摘 要：本文利用我國1952-2005年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對我國金融發(fā)展與收入差距的關(guān)系進(jìn)行分析。在控制了其他因素后，得出結(jié)論：一是我國居民收入差距與金融深化進(jìn)程遵循倒“U”曲線的演化路徑；二是我國金融深化與收入差距之間存在著擴(kuò)大的庫茲涅茨效應(yīng)。對此，筆者認(rèn)為，隨著金融的發(fā)展和現(xiàn)代部門在經(jīng)濟(jì)中比重的提高，政府在利用金融體系調(diào)控經(jīng)濟(jì)中的政策傾向在一定程度上誘導(dǎo)了這一現(xiàn)象的發(fā)生，預(yù)計(jì)我國居民收入差距將呈擴(kuò)大趨勢并將延續(xù)一段時(shí)期。

關(guān)鍵詞：金融深化；收入差距；擴(kuò)展的庫茲涅茨效應(yīng)

中圖分類號：F047 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003－9031（2008）03－0017－06

一、理論回顧

新中國成立以來，我國居民收入穩(wěn)步增長。1978-2005年，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入年均增長分別達(dá)到6.91%和7.02%。金融業(yè)也從幾乎為零的狀態(tài)發(fā)展到目前比較齊全的門類，貨幣化比率不斷攀升，2005年為1.63，僅從這個(gè)指標(biāo)考慮，我國已達(dá)到了金融發(fā)展第三階段的水平(注：Goldsmith 在《Finance Structure and Economic Development》中提出金融結(jié)構(gòu)發(fā)展的三個(gè)階段，其中第三階段的特點(diǎn)是金融相關(guān)率較高，金融機(jī)構(gòu)多樣化。)，金融深化程度有了很大提高，金融在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮著舉足輕重的作用。但我國收入差距也存在一定的擴(kuò)大趨勢，世界銀行的數(shù)據(jù)顯示，我國的基尼系數(shù)在改革開放前為0.16，2005年逼近0.47。大量文獻(xiàn)表明：有關(guān)發(fā)展中國家金融深化與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系已經(jīng)得到確認(rèn)，經(jīng)濟(jì)增長與收入分配之間的相互影響也被證實(shí)。但是，直接對金融深化和收入分配關(guān)系的研究則起步較晚，僅有的部分文獻(xiàn)對兩者關(guān)系的研究也存在較大分歧，大多圍繞金融發(fā)展與收入差距之間是否存在倒“U”型關(guān)系來展開論述。

最先直接對金融發(fā)展與收入分配差距關(guān)系進(jìn)行研究的是Greenwood和Jovanovic（1990），他們在一個(gè)動態(tài)模型中討論了經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展和收入分配三者之間的關(guān)系。[1]模型假定了一個(gè)存在磨擦性的金融市場，投資者有兩種可供選擇的投資方式，或者投資于收益率較低的無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，或者進(jìn)入金融市場融資辦企業(yè)以獲得較高的投資回報(bào)率。在這一假設(shè)條件下，Greenwood和Jovanovic證明了金融發(fā)展與收入分配之間存在倒“Ｕ”型關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，Townsend 和Ueda（2003），以更統(tǒng)一的動態(tài)模型討論了金融深化對收入分配的影響及其動態(tài)演化路徑，論證了金融發(fā)展與收入差距的關(guān)系遵循庫茲涅茨曲線。而另外一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家則持相反看法。[2]Galor 和Zeria（1993）、Banerjee和Newman（1993）的理論模型分別指出，在金融市場不完善的情況下，信貸市場的發(fā)展會不斷地縮小收入差距。[3]Clarke，Xu和Zou（2003）利用1960—1995年91個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，也得出金融發(fā)展會顯著地降低一個(gè)國家的收入差距的結(jié)論，同時(shí)，他們的研究發(fā)現(xiàn)一國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)將顯著地影響金融發(fā)展對收入分配的作用機(jī)制，即擴(kuò)展的庫茲涅茨效應(yīng)——橫向比較而言，金融中介的發(fā)展將趨向于使得現(xiàn)代部門（工業(yè)和服務(wù)業(yè)）比重大的國家收入分配的不平等程度更高。[4]

