農(nóng)村金融發(fā)展、城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)民消費(fèi)

倪超軍 王燕

內(nèi)容摘要：本文選取1998-2016年中國30個(gè)省區(qū)的面板數(shù)據(jù)，利用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)與分位數(shù)回歸實(shí)證分析農(nóng)村金融發(fā)展、城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民消費(fèi)具有正向促進(jìn)作用，且農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響程度大于農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模；城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大對(duì)農(nóng)民消費(fèi)具有明顯的抑制作用，分位數(shù)越高，抑制作用越大。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村金融發(fā)展 城鄉(xiāng)收入差距 農(nóng)民消費(fèi) 廣義矩估計(jì) 分位數(shù)回歸

引言

當(dāng)前，農(nóng)民已成為我國消費(fèi)市場的重要群體。收入決定消費(fèi)，農(nóng)民可支配收入的增加會(huì)使現(xiàn)期消費(fèi)增加。收入差距大小在很大程度上影響著居民消費(fèi)需求，特別是農(nóng)民的消費(fèi)需求，城鄉(xiāng)收入差距的縮小有利于刺激農(nóng)民消費(fèi)，從而提升農(nóng)民的滿足感和幸福感。農(nóng)村金融發(fā)展水平也是影響農(nóng)民消費(fèi)的重要因素，特別是消費(fèi)性貸款直接增加農(nóng)民收入，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)。目前，我國收入差距仍處于高位，農(nóng)村金融發(fā)展相對(duì)落后，供給與需求不匹配，這種情況導(dǎo)致農(nóng)民消費(fèi)的動(dòng)能不足，進(jìn)一步對(duì)穩(wěn)定社會(huì)和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面作用。因此，研究農(nóng)村金融發(fā)展、城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)民消費(fèi)的關(guān)系具有重要意義。本文采用較新的計(jì)量方法，重點(diǎn)探討農(nóng)村金融發(fā)展、城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響，提出促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)的對(duì)策建議，使之更好地成為經(jīng)濟(jì)增長新動(dòng)能。

研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)說明與變量選取

本文選取我國1998-2016年30個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，重點(diǎn)分析農(nóng)村金融發(fā)展、城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響。由于西藏的相關(guān)數(shù)據(jù)難以獲得，故剔除西藏，港澳臺(tái)地區(qū)的數(shù)據(jù)也同樣未收集。相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省統(tǒng)計(jì)年鑒及公報(bào)。各變量的選取如下：

被解釋變量。農(nóng)村居民消費(fèi)（rcon）。考慮到地區(qū)差異性，采用1998年農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為100，對(duì)各地區(qū)的農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出進(jìn)行平減，由此得到的數(shù)值用來衡量農(nóng)民消費(fèi)水平。

核心解釋變量。農(nóng)村金融發(fā)展。本文從規(guī)模和效率兩方面衡量農(nóng)村金融發(fā)展。農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模（rfds）用農(nóng)戶儲(chǔ)蓄存款余額與農(nóng)業(yè)貸款余額之和比第一產(chǎn)業(yè)中農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值表示。農(nóng)村金融發(fā)展效率（rfde）用農(nóng)業(yè)貸款余額比農(nóng)戶儲(chǔ)蓄存款余額表示。

城鄉(xiāng)收入差距（gri）。本文采用泰爾指數(shù)衡量城鄉(xiāng)收入差距（gri）。由于泰爾指數(shù)對(duì)高收入和低收入的變化比較敏感，且與其他指標(biāo)相比，更能體現(xiàn)出不同收入階層收入變化和階層人口占比變化。其定義及計(jì)算公式為：

（1）

式（1）中：grii，t表示地區(qū)i在t時(shí)期的泰爾指數(shù)；k=1，2分別表示城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)；Iik，t表示地區(qū)i在t時(shí)期的城鎮(zhèn)居民總收入或農(nóng)村居民總收入；Ii，t表示地區(qū)i在t時(shí)期的整體居民總收入；Pik，t表示地區(qū)i在t時(shí)期的城鎮(zhèn)居民總?cè)丝诨蜣r(nóng)村居民總?cè)丝?；Pi，t表示地區(qū)i在t時(shí)期的整體居民總?cè)丝凇?/p>

