徐汝峰

(1.山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南250100;2.山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東泰安271000)

一、引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民增收的同時(shí)，收入分配差距也在發(fā)生著重大變化，在20世紀(jì)90年代中國(guó)整體收入分配的不平等主要是來(lái)源于城鄉(xiāng)收入的不平等，農(nóng)村收入差距相對(duì)較小，進(jìn)入21世紀(jì)后農(nóng)村收入分配的不平等在逐漸擴(kuò)大。2000年中國(guó)農(nóng)村收入的基尼系數(shù)為0.28，但是到2008年這一數(shù)值已經(jīng)達(dá)到了0.35，農(nóng)村收入分配差距呈現(xiàn)了快速上升的趨勢(shì)①。農(nóng)村收入分配差距的擴(kuò)大，受到農(nóng)村收入分配結(jié)構(gòu)、農(nóng)村分配制度和政府行為等因素的影響，作為要素流通和資源配置重要途徑的農(nóng)村金融對(duì)其中所起的作用也不容忽視。早在1977年E.Shaw就指出金融發(fā)展不僅可以獲得收入效應(yīng)、儲(chǔ)蓄效應(yīng)、投資效應(yīng)還具有收入分配效應(yīng)。對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)村收入的關(guān)系國(guó)內(nèi)學(xué)者進(jìn)行了積極的探討，如溫濤、冉光和②(2005)、陳雨露、馬勇③(2009)、余新平④(2010)、錢(qián)水土⑤(2011)。金融發(fā)展的收入分配效應(yīng)是通過(guò)金融對(duì)資源配置作用實(shí)現(xiàn)的，金融資源供給充足、金融服務(wù)可得性較高的地區(qū)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)主體將會(huì)獲得更多投資和增加收入的機(jī)會(huì)，而金融資源供給不足地區(qū)存在較強(qiáng)的信貸配給，這在一定程度上會(huì)引起收入分配的不平等。中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展具有不平衡性，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)不同區(qū)域的收入分配差距具有不同的影響，已有研究缺乏對(duì)區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展與收入不平等關(guān)系的考察，本文將基于面板數(shù)據(jù)分析區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村收入不平等的影響。

二、指標(biāo)選擇、模型建立及數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)指標(biāo)選擇

反映收入分配不平等的指標(biāo)最常用的是基尼系數(shù)，但由于缺乏分省農(nóng)村基尼系數(shù)的統(tǒng)計(jì)資料，我們用各省農(nóng)村居民人均純收入按等級(jí)分組的數(shù)據(jù)計(jì)算變異系數(shù)，用該變異系數(shù)作為反映農(nóng)村收入不平等指標(biāo)(DI)。由于統(tǒng)計(jì)方法的差異，有些省份分組的農(nóng)村人均純收入是絕對(duì)數(shù)，有些省份是分組收入所占比重的相對(duì)數(shù)，但由于變異系數(shù)的無(wú)綱性，使得這種統(tǒng)計(jì)方法的不同不會(huì)影響問(wèn)題的實(shí)質(zhì)。農(nóng)村收入分配不平等(DI)的計(jì)算公式為:

對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展分別從金融規(guī)模和金融效率兩個(gè)方面進(jìn)行衡量，用農(nóng)村存款比率和農(nóng)村貸款比率反映農(nóng)村金融規(guī)模，用農(nóng)村貸存比反映農(nóng)村金融效率，鑒于我國(guó)沒(méi)有農(nóng)村GDP的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，本文和多數(shù)研究一樣將農(nóng)業(yè)增加值作為一個(gè)替代。①農(nóng)村存款比率(NCCK)=(農(nóng)業(yè)存款+農(nóng)村儲(chǔ)蓄存款)/農(nóng)業(yè)增加值，②農(nóng)村貸款比率(NCDK)=(農(nóng)業(yè)貸款+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款)/農(nóng)業(yè)增加值，③農(nóng)村存貸比率(CKZD)=農(nóng)村貸款/農(nóng)村存款。

(二)模型建立

中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展存在區(qū)域非均衡性，本文將從全國(guó)和區(qū)域?qū)用娣謩e分析農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)村收入不平等的影響。與時(shí)間序列數(shù)據(jù)相比，面板數(shù)據(jù)包含的信息更豐富，并且面板數(shù)據(jù)一定程度上能解決小樣本回歸中誤差偏大的問(wèn)題，因此建立如下面板數(shù)據(jù)回歸模型:

模型(2)中，Di，t為農(nóng)村收入不平等指標(biāo)，i為地區(qū)變量，t為時(shí)間變量，αi為隨機(jī)變量，表示第i個(gè)個(gè)體有不同的截距項(xiàng)，εi，t為模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。我們將利用面板協(xié)整回歸方程和誤差修正模型考察農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村收入分配不平等之間的長(zhǎng)期關(guān)系和短期波動(dòng)的影響。在估算出變量之間的協(xié)整關(guān)系后，利用面板數(shù)據(jù)回歸殘差作為誤差修正項(xiàng)ecmi，t－1，將誤差修正項(xiàng)作為其中的一個(gè)解釋變量放入方程式的右邊，與其他反映短期波動(dòng)的解釋變量一起，建立誤差修正模型，考察變量之間的短期關(guān)系。面板數(shù)據(jù)的誤差修正模型可以表示為:

(3)式中，Δ表示各變量的一次差分項(xiàng)，誤差修正系數(shù)ρ表示長(zhǎng)期均衡關(guān)系短期出現(xiàn)偏離時(shí)的糾正速度。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)各省之間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的緊密性，將全國(guó)分為東部地區(qū)(北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、山東和海南)、中部地區(qū)(黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河北、河南和湖南)、西部地區(qū)(廣西、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和內(nèi)蒙古)。其中，由于西藏缺乏一些年份的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，為了保證數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定將其剔除;將重慶市數(shù)據(jù)并入四川省，構(gòu)成了包含29個(gè)省市自治區(qū)1993－2009年的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒，《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

三、實(shí)證分析及結(jié)果

表1 面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

在進(jìn)行協(xié)整分析之前必須進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，只有同階單整的數(shù)據(jù)才可以進(jìn)行協(xié)整回歸分析。面板單位根檢驗(yàn)的方法有多種，每種方法的假設(shè)條件和適用情況不同而各有側(cè)重和優(yōu)劣，下面將同時(shí)使用這些檢驗(yàn)方法對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以保證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。檢驗(yàn)過(guò)程中首先對(duì)含有漂移項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)式進(jìn)行檢驗(yàn)，其次對(duì)只含有漂移項(xiàng)的檢驗(yàn)式進(jìn)行檢驗(yàn)，最后對(duì)既不含漂移項(xiàng)也不含趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)式進(jìn)行檢驗(yàn)，直到檢驗(yàn)結(jié)果拒絕含有單位根過(guò)程為止，依據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則選擇變量的滯后階數(shù)。

表2 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

表2為各變量單位根檢驗(yàn)的結(jié)果，從檢驗(yàn)結(jié)果可以得到，農(nóng)村收入不平等(DI)、農(nóng)村存款比率(NCCK)、農(nóng)村貸款比率(NCDK)、農(nóng)村存貸比率(CZDK)，在 1%或者5%的顯著性水平下均為一階單整過(guò)程I(1)，可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整分析。面板數(shù)據(jù)的回歸模型存在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種，常用的判斷方法是F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，因此在進(jìn)行回歸之前先進(jìn)行固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的檢驗(yàn)，以確定回歸模型的類(lèi)型。

表1為分別從全國(guó)、東部、中部和西部進(jìn)行的面板數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果，四個(gè)回歸方程的殘差序列均通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，意味著四個(gè)回歸方程中變量之間具有穩(wěn)定的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。全國(guó)層面的農(nóng)村存款比率、農(nóng)村貸款比率回歸系數(shù)為正值，農(nóng)村存貸比的回歸系數(shù)為負(fù)值，并且均在1%的顯著性水平下顯著，這說(shuō)明農(nóng)村金融規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)農(nóng)村收入不平等具有推動(dòng)作用，而農(nóng)村金融效率的提高對(duì)農(nóng)村收入不平等具有緩解作用，這與張敬石、郭沛(2011)的研究結(jié)果一致。其中，在其他條件保持不變的情況下，農(nóng)村存款比率每提高1個(gè)百分點(diǎn)將擴(kuò)大農(nóng)村收入不平等0.0247個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村貸款比率每提高1個(gè)百分點(diǎn)將擴(kuò)大農(nóng)村收入不平等0.0156個(gè)百分點(diǎn)，而農(nóng)村存貸比率每提高1個(gè)百分點(diǎn)將緩解農(nóng)村收入不平等0.0168個(gè)百分點(diǎn)。

農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村收入不平等的影響具有區(qū)域性特征。東、中、西部地區(qū)以農(nóng)村存款比和農(nóng)村貸款比衡量的農(nóng)村金融規(guī)模對(duì)區(qū)域內(nèi)農(nóng)村收入不平等均具有推動(dòng)作用，這種推動(dòng)作用東部、中部、西部依次增強(qiáng)。值得注意的是衡量農(nóng)村金融發(fā)展效率的存貸比率變量的東部回歸系數(shù)為負(fù)值，而中部和西部回歸系數(shù)為正值。這說(shuō)明東部地區(qū)農(nóng)村金融效率的提高對(duì)農(nóng)村收入不平等具有緩解作用，而中部和西部地區(qū)農(nóng)村金融效率的提高卻加劇了收入分配的不平等。存貸比率衡量的是農(nóng)村存款轉(zhuǎn)化為農(nóng)村貸款的比例，這一比率越高說(shuō)明農(nóng)村資金得到了有效利用，農(nóng)村資金的有效利用應(yīng)該有助于緩解收入分配的不平等，對(duì)于這一指標(biāo)回歸系數(shù)在中西部為負(fù)值的一種解釋為，中西部地區(qū)比東部地區(qū)信貸配給的程度更大，在較強(qiáng)的信貸配給下資金被有限的主體所使用，在這種情況下存款轉(zhuǎn)化為貸款的比率越高越會(huì)加劇收入的不平等。