國內(nèi)的研究大多認(rèn)為我國金融中介的發(fā)展拉大了居民間的收入差距。主要內(nèi)容有：章奇、劉明興、陶然（2004）利用各省1978—1998年的數(shù)據(jù)，對中國各省的銀行信貸和城鄉(xiāng)收入分配之間的關(guān)系進(jìn)行了分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融中介發(fā)展會顯著拉大城鄉(xiāng)收入差距，擴(kuò)展的庫茲涅茨效應(yīng)在他們的數(shù)據(jù)樣本中并不成立。[5]溫濤、冉光和和熊德平（2005）研究結(jié)果顯示：中國金融發(fā)展和農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長有顯著的負(fù)效應(yīng)，并運(yùn)用城鄉(xiāng)金融資源配置不平衡進(jìn)行了解釋。[6]姚耀軍（2005）利用VAR模型提出金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率兩個(gè)指標(biāo)，得出金融發(fā)展居民和城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān)，而金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距負(fù)相關(guān)的結(jié)論。[7]張力軍（2005），楊俊、李曉羽、張宗益（2006）從實(shí)證角度也得出了類似的結(jié)論。[8][9]然而，陸銘、陳釗（2004）有關(guān)城市化的實(shí)證研究文獻(xiàn)表明，中國金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響并不顯著。[10]

二、金融深化與居民收入分配問題分析

（一）金融深化概述及其指標(biāo)分析

金融深化是金融深化理論的主要內(nèi)容之一。1973 年，麥金農(nóng)（Mckinnon Ronald）和肖（Shaw）針對發(fā)展中國家金融管制問題同時(shí)提出了以金融抑制和金融深化為內(nèi)容的金融深化理論。[11][12]他們認(rèn)為在許多發(fā)展中國家，經(jīng)濟(jì)的分割性是一種常態(tài)，政府為抵消這種“分割性”對經(jīng)濟(jì)的破壞作用，對本國經(jīng)濟(jì)、金融等各方面活動進(jìn)行直接干預(yù)，其中對利率管制是金融抑制的重要特征之一。金融深化理論主張實(shí)施以利率自由化為核心的金融深化戰(zhàn)略來解決發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)落后的根源——金融抑制問題。

測度一個(gè)國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)貨幣化和金融化程度的金融深化指標(biāo)有諸多形式，如金融資產(chǎn)與GDP之比，M0、M1、M2 與GDP之比等?？紤]到數(shù)據(jù)獲取的便利性， 本文用金融機(jī)構(gòu)貸款與GDP之比作為衡量指標(biāo)。

圖1 以貨幣化比率衡量的中國金融深化進(jìn)程

（二）金融深化與居民收入分配關(guān)系

金融資源的動員與分配是金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力和基礎(chǔ)。在金融深化進(jìn)程中，資源配置的方式發(fā)生改變，獲取金融資源更便利的個(gè)人將利用可獲取的資源進(jìn)行各種收益率高的投資活動，而其他人則可能由于投資門檻的存在而只能從事一些收益率較低的工作。從這個(gè)角度看，金融深化進(jìn)程中資源配置的機(jī)制必將影響到居民收入分配水平。我國金融體系屬于政府主導(dǎo)的行政金融體制，國有金融企業(yè)利用壟斷優(yōu)勢積聚了大量社會資本。而政府則通過計(jì)劃和行政手段把由國有金融機(jī)構(gòu)積累的資金投入到政府扶持的國有經(jīng)濟(jì)部門及與政府關(guān)系密切的企業(yè)，而其它的部門則處于相對弱勢地位。這種金融資源的配置方式將通過收入分配效應(yīng)體現(xiàn)出來。

