鄒爾明

(福建師范大學經(jīng)濟學院，福建 福州 350108)

江西是我國傳統(tǒng)農業(yè)大省，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，城鄉(xiāng)收入差距問題逐漸顯現(xiàn)出來，已成為影響江西省經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要原因。2010年，江西省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村人均純收入之比為2.67，而1993年這一比值才2.28，這表明江西省城鄉(xiāng)收入差距呈擴大趨勢?？紤]到城鄉(xiāng)之間公共產(chǎn)品分配的嚴重不均，農村居民享受到的社會醫(yī)療保險等公共服務遠少于城鎮(zhèn)居民，城鄉(xiāng)居民實際收入差距很可能被低估。有關數(shù)據(jù)顯示，城市居民人均可支配收入增長速度仍快于農村居民人均純收入，城鄉(xiāng)收入差距問題將越來越嚴重。金融對經(jīng)濟發(fā)展至關重要，合理的金融布局有助于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展。農村金融是農村經(jīng)濟領域的核心，農村金融的健康發(fā)展能夠帶動農村經(jīng)濟發(fā)展，促進農民增收。

對金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入分配的關系問題的研究起步較晚，直到20世紀90年代才開始受到學者們關注。早期國外學者主要從戶籍制度、重工業(yè)化戰(zhàn)略等視角探討城鄉(xiāng)收入差距問題。Greenwood等通過建立經(jīng)濟增長、金融發(fā)展和收入分配的三部門動態(tài)模型，得出了金融發(fā)展和收入分配差距呈倒“U”關系的結論。Galor等通過分析不完善的金融市場對富人和窮人在人力資本與職業(yè)選擇的不同影響，發(fā)現(xiàn)資本市場的完善有助于實現(xiàn)收入的合理分配。Jalilian等對一些發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)進行了研究，發(fā)現(xiàn)金融深化能夠有效地降低貧困比例，從而縮小收入差距。Clark等對全球91個國家的跨期收入差距分析表明,金融發(fā)展有利于降低收入差距和消除貧困，這與倒“U”假說結論不一致。貝克等人也認為，金融發(fā)展與收入分配差距負相關。而Honohan[1]最近的研究認為，金融發(fā)展可以擴大收入差距，也可以縮小收入差距，兩者之間的關系復雜，并非簡單的“倒U”關系?？傊?，對于城鄉(xiāng)收入差距與金融發(fā)展之間的關系，國外學者運用各國經(jīng)驗數(shù)據(jù)和各種數(shù)理模型進行了長時間的研究，但研究的結果差異較大，還無法形成統(tǒng)一的看法。

近年來，隨著改革開放進入深水區(qū)，我國城鄉(xiāng)收入差距問題逐漸顯現(xiàn)，并已經(jīng)成為影響經(jīng)濟發(fā)展與社會和諧的重要因素。在此背景下，國內學者開始運用統(tǒng)計及計量模型方法對金融發(fā)展與收入差距問題進行研究。章奇等[2]利用改革開放后20年的數(shù)據(jù)，分析了各省金融機構發(fā)展和城鄉(xiāng)收入分配之間的關系，認為金融機構發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距。姚耀軍[3]利用1978—2002年的時間序列數(shù)據(jù)建立了VAR模型，得出金融發(fā)展規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距正相關、金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距負相關的結論。溫濤等[4]利用建國后50多年的數(shù)據(jù)研究了金融深化與農民收入變化之間的關系，并得出金融發(fā)展抑制了農民收入增長的結論，這與我國發(fā)展事實不相符。葉志強等利用各省的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，認為金融發(fā)展不影響城市居民可支配收入，但與農村居民收入增長負相關。曹廣喜等采用江蘇省今年來的數(shù)據(jù)涉及模型，認為金融發(fā)展規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距負相關，金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距正相關，這與近些年來國家層面上研究不相符。迄今為止，關于金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間關系的研究已有不少學者涉及，但他們基本是以整個國家為研究對象，很少探討單個省市這方面的問題[5]。為此，本文以江西為例，利用其1993—2010年的數(shù)據(jù)，研究農村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

1 數(shù)據(jù)與模型

1.1 模型構建

VAR模型(向量自回歸模型)是非結構化的多方程模型，廣泛運用于對時間序列數(shù)據(jù)的處理，本文利用VAR模型對江西省農村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系進行研究[6]，模型如下：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p

+BXt+μt

(1)

