农村非正规金融发展对农民收入差异影响的实证研究，本文主要内容关键词为：农民收入论文,非正规论文,差异论文,农村论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
农村非正规金融是指由农村非法定的金融组织所提供的间接融资，或农户之间、农户与农村企业主之间发生的以偿还为条件的借贷行为。农村非正规金融的存在表明中国的正规金融体系无法满足现实与潜在的需求。20世纪80年代以来，中国农村经济迅速发展，农村对金融资源的需求不断扩大，然而由于利率管制下的定向信贷配给以及政府在金融资源分配中的所有制偏向和制度歧视，农村金融发展滞后，金融机构服务体系欠缺，信贷资金得不到有效配置，农村资金需求缺口巨大。与此同时，以民间借贷为代表的农村非正规金融迅速发展，国际农业发展基金的研究报告指出，中国农民从非正规金融市场取得的贷款额大约为正规金融市场的4倍；而据最新资料显示，截至2011年6月末，全国农村共有小额信贷公司3366家，比2009年底增加752家①，呈现井喷态势。由此可见，非正规金融的作用不可忽视。比之正规金融，农村非正规金融是一种纯粹的市场金融形式，具有独特的非正式制度优势和信息优势，不需要大量的交易成本和烦琐的交易手续，借贷选择自由、利率定制灵活，因而更贴近农户的生产生活，更符合以农户经济为基础的农村经济发展的实际需要。在部分省市(如浙江、福建、广东等地)的农村地区，非正规金融已经发挥着重要作用，成为农民收入增长的重要推手。但是随着农民收入的大幅提高，农村内部收入差距也在不断扩大。据统计，2000年，中国农村内部收入的基尼系数为0.30，2009年为0.37②。影响农村内部收入的因素众多而且复杂，本文拟从定量的角度研究农村非正规金融发展对农民增收的作用程度，以期进一步探讨二者之间的良性互动关系，为农村非正规金融和农村经济的发展提供科学的理论依据。
二、文献综述
国外经济学家对金融发展与收入分配问题的研究始于20世纪90年代。关于金融发展对收入分配的影响，学术界并没达成共识。Greenwood and Jovanovic(1990)[1]讨论了经济增长、金融发展和收入分配三者之间的关系，证明由于存在两个门槛财富水平，在经济和金融发展的早期，只有收入较高的小部分人愿意支付成本享受金融服务，收入分配差距因而扩大；在经济增长和金融发展的成熟期，越来越多的人会逐渐积累财富超过门槛财富水平并获得充分的金融服务和投资收益，因而收入分配格局最终会稳定在平等水平，即金融发展与收入分配差距呈“倒U”关系。他们的研究在一定程度上得出了与库兹涅茨假说相似的结论。Galor and Zeira(1993)[2]、Bannerjee and Newman(1993)[3]分别构造了一个两部门跨期模型和随机差分模型，研究认为金融市场越不完善，收入分配差距越大，随着金融市场日趋成熟，最终收入分配将收敛到一个稳定状态。Clarke,Xu and Zou(2003)[4]运用全球91个国家1960～1995年的数据构建了一个回归模型对金融部门发展和收入差距之间的关系进行实证，得出了金融发展会显著降低一国收入分配差距的结论。K.Beck and R.Levine(2004)[5]、P.Honoball(2005)[6]运用跨国数据分析金融发展与减轻贫困之间的关系，分析结果表明金融发展对低收入者有着重要意义，能显著降低贫困比例，因而能有效降低收入分配差距。得到类似结论的还有Burgess and Pande(2005)[7]、Levine and Levkov(2009)[8]等。Townsend and Ueda(2006)[9]的研究从金融发展的深度出发，认为金融发展意味着为高收入者提供更为周全的金融服务，显然有利于促进高收入者收入增长从而扩大了收入差距。
