蘇 靜，胡宗義，朱 強(qiáng)

(1.湖南大學(xué) 金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410079;2.湖南文理學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖南 常德 415000)

一、引 言

黨的十七屆三中全會(huì)通過(guò)的《中共中央關(guān)于推進(jìn)農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問(wèn)題的決定》，提出要放寬農(nóng)村金融市場(chǎng)準(zhǔn)入政策，大力發(fā)展小額信貸，鼓勵(lì)發(fā)展適合農(nóng)村特點(diǎn)和需要的各種微型金融服務(wù)，規(guī)范和引導(dǎo)民間借貸健康發(fā)展。國(guó)家首次從政策上允許農(nóng)村小型金融組織從金融機(jī)構(gòu)融入資金，允許有條件的農(nóng)民專業(yè)合作社開(kāi)展信用合作。對(duì)非正規(guī)金融的重新審視反襯了正規(guī)金融發(fā)展的滯后，在現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的大背景下，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)在農(nóng)村金融供給中的制度性和功能性缺陷，已不能完全適應(yīng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需要，農(nóng)村非正規(guī)金融也正是基于此而廣泛存在并逐步引起國(guó)家和社會(huì)的關(guān)注。比之正規(guī)金融，非正規(guī)金融具有獨(dú)特的非正式制度優(yōu)勢(shì)和信息優(yōu)勢(shì)，不需要大量交易成本和繁瑣交易手續(xù)，更符合以農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)為基礎(chǔ)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要，在大部分農(nóng)村地區(qū)非正規(guī)金融已經(jīng)發(fā)揮著重要作用，甚至成為促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民增收的主要因素。來(lái)自國(guó)際農(nóng)業(yè)發(fā)展基金的研究報(bào)告指出，我國(guó)農(nóng)民從非正規(guī)金融市場(chǎng)取得的貸款額大約為正規(guī)金融市場(chǎng)的4倍［1］;錢水土和俞建榮統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)1985—2003年我國(guó)東、中、西部地區(qū)農(nóng)戶年均借貸資金中的70%以上來(lái)自于非正規(guī)金融［2］;一項(xiàng)由我國(guó)專家首次采用定量方法對(duì)地下金融進(jìn)行的調(diào)查結(jié)果顯示，農(nóng)戶通過(guò)非正規(guī)金融渠道獲得借款占農(nóng)戶借貸總量的比重超過(guò)55%，且越是不發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)民間借貸依賴性越強(qiáng)。

二、文獻(xiàn)綜述

金融發(fā)展能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展在學(xué)術(shù)界已經(jīng)達(dá)成共識(shí)，但金融發(fā)展與收入分配的關(guān)系直到20世紀(jì)90年代才開(kāi)始進(jìn)入經(jīng)濟(jì)學(xué)家的探討視野并隨之成為關(guān)注的焦點(diǎn)。關(guān)于金融發(fā)展對(duì)收入分配的影響，理論研究方面主要存在四種不同的觀點(diǎn):一是有益論。Becker和 Tomes認(rèn)為金融規(guī)模擴(kuò)大能使更多人獲得金融服務(wù)，這將增加低收入的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)從而降低收入分配差距［3］。二是倒U關(guān)系論。Greenwood和Jovanovic最早提出金融發(fā)展與收入分配之間的關(guān)系服從“庫(kù)茲涅茨效應(yīng)”的倒U型軌跡［4］。即在金融發(fā)展初期，收入分配不平等狀況會(huì)加劇，但是隨著金融中介的進(jìn)一步發(fā)展，收入差距將逐漸縮小。三是收斂論。Galor和Zeira、Aghion和Bolton認(rèn)為在金融發(fā)展較低的經(jīng)濟(jì)中，由于生產(chǎn)效率低下，存在收入分配不平等狀況，而到了金融市場(chǎng)水平較高的經(jīng)濟(jì)階段，收入分配狀況會(huì)逐漸收斂到一個(gè)穩(wěn)定的狀態(tài)［5－6］。四是有害論。Townsend 和 Kenichi從金融深化出發(fā)，認(rèn)為金融深化意味著為高收入者提供更為周全的服務(wù)，從而增進(jìn)了高收入者的收入，勢(shì)必加劇收入不平等狀況［7］。

