农村外生金融与农村内生金融的格兰杰因果关系的检验结果如表6－4和表6－5所示。

表6－4　变量的格兰杰因果关系检验（一）

注：取5%的显著性水平，滞后阶数为1。

表6－5　变量的格兰杰因果关系检验（二）

注：取5%的显著性水平，滞后阶数为2。

表6－4格兰杰检验结果表明，在5%的显著性水平下，在滞后阶数为1时，农村内生金融是由农村外生金融格兰杰原因引起产生的，而农村外生金融不是由农村内生金融格兰杰原因引起产生的，当LNX过去和现在的信息被考虑进了总体的所有其他信息中时，LNY能被预测得更有效^[8]。而表6－5的格兰杰检验结果则表明，在5%的显著性水平下，滞后阶数为2时，农村内生金融与农村外生金融互为原因。

上述实证研究表明在选择有的滞后阶数时，近代农村外生金融与农村内生金融之间存在长期稳定的比例关系，呈现同向变化，而且，在5%的显著性水平下，农村外生金融是影响农村内生金融的重要因素，农村内生金融对农村外生金融的影响不显著。

近代的农村内生金融组织是由农村外生金融组织资助建立的，农村外生金融在农村内生金融前发生并且包含有关农村内生金融的唯一信息。本章从统计推断的角度为近代农村外、内生金融思想的因果关系提供了数据支持。(www.daowen.com)

【注释】

[1]李子奈等著：《高等计量经济学》，北京：清华大学出版社，2000年，第54页。

[2]G．Judge等著：《经济计量学理论与实践引论》，北京：中国统计出版社，1993年，第462页。

[3]G．Judge等著：《经济计量学理论与实践引论》，北京：中国统计出版社，1993年，第460页。

[4]李庆华：《计量经济学》，中国经济出版社，2005年，第260页。

[5]G．Judge等著《经济计量学理论与实践引论》，北京：中国统计出版社，1993年，第451页。

[6]参见：方显廷：《中国之合作运动》，《政治经济学报》，3卷1期，1934年。由于数据很少，暂且用1924—1932年的数据代为反映20世纪上半期的农村金融发展状况。

[7]方显廷：《中国之合作运动》，《政治经济学报》，3卷1期，1934年。

[8]G．Judge等著：《经济计量学理论与实践引论》，北京：中国统计出版社，1993年，第460页。