中国也有不少学者致力于探索中国农村金融发展与农民收入差异之间的关系，现有研究主要得出了以下两种结论：(1)农村金融发展对农民增收的支持不力。许崇正和高希武(2005)[10]认为信贷投资对于农户人均收入的影响不显著，农村金融对于农民增收的支持不力。有学者提出农村金融效率对农民收入增长具有显著的负效应(刘旦，2007)[11]，农民增收促进了农村金融发展，但农村金融发展却不利于农民增收(谭燕芝，2009)[12]，农村金融由于配置效率低下已经成为阻碍农民收入增长的主要因素(钱水土和周永涛，2011)[13]；(2)农村金融发展显著扩大了收入分配的不平等程度。章奇等(2004)[14]以银行信贷占GDP的比重衡量金融发展水平，经过实证得出了金融发展会显著扩大城乡收入差距的结论，同时他们发现金融中介发展对城乡收入差距的负面作用并不依赖于经济结构的特征。得到类似结论的还有张立军和湛泳(2006)[15]等。胡宗义和刘亦文(2010)[16]认为在金融发展的初期阶段，金融深度与城乡收入正相关，在金融发展的中期阶段，金融深度水平与城乡收入差距的相关关系不显著，在金融发展的高级阶段，两者表现为负相关关系。张敬石和郭沛(2011)[17]认为农村金融规模的扩大会加剧农村内部收入差距，而农村金融效率的提高能够缓解农村内部收入不平等程度。
以上学者在考虑金融发展问题时，都是以正规金融为主，几乎没有考虑到在中国经济发展中起了很大作用的非正规金融。中国是一个具有典型“二元经济”特征的发展中国家，表现为现代化的大工业与落后的农业并存，所以中国农村金融市场表现出明显的二元金融结构。在中国农村地区，非正规金融一直处在一个很重要的位置，但是传统的中国金融发展和研究理论并没有给予农村非正规金融足够的重视。有学者认为，要促进非正规金融发展和农村金融改革，才能使整个金融体系焕发生机与活力，以促进农村经济的迅速增长(李丹红，2000)[18]。由于非正规金融在收集关于中小企业的“软信息”方面具有优势，因此非正规金融的存在能够改进整个信贷市场的资金配置效率(林毅夫，2005)[19]，无论是正规金融还是非正规金融的发展，都能促进农户收入增长率的提高(姚耀军，2005[20]；钱水土和俞建荣，2007[21])，鉴于农村非正规金融的比较优势，应赋予其合法发展的法律基础，建立正规金融与非正规金融之间合作互补的联结机制，使其共同服务于农村(苏喜军，2010[22]；蒋玲，2011[23])。
上述研究大部分属于理论与政策的分析，对于农村非正规金融与农民收入差异较规范的实证研究文献还极其稀少，并且在已有的实证研究中往往也只采用一个指标来衡量金融发展水平，在考虑农民收入水平时仅仅考虑农民收入的数量差异，没有考虑农民收入的分配差异即贫富差距。鉴于此，本文尝试结合中国农村经济发展的实际情况，在进一步完善衡量中国农村非正规金融发展水平指标的基础上，运用VAR协整模型和脉冲响应函数，分别构建收入增长模型和收入分配模型来探讨农村非正规金融发展的规模、效率对农村内部收入差异的影响。
三、研究方法、指标设计与数据处理
(一)研究方法
农村非正规金融发展与农民收入差异的关系包含三个部分：二者是否存在长期均衡关系，可能存在的长期均衡关系具体如何走向？两者之间的短期动态关系如何？短期动态关系通过怎样的机制实现？就计量分析而言，第一个问题归结为因变量与自变量数据之间是否存在协整关系，如果存在则意味着它们之间存在长期均衡关系，进而可以通过它们之间的回归分析确定具体的走向；后两个问题归结为建立脉冲响应函数分析他们之间的作用效果。
为了避免模型出现伪回归现象，本文利用ADF单位根检验法检验相应变量的平稳性。对于存在同阶单整的变量，采用EG两步法进行协整检验，即先建立变量之间的回归方程，再检验回归方程的残差是否是平稳的时间序列，进而确定自变量与因变量之间的长期关系。
