非正规金融视角下我国农村内部收入差距研究(上)

摘要：已有涉及农村金融发展与农民收入关系的研究中都是以正规金融为主，几乎普遍忽略了在我国农村发挥着重要作用的非正规金融。本文基于非正规金融视角，利用多变量VAR模型研究农村非正规金融发展与农村内部收入差距问题。结果表明，农村非正规金融规模的扩大短期内将促进农民增收，长期会带来负效应；不论是长期还是短期都有利于降低农村内部收入差距。农村非正规金融效率的提高有利于促进农民增收，但不利于降低农村内部收入差距。
    
    关键词：农村非正规金融，收入差距，收入分配，广义脉冲响应函数
    
    基金项目：国家社会科学基金项目“‘两型社会’建设的可计算一般均衡研究”(09BJL014)；湖南省科技计划项目“文化产业发展水平评价模型研究”(2011ZK3160)

一、引言
    
    党的十七届三中全会通过的《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》，提出要放宽农村金融市场准入政策，大力发展小额信贷，鼓励发展适合农村特点和需要的各种微型金融服务，规范和引导民间借贷健康发展。国家首次从政策上允许农村小型金融组织从金融机构融入资金，允许有条件的农民专业合作社开展信用合作。对非正规金融的重新审视反衬了正规金融发展的滞后，在现行经济快速发展的大背景下，正规金融机构在农村金融供给中的制度性和功能性缺陷，已不能完全适应农村经济发展的现实需要，农村非正规金融也正是基于此而广泛存在并逐步引起国家和社会的关注。比之正规金融，非正规金融具有独特的非正式制度优势和信息优势，不需要大量交易成本和繁琐交易手续，更符合以农户经济为基础的农村经济发展需要，在大部分农村地区非正规金融已经发挥着重要作用，甚至成为促进农村经济发展和农民增收的主要因素。来自国际农业发展基金的研究报告指出，我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[1]；钱水土和俞建荣统计发现1985—2003年我国东、中、西部地区农户年均借贷资金中的70%以上来自于非正规金融[2]；一项由我国专家首次采用定量方法对地下金融进行的调查结果显示，农户通过非正规金融渠道获得借款占农户借贷总量的比重超过55%，且越是不发达地区对民间借贷依赖性越强。
    二、文献综述
    金融发展能促进经济发展在学术界已经达成共识，但金融发展与收入分配的关系直到20世纪90年代才开始进入经济学家的探讨视野并随之成为关注的焦点。关于金融发展对收入分配的影响，理论研究方面主要存在四种不同的观点：一是有益论。Becker和Tomes认为金融规模扩大能使更多人获得金融服务，这将增加低收入的经济机会从而降低收入分配差距[3]。二是倒U关系论。Greenwood和Jovanovic最早提出金融发展与收入分配之间的关系服从“库兹涅茨效应”的倒U型轨迹[4]。即在金融发展初期，收入分配不平等状况会加剧，但是随着金融中介的进一步发展，收入差距将逐渐缩小。三是收敛论。Galor和Zeira、Aghion和Bolton认为在金融发展较低的经济中，由于生产效率低下，存在收入分配不平等状况，而到了金融市场水平较高的经济阶段，收入分配状况会逐渐收敛到一个稳定的状态[5-6]。四是有害论。Townsend和Kenichi从金融深化出发，认为金融深化意味着为高收入者提供更为周全的服务，从而增进了高收入者的收入，势必加剧收入不平等状况[7]。
    经验研究方面，国外已有的研究普遍偏向于有益论。Bursess和Pande研究发现，印度政府促使大量商业银行在农村开设支行的政策有效降低了城乡收入差距[8]。Beck和Levine利用动态面板数据研究认为金融发展不但降低了基尼系数，而且还减少了日均生活费低于1美元的贫困人口的比例[9]。与国外研究不同，国内大量的经验研究主要集中于探讨我国金融发展与城乡收入分配的关系，目前研究结论主要偏向于有害论和倒U关系论。许崇正和高希武认为农业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[10]。谭燕芝研究发现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[11]。余新平等认为农村贷款与农民收入增长呈负向关系，乡镇企业贷款不仅没有成为农民增收的重要途径，反而在一定程度上抑制了农民收入增长[12]。赵洪丹认为农村金融规模对农村经济发展具有显著的负面效应[13]。农村金融效率对农村经济发展的正面效应也具有明显的滞后性。涉及到农村金融发展与农村内部收入分配的实证文献还极其稀少。刘纯彬和桑铁柱采用误差修正模型对农村金融深化与农村收入分配关系进行了实证检验，发现农村金融规模扩大在长期将降低农村收入分配差距，而农村金融中介效率的提升将扩大农村收入分配差距[14]。而张敬石和郭沛利用分省面板数据分析我国农村金融发展对农村内部收入差距的影响得出的结论恰好与他们的研究结论相反[15]。
