農村金融發展、城鎮化與城鄉收入差距探討

姜增明 李昊源

摘要：在構建城鄉二元經濟結構框架的基礎上，文章首先從數理模型的角度分析了農村金融發展、城鎮化對城鄉收入差距的作用機制，并基于中國1997年～2012年30個省份的動態面板數據，采用DIF-GMM、SYS-GMM對三者之間的關系進行了動態的計量分析，再通過工具變量的有效識別對估計結果進行了取舍。

關鍵詞：農村金融發展；城鎮化；城鄉收入差距；動態面板數據模型

一、 引言

改革開放以來，我國城鄉收入差距問題越來越突出。農村金融發展和城鎮化對我國城鄉收入差距的凈效應到底是正還是負？影響程度又如何？這正是本文要研究的問題。

二、 基于數理模型的分析

1. 數理模型假設。

（1）經濟社會中存在城鎮（U）和農村（R）兩個相對獨立的部門，為了研究的方便，模型假定總人口規模保持不變，并將勞動者數量等同于人口數量，因此，城鎮化為城鎮勞動者數量Lu與農村勞動者數量Lr結構相互變動的結果，即城鎮化？濁=。

（2）經濟社會中存在大量競爭性廠商，且滿足規模報酬不變及零利潤的假設。本文在Barro內生增長模型的基礎上，將外部融資資金（F）作為不同于物質資本的生產要素引入模型中，分別得出城鎮部門和農村部門代表性廠商的生產模型：

因此，在城鎮化的初期，城鎮化并不利于縮小城鄉收入差距；但當城鎮化發展到一定水平后，這種對城鄉收入差距的縮小作用開始凸顯。

三、 動態計量模型的建立、變量的選取及數據說明

1. 動態計量模型的建立。由于城鄉收入差距是一個動態的過程，存在一定的路徑依賴，它不僅與當前因素有關還取決于過去的城鄉收入差距水平。因此，本文構建如下的動態效應面板數據模型：

其中，j=1，2表示城鎮和農村，pij，t為i省第t年的城鎮或農村居民收入，zij，t為i省第t年的城鎮或農村的人口數，pit為i省第t年的總收入，zit為i省第t年的總人口數。

（2）農村金融發展。本文從規模和效率兩個方面來考慮我國的農村金融發展：

農村金融發展規模（RFDSit）：定義農村金融發展規模RFDSit=（農戶儲蓄存款余額+農業貸款余額）/農村GDP，后者用“第一產業GDP+鄉鎮企業增加值”衡量。

農村金融發展效率（RFDEit）：定義RFDEit=農業貸款余額/農戶儲蓄存款余額。

（3）城鎮化水平（URBAit）。本文選取城鎮人口/總人口衡量城鎮化水平。

（4）影響城鄉收入差距的控制變量。①人均G-DP增長率（PGDPit）；②第三產業就業人數占全國勞動力人數的比重（SCit）；③地方政府對經濟活動的參與度（LGIEAit）；④經濟的對外開放度（OPENit）。

四、 基于動態面板數據模型的實證分析

1. 動態效應面板數據模型的估計。動態效應面板模型內生性問題的存在，導致一般的面板模型估計方法所估結果的有偏性與非一致性，為避免這一問題的存在，本文采用廣義矩估計法（GMM）予以解決。

廣義矩估計主要分為差分廣義矩估計和系統廣義矩估計，理論上說，系統廣義矩估計（SYS-GMM）在有限樣本條件下，雖然比差分廣義矩估計（DIF-GMM）具有更高的有效性，但過多工具變量的選擇造成自由度的損失，缺乏足夠的可信度；且廣義矩估計的兩步估計雖然比一步估計結果更加穩健，但會低估標準差，影響估計效率?；谏鲜隹紤]，本文將分別報告DIF-GMM的一步估計與兩步估計以及SYS-GMM的一步估計與兩步估計結果，并通過工具變量的過度識別檢驗選擇合理的估計結果。本文樣本的時間跨度為1997年～2012年，時間跨度不是很大，取最大滯后階數M=1。模型的具體估計結果如表1所示。

2. 動態效應面板模型的有效性檢驗。從Sargan檢驗結果來看，表1的第（2）和第（4）項都通過了工具變量的有效性檢驗，即工具變量的設定是有效的；從AR（2）檢驗結果看，同樣認為第（2）和第（4）項的模型設定合理。但從總體檢驗結果上看，第（4）項在工具變量和模型設定上比第（2）項更加有效（第（4）項Sargan檢驗和AR（2）檢驗的P值分別為0.913 6、0.887 6，而第（2）項的P值分別為1.000 0、0.901 3），且Blundell，Bond和Windmeijer通過蒙特卡羅模擬實驗證明，當被解釋變量的一階滯后項的系數為0.8～0.9時，SYS-GMM比DIF-GMM更加有效，因此第（4）項的估計結果具有更好的有效性和一致性。