控制變量。為使模型具有更好的擬合效果，在借鑒前人研究成果的基礎(chǔ)上選取如下控制變量：

農(nóng)村人均可支配收入（rinc），與農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出一致，對(duì)其進(jìn)行平減；農(nóng)村人均GDP（rpgdp），用農(nóng)村人口占第一產(chǎn)業(yè)中農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重表示；城鎮(zhèn)化率（urr），表示為城鎮(zhèn)人口比總?cè)丝冢回?cái)政支農(nóng)水平（rfsa），表示為農(nóng)業(yè)支出比一般公共預(yù)算支出；農(nóng)村通貨膨脹率（rinf），用農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，得出可比值。

（二）估計(jì)方法與模型設(shè)定

本文采用動(dòng)態(tài)面板模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，為避免動(dòng)態(tài)面板模型的內(nèi)生性問題，選取廣義矩估計(jì)（GMM）方法予以解決?？紤]到系統(tǒng)廣義矩估計(jì)比差分廣義矩估計(jì)更加穩(wěn)健，本文采用二步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，并通過Sargan檢驗(yàn)和Ar（2）檢驗(yàn)判斷模型設(shè)定的合理性。傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)的回歸分析只能得到解釋變量、控制變量和被解釋變量之間的關(guān)系，無法得到各自變量在不同水平下對(duì)因變量的解釋程度。為進(jìn)一步揭示農(nóng)村金融發(fā)展、城鄉(xiāng)收入差距以及相關(guān)控制變量對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度，借鑒國外學(xué)者Koenker和Bassett（1978）提出的分位數(shù)回歸模型進(jìn)行分析。不同分位點(diǎn)參數(shù)估計(jì)值是不同的，代表相同的解釋變量對(duì)處在不同水平上的被解釋變量的作用程度。本文綜合采用二步系統(tǒng)GMM和分位數(shù)回歸方法對(duì)動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)，實(shí)證分析用Eviews8.0與Stata15軟件進(jìn)行操作。

為考察農(nóng)村金融發(fā)展、城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響，引入農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的滯后一期。為減小數(shù)據(jù)的波動(dòng)性與異方差影響，僅對(duì)絕對(duì)數(shù)指標(biāo)農(nóng)村居民消費(fèi)支出（rcon）、農(nóng)村居民可支配收入（rinc）、農(nóng)村人均GDP（prgdp）取對(duì)數(shù)值表示，建立動(dòng)態(tài)面板模型為：

（2）

式（2）中，下標(biāo)i和t分別表示地區(qū)和時(shí)間；rcon表示農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出；rfds表示農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模；rfde表示農(nóng)村金融發(fā)展效率；gri表示城鄉(xiāng)收入差距；rinc表示農(nóng)村居民人均可支配收入；prgdp表示農(nóng)村人均GDP；rfsa表示財(cái)政支農(nóng)水平；rinf表示農(nóng)村通貨膨脹率。

實(shí)證結(jié)果與分析

動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的SYS-GMM估計(jì)與分位數(shù)回歸估計(jì)。進(jìn)行回歸前，需要做準(zhǔn)備工作，面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)表明一階差分后的所有變量在1%的顯著性水平下均平穩(wěn)，滿足同階單整的條件，可以進(jìn)行后續(xù)協(xié)整檢驗(yàn)與回歸分析；協(xié)整檢驗(yàn)也表明各變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，可以進(jìn)行下一步的回歸分析（限于篇幅，本文不列出單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果）。由于面板數(shù)據(jù)可能存內(nèi)生性與小樣本偏差問題，本文采用二步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法對(duì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。由表1的Sargan檢驗(yàn)和Ar（2）檢驗(yàn)結(jié)果可以看出動(dòng)態(tài)模型的設(shè)定是合理的。Sargan檢驗(yàn)的原假設(shè)為工具變量的過度識(shí)別檢驗(yàn)是有效的，Ar（2）的原假設(shè)是差分后的殘差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)，兩項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果均通過了工具變量的有效性檢驗(yàn)。

分位數(shù)回歸描述自變量如何影響因變量的不同分位數(shù)，不同分位數(shù)水平下，參數(shù)系數(shù)代表同一影響因素對(duì)因變量的作用大小。分位數(shù)回歸結(jié)果如表2所示。