    基于上述文献梳理，笔者发现学者们在考虑金融发展问题时，都是以正规金融为主，几乎普遍忽略了在我国农村发挥着重要作用的非正规金融，事实上，现阶段农村正规金融体系在中介功能上正逐渐被非正规金融所替代[16]，因此，对农村非正规金融发展与农民收入问题进行专门探讨很有必要。同时多数文献在考虑农民收入水平时仅仅考虑农民收入的数量差距，没有考虑农民收入的分配差距，这将在一定程度上影响结论的完整性和可靠性。鉴于此，本文拟借助多变量VAR模型，采用协整分析、Granger因果检验和广义脉冲响应函数等手段，实证研究关系到我国农村地区资本形成进而影响农村经济产出的非正规金融对农民收入增长和收入分配的影响。
    三、研究方法与数据处理
    1.研究方法
    自1980年Sims首次将VAR模型引入到经济学中以来，VAR模型已经在经济系统动态性分析中得到了广泛的应用。VAR模型是处理多个相关经济指标的分析与预测最容易操作的模型之一，它比单方程结构模型具有更高的可靠性。本文借鉴前人的分析方法，采用ADF单位根检验方法来检验指标序列的平稳性，对非平稳的序列进行差分处理，使之成为平稳序列；采用Johansen检验方法对相关变量进行协整检验以确定农村非正规金融发展与农村内部收入差距之间的长期关系；通过Granger因果检验检验变量之间是否存在因果关系，最后利用广义脉冲响应函数分析法和方差分解法，来确定农村非正规金融发展对农村内部收入差距的影响程度和其对预测误差的贡献度。
    2.指标设计和数据处理
    因变量的选取：在衡量农村内部收入状况的度量指标上，考虑到收入增长效应和收入分配效应的全面信息，拟采用农村居民人均纯收入(nic)和农村基尼系数(gni)两个指标来衡量。农村居民人均纯收入用来反映农村居民收入的整体水平，数据处理上用1986年等于100的CPI进行平减，数据来源于历年《中国农村统计年鉴》。农村基尼系数用来反映农村内部收入分配差距状况。其中1986—2007年数据来源于《中国环境统计年鉴—2007》，2008、2009年数据采用程永宏[17]提供的方法计算得到。
    自变量的选取：考虑到农村非正规金融发展实际，选取农村非正规金融规模指标(nfs)和农村非正规金融资源配置效率指标(nfe)来描述农村非正规金融发展状况。农村非正规金融规模采用农户从非正规渠道借入款的人均年末余额占农户人均年借款总额的比重来衡量。农村非正规金融资源配置效率采用农业GDP与非正规金融渠道年末借入款余额的比重来衡量，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，本文采用国民生产总值中的第一产业生产总值来替代，数据来源于《中国农村固定观察点调查数据汇编》和《中国农村统计年鉴》，由于固定观察点1992年和1994年的数据缺乏，本文利用前后2年的平均值近似替代当年数据。
    另外，大量的实证和经验认为农村人力资本投入(ned)也是影响农村内部收入的重要因素。基于此，本文选取农村人力资本投入作为控制变量。农村人力资本投入采用农民人均受教育年限来衡量，具体的计算公式为：人均受教育年限=农村小学人口比重×6+初中人口比重×9+高中和大专人口比重×12+大专及以上学历比重×16，数据来自于历年《中国农业年鉴》。
    所有数据使用年度为1986—2009年，为了消除原始数据的剧烈波动和可能存在的异方差，将所有数据对数处理，计算全部借助Eviews6.0来完成。
    四、实证检验结果与分析
    1.变量的单位根检验
    当研究变量非平稳时，序列之间存在协整关系、因果关系以及进行VAR建模的前提是所有序列都是同阶单整的。本文利用ADF单位根检验法，检验过程滞后项由SIC准则判定，检验回归时允许协整关系中存在截距项，但不存在时间趋势，结果如表1所示。
    

表1表明所有变量的水平值都是非平稳的，但是它们的一阶差分在10%显著性水平下都是平稳的。说明所有变量都是I(1)过程。根据协整理论，若变量是同阶单整的，就可能存在协整关系，下面就进一步检验上述各组变量之间是否存在协整关系。
    2.协整检验
    
    本文采用Johansen协整检验来检验变量之间是否存在长期均衡关系。检验之前根据无约束水平VAR模型确定协整阶数。由SIC准则可以确定该模型的最优滞后期为2，检验时允许协整关系中存在截距项但不存在线性趋势项。表2给出了农村人均纯收入(lnnic)与农村非正规金融发展规模(lnnfs)、农村非正规金融资源配置效率(lnnfe)和农村人力资本投入(lnned)的协整检验结果。
    