(二)指标设计和数据处理
1.因变量的选取。在衡量农民内部收入状况的度量指标上，考虑到收入差异既有纵向差异——总体收入差距，也有横向差异——收入分配差距，拟采用农村居民人均纯收入和农村内部基尼系数两个指标来衡量。
(1)农村居民人均纯收入(PIC)。该指标采用中国统计年鉴上的农村居民家庭人均纯收入的数据衡量，数据处理上，用1986年等于100的CPI进行平减，该指标用来反映农民收入的整体水平。
(2)农村基尼系数(GENI)。其中1986～2007年数据来源于《中国环境统计年鉴2007》，2008年、2009年数据采用程永宏(2006)[24]提供的方法计算得到。该指标用来反映农民收入分配差异状况。
2.自变量的选取。在农村非正规金融发展的度量指标上，考虑到农村非正规金融发展的实际情况和金融统计数据的完整性和可靠性，选取农村非正规金融规模指标和农村非正规金融效率指标进行描述。
(1)农村非正规金融发展规模(FINS)。该指标采用全国农村固定观察点调查数据汇编中农户非正规渠道年末借入款余额来衡量，它等于农户年末借入款余额与农户银行、信用社贷款金额之差(农户年末借入款余额＝年初借入款余额＋年内借入款－年内回还借款)。
(2)农村非正规金融资源配置效率(FINE)。该指标采用农业GDP\非正规金融渠道年末借入款余额来衡量。表示非正规金融渠道每单位贷款所创造的农业GDP增加值。由于目前官方还没有农业GDP的统计指标，本文结合中国农村经济的实际情况和国内外相关研究的普遍做法，用中国统计年鉴国民生产总值中的第一产业生产总值来衡量。
另外，参考黄景章(2005)[25]、胡兵等(2005)[26]等人的研究，本文选取农村人均固定资产投资和农村劳动力转移作为控制变量。
(3)农村人均固定资产投资(PINV)。数据处理上采用农村固定资产投资总额\农村人口的自然对数来衡量。
(4)农村劳动力转移(LABTR)。该指标采用从事非农行业的农村劳动力占农村劳动力的比重来衡量。
本文研究数据主要来自历年《中国统计年鉴》、《中国农村固定观察点调查数据汇编1986－2009》、《中国农村统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编》。在采用农村固定观察点调查数据时，由于1992年和1994年的数据缺乏，本文利用前后两年的平均值近似替代当年的调查数据，数据处理上，为了消除数据的剧烈波动和有可能存在的异方差，对上述指标取其自然对数，计算全部借助Eviews6.0来完成。
四、实证分析
(一)模型设定
1.收入增长模型。为了证实农村非正规金融发展规模(FINS)、农村非正规金融资源配置效率(FINE)和农村人均固定资产投资(PINV)对农民收入的数量差异——农村居民人均纯收入(PIC)的影响效应，文本构建了如下计量模型：
2.收入分配模型。为了证实农村非正规金融发展规模(FINS)、农村非正规金融资源配置效率(FINE)、农村劳动力转移(LABTR)对农民收入的分配差异—基尼系数(GENI)的影响效应，本文构建了如下计量模型：
其中，μ为随机误差项。
(二)变量平稳性检验
在进行分析之前，首先需要检验变量序列的平稳性，若非平稳，则检验他们是否为同阶单整序列，进而检验其是否存在协整关系。依据SIC信息准则选择趋势项和常数项是否存在及最优滞后阶数，采用不同类型的ADF检验分别对上述分组变量以及他们的一阶差分进行平稳性检验，结果如表1。
模型的单位根检验如表1所示，结果表明，各个指标变量都是非平稳的，但是它们的一阶差分在10％显著性水平下都是平稳的，说明ln(PIC)、ln(FINS)、ln(FINE)、ln(PINV)、ln(GENI)、ln(FINE)和ln(LABTR)都是，I(1)过程。根据协整理论，若变量是同阶单整序列，就可能存在协整关系，因此，进一步检验上述各组变量之间是否存在协整关系。
