邵传林,韩磊(兰州商学院金融学院,兰州730020)
金融市场化改革对我国城乡收入差距的影响评估
邵传林,韩磊
(兰州商学院金融学院,兰州730020)
摘要:从金融市场化改革的视角探讨缩小城乡收入差距的机制,不仅有利于评估我国二元金融结构的负面效应,还有助于为缩小当前城乡收入差距提供金融政策支持。文章基于我国1997—2010年省级面板数据,检验了近10余年来金融市场化改革与城乡收入差距的实证关系。研究发现:近10余年金融市场化改革对缩小我国城乡收入差距具有正向作用,并且各种稳健性检验均支持该假说。
关键词:城乡差距;金融市场化改革;二元金融结构
自1978年改革开放以来,中国经济以近9.4%的速度持续增长了30余年,与此同时,中国的城乡收入差距却越来越大。若考虑到非货币因素,中国的城乡收入差距很有可能是世界之最[1]。实践表明,我国城乡收入差距的持续拉大不仅影响了经济发展的平衡性,而且与党在十八大倡导的“坚持走共同富裕道路”相冲突。
在上述背景下,究竟是什么原因造成了中国城乡收入差距的当前走势及其转向。国内外学者就影响城乡收入差距的因素进行了深入分析,发现导致城乡收入差距的因素有很多,如体制性因素、技术水平和政府行为等。有人指出,全要素生产率的提高、人力资本、外商投资和对外开放等因素在一定程度上拉大了城乡收入差距[2]。也有人认为,农村教育投资不足与过为严格的借贷环境均拉大了中国城乡收入差距[3]。另外,有不少学者基于金融发展的视角探讨城乡收入差距的成因。实证研究表明,金融发展有助于缓解城乡收入不平等[4]。但也有学者发现了与此相反的证据[5]。叶志强等(2011)基于中国28年的省级面板数据进行实证研究发现,中国的金融发展明显拉大了城乡收入差距[6];孙君和张前程(2012)的实证研究也表明,中国城乡金融发展的不平衡特征扩大了城乡收入差距[7]。通过对已有文献的梳理不难发现,尽管有学者从金融发展的角度探讨了城乡收入差距的成因问题,但鲜有学者从中国金融市场化改革的角度探讨其对城乡收入差距的影响机制及程度。事实上,近10余年来,我国金融领域进行了一系列的金融市场化改革试验,各类新型农村金融机构如雨后春笋般崛起。在此背景下,本文将采用中国1997—2010年省级面板数据检验金融市场化改革对城乡收入差距的影响,为今后基于金融支持视角缩小城乡收入差距提供政策启示。
与已有研究相比,本文的可能贡献在于:一是不同于国内学者大多基于金融发展指标来研究金融发展与城乡收入差距的关系,本文基于樊纲等(2011)[8]编著的金融市场化指数来检验金融市场化改革对城乡收入差距的影响;二是由于中国仍是一个农业大国,具有典型的二元经济结构特征,本文运用泰尔指数衡量城乡收入差距;三是为弱化内生性问题对结论的影响,本文还进行了各种稳健性检验。
1.二元金融结构拉大了城乡发展差距
由于正规金融机构在农村地区难以形成规模经济,再加上农村地区的贷款规模偏小且缺乏规范的抵押品,于是,不少正规金融机构自20世纪90年代中期持续从农村地区撤出,使部分农村乡镇出现了金融服务空白区。由于长期执行城市偏向的经济政策、金融机构嫌贫爱富的本性以及政府对金融资源引导的不利等因素持续存在,造成我国金融发展在农村与城镇呈现出非同质性、金融服务非均等化的特征,即呈现出显著的二元金融结构特征[9]。在此背景下,农村资金外流,“三农”融资难问题也就成了我国金融市场上的一种常态。另一方面,自20世纪90年代末,城市居民住房改革启动以来,城市居民能够合法使用其不动产为其生产或创业进行融资,这就为城市居民收入增长提供了新的契机,而农民的土地承包经营权、宅基地等产权仍无法成为合格担保物。毋庸讳言,二元金融结构已经成为我国城乡收入差距不断扩大的制度性因素之一。
2.金融市场化改革的实施及其效应
实践表明,二元金融结构不仅成了农村资金流向城镇的“罪魁祸首”,而且还阻碍了农村经济的发展,故通过深化金融体制改革来消除二元金融结构格局,进而扭转城乡收入差距持续扩大的不利局面已成为当前亟待解决的诸多难题之一。在此背景下,我国政府自20世纪初以来连续颁布了10个针对“三农”问题的“一号文件”,几乎每个“一号文件”都提出要改革当前金融体系,建立适应农村金融需求的普惠型金融体系。尤其是在2006年,推出了“降低农村金融进入门槛、发展多元化农村金融制度”的政策,这被学界称为金融市场化改革。这表明政府对“三农”的金融政策开始发生转变,也标志着金融市场化改革开始向纵深方向发展。所谓金融市场化是指一个国家的金融部门运行从主要由政府管制变为由市场力量自由决定的过程[10]。金融市场化对农村地区而言具有以下几个方面的意义:第一,金融市场化变革的目的在于减少政府对金融机构信贷资源流向的行政控制,消除城市偏向的金融抑制政策①,进而缓解农村金融资源流向城市地区的不利趋势;第二,降低农村金融市场的进入门槛,放松新型农村金融机构在农村地区的设立条件,进而提高农村地区金融覆盖率、缓解农户及农村小微企业的融资难问题;第三,金融市场化改革提高了金融机构在城市地区的市场竞争程度,促使一部分金融机构开始联合地方社会资本开发农村资源、增加对农村地区的信贷投放规模。在此背景下,各地区纷纷成立新型金融机构,截止到2013年底,全国共组建了8 960多家新型金融机构,其中,村镇银行1 071家,小额贷款公司7 839家,农村资金互助社50余家。
