毛通

摘 要：長期以來，農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距始終呈現(xiàn)一種不斷擴大的趨勢，但基于收入來源分解所得的農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入差距，卻在維持了很長一段時間的相對穩(wěn)定態(tài)勢之后，才出現(xiàn)快速上升的現(xiàn)象，其背后的深層次原因是什么？該文從農(nóng)村金融發(fā)展的角度加以解釋，認(rèn)為長期以來的農(nóng)村金融抑制限制了農(nóng)戶家庭經(jīng)營性收入差距的擴大，而不斷深化的農(nóng)村金融體制改革打破了傳統(tǒng)的家庭經(jīng)營模式，從而拉大了農(nóng)戶間的收入差距。隨后，以浙江省為例進行實證檢驗，結(jié)果支持上述論斷，并發(fā)現(xiàn)浙江省農(nóng)村金融發(fā)展短期內(nèi)開始擴大農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入差距，但長期來看兩者存在倒U型關(guān)系。農(nóng)村金融持續(xù)發(fā)展將有助于改善農(nóng)村收入分配關(guān)系。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村金融發(fā)展；家庭經(jīng)營性收入；收入差距；協(xié)整分析

中圖分類號 F830.6 文獻標(biāo)識碼 A 文章編號 1007-7731（2015）21-01-05

1 問題的提出

當(dāng)前，國內(nèi)有關(guān)城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間、行業(yè)之間等不同群體間廣泛存在的收入差距問題引起了各方關(guān)注，相關(guān)的理論研究也十分豐富。與此形成鮮明對比的是，上述群體內(nèi)部的收入差距問題卻并未引起足夠的重視，尤其是農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距問題。實際上，農(nóng)村經(jīng)濟改革以來，伴隨著我國農(nóng)村經(jīng)濟增長和社會發(fā)展，農(nóng)村居民收入來源趨于多元化，收入結(jié)構(gòu)發(fā)生重大變化，群體內(nèi)部收入差距也呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢。統(tǒng)計資料顯示，改革開放以來，農(nóng)村的基尼系數(shù)從1978年的0.2124，一路攀升到2007年的0.3742，上升幅度達76.18%。而從收入差距來源分解來看，在工資性收入差距、家庭經(jīng)營性收入差距、財產(chǎn)性收入差距和轉(zhuǎn)移性收入差距4項中，農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入差距是主要來源。顯然，似乎只要能合理解釋造成農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入差距的成因，便可在很大程度上破解當(dāng)前農(nóng)村居民群體內(nèi)部收入差距擴大的現(xiàn)實。但事實并非如此，實際上，農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入差距在過去的很長一段時間內(nèi)卻并沒有發(fā)生太明顯的變動，而是在維持了相當(dāng)長時間的穩(wěn)定態(tài)勢之后才出現(xiàn)快速上升的現(xiàn)象。從浙江省1995年至2008年間測算的農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入差距的基尼系數(shù)變化趨勢來看（見表1），在1995年至2004年的10a間，其值一直在0.13～0.15之間徘徊，而在隨后的2005至2008年短短的4a內(nèi)，則迅速上升至0.17。唐平（2006）的一項研究同樣得到這一特征[1]。那么造成這種現(xiàn)象背后的深層次原因又是什么呢？

一些學(xué)者從不同的角度對我國農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入差距變動特征的原因進行了闡釋。陳宗勝和周云波（1999）認(rèn)為是以家庭為單位的經(jīng)營差異的變化造成先穩(wěn)定變動后快速上升的現(xiàn)象[2]，而唐平（2006）和黃祖輝等（2005）則認(rèn)為是居民要素稟賦差異造成，這些研究有一定合理性。而本文則試圖從農(nóng)村金融發(fā)展的新視角，來重新闡釋造成我國農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入差距上述變動特征的深層次原因，并以浙江省為例進行實證檢驗。