(三)协整关系检验
本文采用EG两步法来对模型进行协整分析，首先建立变量之间的回归方程，再检验回归方程的残差序列是否平稳，结果如下(括号内为t统计量)：
模型(1)回归结果：
从回归分析结果可以看出，两个模型的拟合度都很好，自变量的变化都可以解释因变量变化的81％以上，并且都不存在序列相关。对上述模型的残差序列进行协整检验，为了保持合理的自由度而又消除误差项的自相关，综合各数据生成过程的特征，并且根据SIC准则确定模型的最大滞后阶数，结果如表2。检验结果显示，
和
序列在10％的显著性水平下都拒绝原假没，因此可以确定和都为平稳序列，上述结果说明回归方程(3)、(4)的设定是合理的，回归方程的因变量和自变量之间存在长期稳定的均衡关系。
从模型(1)的估计结果可知，非正规金融规模(lnFINS)、非正规金融配置效率(lnFINE)和人均固定资产投资(lnPINV)的估计参数都为正值，并且在5％的水平上显著，说明从长期来看，农村非正规金融规模的扩大、效率的提高和人均固定资产投资的增加，都有助于农民收入的增长，这与大多数学者的研究结论是一致的。非正规金融规模、非正规金融配置效率、人均固定资产投资对农民人均纯收入的弹性系数分别为0.6349、0.4427、0.2722。
由模型(2)的估计结果可知，农村非正规金融规模的扩大、效率的提高在长期也会显著扩大农村居民内部的相对收入差距，而劳动力转移能显著改善农民内部收入分配的不平等程度。从影响绝对收入差异(PIC)的因素来看，ln(FINS)的系数均显著大于ln(FINE)和ln(PINV)的系数(wald检验的概率值都小于0.01，原假设为系数没有差异)，表明非正规金融规模和非正规金融效率的作用效果明显强于农村固定资产投资；从影响收入分配(GENI)的因素来看，劳动力转移的作用效果要明显强于非正规金融规模和非正规金融效率(Wald检验的概率值都小于0.01，原假设为系数没有差异)。
(四)脉冲响应分析
通过以上分析，得出了非正规金融发展分别与农民收入(PIC)和农村基尼系数(GENI)之间的长期均衡关系。为了进一步考察模型中自变量的冲击对因变量变化的短期动态关系，选用VAR模型的脉冲响应函数来分析农村居民人均纯收入(PIC)、农村基尼系数(GENI)分别与其影响因素之间的短期动态效应(图l～图6)。图中横轴表示冲击作用的滞后期数，纵轴表示脉冲响应函数值，实线表示脉冲响应函数值随时间的变化路径，虚线表示正负两倍标准差偏离带。
从图1可以看出，农村非正规金融规模的一个单位正向冲击在未来对农民人均纯收入的影响是负的，并且这种影响有较长的持续作用，在第4期达到最大，说明短期内非正规金融对农民增收没能产生预期中的促进作用，反而存在微弱的阻碍作用。农民从非正规金融渠道贷款主要用于建房、子女教育、农业生产投入和家庭新项目经营。从某种程度上都属于投资，从开始投资到进入投资回报期之间存在一定的时滞，因此可以理解短期内非正规金融规模的扩大对农民收入增长没有正向效应。
从图2可以看出，农村非正规金融规模配置效率的一个单位正向冲击在未来对农民人均纯收入的影响是正的，并且该影响有较长的持续作用，在第6期达到最大，说明农村非正规金融效率的提高对农民收入增长有持续的拉动作用。尽管由于制度限制和政策歧视，农村非正规金融发展效率没有随着农村经济增长发生相应的质的变化，但其对农民收入增长的贡献不论是从短期还是长期来看都不容忽视，进一步说明了它是一种有效的融资安排。
从图3可以看出，农村人均固定资产投资的一个单位正向冲击在未来对农民人均纯收入的影响是正的，该影响一直持续到考察的所有期，在第5期达到最大。这种拉升作用的效果要比上述两种因素的效果都强。农村固定资产投资是通过农村基础设施建设、农业产业结构调整、农村文化和教育提升和农业设备更新，经过生产和生活部门并对农民收入产生作用，因此具有较长的稳定效应。
