金融發(fā)展失衡與城鄉(xiāng)收入差距的實證檢驗

譚飛燕，李孟剛

(1.北京交通大學(xué) 中國產(chǎn)業(yè)安全研究中心，北京100044 2.湖南商學(xué)院 經(jīng)貿(mào)學(xué)院，長沙 410205)

0 引言

我國城市和農(nóng)村在經(jīng)濟、社會的諸多方面都存在差距，在影響資源配置的金融發(fā)展方面的差距同樣比較顯著。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有較高的風(fēng)險性和不確定性，為追求規(guī)模經(jīng)濟和實現(xiàn)更高的回報，銀行等金融機構(gòu)將大量農(nóng)村儲蓄轉(zhuǎn)化成了城市投資，并且在我國城市導(dǎo)向的發(fā)展策略下，農(nóng)村資金投入相對較少，農(nóng)業(yè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)利潤率不高，也加劇了城鄉(xiāng)金融發(fā)展的失衡。我國整體的金融發(fā)展水平在改革開放后不斷提高，金融資產(chǎn)總量從上世紀(jì)80年代的不到0.5萬億元增加到約60萬億元，金融機構(gòu)的貸款余額超過了45萬億元；農(nóng)村金融狀況也明顯改善，農(nóng)業(yè)貸款大幅提高達到約4萬億。但農(nóng)村金融發(fā)展還是明顯落后與城鎮(zhèn)金融發(fā)展，農(nóng)業(yè)貸款余額占占金融機構(gòu)貸款總余額的比重僅僅約為6%。

從圖1的城鄉(xiāng)存款情況可以看到，從1992年開始我國存款總額快速增長，城鄉(xiāng)存款的失衡也日益嚴(yán)重，城鄉(xiāng)存款的絕對差距加速擴大，近年來城鄉(xiāng)相對收入差距也處于高位，城鎮(zhèn)存款額與農(nóng)村存款額的倍數(shù)超過了8倍；從圖2的城鄉(xiāng)貸款情況來看，城鄉(xiāng)失衡的現(xiàn)象更加突出，同樣在1992年左右城鄉(xiāng)貸款的絕對差距開始加速擴大，而城鄉(xiāng)貸款的相對差距有一定的波動，但一直都處于相對高位，城鎮(zhèn)貸款與農(nóng)村貸款的倍數(shù)都在10倍以上。由于農(nóng)村金融發(fā)展水平落后，金融市場不能完全滿足農(nóng)村居民生產(chǎn)生活的信貸需求，將制約了農(nóng)村居民收入水平的提高，而城市居民面臨的金融約束相對較小，獲得銀行信貸支持的可能性更大；同時農(nóng)村地區(qū)的金融網(wǎng)點遠遠小于城市，農(nóng)村居民不能得到足夠的金融服務(wù)，生產(chǎn)生活中交易成本更高。因此，從理論上說城鄉(xiāng)金融發(fā)展失衡有可能進一步擴到城鄉(xiāng)居民的收入差距?；诖?，本文根據(jù)我國的省際面板數(shù)據(jù)實證分別檢驗了城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡與城鄉(xiāng)收入的相對差距、絕對差距的關(guān)系。

圖1 我國的城鄉(xiāng)存款失衡

圖2 我國的城鄉(xiāng)貸款失衡

1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

1.1 城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)

衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)比較多，與類似研究保持一致，本文主要也是根據(jù)城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入來判斷城鄉(xiāng)收入差距。為全面衡量城鄉(xiāng)城鄉(xiāng)收入差距，本文選取城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入的差值作為城鄉(xiāng)絕對收入差距的指標(biāo)（incomegap），選取城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入的比值作為相對收入差距的指標(biāo)(incomer)。

1.2 城鄉(xiāng)金融發(fā)展失衡指標(biāo)

在我國金融系統(tǒng)中銀行一直是處于核心地位，本文對城鄉(xiāng)金融發(fā)展的考察也集中在銀行信貸方面。借鑒孫君等（2012）的思路，本文利用農(nóng)村貸款占農(nóng)村GDP的比重和城市貸款占城市GDP的比重分別衡量農(nóng)村和城市的金融發(fā)展規(guī)模，城鄉(xiāng)金融發(fā)展規(guī)模之比即為即為城鄉(xiāng)規(guī)模失衡指標(biāo)(urs)；本文利用農(nóng)村儲蓄與農(nóng)村貸款的比值和城鎮(zhèn)儲蓄與城鎮(zhèn)貸款的比值分別衡量農(nóng)村和城市的金融發(fā)展效率水平，城鄉(xiāng)金融發(fā)展效率水平之比即為城鄉(xiāng)效率失衡的指標(biāo)(urr)。