2 農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入差距變動之謎的金融發(fā)展理論解釋

2.1 長期以來的農(nóng)村金融抑制限制了農(nóng)戶間家庭經(jīng)營性收入差距的擴大 與城鎮(zhèn)居民所不同的是，家庭經(jīng)營性收入是我國農(nóng)村居民最主要的收入來源，這種以家庭為生產(chǎn)經(jīng)營單位進行生產(chǎn)籌劃和管理而獲得的收入，長期以來，卻受到農(nóng)村金融發(fā)展的嚴(yán)重制約。舉例來說，1995年至2002年間，我國農(nóng)村居民工資性收入的平均增長速度為13.2%，而同期家庭經(jīng)營性收入的速度僅為4.1%。溫濤等（2005）、張杰（2003）和章奇等（2004）大批學(xué)者均持這一觀點[3-6]。由于農(nóng)戶之間家庭經(jīng)營始終處于普遍的低效率，一定程度上反而使得農(nóng)民群體內(nèi)部家庭經(jīng)營性收入差距得以維持在一個相對穩(wěn)定的水平上。這就解釋了唐平（2004）的一項研究中為何基尼系數(shù)集中度始終小于1且在非常狹窄范圍內(nèi)波動的原因。

2.2 農(nóng)村金融體制的深化改革短期內(nèi)拉大了農(nóng)戶間家庭經(jīng)營性收入差距 步入新世紀(jì)不久的中國隨后進行了一系列重大的農(nóng)村金融體制深化改革，與此同時，廣大農(nóng)村則正經(jīng)歷著又一項重大的機遇和挑戰(zhàn)，那就是新一輪深化農(nóng)村土地制度改革。土地承包經(jīng)營權(quán)的自由流轉(zhuǎn)在很大程度上顛覆了傳統(tǒng)的以農(nóng)戶家庭為單位的經(jīng)營方式，土地規(guī)?；?jīng)營得以實現(xiàn)，農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)發(fā)生巨大變化。大量流出土地的農(nóng)民家庭將不再依賴于經(jīng)營土地所得，而主要通過外出打工或者受雇于流入方，其收入來源中，家庭經(jīng)營性收入比重降低，工資性收入比重增大；而少數(shù)接收土地流入的農(nóng)民家庭，則通過規(guī)?；耐恋亟?jīng)營，家庭經(jīng)營性收入得到快速增長。這使得農(nóng)民群體內(nèi)部家庭經(jīng)營性收入差距逐步拉大。而農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)戶規(guī)模化經(jīng)營的背后是對農(nóng)村金融資源的嚴(yán)重依賴性。在這種背景下，農(nóng)村金融發(fā)展相對較快的一些地區(qū)，這一特征將更為明顯。以浙江省為例，浙江省是全國嘗試農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)較早且發(fā)展速度較快的地區(qū)。據(jù)浙江省農(nóng)業(yè)廳提供的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，截至2009年底，全省土地流轉(zhuǎn)面積占總承包面積的32%，流轉(zhuǎn)農(nóng)戶占家庭承包經(jīng)營總戶數(shù)的34.5%。同時，浙江省又是農(nóng)村金融發(fā)展相對較快和民間金融異?；钴S的地方，這為當(dāng)?shù)剞r(nóng)村土地流轉(zhuǎn)創(chuàng)造了得天獨厚的條件，在實現(xiàn)農(nóng)民收入快速增長的同時，農(nóng)戶間家庭收入結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，家庭經(jīng)營性收入差距便隨之拉大，因此，以基尼系數(shù)測算的浙江家庭經(jīng)營性收入差距從2002年的0.137開始一路攀升到2008年的0.173（見表1）。

3 數(shù)據(jù)說明與研究方法

3.1 數(shù)據(jù)說明

3.1.1 農(nóng)村居民收入差距及來源分解 本研究采用基尼系數(shù)來反映農(nóng)村居民的收入差距，基于收入來源分解的基尼系數(shù)計算公式如下：

[G=f=1FGf=f=1FwfCf] （1）

其中，

[Cf=1-i=1npi（2Qfi-wfi）] （2）

上式中[G]為基尼系數(shù)，[Gf]為第[f]項收入來源的基尼系數(shù)（[f=1，2，…，F(xiàn)]），[F]為收入來源數(shù)，[wf]為第[f]項收入來源在總收入中的比重；[Cf]為第[f]項收入來源的集中率，[Qfi=k=1iwfk]代表第[f]項累計收入比重（[i=1，2，…，n]），[n]為樣本人口分組數(shù)，[wfi]是第[i]組第[f]項收入在總的[f]收入來源中的比重，[pi]代表第[i]組的人口比重。