3. 動態效應面板模型估計結果分析?；谏鲜龇治?，本文選擇表1的第（4）項來分析動態效應面板模型的估計結果。具體來說：

（1）從城鄉收入差距滯后項的視角看：由上表1可以看出，無論采用哪種估計方法，城鄉收入差距滯后項均在1%的顯著水平下顯著，且系數均在0.79以上，這說明城鄉收入差距是一個動態過程，具有一定的路徑依賴。

（2）從農村金融發展的視角看：農村金融發展的規模和效率都顯著擴大了城鄉收入差距。造成這種現象的原因，一方面是由于農村金融發展過程中的“非均衡效應”與“門檻效應”；另一方面農村金融市場存在著非生產性借貸為主、缺乏可抵押物、嚴重的信息不對稱以及特殊性風險與成本四大基本問題，導致絕大部分農村金融資源被配置到非農產業，農村金融發展真空問題嚴重，不利于農村經濟的發展。

（3）從城鎮化的視角看：城鎮化起到了縮小了城鄉收入差距的作用，且在1%的水平下顯著。由于我國城鄉收入期望差的存在，越來越多的農民離開收入較低的農村進入城鎮打工，這一方面提高了農村居民整體的收入水平，另一方面隨著打工人員知識和技能的提高，增加了農村整體的人力資本存量。制度的放松、人口的跨區域流動在一定程度上有利于縮小城鄉收入差距，再加上“聚集效應”、“輻射效應”的存在，城鎮化縮小了城鄉收入差距自然也就不難理解。

（4）從其他控制變量的視角看：人均GDP增長率在1%的顯著水平下縮小了城鄉收入差距，而第三產業就業人數占全國勞動力人數的比重、地方政府對經濟活動的參與度和經濟的對外開放度則擴大了這種差距。隨著我國經濟的持續高速發展，人均GDP增長率對城鄉收入差距的作用跨過了庫茲涅茲效應的最高點，開始發揮縮小城鄉收入差距的作用；第三產業就業主要有利于城鎮居民收入的增加，因此，第三產業就業人數占全國勞動力人數這一指標的增加不利于縮小城鄉收入差距，但作用效果并不顯著；地方政府財政政策具有明顯的城鎮傾向，隨著地方政府對經濟活動的參與度的增加，城鎮居民從中獲得的好處也隨之增加，城鄉收入差距也因此擴大；自1978年國家實施改革開放政策以來，我國經濟更多的融入到國際市場，主要推動了制造業以及貿易相關產業的發展，而這些產業主要集中在城鎮地區，這必然主要增加了城鎮居民的收入，不利于縮小城鄉收入差距。

五、 主要結論與對策建議

1. 主要結論。本文在構建城鄉二元經濟結構框架的基礎上，首先從數理模型的角度分析了農村金融發展、城鎮化對城鄉收入差距的作用效果，并利用我國1997年～2012年30個省份的動態面板數據，采用DIF-GMM、SYS-GMM對三者之間的關系進行了動態的計量分析，再通過工具變量的有效識別對估計結果進行了取舍。得出如下結論：城鄉收入差距是一個動態過程，并具有一定的路徑依賴，我國農村金融的畸形發展并沒有起到縮小城鄉收入差距的作用，而城鎮化卻可以顯著縮小這種差距，這與理論模型分析結果相吻合。

2. 對策建議。

（1）適當放寬農村金融市場準入門檻，優化農村金融資源反哺回流機制建設。農村金融發展的“門檻效應”使得絕大多數農村居民并不能從中獲益，因此應適當放寬農村中、低層收入群體以及農村中小企業的貸款門檻，糾正農村金融的畸形發展，使農村金融更好的服務于農村經濟發展。通過優化農村金融資源反哺回流機制，充分調動農村金融資源支持“三農”發展的積極性。

（2）供給帕累托最優的城鄉發展政策，避免因政策供給失衡而加劇城鄉資源配置與收入差距擴大。在推進城鎮化過程中，應兼顧農村經濟發展，統籌城鄉協調發展。具體而言，一方面通過市場和政府雙重功能，充分發揮城鎮輻射作用，有效釋放城鎮人力資本溢出效應，實現城鎮反哺農村，帶動農村經濟發展，有效增加農村居民收入；另一方面國家在宏觀政策的供給上，繼續以城鄉一體化發展為導向，供給帕累托最優的城鄉發展政策，避免因政策供給失衡而加劇城鄉資源配置與收入差距擴大。

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基金項目：中央財經大學博士研究生創新基金項目（項目號：201407）。

作者簡介：姜增明（1987-），男，漢族，河南省信陽市人，中國人民大學統計學院博士生，研究方向為精算學及數量經濟學；李昊源（1988-），男，漢族，甘肅省慶陽縣人，中央財經大學稅務學院博士生，研究方向為稅收理論與政策。

收稿日期：2015-06-12。