3.金融市场化改革缓解城乡收入差距的微观机 制:融资视角
接下来,拟通过构建一个简单的理论模型来说明金融市场化改革通过缓解农户融资约束、促进农民收入增长,间接达到缩小城乡收入差距的效果。
假设农户在两个时期进行农业生产投资决策②,假定农户在第一个时期拥有的投资资本为I1,可用I1来购买农业生产资料进行农业投资,在第二个时期农户拥有的投资资本为I2③;如果农户在第一期不投资而进行储蓄,则到了第二期,其可用的总投资额为I1(1+r)+I2,其中r为无风险利率。以农户第一期的投资为横轴,以第二期的投资为纵轴,建立直角坐标系,如图1所示,曲线IIC表示农户投资偏好无差异曲线。假定农户面临着正规金融部门的信贷配给,在其意愿的投资大于其自有资金时,第一期的投资不能超过I1,因此,农户的预算线为BE。
图1 融资约束无效时农户的最优投资决策
第一种情况:当农户第一期的最优投资不大于I1时,外部融资约束不影响农户的投资选择,因此最优的投资组合为点A,从图1可知,即为无差异曲线IIC与预算线BE的切点,此时,第一期的最优投资为IA,把剩余的资金(I1-IA)先储蓄起来,到了第二期,其最优投资为I'A=I2+(I1-IA)(1+r)。
第二种情况:若农户第一期的最优投资大于I1,但农户无法从农村正规金融机构获得贷款,如图2所示,那么,农户只能选择点E,即第一期投资I1,第二期投资I2;再假设农户因金融市场化改革的实施而获得小额贷款,则农户的最优点为E',从图2可以看出,点E'所对应的无差异曲线IIC2在E点对应的无差异曲线IIC1之上,所以,E'给农户带来的效用更高。在E'点,农户从新型农村金融机构获得的融资额为I'E-I1。因此,在金融市场化改革促使农村金融覆盖率提高的情况下,农户的投资组合得以跨期配置,进而提高了资金的配置效率和投资的收益率。
显然,将上文中的农户换成农村地区的小微企业,本文结论仍成立,即金融市场化改革缓解了农户及农村小微企业的融资难问题,提高农村金融服务的覆盖率,进而促进农民收入增长,这又在某种程度上间接地起到缓解城乡居民收入差距持续增大的作用。基于此,本文提出如下一个有待验证的理论假说。
在金融市场化改革程度越高的地区,越倾向于抑制城乡居民收入差距的增大。
此外BIM技术还可在施工组织阶段中得到应用,通过BIM技术可帮助施工人员更好地了解施工计划安排、施工方案设计以及施工场地实际情况,从而确保施工组织的合理安排。值得注意的是,施工地形各有差异,有些地方较低,有些地方较高,通过BIM技术便可对施工现场情况进行模拟,对工作平台加以构建,为后续施工的开展奠定基础。基于BIM技术下可实现施工质量的全面管理,确保施工质量的有效提升,施工人员可通过移动设备来查询施工方案、建立数据模型,将分布式云平台技术运用其中,以便施工人员在施工现场及时发现问题,促进施工管理效率的提升。
图2 存在融资约束时农户的最优投资决策
1.模型设定
为了检验上述假说,我们构造计量模型
式中:gapit表示城乡收入差距;fit表示金融市场化指数,用来衡量各地区金融市场化改革的进程。
根据孙永强等(2011)的研究[11],本文选取国有经济(soeit)、开放度(tradeit)、城市化率(urbanit)、产业结构(strucit)、财政分权(decenit)、人均收入(GDPit)和人均收入的平方(GDPsit)等变量组成控制变量集Xit。为控制不可观察的地区特征因素对城乡收入差距的影响,在上述计量模型中均加入了固定效应μi;由于城乡收入差距还受宏观经济走势、国家政策等随时间发生变化的因素影响,在估计模型(1)时,我们考虑了时间效应ut。
2.变量界定
(1)被解释变量,即城乡收入差距。已有文献多使用城镇人均可支配收入与农村人均纯收入之比来度量城乡收入差距,我们参考王少平等(2008)[12]的做法,运用泰尔指数来衡量城乡收入差距(gapt),其计算公式为
式中:j=1,2分别表示城镇和农村地区;popjt表示t时期城镇(j=1)或农村(j=2)人口数量;popt表示t时期的总人口;incjt表示城镇(j=1)或农村(j=2)的总收入;inct表示t时期的总收入。
3.数据来源