經(jīng)驗(yàn)研究方面，國(guó)外已有的研究普遍偏向于有益論。Bursess和Pande研究發(fā)現(xiàn)，印度政府促使大量商業(yè)銀行在農(nóng)村開(kāi)設(shè)支行的政策有效降低了城鄉(xiāng)收入差距［8］。Beck和Levine利用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)研究認(rèn)為金融發(fā)展不但降低了基尼系數(shù)，而且還減少了日均生活費(fèi)低于1美元的貧困人口的比例［9］。與國(guó)外研究不同，國(guó)內(nèi)大量的經(jīng)驗(yàn)研究主要集中于探討我國(guó)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入分配的關(guān)系，目前研究結(jié)論主要偏向于有害論和倒U關(guān)系論。許崇正和高希武認(rèn)為農(nóng)業(yè)信貸投資對(duì)于農(nóng)戶人均收入的影響不顯著，農(nóng)村金融對(duì)于農(nóng)民增收的支持不力［10］。譚燕芝研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民增收促進(jìn)了農(nóng)村金融發(fā)展，但農(nóng)村金融發(fā)展卻不利于農(nóng)民增收［11］。余新平等認(rèn)為農(nóng)村貸款與農(nóng)民收入增長(zhǎng)呈負(fù)向關(guān)系，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款不僅沒(méi)有成為農(nóng)民增收的重要途徑，反而在一定程度上抑制了農(nóng)民收入增長(zhǎng)［12］。趙洪丹認(rèn)為農(nóng)村金融規(guī)模對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的負(fù)面效應(yīng)［13］。農(nóng)村金融效率對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正面效應(yīng)也具有明顯的滯后性。涉及到農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村內(nèi)部收入分配的實(shí)證文獻(xiàn)還極其稀少。劉純彬和桑鐵柱采用誤差修正模型對(duì)農(nóng)村金融深化與農(nóng)村收入分配關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融規(guī)模擴(kuò)大在長(zhǎng)期將降低農(nóng)村收入分配差距，而農(nóng)村金融中介效率的提升將擴(kuò)大農(nóng)村收入分配差距［14］。而張敬石和郭沛利用分省面板數(shù)據(jù)分析我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響得出的結(jié)論恰好與他們的研究結(jié)論相反［15］。

基于上述文獻(xiàn)梳理，筆者發(fā)現(xiàn)學(xué)者們?cè)诳紤]金融發(fā)展問(wèn)題時(shí)，都是以正規(guī)金融為主，幾乎普遍忽略了在我國(guó)農(nóng)村發(fā)揮著重要作用的非正規(guī)金融，事實(shí)上，現(xiàn)階段農(nóng)村正規(guī)金融體系在中介功能上正逐漸被非正規(guī)金融所替代［16］，因此，對(duì)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展與農(nóng)民收入問(wèn)題進(jìn)行專門探討很有必要。同時(shí)多數(shù)文獻(xiàn)在考慮農(nóng)民收入水平時(shí)僅僅考慮農(nóng)民收入的數(shù)量差距，沒(méi)有考慮農(nóng)民收入的分配差距，這將在一定程度上影響結(jié)論的完整性和可靠性。鑒于此，本文擬借助多變量VAR模型，采用協(xié)整分析、Granger因果檢驗(yàn)和廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)等手段，實(shí)證研究關(guān)系到我國(guó)農(nóng)村地區(qū)資本形成進(jìn)而影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)和收入分配的影響。

三、研究方法與數(shù)據(jù)處理

1.研究方法

自1980年Sims首次將VAR模型引入到經(jīng)濟(jì)學(xué)中以來(lái)，VAR模型已經(jīng)在經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)動(dòng)態(tài)性分析中得到了廣泛的應(yīng)用。VAR模型是處理多個(gè)相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的分析與預(yù)測(cè)最容易操作的模型之一，它比單方程結(jié)構(gòu)模型具有更高的可靠性。本文借鑒前人的分析方法，采用ADF單位根檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)指標(biāo)序列的平穩(wěn)性，對(duì)非平穩(wěn)的序列進(jìn)行差分處理，使之成為平穩(wěn)序列;采用Johansen檢驗(yàn)方法對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以確定農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展與農(nóng)村內(nèi)部收入差距之間的長(zhǎng)期關(guān)系;通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)檢驗(yàn)變量之間是否存在因果關(guān)系，最后利用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析法和方差分解法，來(lái)確定農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響程度和其對(duì)預(yù)測(cè)誤差的貢獻(xiàn)度。