從我國現(xiàn)狀來看，我們的收入分配情況表現(xiàn)出如下的特點(diǎn)：一是收入差距自改革開放以來一直呈擴(kuò)大趨勢，上升速度較快；二是收入差距問題廣泛存在于各地區(qū)、各行業(yè)和各群體之間；三是除部分收入差距合理外，相當(dāng)一部分收入差距是不公平分配的結(jié)果。

三、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)說明和分析方法

本文在分析金融深化與居民收入分配關(guān)系的基礎(chǔ)上，引入Clarke，Xu和Zou（2003）模型，利用我國1952-2005年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析，以驗(yàn)證我國金融深化與收入差距之間應(yīng)遵從的演變路徑，這條路徑是否合理，與西方發(fā)達(dá)國家的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)有何不同。

（一）模型設(shè)定

為更深入地討論我國金融發(fā)展與收入分配的關(guān)系，筆者借鑒Clarke，Xu和Zou（2003）的模型，建立基本回歸方程：

（1）

其中，下標(biāo)t表示時(shí)間，樣本包括了我國從1952年至2000年的數(shù)據(jù)。Gini為基尼系數(shù)，代表我國居民收入差距的總體水平，F(xiàn)inance表示金融發(fā)展水平的變量。X為可能對居民收入分配造成重大影響的其他控制變量，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、教育投入水平、經(jīng)濟(jì)開放程度、政府財(cái)政支出力度等，?著為殘差項(xiàng)。

f（finance）的形式和符號是本文分析的重點(diǎn)，這里套用Clarke，Xu和Zou（2003）提出的模型，即：

其中，mode表示工業(yè)和服務(wù)業(yè)占GDP的比重， 體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展對收入分配影響的聯(lián)合效應(yīng)，如果擴(kuò)展的庫茲涅茨效應(yīng)存在，可以先驗(yàn)性假定 ；按照Greenwood和Jovanovic(1990)、Townsend 和Ueda(2003)的觀點(diǎn)，應(yīng)有 ＞0， ＜0；按照Galor 和Zeria（1993）、Banerjee和Newman（1993）的理論模型，應(yīng)有 ＜0， ＝0。

（二）指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)說明

1．基尼系數(shù)（gini）。基尼系數(shù)是衡量收入相對不平等程度時(shí)所最常用的一個(gè)指標(biāo)。由于我國官方至今沒有公布全國居民收入的基尼系數(shù)，國內(nèi)外許多學(xué)者都對其做過估計(jì)，由于計(jì)算的方法以及選取的樣本不同，得出的結(jié)果有一定的差異，但都認(rèn)為近年來我國基尼系數(shù)處于不斷擴(kuò)大的趨勢。本文1952-2000年基尼系數(shù)的相關(guān)數(shù)據(jù)取自Ravi Kanbur and Xiaobo Zhang（2005）年的研究，[13]2000-2005年數(shù)據(jù)根據(jù)世界銀行公布的資料與Ravi Kanbur and Xiaobo Zhang（2005）的數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件，根據(jù)簡單的線性關(guān)系并修正序列后預(yù)測得到?；貧w結(jié)果擬合優(yōu)度達(dá)到94.1％，利用擬合方程預(yù)測的基尼系數(shù)序列方差率0.005，偏差率為0.011，說明預(yù)測的精度很高，預(yù)測值非常接近實(shí)際值，能較好地保持?jǐn)?shù)據(jù)的連續(xù)性、完整性和真實(shí)性。

圖2 我國Gini系數(shù)的變化趨勢

2．銀行信貸占GDP比重（fina）。衡量金融發(fā)展程度，常用的一個(gè)指標(biāo)是M2占GDP的比重，簡稱麥?zhǔn)现笜?biāo)；Clarke，Xu和Zou（2003）在分析金融發(fā)展對各國收入分配的作用時(shí)，利用私人部門在金融中介中貸款占GDP的比重（private credit）和居民儲蓄存款占GDP的比重作為衡量各國金融發(fā)展水平的變量。Arestis（2001）考慮到不發(fā)達(dá)國家中信貸的作用，啟用銀行信貸占GDP比重這一指標(biāo)。而中國屬于典型的銀行主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)，章奇等（2004）的研究中，就是采用的這一指標(biāo)，本文沿用他們的方法，并用麥?zhǔn)现笜?biāo)對其結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。