其中，Yt為k維內生變量向量；Xt為d維外生變量向量；μt是k維誤差向量，A1，A2，…，Ap，B是待估系數(shù)矩陣。

1.2 變量說明

早期一些學者對金融發(fā)展的度量只強調其規(guī)模，而在本文采用近年來的主流做法，用金融發(fā)展規(guī)模和效率度量金融發(fā)展[7]，具體指標選取如下：

(1)城鄉(xiāng)收入差距指標(URD)。對于城鄉(xiāng)收入分配差距指標的測定，國內學者少有分歧，即用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村人均純收入之比來衡量，本文也采用此法，將江西省的相關數(shù)據(jù)帶入處理。

(2)農村金融發(fā)展規(guī)模指標(RFD)。對于金融發(fā)展規(guī)模指標的衡量，一般采用稱為“戈式指標”的金融相關比例指標，本文根據(jù)中國經(jīng)濟和農村金融發(fā)展的實際情況，采用農村存貸款總額與農村GDP的比值來反映農村金融發(fā)展的規(guī)模。其中，農村貸款包含農業(yè)貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款；農村存款包含農戶儲蓄和農業(yè)存款；農村GDP則包含農業(yè)(農林牧副漁業(yè))產(chǎn)值和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)值。

(3)農村金融效率(RFE)。本文借鑒王志剛等人的做法，用農村貸款與農村儲蓄之比來反映金融機構將農村存款轉化為農村貸款的效率。

(4)城市化水平指標(UL)。城市化水平主要是指人口城市化水平，而對于人口城市化的衡量，有兩種方法，分別是非農人口占總人口的比重及城鎮(zhèn)戶籍人口占總人口的比重，本文采用第一種做法。

1.3 數(shù)據(jù)說明

選用的江西省相關數(shù)據(jù)跨度為1993—2010年，并對相關變量進行如下處理：

URD：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農村居民人均純收入

RFD：(農業(yè)貸款+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款+農戶儲蓄+農業(yè)存款)/農村GDP

RFE：(農業(yè)貸款+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款)/(農戶儲蓄+農業(yè)存款)

UL：非農人口/總人口

文中涉及的數(shù)據(jù)來源于1993—2010的《中國統(tǒng)計年鑒》、《江西統(tǒng)計年鑒》，對于1996年前《江西統(tǒng)計年鑒》中缺少的數(shù)據(jù)，從國家統(tǒng)計局網(wǎng)站得出，為避免變量出現(xiàn)劇烈波動，對涉及的變量數(shù)據(jù)均以1992年為基準，以價格指數(shù)進行平滑處理。

2 實證結果

2.1 單位根檢驗

變量為同階單位根是確定變量之間存在協(xié)整關系、因果關系以及建立VAR模型的前提。ADF檢驗法為目前最常用的單位根檢驗法。一些變量本身是非平穩(wěn)的，但其一階或二階差分一般是平穩(wěn)的，為了進行后面的協(xié)整檢驗過程，必須找出各變量的同階差分平穩(wěn)過程，因而有必要進行單位根檢驗，表1為4個變量以及其差分值的檢驗結果。

表1 各變量的單位根檢驗結果

檢驗結果表明，在1%的顯著性水平下，URD、RFD、RFE、UL、D(URD)、D(UL)都是非平穩(wěn)的，而D(URD,2)、D(RFD)、D(RFE)、D(UL,2)都是平穩(wěn)的，說明這4個時間序列變量都可作為二階單整序列，可以進行協(xié)整檢驗。

2.2 協(xié)整檢驗

為了檢驗上述變量是否具有長期穩(wěn)定的關系，采用Johansen 1988年提出的以VAR模型為基礎的協(xié)整檢驗法進行協(xié)整檢驗。P階VAR模型：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p

+BXt+μt

(2)

其中，Yt是m維非平穩(wěn)I(2)序列，At是信息向量。

表2給出了協(xié)整檢驗的結果，最大特征值統(tǒng)計量和跡統(tǒng)計量分別與其臨界值對比后發(fā)現(xiàn)URD、RFD、RFE和UL之間存在長期的協(xié)整關系，在5%的顯著性水平下，得到的協(xié)整方程如下：

URD=1.48RFD-5.31RFE+0.027UL

(3)

由協(xié)整方程(3)可知：(1)江西省農村金融規(guī)模發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距正相關，而江西省農村金融效率與城鄉(xiāng)收入差距負相關，這與姚耀軍研究的結果一致。(2)城市化水平與城鄉(xiāng)收入差距正相關，這表明近些年來江西省城鄉(xiāng)收入差距的擴大與江西省城市化水平的快速提高有關。