2.指標(biāo)設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)處理

因變量的選取:在衡量農(nóng)村內(nèi)部收入狀況的度量指標(biāo)上，考慮到收入增長(zhǎng)效應(yīng)和收入分配效應(yīng)的全面信息，擬采用農(nóng)村居民人均純收入(nic)和農(nóng)村基尼系數(shù) (gni)兩個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量。農(nóng)村居民人均純收入用來(lái)反映農(nóng)村居民收入的整體水平，數(shù)據(jù)處理上用1986年等于100的CPI進(jìn)行平減，數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。農(nóng)村基尼系數(shù)用來(lái)反映農(nóng)村內(nèi)部收入分配差距狀況。其中1986—2007年數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒—2007》，2008、2009年數(shù)據(jù)采用程永宏［17］提供的方法計(jì)算得到。

自變量的選取:考慮到農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展實(shí)際，選取農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模指標(biāo) (nfs)和農(nóng)村非正規(guī)金融資源配置效率指標(biāo) (nfe)來(lái)描述農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展?fàn)顩r。農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模采用農(nóng)戶從非正規(guī)渠道借入款的人均年末余額占農(nóng)戶人均年借款總額的比重來(lái)衡量。農(nóng)村非正規(guī)金融資源配置效率采用農(nóng)業(yè)GDP與非正規(guī)金融渠道年末借入款余額的比重來(lái)衡量，表示非正規(guī)金融渠道每單位貸款所創(chuàng)造的農(nóng)業(yè)GDP增加值。由于目前官方還沒(méi)有農(nóng)業(yè)GDP的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，本文采用國(guó)民生產(chǎn)總值中的第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值來(lái)替代，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)調(diào)查數(shù)據(jù)匯編》和《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于固定觀察點(diǎn)1992年和1994年的數(shù)據(jù)缺乏，本文利用前后2年的平均值近似替代當(dāng)年數(shù)據(jù)。

另外，大量的實(shí)證和經(jīng)驗(yàn)認(rèn)為農(nóng)村人力資本投入 (ned)也是影響農(nóng)村內(nèi)部收入的重要因素?；诖?，本文選取農(nóng)村人力資本投入作為控制變量。農(nóng)村人力資本投入采用農(nóng)民人均受教育年限來(lái)衡量，具體的計(jì)算公式為:人均受教育年限=農(nóng)村小學(xué)人口比重×6+初中人口比重×9+高中和大專人口比重×12+大專及以上學(xué)歷比重×16，數(shù)據(jù)來(lái)自于歷年《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》。

所有數(shù)據(jù)使用年度為1986—2009年，為了消除原始數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)和可能存在的異方差，將所有數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)處理，計(jì)算全部借助Eviews6.0來(lái)完成。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

1.變量的單位根檢驗(yàn)

當(dāng)研究變量非平穩(wěn)時(shí)，序列之間存在協(xié)整關(guān)系、因果關(guān)系以及進(jìn)行VAR建模的前提是所有序列都是同階單整的。本文利用ADF單位根檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)過(guò)程滯后項(xiàng)由SIC準(zhǔn)則判定，檢驗(yàn)回歸時(shí)允許協(xié)整關(guān)系中存在截距項(xiàng)，但不存在時(shí)間趨勢(shì)，結(jié)果如表1所示。