表2结果表明：样本区间内，在5%显著性水平下lnnic与lnnfs、lnnfe、lnned之间存在协整关系，且这四个变量之间的协整方程为：
    lnnic=-1.79-3.63lnnfs+2.04lnnfe+0.38lnned (1)
    (0.40) (0.15) (0.19) (0.15)
    其中，括号内为标准误差。方程(1)表明了在1986—2009年上述四个变量之间存在长期均衡关系。从中可以发现，长期内农村非正规金融发展规模与农民收入之间存在负向作用关系，而农村非正规金融资源配置效率与农民收入之间存在正向作用关系。说明农村非正规金融规模的扩大阻碍了农民收入增长，而农村非正规金融配置效率的提高促进了农民收入增长。农村人力资本投入同样对农民收入增长起到积极作用。从影响程度来看，非正规金融规模的作用效果明显强于其他影响因素(Wald检验的概率值都小于0.01，原假设为系数没有差异)。
    

表3结果表明：样本区间内，在5%显著性水平下lngni与lnnfs、lnnfe、lnned之间存在一个协整关系，且这四个变量之间的协整方程为：
    lngni=4.02-2.63lnnfs+3.27lnnfe+0.48lnned (2)
    (0.21) (0.01) (0.08) (0.03)
    其中，括号内为标准误差。方程(2)表明了在1986—2009年上述四个变量之间存在长期
    均衡关系。从中可以发现，长期内农村非正规金融发展规模与农科内部收入差距之间存在负向作用关系，而农村非正规金融资源配置效率与农村内部收入差距之间存在正向作用关系。说明农村非正规金融规模的扩大有利于缩小农民收入分配差距，而农村非正规金融资源配置效率的提高反而扩大了农村收入差距。同时可以发现，农村人力资本投入也没有对缓解农村内部收入差距起到积极作用。
    3.Granger因果检验
    协整检验经验方程表明变量之间存在长期均衡关系，但这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。Granger和Sims提出的Granger因果关系法可以解决此类问题。该检验实质上就是利用VAR模型来进行一组系数显著性检验，也常常被解释为在VAR模型中某个变量是否可以用于提高对其他相关变量的预测能力。表4给出滞后阶数为2、观测值为24的Granger检验结果。
    

表4结果显示：在最优滞后期内，在5%的显著性水平下，农村非正规金融规模与农民人均纯收入构成双向Granger因果关系；农村非正规金融资源配置效率与农民人均纯收入构成单项Granger因果关系。在10%的显著性水平下，农村基尼系数是农村非正规金融规模的单项Granger原因；农村非正规金融资源配置效率是农村基尼系数的单项Granger原因。说明农村非正规金融规模和资源配置效率都是影响农民收入增长和收入分配的显著性因素。与协整模型结论一致。此外，Granger检验结果也显示，农村人力资本投入是农村内部收入差距的单项Granger原因，但与农民收入增长不存在任何因果关系。
    4.脉冲响应分析与方差分解
    
    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，同时尽可能避免因模型变量顺序变化给冲击反应函数带来的敏感性，选用广义脉冲响应函数来分析农村非正规金融发展与农民人均纯收入、农村基尼系数之间的短期动态关系，结果如图1所示。图1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：(1)农村非正规金融规模的一个单位正向冲击在短期内对农民人均纯收入的影响是正的，在第4期达到最大，但从第6期开始就被负面效应所替代；而其对农村基尼系数的影响是负的，并且逐期减弱。说明农村非正规金融规模的扩大短期内有利于增加农民收入，长期来看会带来负效应。而不论是长期还是短期，都将有利于缩小农村内部收入差距，与协整检验结果结论一致。方差分解结果显示，农村非正规金融规模对农民人均纯收入和农村内部收入差距的贡献率分别可以占到25%和19%，再次说明农村非正规金融发展规模是影响农民收入的重要因素。(2)农村非正规金融资源配置效率的一个单位正向冲击在短期内对农民人均纯收入和农村基尼系数的影响都是正的，说明农村非正规金融效率的提升在促进农民收入增长的同时也显著拉大了农村内部收入差距。方差分解结果显示，农村非正规金融资源配置效率对农民人均纯收入和农村内部收入差距的贡献率分别稳定在17%和23%。(3)不论是农民人均纯收入的正向冲击还是农村基尼系数的正向冲击，在短期内都会引致非正规金融规模的迅速扩大，但基本不影响非正规金融资源配置效率。说明农村非正规金融具有内生性，农民收入的增长促进了非正规金融规模的扩张，同时，贫富差距拉大也将导致非正规金融规模迅速膨胀。