對(duì)比分析GMM估計(jì)與分位數(shù)回歸情況，發(fā)現(xiàn)各變量的系數(shù)大小不同，而變量的方向都是相同的。從農(nóng)村居民人均消費(fèi)視角看，表1和表2均顯示，農(nóng)村居民人均消費(fèi)的滯后項(xiàng)都在5%的顯著性水平下顯著，且在各分位數(shù)水平下，系數(shù)大小變化不大，說明農(nóng)村居民人均消費(fèi)是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程，滯后一期的農(nóng)村居民人均消費(fèi)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響較穩(wěn)定。

從農(nóng)村金融發(fā)展視角看，表1顯示了農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，農(nóng)村金融發(fā)展效率的系數(shù)大于農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的系數(shù)，說明農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響大于農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模。解釋經(jīng)濟(jì)含義，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率每增加1%，農(nóng)村居民消費(fèi)水平就提高0.20%和0.33%。表2顯示了農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模在低分位點(diǎn)到中分位點(diǎn)對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的作用程度緩慢增加，中分位點(diǎn)后，影響程度迅速增加，系數(shù)變動(dòng)范圍在0.1846-0.1993，說明隨著農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大，農(nóng)村居民消費(fèi)也在逐步增加。而農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響波動(dòng)較大，1%分位點(diǎn)到50%分位點(diǎn)對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的作用程度較為迅速的變大，50%分位點(diǎn)后對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響有減有增。說明農(nóng)民消費(fèi)隨農(nóng)村金融發(fā)展效率而波動(dòng)。綜合來看，農(nóng)村金融發(fā)展水平的提高可以促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)。

從城鄉(xiāng)收入差距視角看，無論是何種回歸結(jié)果，與農(nóng)民消費(fèi)之間都是反向關(guān)系。GMM估計(jì)結(jié)果表明，城鄉(xiāng)收入差距每擴(kuò)大1%，農(nóng)村居民消費(fèi)就減少0.36%，且在1%的顯著性水平下顯著，說明城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大不利于農(nóng)民消費(fèi)的提高。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，在各分位點(diǎn)城鄉(xiāng)收入差距都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，且在90%的分位數(shù)水平上達(dá)到了最大值，說明在90%分位點(diǎn)上城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響最大。隨著分為數(shù)水平的提高，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的作用程度不斷增加，農(nóng)民消費(fèi)大致在-0.3384到-0.3608之間變動(dòng)，在各分位點(diǎn)上對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)都是負(fù)效應(yīng)?？梢?，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的抑制作用明顯。

從各控制變量視角看，GMM估計(jì)與分位數(shù)回歸結(jié)果均顯示，農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)村人均GDP、城鎮(zhèn)化率、財(cái)政支農(nóng)水平對(duì)農(nóng)民消費(fèi)都是正向影響，只有通貨膨脹水平是負(fù)向影響。農(nóng)村居民人均收入每增加1%，農(nóng)民消費(fèi)就提高0.58%，這也符合收入決定消費(fèi)的理論假說，且分位點(diǎn)越高，對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的作用程度越大。農(nóng)村人均GDP每增加1%，農(nóng)民消費(fèi)就增加0.29%，隨著分位點(diǎn)增加，農(nóng)民消費(fèi)水平也呈上升趨勢(shì)。城鎮(zhèn)化率每提高1%，農(nóng)民消費(fèi)就增加0.18%，城鎮(zhèn)化率在10%和25%分位點(diǎn)上沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明農(nóng)村居民對(duì)城鎮(zhèn)化需要一個(gè)適應(yīng)過程，其消費(fèi)觀念滯后于城鎮(zhèn)化。財(cái)政支農(nóng)水平每增加1%，農(nóng)民消費(fèi)就增加0.15%，從低分位點(diǎn)到中分位點(diǎn)，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的波動(dòng)較大，50%分位點(diǎn)后對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響趨于平穩(wěn)，75%分位點(diǎn)上達(dá)到最大值，系數(shù)為0.1739。通貨膨脹率與農(nóng)民消費(fèi)呈反向關(guān)系，且通貨膨脹率顯著抑制了農(nóng)民消費(fèi)，各分位點(diǎn)對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響波動(dòng)較大。