从图4可以看出，农村非正规金融规模的一个单位正向冲击在未来对农村基尼系数的影响是负的，在第2期达到最大，之后逐渐回落，说明农村非正规金融规模的扩大，会在短期内有效缓解农民内部收入分配的不平等程度。
从图5可以看出，农村非正规金融配置效率的一个单位正向冲击在短期内给农村基尼系数带来负的影响，这种影响在未来有一定的波动甚至发生正负偏移，但是随着滞后期的加长，这种波动和偏移会变得越来越小，说明在短期内农村非正规金融效率对农民内部收入差距的影响不显著。
从图6可以看出，当在本期给农村劳动力转移一个单位正冲击后，会在短期内给农村基尼系数带来负的影响，这种影响在未来虽然也有一定的波动和偏移，但以负响应为主，说明农村劳动力转移在一定程度下能缓解农民内部收入分配的不平等程度。
五、结论与启示
本文利用1986～2009年的时间序列数据，从农村非正规金融规模和配置效率两个方面出发，以农民人均纯收入和农村基尼系数为衡量指标，分别构建了收入增长模型和收入分配模型来探讨农村非正规金融发展对农民收入差异的影响。实证结果显示：从长期来看，农村非正规金融规模的扩大、效率的提高能有效促进农民收入的增长，但不能有效缓解农民内部收入的不平等程度；从短期来看，农村非正规金融规模的扩大不能促进农民收入的增长，但在一定程度上能缓解农民内部收入分配差距；农村非正规金融效率的提高能促进农民收入的增长，但是对农民内部收入分配影响不显著；同时研究也表明，增加农村固定资产投入，能显著促进农民收入增长，促进劳动力向非农业生产行业转移，能有效缓解农村内部收入的不平等程度。
从影响绝对收入差异(PIC)的因素来看，非正规金融规模和效率的作用效果明显强于农村固定资产投资，说明非正规金融发展是促进农民增收的重要因素，它提高了金融体系融通资金的效率，有助于农民突破自身资金不足的瓶颈约束，获得规模经济效益。
从影响收入分配(GENI)的因素来看，劳动力转移的作用效果要明显强于非正规金融规模和非正规金融效率。农民内部的收入差距很大程度上是农业与非农产业之间的差距。农业剩余劳动力的增加并滞留于农业，将进一步降低农业劳动生产率，进而降低人均农业收入；同时由于中国非农部门劳动生产率要高于农业部门，其收入水平也将普遍高于传统农业部门。因此，随着越来越多的农民由农业部门转移到非农业部门就业并获取收入，必将逐渐降低农村居民内部收入差距。
目前中国社会处于经济转型的关键时期，随着国家对“三农”政策的不断深入和相关配套措施的不断实施，农民整体收入水平处于一个新的起点，农村非正规金融发展对农民财富的作用更加凸显，不仅体现于增长效应，更体现于分配效应，农村非正规金融发展在促进农民收入增长的同时，对进一步缓解农民内部收入分配的不平等程度有着更为重要的意义。因此，应深化农村正规金融体制改革，切实提高金融资金配置效率，完善农村非正规金融机构的风险控制和补偿机制，建立健全对农村非正规金融机构的政策扶持机制；放宽农村金融市场准入条件，培育多种类型的小额信贷组织；孵化和创新农村金融产品，加快多种金融制度的相互融合，确保农村资金的有效回流；改进扶贫贴息贷款运作模式，建立农村小额贷款担保基金，积极扶持乡镇企业发展，促进农业劳动力转移，以实现农民收入的稳定增长，缓解农民内部收入的不平等程度。
收稿日期：2012－02－09
注释：
①数据来源于http://finance.ce.cn/rolling/201107/19/t20110719_16605088.shtml.。
②根据《2010年中国人口统计年鉴》相应数据计算得到。
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