3．人均GDP的自然對數(shù)（lnrpgdp）。自從1955年庫茲涅茨著名的倒“U”假說提出后，關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入分配的關(guān)系的研究可謂浩如煙海，但這一觀點(diǎn)在理論和實(shí)證上一直受到經(jīng)濟(jì)學(xué)家們的質(zhì)疑，我國學(xué)者李實(shí)（2002），王小魯，樊鋼（2005）等通過實(shí)證分析認(rèn)為我國收入收入差距隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展一直處于擴(kuò)大趨勢，收入分配領(lǐng)域的倒“U”現(xiàn)象并不存在。[14][15]因此本文假定人均GDP與基尼系數(shù)之間存在線性關(guān)系。

4．教育經(jīng)費(fèi)占GDP比重（edu）。教育因素對收入分配的作用在許多文獻(xiàn)中已經(jīng)得到證實(shí)，如Becker和Chiswick（1966），Tingbergen（1972），Winegarden（1979），賴德勝（1997）、Gregoiro和Lee（2002），李實(shí)、丁賽（2003），白雪梅（2004）等人的研究，本文采用白雪梅（2004）所使用的教育經(jīng)費(fèi)占GDP比重(edu)作為反映教育情況的控制變量。[16]

5．外貿(mào)依存度（trade）。William R. Cline（1999），Bloomington和Francois Neilson（2001），Branko Milanovic（DEC）（2002）等人的研究認(rèn)為經(jīng)濟(jì)開放對發(fā)展中國家內(nèi)部的收入分配影響是顯著的。從我國來看，從1952年到2005年，中國貿(mào)易出口從貿(mào)易額27.1億元人民幣增長到62648.1億元人民幣，年均增長15.75％，2005年我國出口總額占GDP比重達(dá)到34.22%，外貿(mào)已成為影響我國收入分配的重要變量。

6．財(cái)政支出占GDP比重（fisc）。引入這一控制變量則是源于王小魯，樊鋼（2005）的研究，他們的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支出顯著的降低了居民收入差距。

本文數(shù)據(jù)如無特別說明，均由歷年《中國金融年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》整理而成。2005年教育經(jīng)費(fèi)占GDP比重?cái)?shù)據(jù)未能找到，用上一年度值代替。實(shí)證分析結(jié)果全部利用Eviews5.0實(shí)現(xiàn)。

（三）實(shí)證分析方法

1987年Engle和Granger提出協(xié)整理論及其方法，為非平穩(wěn)序列建模提供了新的理論依據(jù)。[17]其基本思想是：雖然一些時(shí)間序列本身是非平穩(wěn)的，但其某種線性組合卻是平穩(wěn)的。這個(gè)線性組合可以反映變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。進(jìn)行協(xié)整分析的一個(gè)重要條件是協(xié)整變量必須具有相同的單整階數(shù)。為避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文首先利用ADF單位根檢驗(yàn)法，確定變量是否平穩(wěn)及其單整階數(shù)，利用協(xié)整檢驗(yàn)方法確定金融發(fā)展以及其他控制變量對我國居民收入差距的影響，然后利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)金融發(fā)展各變量與居民收入差距的因果關(guān)系。為檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)定性，本文同時(shí)利用麥?zhǔn)现笜?biāo)替代fina，對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

（一）單位根檢驗(yàn)和協(xié)整分析

筆者對擬引入變量的水平值以及一階差分進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，其中檢驗(yàn)過程中滯后項(xiàng)根據(jù)SIC準(zhǔn)則確定，結(jié)果如表1。根據(jù)ADF檢驗(yàn)結(jié)果，fina變量在5％水平上是平穩(wěn)的；根據(jù)PP檢驗(yàn)結(jié)果，fina在10％水平上非平穩(wěn)，其一階差分在1％水平上平穩(wěn)。因此，模型中仍然引入了這一變量。其它擬引入的變量在5%水平上都是一階單整的，滿足進(jìn)行協(xié)整分析的條件。