由于農(nóng)村收入分配不平等變量和農(nóng)村金融發(fā)展各變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，這意味著經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)存在一種自我穩(wěn)定的機(jī)制，如果經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)在某時(shí)期受到干擾后偏離長(zhǎng)期均衡點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)將會(huì)在下一期開(kāi)始進(jìn)行調(diào)整，以使其重新回到均衡狀態(tài)，誤差修正模型描述的是變量短期波動(dòng)的影響。表3為誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果，估計(jì)結(jié)果表明，農(nóng)村收入分配差距和農(nóng)村金融發(fā)展之間均衡關(guān)系發(fā)生偏離時(shí)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)將會(huì)自我糾正，但糾正的速度不同。其中全國(guó)層面的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)糾正需要四期左右，而東部地區(qū)的糾正速度最快大概需要三期左右，中部的糾正速度基本在五期左右，而西部地區(qū)的調(diào)整時(shí)間最長(zhǎng)大概在七期左右。

四、結(jié)論與政策建議

中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的同時(shí)，區(qū)域間、城鄉(xiāng)間、以及社會(huì)各層次之間的收入分配差距也在逐漸拉大，農(nóng)村收入差距也在逐漸拉大。持續(xù)拉大的收入差距將影響到廣大農(nóng)村地區(qū)的穩(wěn)定，并會(huì)帶來(lái)一系列社會(huì)問(wèn)題。已有研究更多地關(guān)注了城鄉(xiāng)居民之間的收入差距，對(duì)農(nóng)村收入差距的關(guān)注較少，本文利用1993－2009年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村收入不平等的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。研究表明，從全國(guó)層面看，農(nóng)村金融規(guī)模會(huì)顯著擴(kuò)大農(nóng)村收入不平等，農(nóng)村金融效率對(duì)農(nóng)村收入不平等具有緩解作用;東、中、西部地區(qū)以農(nóng)村存款比和農(nóng)村貸款比衡量的農(nóng)村金融規(guī)模對(duì)農(nóng)村收入不平等均具有推動(dòng)作用，這種推動(dòng)作用東部、中部、西部依次增強(qiáng)。東部地區(qū)農(nóng)村金融效率的提高對(duì)農(nóng)村收入不平等具有緩解作用，而中部和西部地區(qū)農(nóng)村金融效率的提高卻加劇了收入分配的不平等。為避免農(nóng)村收入差距的進(jìn)一步拉大，除了從收入分配制度改革、財(cái)政轉(zhuǎn)移支付等方面采取措施以外，應(yīng)該更加重視農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村收入不平等的影響。

農(nóng)村金融資源的供給不足，農(nóng)村信用社幾乎壟斷金融業(yè)務(wù)，農(nóng)村金融市場(chǎng)存在較強(qiáng)的信貸配給，獲得金融服務(wù)的門(mén)檻較高，只有那些與金融機(jī)構(gòu)保持良好關(guān)系的、被認(rèn)為信譽(yù)較好、信貸風(fēng)險(xiǎn)較低的個(gè)人和企業(yè)才能獲得信貸支持，多數(shù)人卻被排斥在金融服務(wù)門(mén)檻之外，獲得金融服務(wù)的個(gè)體由于具有更多的投資機(jī)會(huì)收入增長(zhǎng)較快，拉大了農(nóng)村居民之間的收入差距。因此，應(yīng)加快普惠性農(nóng)村金融體系的建設(shè)，進(jìn)一步放寬資本進(jìn)入農(nóng)村金融市場(chǎng)的限制，積極鼓勵(lì)社會(huì)資本進(jìn)入農(nóng)村金融市場(chǎng)。繼續(xù)增加村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司、農(nóng)村資金互助社等形式的小微型農(nóng)村金融服務(wù)機(jī)構(gòu)，增加農(nóng)村金融市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力，增強(qiáng)市場(chǎng)活力，提高服務(wù)“三農(nóng)”的水平。在風(fēng)險(xiǎn)可控的前提下引導(dǎo)鼓勵(lì)它們開(kāi)發(fā)適合“三農(nóng)”的金融產(chǎn)品，降低農(nóng)村個(gè)人和企業(yè)取得金融服務(wù)的門(mén)檻，使更多的農(nóng)村居民和農(nóng)村中小企業(yè)獲益于農(nóng)村金融發(fā)展，降低農(nóng)村收入的不平等。

①?gòu)埦词?，郭?《中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村收入差距的影響—基于VAR模型的分析》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》，2011年第1期。

②溫濤，冉光和:《中國(guó)金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2005年第9期。

③陳雨露，馬勇:《農(nóng)戶(hù)信用與收入的基本框架及其差異化解釋》，《改革》，2009年第4期。

④余新平:《中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》，2010年第6期。

⑤錢(qián)水土:《中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展的收入效應(yīng)—基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》，《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》，2011年第3期。