根據(jù)浙江統(tǒng)計年鑒提供的農(nóng)村居民人均純收入5等級分組統(tǒng)計資料，以及現(xiàn)行農(nóng)村住戶抽樣調(diào)查指標(biāo)體系下，農(nóng)戶收入來源分為工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入4大類，運用上述基尼系數(shù)分解式，計算得到1999年至2008年間浙江省農(nóng)村居民收入差距的基尼系數(shù)及4大類收入來源的分項基尼系數(shù)（見表1）。

3.1.2 農(nóng)村金融發(fā)展程度 對于金融發(fā)展程度的衡量，已有大量的文獻對此進行了研究，這里參照戈德斯密斯提出的金融相關(guān)比率（Financial Interrelations Ratio，F(xiàn)IR）指標(biāo)，同時考慮到我國農(nóng)村金融統(tǒng)計口徑上的特殊性，將FIR定義為農(nóng)村金融資產(chǎn)與農(nóng)村實物資產(chǎn)價值之比。農(nóng)村金融資產(chǎn)包括農(nóng)戶儲蓄和金融機構(gòu)農(nóng)村貸款，其中農(nóng)戶儲蓄為農(nóng)村合作銀行、農(nóng)村商業(yè)銀行和農(nóng)村信用合作社吸收的儲蓄存款，農(nóng)村貸款包括金融機構(gòu)的農(nóng)業(yè)貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款；農(nóng)村實物資產(chǎn)則由農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值兩部分構(gòu)成。

3.1.3 影響農(nóng)村居民收入差距的重要控制變量 為了能客觀評價農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村居民收入差距的影響程度，本文還引入了一些對農(nóng)村居民收入差距產(chǎn)生實質(zhì)影響的控制變量，這些變量包括：（1）用每100個勞動力中鄉(xiāng)村企業(yè)勞動力占比指標(biāo)來反映農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)變動對收入差距產(chǎn)生的影響；（2）用農(nóng)村居民戶均生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值指標(biāo)來反映農(nóng)戶初始固定資產(chǎn)投入差異對收入差距產(chǎn)生的影響；（3）用政府財政支出占全省GDP比重指標(biāo)來反映政府財政轉(zhuǎn)移支付制度支農(nóng)力度對農(nóng)村居民收入差距產(chǎn)生的影響。上述FIR及相關(guān)控制變量指標(biāo)值見表2。

3.2 研究方法 為了避免模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，在本研究中首先對各變量序列的平穩(wěn)性進行ADF單位根檢驗，對于非平穩(wěn)的變量進行轉(zhuǎn)換使之成為平穩(wěn)時間序列。如果序列是單整的，那么對相關(guān)變量進行協(xié)整檢驗，協(xié)整檢驗的目的是決定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有協(xié)整關(guān)系，同時也可以通過協(xié)整檢驗來判斷線性回歸方程設(shè)定是否合理。協(xié)整檢驗可以區(qū)分為基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗（如Johansen協(xié)整檢驗）和基于回歸殘差的協(xié)整檢驗（如CRDW檢驗、DF檢驗和ADF檢驗）兩類。本研究采用Engle和Granger（1987）提出的兩步協(xié)整回歸檢驗法（簡稱EG檢驗），用于確定農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入差距之間的長期均衡關(guān)系。模型的計量分析與檢驗均在EViews 6.0軟件中實現(xiàn)。

4 模型設(shè)定與計量結(jié)果及檢驗

4.1 模型設(shè)定 本文實證部分主要包括對下面兩種理論假說的檢驗：一是受到長期金融抑制的廣大農(nóng)村，在農(nóng)村金融得到初步發(fā)展之后，是否會在短期內(nèi)擴大農(nóng)村居民的收入差距，尤其是家庭經(jīng)營性收入差距；二是從長期來看，農(nóng)村金融的發(fā)展是否最終有利于改善收入分配不平等程度，即農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入分配長期的倒U型關(guān)系假說是否成立。本文參照Clarke、Xu&Zou（2003）的思路[7]，對上述兩種理論假說設(shè)定的計量模型分別如下：

