序列,這3個變量的一階差分IDFD、IDFE、IDPGDP在10%水平下是平穩(wěn)的序列。

表1 單位根檢驗(yàn)的結(jié)果

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

由于上述指標(biāo)是一階單整的,因此3個變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系,即可能存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。本文對此進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。由于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是基于VAR模型的檢驗(yàn)方法,所以在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)前首要的任務(wù)是確定VAR模型的結(jié)構(gòu)。

根據(jù)SC和A I C最優(yōu)準(zhǔn)則,我們確定最優(yōu)的VAR滯后階數(shù)為2。通過對VAR模型滯后結(jié)構(gòu)分析——AR特征多項(xiàng)式根分析,我們知道VAR模型所有根的倒數(shù)的模都小于1,說明我們建立的VAR模型滿足穩(wěn)定性條件。這也就是說建立的VAR模型比較合適。此時,我們可以對建立的VAR模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),根據(jù)數(shù)據(jù)生成過程的特征,可以選擇序列有線性趨勢且協(xié)整方程只有截距項(xiàng)的選項(xiàng)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果見表2。

由表2可知,在顯著水平為5%的條件下,3個變量之間有且只存在一個協(xié)整關(guān)系,其協(xié)整方程式為

其中,括號里面表示標(biāo)準(zhǔn)誤差,就長期而言,農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(農(nóng)民收入提高)與金融發(fā)展規(guī)模正相關(guān),與金融效率負(fù)相關(guān)。姚耀軍在研究金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系時,也得出類似的結(jié)論[10]。從系數(shù)來看,無論是山東農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模還是農(nóng)村金融發(fā)展效率,對農(nóng)民增收的作用不太明顯。這可能是由于農(nóng)民自身的原因,如農(nóng)民信用低,導(dǎo)致不能盡快從銀行進(jìn)行融資,而僅僅依賴非正規(guī)金融這個單一渠道,所以當(dāng)前融資渠道的改善是重中之重,農(nóng)村融資渠道應(yīng)該向多元化過渡。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

(三)因果關(guān)系分析

究竟是農(nóng)村金融發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長,還是經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)了農(nóng)村金融發(fā)展,或者兩者是相互促進(jìn)。對于這個問題,我們需要對變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知,山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模不存在Granger的原因;山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長是農(nóng)村金融發(fā)展效率的原因,然而金融發(fā)展效率不是Granger的原因;山東金融發(fā)展規(guī)模與農(nóng)村金融效率存在雙向Granger因果的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果同時表明,改革開放以來,山東農(nóng)村金融發(fā)展遵循“需求遵從”的地位,沒有起到“供給主導(dǎo)”的作用。這樣的結(jié)論有力地支撐了古典學(xué)派被動論,進(jìn)而推翻了盧卡斯無關(guān)論。

(四)短期動態(tài)關(guān)系分析

協(xié)整關(guān)系反映的是變量間長期穩(wěn)定的關(guān)系,這種長期穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程中不斷調(diào)整完成的。而這種調(diào)整機(jī)制正是VECM在起作用。為了反映變量間短期的動態(tài)影響過程,我們需要建立VECM模型。利用計(jì)量軟件eviews 6.0軟件,得到的VECM模型估計(jì)結(jié)果如下:

其中,小括號內(nèi)數(shù)字表示標(biāo)準(zhǔn)差,中括號內(nèi)數(shù)字表示t統(tǒng)計(jì)值,IDPGDPt,IDFDt,IDFEt分別表示第t期的IDPGDP,IDFD,IDFE的一階差分,也就是變化量。該模型中各差分項(xiàng)反映了短期波動對山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響,向量誤差修正項(xiàng)反映了長期均衡的影響。由式(4)知,IDFD和IDFE的統(tǒng)計(jì)結(jié)果都比較顯著,就標(biāo)準(zhǔn)差來看,IDFE的穩(wěn)定性要比IDFD的穩(wěn)定性要強(qiáng),但兩者的偏差都非常小,即穩(wěn)定性都比較強(qiáng)。為了更好地反映動態(tài)調(diào)整過程,我們對式(4)進(jìn)行變換,得到式(5):

被解釋變量山東經(jīng)濟(jì)增長的變動來源2個方面:來自短期的變動或者長期的均衡。金融發(fā)展規(guī)模變動1個單位將會引起山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長變動0.059 3個單位,金融發(fā)展效率每變動1個單位將引起山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長變動0.003 9個單位。金融發(fā)展規(guī)模的變動引起山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的變動要大于由金融發(fā)展效率變動引起的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的變動。從影響效果看,兩者對經(jīng)濟(jì)增長的影響都較小,也就是說正規(guī)金融對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長起到了很小的作用。當(dāng)山東經(jīng)濟(jì)增長偏離長期均衡時,總有一種機(jī)制(向量誤差修正機(jī)制)使其又回歸均衡。誤差修正曲線如圖1所示,0值均線代表了變量之間長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,曲線離0值距離越大,說明短期波動越大,誤差糾正機(jī)制的作用就在于使波動回歸0值均線。