表1 各序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表1表明所有變量的水平值都是非平穩(wěn)的，但是它們的一階差分在10%顯著性水平下都是平穩(wěn)的。說(shuō)明所有變量都是I(1)過(guò)程。根據(jù)協(xié)整理論，若變量是同階單整的，就可能存在協(xié)整關(guān)系，下面就進(jìn)一步檢驗(yàn)上述各組變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。檢驗(yàn)之前根據(jù)無(wú)約束水平VAR模型確定協(xié)整階數(shù)。由SIC準(zhǔn)則可以確定該模型的最優(yōu)滯后期為2，檢驗(yàn)時(shí)允許協(xié)整關(guān)系中存在截距項(xiàng)但不存在線性趨勢(shì)項(xiàng)。表2給出了農(nóng)村人均純收入 (lnnic)與農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展規(guī)模 (lnnfs)、農(nóng)村非正規(guī)金融資源配置效率 (lnnfe)和農(nóng)村人力資本投入 (lnned)的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。

表2 與農(nóng)村人均純收入相關(guān)的各變量Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表2結(jié)果表明:樣本區(qū)間內(nèi)，在5%顯著性水平下lnnic與lnnfs、lnnfe、lnned之間存在協(xié)整關(guān)系，且這四個(gè)變量之間的協(xié)整方程為:

其中，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差。方程 (1)表明了在1986—2009年上述四個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從中可以發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期內(nèi)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展規(guī)模與農(nóng)民收入之間存在負(fù)向作用關(guān)系，而農(nóng)村非正規(guī)金融資源配置效率與農(nóng)民收入之間存在正向作用關(guān)系。說(shuō)明農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模的擴(kuò)大阻礙了農(nóng)民收入增長(zhǎng)，而農(nóng)村非正規(guī)金融配置效率的提高促進(jìn)了農(nóng)民收入增長(zhǎng)。農(nóng)村人力資本投入同樣對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)起到積極作用。從影響程度來(lái)看，非正規(guī)金融規(guī)模的作用效果明顯強(qiáng)于其他影響因素 (Wald檢驗(yàn)的概率值都小于0.01，原假設(shè)為系數(shù)沒(méi)有差異)。

表3 與農(nóng)村內(nèi)部基尼系數(shù)相關(guān)的各變量Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表3結(jié)果表明:樣本區(qū)間內(nèi)，在5%顯著性水平下lngni與lnnfs、lnnfe、lnned之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，且這四個(gè)變量之間的協(xié)整方程為:

其中，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差。方程 (2)表明了在1986—2009年上述四個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從中可以發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期內(nèi)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展規(guī)模與農(nóng)村內(nèi)部收入差距之間存在負(fù)向作用關(guān)系，而農(nóng)村非正規(guī)金融資源配置效率與農(nóng)村內(nèi)部收入差距之間存在正向作用關(guān)系。說(shuō)明農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模的擴(kuò)大有利于縮小農(nóng)民收入分配差距，而農(nóng)村非正規(guī)金融資源配置效率的提高反而擴(kuò)大了農(nóng)村收入差距。同時(shí)可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村人力資本投入也沒(méi)有對(duì)緩解農(nóng)村內(nèi)部收入差距起到積極作用。

3.Granger因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)經(jīng)驗(yàn)方程表明變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。Granger和Sims提出的Granger因果關(guān)系法可以解決此類問(wèn)題。該檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上就是利用VAR模型來(lái)進(jìn)行一組系數(shù)顯著性檢驗(yàn)，也常常被解釋為在VAR模型中某個(gè)變量是否可以用于提高對(duì)其他相關(guān)變量的預(yù)測(cè)能力。表4給出滯后階數(shù)為2、觀測(cè)值為24的Granger檢驗(yàn)結(jié)果。

表4 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果①

表4結(jié)果顯示:在最優(yōu)滯后期內(nèi)，在5%的顯著性水平下，農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模與農(nóng)民人均純收入構(gòu)成雙向Granger因果關(guān)系;農(nóng)村非正規(guī)金融資源配置效率與農(nóng)民人均純收入構(gòu)成單項(xiàng)Granger因果關(guān)系。在10%的顯著性水平下，農(nóng)村基尼系數(shù)是農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模的單項(xiàng)Granger原因;農(nóng)村非正規(guī)金融資源配置效率是農(nóng)村基尼系數(shù)的單項(xiàng)Granger原因。說(shuō)明農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模和資源配置效率都是影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)和收入分配的顯著性因素。與協(xié)整模型結(jié)論一致。此外，Granger檢驗(yàn)結(jié)果也顯示，農(nóng)村人力資本投入是農(nóng)村內(nèi)部收入差距的單項(xiàng)Granger原因，但與農(nóng)民收入增長(zhǎng)不存在任何因果關(guān)系。