結(jié)論及建議

本文基于1998年-2016年的省際面板數(shù)據(jù)，采用廣義矩估計(jì)（GMM）和分位數(shù)回歸的實(shí)證方法考察了農(nóng)村金融發(fā)展、城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)村居民消費(fèi)之間的關(guān)系。

農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民消費(fèi)具有正向促進(jìn)作用。廣義矩估計(jì)（GMM）與分位數(shù)回歸結(jié)果得出，農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度大于農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模。農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模隨著分位點(diǎn)增加，對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的作用程度變大，且在中高分位點(diǎn)對(duì)農(nóng)民消費(fèi)有較好的顯著性影響。而農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響由低分位點(diǎn)向中分位點(diǎn)逐漸變大，在中分位點(diǎn)對(duì)農(nóng)民費(fèi)的作用程度最大，中分位點(diǎn)后，對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響基本平穩(wěn)。

城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)民消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。從廣義矩估計(jì)（GMM）與分位數(shù)回歸的結(jié)果都可以看出，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有顯著的抑制作用。隨著分位點(diǎn)的提高，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)村居民的抑制作用加強(qiáng)，在高分位點(diǎn)抑制作用達(dá)到最大值。

從各控制變量來看，兩種估計(jì)方法，農(nóng)村居民人均可支配收入、農(nóng)村人均GDP、城鎮(zhèn)化率、財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民消費(fèi)具有正向影響，而農(nóng)村通貨膨脹率與農(nóng)民消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。農(nóng)村居民人均可支配收入、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響程度較大，其次是財(cái)政支農(nóng)水平、農(nóng)村通貨膨脹率。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，提出以下可供參考的對(duì)策建議以提高我國農(nóng)民消費(fèi)水平：

擴(kuò)大農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模，提高農(nóng)村金融發(fā)展效率。要放寬農(nóng)村金融市場的準(zhǔn)入市場門檻，加速農(nóng)村地區(qū)金融資源的優(yōu)化配置；發(fā)揮各地農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的規(guī)模優(yōu)勢(shì)、業(yè)務(wù)優(yōu)勢(shì)，加大對(duì)農(nóng)業(yè)貸款和消費(fèi)信貸的投放；將擴(kuò)大農(nóng)民消費(fèi)的金融手段重點(diǎn)放在增加農(nóng)民存款、農(nóng)業(yè)貸款等方面，完善和落實(shí)農(nóng)村金融發(fā)展的相關(guān)配套政策，加強(qiáng)金融創(chuàng)新，開發(fā)出更多適合“三農(nóng)”的金融服務(wù)和產(chǎn)品，從而激發(fā)農(nóng)村地區(qū)的消費(fèi)潛力。

統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，加快推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程，盡快消除城鄉(xiāng)的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。引導(dǎo)城市支持農(nóng)村，堅(jiān)持工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)，形成以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)的長效發(fā)展機(jī)制；在初次分配環(huán)節(jié)同時(shí)兼顧效率與公平，適當(dāng)運(yùn)用經(jīng)濟(jì)政策、財(cái)政政策等防止收入差距的過度拉大；再次分配要注重政府宏觀調(diào)控的作用，可以適當(dāng)加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付，縮小收入差距，刺激農(nóng)民消費(fèi)。

加快落實(shí)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，制定科學(xué)的規(guī)劃，建立健全城鄉(xiāng)融合體制機(jī)制，依靠創(chuàng)新推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)全面升級(jí)、農(nóng)村和農(nóng)民全面進(jìn)步與發(fā)展。發(fā)展創(chuàng)意農(nóng)業(yè)，提升農(nóng)產(chǎn)品附加值，增加農(nóng)民收入，使農(nóng)民有能力消費(fèi)；加大財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支持力度，鼓勵(lì)和扶持農(nóng)業(yè)科技事業(yè)的發(fā)展；同時(shí)，加快我國戶籍制度的改革，盡量減小農(nóng)民工與城市居民在教育、醫(yī)療、就業(yè)等基本公共服務(wù)上的不平等待遇，真正實(shí)現(xiàn)無差異市民化，提高農(nóng)民工的社會(huì)地位，增加他們的自信心與價(jià)值感，從而促進(jìn)消費(fèi)。

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