表2 協(xié)整檢驗結果

2.3 格蘭杰因果檢驗

在檢驗了URD、RFD、RFE、UL之間存在著協(xié)整關系之后，還需要進一步檢驗各變量之間的因果關系。Granger因果檢驗的結果見表3。

表3 因果檢驗結果

由表3可知，在2%的顯著水平上，江西省農村金融規(guī)模是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因；在7%的顯著性水平下，江西省農村金融效率與城鄉(xiāng)收入差距具有雙向的格蘭杰因果關系，農村金融效率會影響城鄉(xiāng)收入差距，城鄉(xiāng)收入差距反過來也會影響農村金融效率；在1%的顯著性水平下，江西省城市化水平是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因。

3 結論和對策建議

研究結果表明，江西省農村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間具有長期的均衡關系。農村金融發(fā)展規(guī)模、農村金融效率和城市化水平都是城鄉(xiāng)收入差距格蘭杰原因，農村金融發(fā)展規(guī)模的擴大及城市化水平的提高都會拉大城鄉(xiāng)收入差距，而農村金融效率的提高會縮小城鄉(xiāng)收入差距。由此，本文認為造成江西省城鄉(xiāng)收入差距持拉大的深層次原因是：江西省廣大農村地區(qū)經(jīng)濟基礎薄弱，農村金融滯后于經(jīng)濟的發(fā)展，未能提供農村發(fā)展必要的支持。因此，需重視對農村金融的扶持政策，構建多樣化農村金融機構體系，加大農村金融對農村中小企業(yè)和農戶經(jīng)濟的支持，努力促進農村經(jīng)濟的發(fā)展，增加當?shù)剞r村居民的收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距。具體政策建議如下：

3.1 重視對農村金融的扶持政策

政府應重視對農村金融的扶持政策，通過減免營業(yè)稅等支持農村信用社的經(jīng)營和發(fā)展；實行有差別的監(jiān)管政策，對于農村地區(qū)設立的商業(yè)銀行，可以給予相對于城區(qū)行更加便利的準入條件；對于農村地區(qū)金融機構實行有差別的存款準備金率。

3.2 構建多樣化農村金融機構體系

在金融控股公司框架內建立政策性農村金融再擔保機構、農業(yè)保險機構和農村金融資產(chǎn)管理公司。通過再擔保與農業(yè)保險，對農村信貸機構的安全性與信貸投放積極性提供確實保障；以資產(chǎn)管理公司實行對不良資產(chǎn)的及時有效管理和市場化處置。以金融控股公司參股形式構建農業(yè)產(chǎn)業(yè)化投資基金管理公司。通過全國性商業(yè)銀行柜臺銷售試驗區(qū)內開發(fā)的農業(yè)投資基金產(chǎn)品。

3.3 加大農村金融對農村中小企業(yè)和農戶經(jīng)濟的支持

參考國內外經(jīng)驗，政府可立法要求相關金融機構對縣域經(jīng)濟發(fā)展提供必要的信貸支持。鼓勵現(xiàn)有的金融機構加大對農村地區(qū)商業(yè)活動的支持，定期為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)提供融資服務，為農民提供相關的金融產(chǎn)品及金融服務，開發(fā)適應農村中小企業(yè)和農戶需求的貸款產(chǎn)品[8]。

3.4 促進農村經(jīng)濟的發(fā)展，使金融發(fā)揮作用的程度提高

金融發(fā)展對經(jīng)濟增長作用機制表明，金融總是在經(jīng)濟初始發(fā)展水平基礎之上發(fā)揮作用，經(jīng)濟基礎好，金融發(fā)揮的作用更大。因此，需要改善農村經(jīng)濟，使農村金融對經(jīng)濟的促進作用更好地發(fā)揮。具體措施包括：建立城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的農村公共產(chǎn)品供給體系，將農村公共事業(yè)列入政府公共財政范圍；推進農村土地規(guī)模化經(jīng)營，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟；使農村經(jīng)濟與我國市場經(jīng)濟接軌，實行市場化運作，激發(fā)農村經(jīng)濟活力。

參考文獻：

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[3] 姚耀軍. 金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)驗分析[J]. 財經(jīng)研究，2005(2)：49-59.

[4] 溫濤，冉光和，熊德平. 中國金融發(fā)展與農民收入增長[J]. 經(jīng)濟研究，2005(9):30-43.

[5] 胡宗義，劉亦文. 金融非均衡發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的庫茲涅茨效應研究——基于中國縣域截面數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 統(tǒng)計研究，2010，27(5)：25-31.

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