對于上述的回歸結(jié)果，利用基于殘差的協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示回歸后各方程的殘差都是平穩(wěn)的，說明回歸方程的各變量之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系，模型設(shè)定正確，回歸結(jié)果可信。

（二）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)只能檢驗(yàn)各變量之間具有協(xié)整關(guān)系，而不能檢驗(yàn)變量間的因果關(guān)系。本文利用Granger（1969）提出的方法，檢驗(yàn)各變量間的因果關(guān)系。因本文重點(diǎn)考慮金融發(fā)展對收入差距的影響，故忽略其他因素與gini的因果關(guān)系討論，而只選取與金融發(fā)展有關(guān)的變量。具體的Granger因果關(guān)系如表3。

從表3可以發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平上，與金融發(fā)展有關(guān)的各變量都是gini的Granger原因，而gini不是各變量的Granger原因，這與協(xié)整分析的結(jié)果是一致的。

為檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)定性，本文同時(shí)利用麥?zhǔn)现笜?biāo)替代fina，對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。分析的結(jié)果與上文基本一致。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

上述各回歸方程經(jīng)調(diào)整的擬合優(yōu)度較高，最低值為0.829；F統(tǒng)計(jì)量較大，聯(lián)合檢驗(yàn)的相伴概率幾乎為零，說明方程整體擬合程度較好。

第一，變量fina在除方程[2]的所有方程中在5％的顯著性水平上是顯著的，其符號在兩個(gè)方程中為正，而在其它六個(gè)方程中為負(fù)。從的系數(shù)來看，在對影響收入差距的其他變量進(jìn)行控制前，它是不顯著的，而在對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、教育投入水平、經(jīng)濟(jì)開放程度和財(cái)政支出力度等變量進(jìn)行控制后，體現(xiàn)了較高的顯著性水平，因此不能拒絕金融深化與收入差距之間倒“U”關(guān)系的假設(shè)。

圖3 fina與基尼系數(shù)的關(guān)系 圖4 fina*mode與基尼系數(shù)的關(guān)系

第二，從體現(xiàn)金融深化和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)聯(lián)合效應(yīng)的fina·mode變量來看，fina·mode在各方程中均在1％的顯著性水平上顯著，符號為正，說明在我國的金融深化進(jìn)程中，金融資源向現(xiàn)代部門傾斜的政策可能對我國居民收入差距的擴(kuò)大起著推波助瀾的作用，擴(kuò)展的庫茲涅茨效應(yīng)在我國是存在的。筆者認(rèn)為，主要原因在于：計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期的經(jīng)濟(jì)趕超戰(zhàn)略，使國家集中財(cái)力物力優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)。在這種情況下，金融的發(fā)展服務(wù)于這一戰(zhàn)略，政府利用金融系統(tǒng)支持重工業(yè)和國有企業(yè)。我國金融發(fā)展對收入分配的作用機(jī)制由政府的政策導(dǎo)向來推動，并非完全按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律自發(fā)進(jìn)行的。由于政府的政策偏好，長期傾向于依靠金融體系來達(dá)到其支持國有企業(yè)和重工業(yè)，而忽視了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、民營中小企業(yè)的發(fā)展。結(jié)果是，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，金融發(fā)展水平穩(wěn)步提高，一方面，經(jīng)濟(jì)中工業(yè)和服務(wù)業(yè)的比重提高，其從業(yè)人員的收入水平相對較高，在現(xiàn)實(shí)中的體現(xiàn)就是城鄉(xiāng)收入差距的拉大；另一方面，在現(xiàn)代部門的內(nèi)部，各行業(yè)收入差異也在不斷擴(kuò)大。