本文基于中国1997—2010年的各省面板数据进行实证分析,除了核心解释变量来源于《中国市场化指数(2011)》外,其余变量的原始数据取自《新中国六十年统计资料汇编》、各年《中国统计年鉴》和各省统计年鉴,本文样本包括30个省级单位。
1.基准回归分析
由表1中的模型(1)可知,金融市场化对城乡收入差距的影响系数为负,且通过了显著检验,这初步验证了本文的假说。模型(2)、(3)分别在模型(1)的基础上,采用信贷资金分配指数(fc)和政府信贷干预指标(fg)作为金融市场化指数(f)的代理变量,进一步检验我们的理论假说。在模型(2)中,信贷资金分配指数(fc)的估计系数小于0且在5%水平上显著,这表明,本文假说并不因核心解释变量的衡量问题而发生变化。在模型(3)中,政府信贷干预指标(fg)的估计系数大于0且在1%水平上显著,这表明,在政府对信贷干预程度越高的地区,越倾向于拉大城乡居民收入差距。这是因为,在财政分权的体制背景下,地方政府往往会执行城市化偏向的经济政策,即通过干预信贷投向将农村金融资源转向城市,但这会造成金融资源的城乡分布不公,进而阻碍农村经济的发展和农民收入的增加,拉大了城乡收入差距。尽管如此,随着中国金融市场化改革的逐步推进,改革的最终效果有助于矫正地方政府对国有商业银行的干预机制,使信贷投放更加市场化、公平化,进而达到缓解城乡收入差距的目的。另一方面,随着金融市场化改革力度的加大,政府信贷干预的程度是逐年下降的,于是,其拉大城乡收入的作用也必然逐年下降,这就从不同的侧面进一步印证了本文假说的正确性。
表1 基准回归分析
另外,为了克服模型中的内生性问题,在模型(4)、模型(5)和模型(6)中,我们取因变量的超前1期作为回归方程(1)的因变量,这使解释变量成为因变量被观察到之前就已被决定的变量,从而弱化了模型的内生性问题。模型(4)、模型(5)和模型(6)的估计结果分别与模型(1)、模型(2)和模型(3)的估计结果相类似,这进一步印证了本文的假说。
2.稳健性检验
区域之间的差异可能会影响金融市场化改革对城乡收入差距的影响。为了控制不可观测的区域异质性因素对本文假说的影响,在表2中,我们在控制区域因素的基础上采用混合普通最小二乘法(OLS)对回归方程(1)进行估计。模型(1)的估计结果显示,金融市场化变量(f)估计系数小于0且在5%的水平上显著,这表明,即使考虑区域差异对城乡收入差距的影响,本文假说仍成立。模型(2)和模型(3)的估计结果与未控制区域因素表1中的结果相一致,在此不再赘述。模型(4)、模型(5)和模型(6)分别在前3个模型的基础上取因变量的超前1期作为回归方程(1)的因变量,并采用混合普通最小二乘法(OLS)进行估计,得出了同样的结论。总之,上述分析表明,即使考虑不可观测的区域异质性因素的影响,我们仍发现:在金融市场化改革程度越高的地区,越倾向于抑制城乡居民收入差距的增大。
表2 稳健性检验
为更进一步验证本文假说的稳健性,我们用城镇居民可支配收入与农村人均纯收入之比(gap0)来代替上文中的城乡收入差距(gap)进行计量分析。计量结果表明,金融市场化指数(f)和信贷资金分配指数(fc)的估计系数显著小于0,而政府信贷干预指标(f g)的估计系数大于0且在10%水平上显著,这表明,本文的假说未因被解释变量的衡量问题而发生改变。进一步取因变量(gap0)的超前1期作为回归方程(1)的因变量,在控制个体效应和区域效应的基础上,采用混合普通最小二乘法(OLS)进行估计,得出了同样的结论。
实证结果表明,在金融市场化改革程度越高的地区,越倾向于抑制城乡居民收入差距的增大;地方政府信贷干预的减少有助于缩小城乡收入差距;本文假说在3大区域之间呈现出显著的差异,但这并不影响本文假说的可靠性。我们认为,要缩小城乡收入差距应采取以下措施:一是要进一步深化农村金融市场化改革,探索建立普惠型农村金融服务体系,逐步建立各种保险、担保等辅助性保障体系,确保广大农民获得基本融资权;二是要注重协调各地区的金融发展,对于不同地区应采取差异化的金融政策,引导富余资金向中西部转移,最大限度地发挥金融对缩小城乡收入差距的作用;三是以新一轮城镇化建设为契机,加大对农村的信贷支持,尤其是加大对乡镇中小企业的金融支持力度。
注释:
①金融市场化还包括利率市场化、汇率自由化、放松资本项目管制以及上市从审批制走向注册制等,但由于这些内容在省级层面都一样,本文并不对此展开讨论,仅以银行业的市场化改革为侧重点。
②为简化分析,假定农户仅存续两个时期,当然,若把农户生存期扩展到n期并不影响本文结论。
③在零储蓄的情况下,每期的投资额等于本期的收入减去消费。
参考文献:
[1]郑长德.中国转型时期的金融发展与收入分配[M].北京:中国财政经济出版社,2007.