4.脈沖響應(yīng)分析與方差分解

為了進(jìn)一步考察模型中自變量的沖擊對(duì)因變量變化的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，同時(shí)盡可能避免因模型變量順序變化給沖擊反應(yīng)函數(shù)帶來(lái)的敏感性，選用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)分析農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展與農(nóng)民人均純收入、農(nóng)村基尼系數(shù)之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，結(jié)果如圖1所示。圖1中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)，縱軸表示脈沖響應(yīng)函數(shù)值，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)值隨時(shí)間的變化路徑，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖1 廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

從圖1可以看出:(1)農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模的一個(gè)單位正向沖擊在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響是正的，在第4期達(dá)到最大，但從第6期開(kāi)始就被負(fù)面效應(yīng)所替代;而其對(duì)農(nóng)村基尼系數(shù)的影響是負(fù)的，并且逐期減弱。說(shuō)明農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模的擴(kuò)大短期內(nèi)有利于增加農(nóng)民收入，長(zhǎng)期來(lái)看會(huì)帶來(lái)負(fù)效應(yīng)。而不論是長(zhǎng)期還是短期，都將有利于縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距，與協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果結(jié)論一致。方差分解結(jié)果顯示，農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模對(duì)農(nóng)民人均純收入和農(nóng)村內(nèi)部收入差距的貢獻(xiàn)率分別可以占到25%和19%，再次說(shuō)明農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展規(guī)模是影響農(nóng)民收入的重要因素。(2)農(nóng)村非正規(guī)金融資源配置效率的一個(gè)單位正向沖擊在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)民人均純收入和農(nóng)村基尼系數(shù)的影響都是正的，說(shuō)明農(nóng)村非正規(guī)金融效率的提升在促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的同時(shí)也顯著拉大了農(nóng)村內(nèi)部收入差距。方差分解結(jié)果顯示，農(nóng)村非正規(guī)金融資源配置效率對(duì)農(nóng)民人均純收入和農(nóng)村內(nèi)部收入差距的貢獻(xiàn)率分別穩(wěn)定在17%和23%。(3)不論是農(nóng)民人均純收入的正向沖擊還是農(nóng)村基尼系數(shù)的正向沖擊，在短期內(nèi)都會(huì)引致非正規(guī)金融規(guī)模的迅速擴(kuò)大，但基本不影響非正規(guī)金融資源配置效率。說(shuō)明農(nóng)村非正規(guī)金融具有內(nèi)生性，農(nóng)民收入的增長(zhǎng)促進(jìn)了非正規(guī)金融規(guī)模的擴(kuò)張，同時(shí)，貧富差距拉大也將導(dǎo)致非正規(guī)金融規(guī)模迅速膨脹。

五、結(jié)論與啟示

從農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模與農(nóng)村內(nèi)部收入差距的關(guān)系檢驗(yàn)可以看出:農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模是影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)和收入分配的顯著性因素。這符合現(xiàn)代金融發(fā)展理論，既金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入增長(zhǎng)非常重要。農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模的擴(kuò)大在短期內(nèi)將促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)但長(zhǎng)期來(lái)看會(huì)帶來(lái)負(fù)效應(yīng)。不論在長(zhǎng)期還是短期，都將有利于縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距。農(nóng)村非正規(guī)金融的重要反襯了正規(guī)金融發(fā)展的滯后與缺位，或者說(shuō)，正是農(nóng)村正規(guī)金融制度、功能上的缺失才誘致了非正規(guī)金融的發(fā)展。可以說(shuō)，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展是人們?cè)谡?guī)金融制度安排下無(wú)法實(shí)現(xiàn)外在需求和潛在收益而進(jìn)行的一種制度創(chuàng)新，這種創(chuàng)新一方面使農(nóng)民的資金需求得到滿足，另一方面也使農(nóng)民的潛在收益得到實(shí)現(xiàn)。因此，政府決策部門有必要重新審視長(zhǎng)期實(shí)施的民間借貸政策。首先，完善和強(qiáng)化農(nóng)村正規(guī)金融并不一定要以限制非正規(guī)金融發(fā)展為條件。其次，按照現(xiàn)代金融發(fā)展理論，簡(jiǎn)單地禁止農(nóng)村非正規(guī)金融將不可避免地阻礙受底層推動(dòng)的農(nóng)村金融深化進(jìn)程，而這種金融深化過(guò)程必定對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民增收發(fā)揮積極作用。