本文城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入來源于國泰安數(shù)據(jù)庫；農(nóng)戶儲蓄為農(nóng)村合作銀行、農(nóng)村商業(yè)銀行和農(nóng)村信用合作社吸收的儲蓄存款，城鎮(zhèn)儲蓄為城鄉(xiāng)儲蓄減去農(nóng)戶儲蓄，數(shù)據(jù)來源為《中國金融年鑒》；為盡量保持統(tǒng)計口徑一致，農(nóng)村GDP用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值來表示，數(shù)據(jù)來源為《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》；考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文研究的樣本中剔除了西藏和重慶，樣本區(qū)間為1995～2010年。為保證數(shù)據(jù)的可比性，本文還以1995年的消費者價格指數(shù)作為基期對原始數(shù)據(jù)進行了處理。

2 實證結(jié)果分析

2.1 面板單位根檢驗

在對面板數(shù)據(jù)模型進行分析前需檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。考慮面板數(shù)據(jù)的AR(1)過程：其中xit為外生變量，ηi為自回歸的系數(shù)，隨機誤差項uit為獨立同分布。當(dāng)＜1時，序列yi為平穩(wěn)序列；當(dāng)=1時，序列yi則為非平穩(wěn)序列。面板單位根檢驗可以充分利用截面信息提高了檢驗功效，相應(yīng)的檢驗方法比較多，在自回歸的系數(shù)ηi和截面相關(guān)性設(shè)定等方面不同方法之間存在一定差異。根據(jù)對截面相關(guān)性假定不同，這些檢驗方法可以分為假定截面單位相互獨立的第一代面板單位根檢驗如Breitung檢驗、LLC檢驗、IPS檢驗等，以及考慮了截面相關(guān)性的第二代面板單位根檢驗如Choi檢驗、Pesaran檢驗等。

本文選擇了pesaran檢驗、IPS檢驗和LLC檢驗等三種方法，其中pesaran檢驗考慮了截面異質(zhì)性和截面相關(guān)，IPS檢驗考慮了考慮截面異質(zhì)性和干擾項的序列相關(guān),LLC檢驗假設(shè)序列服從AR(1),且相關(guān)系數(shù)相同，但允許個體固定效應(yīng)。從表1的面板單位根檢驗結(jié)果可以看到，變量incomegap、incomer、urs、urr均為非平穩(wěn)序列，而變量D.incomegap、D.incomer、D.urs、D.urr均為平穩(wěn)序列，因此變量incomegap、incomer、urs、urr均為一階單整序列。

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

2.2 面板協(xié)整檢驗

傳統(tǒng)的面板協(xié)整檢驗多以殘差為基礎(chǔ)，假設(shè)長期誤差修正系數(shù)等于短期動態(tài)調(diào)整系數(shù)，檢驗功效偏低，檢驗結(jié)果對于模型的參數(shù)設(shè)定比較敏感。Westrelund(2007)發(fā)展了基于結(jié)構(gòu)而非殘差動態(tài)變化的面板協(xié)整檢驗，通過檢驗面板誤差模型中誤差修正項的系數(shù)是否顯著為0來判斷協(xié)整關(guān)系。Westrelund提出的檢驗統(tǒng)計量考慮了截面異質(zhì)性以及截面內(nèi)的序列相關(guān)、截面間的相關(guān)性等約束，克服了傳統(tǒng)檢驗方法的一些局限。假設(shè)模型具有如下形式：

如果αi＜0，則說明變量之間存在協(xié)整關(guān)系；否則，二者之間不存在協(xié)整關(guān)系。若假設(shè)αi!=αj，即截面之間的誤差修正速度不同，可以構(gòu)造不考慮序列相關(guān)的Gt統(tǒng)計量和考慮序列相關(guān)的Ga統(tǒng)計量；若假設(shè)αi=αj=a，即截面之間的誤差修正速度相同，類似的可以構(gòu)造考慮不考慮序列相關(guān)的Pt統(tǒng)計量和考慮序列相關(guān)的Pa統(tǒng)計量。