第三，從各系數(shù)的關(guān)系來看，基尼系數(shù)的大部分都由常數(shù)項(xiàng)解釋，由金融深化相關(guān)的指標(biāo)的解釋的比率不高，說明可能存在影響我國居民收入分配的重要變量未引入模型中。

第四，通過以1977年為斷點(diǎn)對回歸方程進(jìn)行Chow檢驗(yàn)，分別對1978—2000年樣本數(shù)據(jù)做分段回歸，筆者發(fā)現(xiàn)新方程[2]、[4]、[6]、[8]的回歸結(jié)果中，各變量的絕對值顯著地變大。這說明改革開放以來，隨著我國金融深化程度的不斷提高，收入差距擴(kuò)大的趨勢進(jìn)一步加強(qiáng)。

五、結(jié)論

通過對我國金融深化與居民收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)和回歸分析，本文得出如下兩點(diǎn)基本結(jié)論：一是我國金融深化進(jìn)程中，收入差距與金融深化之間存在著倒“U”的現(xiàn)象，現(xiàn)階段還處于上升的階段。另一方面，存在擴(kuò)展的庫茲涅茨效應(yīng)，金融深化與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化的聯(lián)合效應(yīng)體現(xiàn)為對收入差距的拉大作用。二是改革開放以來，隨著政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的方式的改變，越來越依靠經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)的方式調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)。在政府財(cái)力相對下降，金融資產(chǎn)穩(wěn)步提高的條件下，政府對利用金融體系調(diào)控經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的依賴日益增強(qiáng)，金融發(fā)展對收入分配的調(diào)節(jié)作用進(jìn)一步提高，在未來的一段時(shí)間內(nèi)，居民收入差距擴(kuò)大的趨勢將難以改變?；诒疚牡难芯靠煽偨Y(jié)出以下幾點(diǎn)政策建議：

第一，構(gòu)建市場主導(dǎo)的金融資源配置機(jī)制，完善金融市場。政府部門應(yīng)盡量避免對金融中介和金融市場的干預(yù)，讓市場機(jī)制在金融領(lǐng)域充分發(fā)揮作用；建立市場化的準(zhǔn)入與競爭機(jī)制，消除市場準(zhǔn)入和市場競爭中的所有制歧視，為民營金融業(yè)提供一個(gè)公平的社會、政治和經(jīng)濟(jì)環(huán)境，積極有效地推進(jìn)我國金融深化進(jìn)程。

第二，建立信用機(jī)制，降低對低收入者貸款門檻。低收入者貸款存在規(guī)模小，手續(xù)繁雜，壞賬比率高等特點(diǎn)，這是銀行等金融機(jī)構(gòu)不愿與其打交道的主要原因?？捎烧疇款^，成立權(quán)威的資信評估機(jī)構(gòu)，加快信用信息征集、信用等級評價(jià)體系的建設(shè)，為社會成員和各種類型的企業(yè)、機(jī)構(gòu)建立信用檔案，使銀行等金融機(jī)構(gòu)能夠方便地獲取貸款人的信息，甄別貸款風(fēng)險(xiǎn)，降低交易成本，從而降低貸款門檻，擴(kuò)大對低收入者的貸款力度。

第三，加速農(nóng)村金融改革的步伐和力度。農(nóng)村金融改革嚴(yán)重滯后，已成為社會發(fā)展和人民收入提高的瓶頸。應(yīng)在產(chǎn)權(quán)清晰的基礎(chǔ)上，鼓勵發(fā)展農(nóng)村信用合作社，允許企業(yè)和個(gè)人向農(nóng)村金融領(lǐng)域投資，發(fā)展多元化的農(nóng)村金融服務(wù)機(jī)構(gòu)；在資金價(jià)格等問題上，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)金融市場的有效對接，引導(dǎo)農(nóng)村資金的回流；同時(shí)積極發(fā)揮政府財(cái)政的作用，對農(nóng)民貸款進(jìn)行財(cái)政貼息，切實(shí)有效地提高農(nóng)民收入。

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注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文?！?/p>