從農(nóng)村非正規(guī)金融配置效率與農(nóng)村內(nèi)部收入差距的關(guān)系檢驗(yàn)可以看出:農(nóng)村非正規(guī)金融資源配置效率是影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)和收入分配的重要因素。農(nóng)村非正規(guī)金融配置效率的提高在促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的同時(shí)也顯著拉大了農(nóng)村內(nèi)部收入差距。這一檢驗(yàn)結(jié)果與金融發(fā)展效率的作用是相悖的。金融配置效率提高應(yīng)該是使得更多資金能夠更好地被廣大農(nóng)戶所利用，進(jìn)而可以縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距。對(duì)此的解釋是農(nóng)村非正規(guī)金融效率存在假象，長(zhǎng)期以來(lái)非正規(guī)金融一直是政府嚴(yán)厲打擊和取締的對(duì)象，也就意味著在現(xiàn)行金融政策排斥和金融制度壓抑下的農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展不可避免地存在結(jié)構(gòu)上的失衡、功能上的欠缺、管理上的不規(guī)范、機(jī)制上的不完善，使其金融功能得不到正常發(fā)揮，也就對(duì)緩解農(nóng)村內(nèi)部收入分配差距無(wú)能為力。

農(nóng)村人力資本投入對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響不顯著，對(duì)農(nóng)村收入分配的影響正向顯著，說(shuō)明農(nóng)村人力資本投入拉大了農(nóng)村內(nèi)部收入差距。人均受教育年限作為農(nóng)村人力資本投入的代表，它的提升有助于農(nóng)民企業(yè)家才能的增加和農(nóng)民工作技能和技巧的掌握，但是由于農(nóng)村地區(qū)人力資本投入不均衡，農(nóng)民的文化教育水平參差不齊，文化教育程度高的農(nóng)民收入增長(zhǎng)快，致富快，從而表現(xiàn)為拉大了農(nóng)村內(nèi)部收入差距。這恰恰說(shuō)明農(nóng)村人力資本投資特別是教育投資的重要性。

基于以上農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展與農(nóng)村內(nèi)部收入差距的分析可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)于處在金融抑制、正規(guī)金融服務(wù)體系不全和功能欠缺的中國(guó)農(nóng)村而言，非正規(guī)金融發(fā)揮了重要而積極作用。因此，引導(dǎo)農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)范發(fā)展，加快農(nóng)村金融體制改革是促進(jìn)農(nóng)民增收和改善農(nóng)村內(nèi)部收入分配的重要途徑之一，對(duì)此，本文的政策建議是:

第一，要從政策上允許和扶持農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)范發(fā)展，從制度上建立和完善農(nóng)村非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)控制和補(bǔ)償機(jī)制，從法律上保障農(nóng)村非正規(guī)金融和正規(guī)金融在資金提供上展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)的公平性和公正性，促使農(nóng)村非正規(guī)金融更好地服務(wù)于農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民。

第二，要整體推進(jìn)農(nóng)村正規(guī)金融體制改革，加快農(nóng)村金融市場(chǎng)發(fā)育，協(xié)同配套，確保存量、增量、流量并重，促使中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展由規(guī)模擴(kuò)張型向效率提高型轉(zhuǎn)變。

第三，加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)的教育投入，普遍提高農(nóng)民文化素質(zhì)和技術(shù)技能，也是改善農(nóng)村內(nèi)部收入分配差距的有效途徑。

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(責(zé)任編輯:劉 艷)