圖1 VECM協(xié)整關(guān)系

三、實(shí)證分析結(jié)果

第一,從協(xié)整關(guān)系看,山東農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展規(guī)模正相關(guān),與金融發(fā)展效率負(fù)相關(guān)。另外,山東農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模對山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響(0.059 3)要大于金融發(fā)展效率的影響(0.003 9)。就總體來看,山東農(nóng)村金融發(fā)展有利于山東經(jīng)濟(jì)的增長,能夠有效地將儲蓄轉(zhuǎn)化為投資,以增加資本積累。

第二,從因果關(guān)系看,山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展規(guī)模不存在Granger的原因;山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長是金融發(fā)展效率的原因,然而金融發(fā)展效率不是Granger的原因;山東金融發(fā)展規(guī)模與金融效率存在雙向Granger因果關(guān)系。這表明,通過各種途徑加快山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長,能夠提高山東金融發(fā)展效率,進(jìn)而擴(kuò)大山東金融發(fā)展規(guī)模,又提高了山東金融發(fā)展效率;同時由消費(fèi)、投資及農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口三者引起山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長,又通過乘數(shù)和加速度再次拉動經(jīng)濟(jì)增長,最終引起山東金融發(fā)展規(guī)模的不斷壯大及金融效率的不斷提高。

第三,盡管實(shí)證結(jié)果顯示,改革開放以來山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展規(guī)模存在一定關(guān)系,但是我們不能忽視非正規(guī)金融對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用。由生產(chǎn)函數(shù)Q=f(l,k)可知,影響產(chǎn)出的變量為勞動和資本。其中資本包括物質(zhì)資本和人力資本,物質(zhì)資本來源主要有2個方面:正規(guī)金融或者非正規(guī)金融。前文已經(jīng)得出山東農(nóng)村金融發(fā)展不是山東農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因,主流的觀點(diǎn)是金融的發(fā)展或者資本的積累有利于經(jīng)濟(jì)的增長,從而反證非正規(guī)金融發(fā)展對山東經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用。這說明了改革開放以來,非正規(guī)金融在山東經(jīng)濟(jì)增長過程中扮演著主要角色。

第四,融資渠道的單一性。從金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率2個指標(biāo)對農(nóng)民收入的影響效果來看,這2個指標(biāo)對農(nóng)民收入的影響較小,說明了大部分農(nóng)民仍然依賴非正規(guī)金融這個渠道進(jìn)行融資,正規(guī)金融在農(nóng)村沒有起到應(yīng)有的作用。

四、結(jié) 語

第一,應(yīng)該建立多種渠道的融資體系,確保農(nóng)業(yè)銀行的主體地位,發(fā)揮農(nóng)村信用社的應(yīng)有作用,完善農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)制度;第二,金融機(jī)構(gòu)貸款優(yōu)惠利率多向農(nóng)民傾斜,由于農(nóng)民信用低,本身就很難從銀行獲得貸款,信用低意味著融資利率高,成本相應(yīng)增加,有融資愿望的部分人會選擇放棄融資;第三,建立合作融資渠道的建立,成立合作型金融機(jī)構(gòu),能夠?qū)ｉT為農(nóng)業(yè)和各種農(nóng)村項(xiàng)目提供金融服務(wù)。

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Empirical research on financ ial development and economic growthin Shandong rural areas

GAO Pei-shan,TANG Shao-xin
(The Center for Economic Research,ShandongUniversity,Jinan 250100,Shandong,China)

The main purpose of this paper is to explore the relationship be tween the rural financial development and rural economic growth.In the study,the authors combine theoretical analysiswith empirical test.Through the empirical research for the growth from 1978 to 2009 in Shandong,they find these conclusions:the first one is that there is an cointegration relationship between rural financial development and economic growth;the second one is that the Granger causality test reveals that economic growthis the Granger cause for financial development efficiency,but there is no relationship between financial development scale and rural economic growth;the third one is that infor mal finance play a leading role of rual economic growthin Shandong but rual financial development do not;and the fourth one is that the channel of rural financing is lack of diversity.

Shandong;country finance;economic growth;country economy

F830/F323

A

1671-6248(2011)02-0051-05

2010-11-12

高配山(1985-),男,山東臨沂人,經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士研究生。