[Git=αi0+αi1FIRit+αi2Xit+εit] （3）

[Git=αi0+αi11FIRit+αi12FIR2+αi2Xit+εit] （4）

其中，[Gi]分別代表農(nóng)村居民收入差距的基尼系數(shù)及基于第[i]種（[i=1，2，3，4]）收入來源的分項基尼系數(shù)；[FIR]為農(nóng)村金融發(fā)展程度指標(biāo)；[X]為控制變量集，具體包括農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)JYJG、農(nóng)戶初始固定資產(chǎn)投入GDZC以及政府財政支農(nóng)力度CZZN；此外，為了檢驗農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入分配之間倒U型假設(shè)，在式4中還引入了[FIR]的平方項；[ε]為誤差項。

4.2 計量結(jié)果及檢驗

4.2.1 平穩(wěn)性檢驗 由于使用的資料是時間序列數(shù)據(jù)，當(dāng)所考察的變量數(shù)據(jù)不平穩(wěn)時，OLS方法會造成“偽回歸”問題，因此首先對上述變量進行單位根檢驗，檢驗方法為ADF檢驗。具體檢驗結(jié)果見表3。

表3的檢驗結(jié)果顯示，原始變量序列均存在單位根，為非平穩(wěn)序列；對其進行一階差分轉(zhuǎn)換后，上述變量的ADF統(tǒng)計量均小于相應(yīng)顯著性水平的臨界值，因此變量序列均為一階單整，即I（1）過程。

4.2.2 協(xié)整回歸 如果變量序列不平穩(wěn)，根據(jù)Engle和Granger（1987）提出的協(xié)整理論，它們的線性組合仍然可能是平穩(wěn)序列，因此，采用EG檢驗方法：對上述一階單整序列建立回歸方程，并對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗方法為ADF檢驗。如果殘差是平穩(wěn)的，則表明回歸方程所顯示的各變量之間的長期均衡關(guān)系是可靠的，變量之間存在協(xié)整關(guān)系，同時也說明了回歸方程的設(shè)定是合理的。

（1）OLS回歸。OLS回歸的步驟如下：首先，將浙江省農(nóng)村居民收入差距基尼系數(shù)G及各分項基尼系數(shù)Gi和農(nóng)村金融發(fā)展程度FIR進行OLS回歸建模，用以檢驗浙江農(nóng)村金融發(fā)展在短期內(nèi)是否會擴大農(nóng)村居民的收入差距；其次，在上述回歸方程基礎(chǔ)上，引入FIR的二次項用以檢驗農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入差距之間長期是否存在倒U型關(guān)系；在定量分析的過程中，通過逐步引入相應(yīng)的控制變量，進行回歸建模，從而進一步確認(rèn)農(nóng)村金融發(fā)展對收入分配的影響方向與影響大小。上述回歸結(jié)果見表4、表5。

（2）殘差檢驗。接下來對表4、表5中回歸方程的殘差進行ADF檢驗，回歸方程殘差序列的ADF檢驗結(jié)果見表6。從中可以發(fā)現(xiàn)，各回歸方程殘差序列的ADF統(tǒng)計量至少小于5%顯著性水平下臨界值，由此可得上述回歸方程的殘差序列均為平穩(wěn)序列，這驗證了上述方程各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，且方程設(shè)定是合理的。