[2]许海平,王岳龙.我国城乡收入差距与全要素生产率[J].金融研究,2010(10):54-67.
[3]韩其恒,李俊青.二元经济下的中国城乡收入差距的动态演化研究[J].金融研究,2011(8):15-30.
[4]Clarke G R.Finance and income inequality:What do the data tell us?[J].Southern Economic Journal,2006,72(3): 578-596.
[5]Tiwari A K,Shahbaz M,Islam F.Does financial development increase rural-urban income inequality?Cointegration analysis in the case of Indian economy[J].International Journal of Social Economics,2013,40(2):151-168.
[6]叶志强,陈习定,张顺明.金融发展能减少城乡收入差距吗?[J].金融研究,2011(2):42-56.
[7]孙君,张前程.中国城乡金融不平衡发展与城乡收入差距的经验分析[J].世界经济文汇,2012(3):108-120.
[8]樊纲,王小鲁,朱恒鹏.中国市场化指数[M].北京:经济科学出版社,2011:280-281.
[9]仇娟东,何风隽.中国城乡二元经济与二元金融相互关系的实证分析[J].财贸研究,2012(4):25-33.
[10]周业安,赵坚毅.我国金融市场化的测度、市场化过程和经济增长[J].金融研究,2005(4):68-78.
[11]孙永强,万玉琳.金融发展、对外开放与城乡居民收入差距[J].金融研究,2011(1):28-39.
[12]王少平,欧阳志刚.中国城乡收入差距对实际经济增长的阈值效应[J].中国社会科学,2008(2):54-66.
[13]赵勇,雷达.金融发展与经济增长:生产率促进抑或资本形成[J].世界经济,2010(2):37-50.
Evaluation about the Impact of Financial Marketization Reform on Urban-Rural Income Gap
Shao Chuanlin,Han Lei
(School of Finance,Lanzhou Commercial College,Lanzhou 730020,China)
Abstract:To investigate the mechanism for narrowing urban-rural income gap from the perspective of financial marketization reform is not only beneficial to evaluate negative influence of dual financial structure in China,but also beneficial to provide financial support for narrowing urban-rural income gap.The article tests the empirical relationship between financial marketization reform and income disparity in the last decade or so based on provincial panel data ranging from 1997 to 2010.The paper finds that,the financial marketization reformin nearly ten years,especially after implementing a new deal of finance,narrows the gap between city and country significantly,and this conclusion is supported by kinds of robustness tests.
Keywords:urban-rural gap;financial marketization reform;dual financial structure
通讯作者:邵传林,yuzi8888@163.com.
作者简介:邵传林(1982—),男,博士,副教授.
收稿日期:2014-04-08.
中图分类号:F830
文献标志码:A
文章编号:1008-4339(2015)03-226-06