從表2檢驗結(jié)果可以看出,對于變量incomegap和urs，在5%水平上Gt統(tǒng)計量拒絕不存在面板協(xié)整的原假設(shè),Ga統(tǒng)計量不能拒絕原假設(shè)，在10%水平上Pt和Pa統(tǒng)計量拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；對于變量incomegap和urr也有類似的結(jié)論，在5%水平上Gt統(tǒng)計量和Pa統(tǒng)計量都拒絕不存在面板協(xié)整的原假設(shè),在10%水平上Pt和Ga統(tǒng)計量也拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；而對于變量incomer和urs、incomer和urr，檢驗統(tǒng)計量都不能拒絕不存在面板協(xié)整的原假設(shè)。因此,可以認為變量incomegap和urs、incomegap和urr之間存在面板協(xié)整關(guān)系,而incomer和urs、incomer和urr之間不存在面板協(xié)整關(guān)系，即城鄉(xiāng)居民收入的絕對差距和城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡之間存在協(xié)整關(guān)系，但城鄉(xiāng)居民收入的相對差距和城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡之間不存在協(xié)整關(guān)系。

表2 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

2.3 非平穩(wěn)異質(zhì)面板數(shù)據(jù)模型的估計

根據(jù)上文分析結(jié)果，城鄉(xiāng)居民收入的絕對差距和城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡之間存在協(xié)整關(guān)系，可以進一步分析變量之間的作用。通常對于一階平穩(wěn)的變量，若序列間存在協(xié)整關(guān)系，可以構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，即

其中i為截面?zhèn)€數(shù)，i=1,2，....，N；t為時期數(shù)，αi為個體效應(yīng)。改寫成誤差修正模型的形式，即

當(dāng)誤差修正系數(shù)φi≠0時，變量之間即存在長期關(guān)系，在長期均值恢復(fù)的假設(shè)該系數(shù)期望顯著為負。對于非平穩(wěn)的異質(zhì)性面板數(shù)據(jù)模型，固定效應(yīng)估計只允許個體之間的截距不同,在個體系數(shù)不相同時得到的估計結(jié)果是不一致的。MG估計量允許各個截面的截距、斜率參數(shù)和誤差方差不同，分別計算每個截面的系數(shù)后求均值得到最后的系數(shù)估計；PMG估計在MG估計的基礎(chǔ)上，要求各個截面的長期系數(shù)相等，并利用極大似然法得到系數(shù)的估計值。根據(jù)表3的估計結(jié)果，變量incomegap和urs、incomegap和urr之間的誤差修正系數(shù)顯著為負，變量間存在長期協(xié)整關(guān)系，城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡和效率失衡都能擴大城鄉(xiāng)絕對的收入差距。

表3 面板模型的PMG估計

3 結(jié)論

本文檢驗了我國金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡與城鄉(xiāng)收入的相關(guān)差距、絕對差距的關(guān)系，可以看到城鄉(xiāng)金融發(fā)展對于城鄉(xiāng)收入差距具有一定影響，主要表現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民收入的絕對差距和城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡之間存在協(xié)整關(guān)系，而城鄉(xiāng)居民收入的相對差距與城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡關(guān)系并不顯著；根據(jù)面板模型的估計結(jié)果，城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡和效率失衡都會進一步擴大城鄉(xiāng)居民收入的絕對差距。因此，要縮小我國城鄉(xiāng)居民的收入差距，首先提高農(nóng)村金融機構(gòu)的經(jīng)營效率，創(chuàng)新金融工具，加大農(nóng)村地區(qū)的信貸支持力度，幫助農(nóng)民擴大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模，提高農(nóng)民收入；其次，需要加快金融市場改革，逐步改變城鄉(xiāng)金融發(fā)展的失衡，構(gòu)建適當(dāng)傾斜農(nóng)村發(fā)展的長效金融政策，抑制金融發(fā)展的長期失衡給城鄉(xiāng)收入差距帶來的影響。

[1]Aghion P,Bolton P.A Theory of Trickle-Down Growth and Development[J].Review of Economic Studies,1997,64(2).

[2]Matsuyama K.Endogenous Inequality[J].Review of Economic Studies,2000,67(4).

[3]Galor O,Zeira J.Income Distribution and Macroeconomnics[J].Review of Economic Studies,1993,60(1).

[4]尹希果,陳剛,程世騎等.中國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的再檢驗——基于面板單位根和VAR模型的估計[J].當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué),2007,29(1).

[5]張文,許林,駱振心.金融發(fā)展與收入分配不平等：回到G-Z假說[J].當(dāng)代財經(jīng)，2010,(11).

[6]盧立香,陳華.金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)及省際差異——基于誤差修正模型的面板協(xié)整檢驗[J].財經(jīng)論叢,2011,(5).