（3）回歸結(jié)果分析。殘差檢驗驗證了模型設(shè)定的合理性，接下來便可以對表6中的模型從經(jīng)濟意義上進行分析。

表4中方程1至方程6是對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入分配短期關(guān)系的檢驗。方程1的檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)IR相對于G的回歸系數(shù)值為0.091，且在1%水平上顯著，這表明期間農(nóng)村金融的發(fā)展擴大了農(nóng)村居民的收入差距；方程2與方程3是農(nóng)村金融發(fā)展與家庭經(jīng)營性收入分配關(guān)系的檢驗，方程2的檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)IR相對于G2的回歸系數(shù)為0.187，且在1%水平上顯著，這表明期間農(nóng)村金融的發(fā)展擴大了農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入差距，這個結(jié)論在控制了變量GDZC后依然成立，且方程決定系數(shù)變大；方程4至方程6是農(nóng)村金融發(fā)展與工資性、財產(chǎn)性、轉(zhuǎn)移性收入分配短期關(guān)系的檢驗，方程4檢驗結(jié)果顯示農(nóng)村金融發(fā)展短期內(nèi)有助于縮小農(nóng)村居民的工資性收入差距（回歸系數(shù)-0.069，為負(fù)，且在10%水平上顯著），而農(nóng)村金融發(fā)展對財產(chǎn)性收入差距（方程5）與轉(zhuǎn)移性收入差距（方程6）的影響并不顯著。

表5中方程7至方程12是對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入分配長期倒U型關(guān)系的檢驗。方程7的檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)IR的二次項相對于G的回歸系數(shù)值為-0.744，為負(fù)，且在5%水平上顯著，這表明從長期來看，農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入分配倒U型關(guān)系成立；方程8和方程9是對農(nóng)村金融發(fā)展與家庭經(jīng)營性收入分配倒U型關(guān)系的檢驗，方程8的檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)IR的二次項相對于G2的回歸系數(shù)為-0.799，且在5%水平上顯著，這表明兩者倒U型關(guān)系成立，這個結(jié)論在控制了變量JYJG后依然成立，且方程決定系數(shù)變大；方程10至方程12是農(nóng)村金融發(fā)展與工資性、財產(chǎn)性、轉(zhuǎn)移性收入分配長期倒U型關(guān)系的檢驗，方程10檢驗結(jié)果顯示，在控制了變量JYJG后，農(nóng)村金融發(fā)展與工資性收入分配倒U型關(guān)系成立（FIR二次項回歸系數(shù)值為-0.651，在10%水平上顯著），而FIR二次項相對于G3的回歸系數(shù)不顯著（方程11），而相對于G4的回歸系數(shù)雖然顯著，但其值為0.339（方程12），因此倒U型關(guān)系均不成立。

5 結(jié)論及政策含義

實證檢驗的結(jié)果清楚的顯示：（1）1999年至2008年間，浙江省農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村居民收入差距的影響是顯著的，且在短期內(nèi)正起著擴大農(nóng)村居民收入差距的作用；從收入差距來源分解來看，短期的變化趨勢主要是由農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營性收入差距擴大引起的；（2）從長期來看，浙江省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入分配之間的倒U型關(guān)系成立，這表明，盡管農(nóng)村金融發(fā)展短期內(nèi)擴大了以家庭經(jīng)營性收入為主的收入差距，但農(nóng)村金融的長期發(fā)展最終會縮小家庭經(jīng)營性收入差距，從而有助于改善整個群體內(nèi)部的收入分配關(guān)系。

這一結(jié)論對于現(xiàn)階段正確認(rèn)識農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入分配關(guān)系，其政策研究意義是顯而易見的：（1）不能由于農(nóng)村金融發(fā)展在短期內(nèi)擴大了農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距，而簡單一得出農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入分配關(guān)系改善兩者不可兼得的悖論，只要堅持農(nóng)村金融體制改革的目標(biāo)不動搖，農(nóng)村金融發(fā)展最終將縮小農(nóng)村居民收入差距，從而改善農(nóng)民收入分配關(guān)系；（2）應(yīng)該繼續(xù)加大農(nóng)村金融對農(nóng)業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的支持力度，加快農(nóng)業(yè)的規(guī)?；?jīng)營和產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，加速實現(xiàn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的規(guī)?；c集約化，實現(xiàn)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入的快速增長，從而得以在最短的時間內(nèi)使農(nóng)村金融發(fā)展向有助于改善農(nóng)村居民收入分配關(guān)系的方向轉(zhuǎn)變。

參考文獻

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（責(zé)編：張長青）