葛 娟

(新疆財經(jīng)大學,新疆 烏魯木齊 830012)

一、問題的提出

改革開放以來,新疆經(jīng)濟取得了快速的發(fā)展。2008年,新疆生產(chǎn)總值 4203.41億元,比上年增長 11%,比全國平均增速高2個百分點,自2003年以來,連續(xù)6年保持兩位數(shù)以上的增長速度,人民的生活水平得到了極大的提高和改善。1978年農(nóng)村人均純收入和城鎮(zhèn)居民可支配收入分別為119元和319元,到了2008年分別為3503元和11432元。但同時也可以看出,城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)進一步擴大的趨勢。城鄉(xiāng)居民收入比由1978年的2.68:1(農(nóng)村為1)擴大到2008年的3.26:1。根據(jù)新疆統(tǒng)計年鑒的歷年數(shù)據(jù),1978—2008年新疆城鄉(xiāng)收入差距變化對比見圖1。

圖1 1978—2008年新疆城鄉(xiāng)收入差距變化對比

城鄉(xiāng)收入差距的擴大無疑已經(jīng)成為制約新疆經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和新農(nóng)村建設(shè)的重要影響因素。在國內(nèi)有不少學者從金融發(fā)展的視角出發(fā),研究與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系,但卻少有基于區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展的角度的研究。本文通過實證分析方法對新疆農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響進行研究,以期為欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)村金融資源配置中存在的問題以及如何縮小城鄉(xiāng)居民收入分配差距,提供理論支撐和現(xiàn)實的政策建議。

二、指標說明與數(shù)據(jù)來源

本文對新疆1978—2008年農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進行實證研究。綜合和借鑒已有的研究成果,如姚耀軍(2005)、王志強等(2003)、Levine和Zervos(1998)等學者對金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的研究,建立四個指標衡量新疆農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距:城鄉(xiāng)收入差距(CIG)、農(nóng)村金融發(fā)展效率(RFE)、農(nóng)村金融投資率(RFI)、農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模(RFDS)。

(一)城鄉(xiāng)收入差距指標

理論界普遍使用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值來衡量城鄉(xiāng)收入差距,數(shù)據(jù)未作任何處理,記作CIG。

(二)農(nóng)村金融發(fā)展效率指標

在已有的研究中,大部分文獻用貸款和存款的比值來衡量金融中介將儲蓄轉(zhuǎn)化成投資的效率。本文也在對農(nóng)村金融發(fā)展的研究中遵循這一指標,即,將農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)戶儲蓄的比值作為衡量農(nóng)村金融發(fā)展效率的指標。這一指標是從農(nóng)村金融的質(zhì)量方面分析收入差距問題,用農(nóng)村存貸比重來衡量農(nóng)村儲蓄與信貸的轉(zhuǎn)換率,以此反映農(nóng)村金融的支農(nóng)效率,記作RFE。

(三)農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模指標

金融發(fā)展規(guī)模常用M2/GDP(麥氏指標)衡量。但麥氏指標受到很多質(zhì)疑,因普遍認為中國較高的M2/GDP應歸因于金融機構(gòu)支付系統(tǒng)低效以及投資渠道不暢等因素。因此,本文以金融資產(chǎn)總量除以GDP來反映金融發(fā)展總體規(guī)模。因此農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的指標主要是用農(nóng)村金融貨幣存量和國民生產(chǎn)總值來反映,而根據(jù)農(nóng)村發(fā)展的情況和數(shù)據(jù)的可得性,本文采用農(nóng)村農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)戶儲蓄之和除以農(nóng)業(yè)名義GDP作為這一指標,記作RFDS。

(四)農(nóng)村金融投資率指標

這一指標主要是借鑒湯清等(2009)的思想,由經(jīng)濟學中的投資乘數(shù)可知,投資對收入增長應有一定的促進作用,增加投資會加速提高農(nóng)村居民收入水平,因而在一定程度上能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距。本文用新疆農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額與農(nóng)村儲蓄的比值來衡量農(nóng)村金融投資率,記作RFI。

本文對新疆農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距進行實證研究,所用數(shù)據(jù)均根據(jù)《新疆五十年 1955—2005》、《新疆統(tǒng)計年鑒》、《新疆金融年鑒》各期有關(guān)原始數(shù)據(jù)整理計算而得,數(shù)據(jù)年限為1978—2008年,為了減少數(shù)據(jù)變動幅度對所有變量都進行了對數(shù)處理。其計量過程通過Eviews5.0實現(xiàn)。

三、實證檢驗與分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

為了避免模型出現(xiàn)回歸,需要首先對變量進行平穩(wěn)性檢驗。利用Dickey和Fuller(1974)提出的ADF檢驗法分別對變量LNCIG、LNRFE、LNRFI和LNRFDS進行單位根檢驗,滯后階數(shù)按SIC準則選取。

變量的水平值檢驗結(jié)果如下:

單位根檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果顯示,lncig、lnrfe、lnrfi和 lnrfds的ADF檢驗統(tǒng)計量均大于顯著性水平1%、5%時的臨界值,不能拒絕原假設(shè),序列l(wèi)ncig、lnrfe、lnrfi和 lnrfds都存在單位根,是非平穩(wěn)的。將序列l(wèi)ncig、lnrfe、lnrfi和lnrfds分別進行一階差分,再對一階差分后的序列進行單位根檢驗。顯然,△lncig、△lnrfe、△lnrfi和△lnrfds的△ADF檢驗統(tǒng)計量均小于顯著性水平1%時的臨界值,接受拒絕原假設(shè),表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設(shè),序列 lncig、lnrfe、lnrfi和lnrfds的一階差分都不存在單位根,為平穩(wěn)時間序列。

綜上所述,單位根檢驗結(jié)果表明,非平穩(wěn)序列l(wèi)ncig、lnrfe、lnrfi和lnrfds在經(jīng)過一階差分后在5%的顯著水平下為平穩(wěn)序列,同時也都是一階單整的。

(二)協(xié)整檢驗

根據(jù)Engle和Granger(1978)提出的基于回歸殘差的協(xié)整檢驗方法對回歸分析產(chǎn)生的殘差進行單位根檢驗;如果殘差序列無單位根,說明變量之間的長期均衡關(guān)系或者協(xié)整關(guān)系存在。本文采用的估計方法為OLS估計法,回歸方程估計得到

其次,對(1)式的殘差進行單位根檢驗,又回歸方程估計結(jié)果可得

對殘差進行單位根檢驗,不含常數(shù)和時間趨勢,由SIC準則確定之后階數(shù),其結(jié)果如下:

殘差單位根檢驗

殘差單位根檢驗

t統(tǒng)計量 P值*ADF統(tǒng)計量/% -3.20 0.0028顯著性水平 1 檢驗臨界值 -2.6745-1.95710 -1.608

檢驗結(jié)果顯示,殘差序列在1%和5%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè),接受不存在單位根的結(jié)論,因此可以確定殘差序列式平穩(wěn)序列,即上述結(jié)果表明,變量lncig、lnrfe、lnrfi和lnrfds之間存在協(xié)整關(guān)系。所以,式(1)回歸方程就是協(xié)整方程。

上式(1)的長期均衡關(guān)系表明,農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距之間呈正相關(guān)關(guān)系,這與姚耀軍(2005)的實證結(jié)論相一致,即農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模變動1%,城鄉(xiāng)收入差距就會沿相同的方向變動0.21%,即rfds對cig的彈性系數(shù)是0.21;而農(nóng)村金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距呈負相關(guān)關(guān)系,此結(jié)論也與姚耀軍(2005)的結(jié)論一致,即rfe變1%會引起cig反方向變動0.41%,rfe對cig的彈性系數(shù)為-0.41;農(nóng)村金融投資率與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,與湯清等(2009)的結(jié)論一致,rfi對cig的彈性系數(shù)為0.1。比較三個變量中rfe的彈性系數(shù)最大,其次分別是rfds和rfi。說明新疆城鄉(xiāng)收入差距的部分原因是由于新疆農(nóng)村金融發(fā)展水平還不高,效率也很低,而農(nóng)村金融中介機構(gòu)規(guī)模的擴大并不能有效縮小城鄉(xiāng)收入差距。

(三)誤差修正模型

協(xié)整分析只是能夠檢驗和分析變量之間存在的長期均衡關(guān)系,為了進一步考察變量間的短期關(guān)系,可以在以上(1)式協(xié)整方程的基礎(chǔ)上,建立誤差修正模型。令ecmt,即將式(1)的殘差序列作為誤差修正項,建立以下的誤差修正模型

在式(2)表示的誤差修正模型中,R2值較為理想,t值也都較為顯著,差分項反映了短期波動的影響。由此可以說,農(nóng)村金融投資率、農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和效率對城鄉(xiāng)收入差距在短期也造成影響,只是農(nóng)村金融投資率在短期的影響程度不大。城鄉(xiāng)收入差距的短期變動可以分為:1.短期農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、效率和農(nóng)村金融投資率波動的影響;2.變量偏離長期均衡的影響。誤差修正項ecmt的系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計值-0.38來看,當短期波動偏離長期均衡時,將以-0.38的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

四、結(jié)論與啟示

綜上所述,對新疆1978—2008年農(nóng)村金融發(fā)展各指標與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進行了實證檢驗。總體來看,新疆城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展效率和農(nóng)村金融投資率之間存在相關(guān)關(guān)系,并且存在長期均衡關(guān)系。擴大農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模以及提高農(nóng)村金融發(fā)展效率會在短期和長期內(nèi)分別對城鄉(xiāng)收入差距造成擴大和縮小的影響。而農(nóng)村金融投資率的提高對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生長期影響相對短期更為明顯。具體來看:

首先,農(nóng)村金融發(fā)展效率的提高在一定程度上能夠起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用,說明以農(nóng)村儲蓄-信貸轉(zhuǎn)換率為指標的農(nóng)村金融部門的支農(nóng)效率的提升能夠有效增加農(nóng)民的收入,這與理論假設(shè)一致。

其次,農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的擴大不但沒有縮小反而在短期和長期內(nèi)會擴大城鄉(xiāng)收入差距,對此現(xiàn)象的解釋是目前新疆農(nóng)村資金市場不完全成熟,導致資金吸引力小,資金外流,形成所謂的“金融城市化偏好”,具體表現(xiàn)為信貸供給的城市化偏好(王永龍,2007)。農(nóng)村金融機構(gòu),無論是國有商業(yè)銀行、郵政儲蓄銀行還是農(nóng)信社在農(nóng)村吸收的存款,都未能或者相對于農(nóng)戶儲蓄只有很少部分用于農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟上,很大一部分資金都流向了城市和非農(nóng)領(lǐng)域。信貸資源配置的城市化形成了農(nóng)戶儲蓄增長越快,相應的農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模就越大,而農(nóng)村資金流出就越多,因而農(nóng)民收入增長越慢的局面。

最后,農(nóng)村金融投資率的增加在長期會引起城鄉(xiāng)收入差距同向的變化,此現(xiàn)象也有其深層次的原因,由于農(nóng)業(yè)本身是一個生產(chǎn)經(jīng)營成本高、收益低而自然風險又偏大的產(chǎn)業(yè),導致農(nóng)民投資的邊際收益率遞減,而新疆較低的農(nóng)村市場化程度、落后的農(nóng)業(yè)保險使得農(nóng)村的投資回報率更加沒有保障。而這些僅靠市場是無法解決的。針對以上結(jié)論,得出如下政策啟示:

(一)引導和支持非正規(guī)金融發(fā)展,引入競爭機制

農(nóng)村金融發(fā)展效率的缺乏,主要是由于為農(nóng)村地區(qū)提供金融服務(wù)的組織機構(gòu)雖然有農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行、農(nóng)業(yè)銀行、農(nóng)信社和農(nóng)村郵政儲蓄銀行,但為農(nóng)戶直接提供金融服務(wù)的只有農(nóng)信社。國有商業(yè)銀行施行緊縮政策后,農(nóng)村金融市場基本為農(nóng)信社所壟斷,處于低效運行狀態(tài)。因此非正規(guī)金融不失為促進農(nóng)村金融發(fā)展的合理選擇。政府應當給予非正規(guī)金融組織以政策上的引導和支持,使其發(fā)揮自身的“信息優(yōu)勢”,緩解農(nóng)村地區(qū)被壓抑許久的信貸需求,引導農(nóng)村金融資源合理配置。而且在此基礎(chǔ)上還可以發(fā)展社區(qū)銀行、小額金融擔保公司、小型金融機構(gòu),完善農(nóng)村金融市場的發(fā)展。

(二)加快建立農(nóng)村金融保護性機制,建立農(nóng)村資金回流機制

農(nóng)村信貸供給存在城市化偏向的現(xiàn)象,王永龍認為,這顯示了商業(yè)性金融對農(nóng)業(yè)配置的“弱效應”,而政策性金融通過政策性配置能夠形成對農(nóng)村金融的保護,因而應該成為農(nóng)村金融的導向。通過政策性配置引導商業(yè)銀行和郵政儲蓄回流農(nóng)村金融市場,遏制農(nóng)村資金外流,健全農(nóng)村經(jīng)濟的金融支持系統(tǒng)。同時,政策性金融能夠有效提高農(nóng)村金融資源配置效率,對其他金融機構(gòu)起到示范效果,并且為這些金融機構(gòu)的投入創(chuàng)造條件。

(三)適度加大政策性金融支農(nóng)力度,大力發(fā)展多種方式的農(nóng)業(yè)保險

為了降低農(nóng)民在生產(chǎn)經(jīng)營中面臨的風險,提高農(nóng)戶私人投資的積極性,政府可以通過補貼或財政對農(nóng)業(yè)的支持等方式,滿足農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的需求,進一步為農(nóng)村金融的發(fā)展創(chuàng)造制度性的環(huán)境。同時,加快農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展也是相當緊迫的任務(wù)。農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性對于風險分散和承擔的機制具有內(nèi)在要求,農(nóng)業(yè)保險的發(fā)展因而具有必要性。而農(nóng)業(yè)保險和商業(yè)性的保險卻存在很大的區(qū)別,需要政府政策的支持和地方財政的補貼,除此之外,建立農(nóng)村信用擔保機構(gòu)不但可以為農(nóng)村中小企業(yè)提供大額貸款擔保,同時也是農(nóng)村多層次金融組織構(gòu)建中不可缺少的一部分。

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