陳 敏，王 亭，劉 磊

(哈爾濱商業(yè)大學(xué) 金融學(xué)院，哈爾濱 150028)

金融理論與實(shí)務(wù)

農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響的實(shí)證研究
——基于ARDL-ECM模型

陳 敏，王 亭，劉 磊

(哈爾濱商業(yè)大學(xué) 金融學(xué)院，哈爾濱 150028)

基于中國1978—2015年的年度數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗(yàn)和自回歸分布滯后模型(ARDL)方法，對我國農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量的前提下，中國農(nóng)村金融發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距之間存在均衡關(guān)系，但“倒U型”假說在我國農(nóng)村金融發(fā)展過程中并未得到驗(yàn)證，農(nóng)村金融發(fā)展水平的提高顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。為此，我國政府應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注惠農(nóng)資金流向問題，進(jìn)一步完善農(nóng)村金融體系。

農(nóng)村金融發(fā)展；城鄉(xiāng)收入差距；ARDL模型；倒U型關(guān)系

一、引言

我國自改革開放以來，國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展蒸蒸日上，人們生活得到極大改善。但統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，1978年至2015年間我國城鄉(xiāng)居民人均名義收入比從2.56增長至2.73，其中2002—2013年一直在三倍以上。農(nóng)民收入增長緩慢，城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴(kuò)大的趨勢已成為我國農(nóng)村改革和發(fā)展面臨的一大社會(huì)難題。

對于城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴(kuò)大的原因，長期以來國內(nèi)外學(xué)者主要從戶籍制度、分配政策、重工業(yè)化戰(zhàn)略等角度予以闡釋。然而，隨著金融中介在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用日益凸顯，學(xué)者們在研究城鄉(xiāng)收入動(dòng)態(tài)變化的基礎(chǔ)上，越來越關(guān)注金融發(fā)展這一重要變量，兩者之間關(guān)系歸納起來主要有以下三種觀點(diǎn)：(1)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U型”關(guān)系；(2)金融發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距；(3)金融發(fā)展會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長的核心要素，金融發(fā)展已被證明是能夠減少農(nóng)村貧困行為的有效途徑之一(Galor and Zeira，1993)[1]。但是在中國人口眾多的鄉(xiāng)村地區(qū)，金融服務(wù)卻作為一種奢侈品，被少數(shù)人群享有，多數(shù)人依然處在正規(guī)金融服務(wù)體系之外。雖然政府近年來積極致力于農(nóng)村金融改革，努力解決三農(nóng)金融需求得不到有效滿足的突出問題，但是，農(nóng)村金融發(fā)展在縮小城鄉(xiāng)收入差距上是否起到切實(shí)效果還有待研究。

本文首次采用更具穩(wěn)健性和小樣本特性的自回歸分布滯后(Autoregressive Distributed lag，ARDL)模型，運(yùn)用我國1978—2015年的數(shù)據(jù)，動(dòng)態(tài)檢驗(yàn)我國農(nóng)村金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間短期和長期協(xié)整關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上驗(yàn)證它們之間是否存在“倒U型”關(guān)系。

二、文獻(xiàn)綜述

收入分配領(lǐng)域一直是學(xué)者們研究的熱點(diǎn)領(lǐng)域。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Kuznets(1965)首次將經(jīng)濟(jì)發(fā)展引入收入分配領(lǐng)域，并提出著名的“庫茨涅茲”假說，即經(jīng)濟(jì)增長和收入差距存在“倒U型”關(guān)系[2]。這一開創(chuàng)性理論自誕生之日起就飽受爭議，但它無疑也成為收入分配領(lǐng)域探討的焦點(diǎn)。此后，隨著Mickinnon(1973)[3]和Shaw(1973)[4]金融發(fā)展理論的問世，尤其是金融深化有助于縮小收入差距這一思想，使經(jīng)濟(jì)學(xué)家逐漸認(rèn)識(shí)到金融體系對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用(Mikinnon，1973；King & Levine，1993)[5]。梳理金融發(fā)展和收入分配方面的相關(guān)研究文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，兩者之間的關(guān)系可總結(jié)為如下三種觀點(diǎn)：

第一種觀點(diǎn)是金融發(fā)展與收入差距呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系，即二者存在庫茨涅茲效應(yīng)。這一開創(chuàng)性理論是由Greenwood和Jovanovic于20世紀(jì)90年代提出，通過在庫茨涅茲假說基礎(chǔ)上建立經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展與收入分配的動(dòng)態(tài)模型，他們論證了后兩者之間服從“倒U型”軌跡。其主要思想是，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展早期階段，由于金融市場存在財(cái)富門檻效應(yīng)，使得金融市場上只有極少數(shù)人能夠獲得金融服務(wù)，收入差距拉大。但隨著經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，金融市場逐漸趨于成熟，金融服務(wù)門檻的降低使更多人能夠享受到較高的投資收益，窮人與富人的收入差距逐漸趨于均衡[6]。Aghion和Bolton(l997)研究認(rèn)為，金融發(fā)展程度與經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)效率具有相關(guān)性，而社會(huì)總生產(chǎn)效率又與收入差距相關(guān)，并從邊際生產(chǎn)率角度進(jìn)行闡釋，研究結(jié)果也符合“倒U型”假說[7]。Townsend和Ueda(2003)通過對GJ模型不斷優(yōu)化，再次論證二者之間存在“倒U型”關(guān)系，值得說明的是，他們還進(jìn)一步對金融發(fā)展和收入分配之間動(dòng)態(tài)變化的過程予以演示[8]。

第二種觀點(diǎn)是金融發(fā)展會(huì)擴(kuò)大收入差距。Bourguignon和Verdier(2000)研究發(fā)現(xiàn)，低收入人群對非正規(guī)信貸市場存在高度依賴，金融發(fā)展對低收入人群的收入增長效應(yīng)不顯著[9]。Townsend and Ueda(2006)認(rèn)為，金融發(fā)展意味著那些處于金融體系內(nèi)的高凈值客戶可以享受到更全面的金融服務(wù)，由此可見，這會(huì)更有益于高凈值客戶而擴(kuò)大收入差距[10]。Maurer and Haber(2007)再次論證了上述觀點(diǎn)，他認(rèn)為在金融發(fā)展和深化過程中，由于缺乏有效的競爭機(jī)制，貧困人群受益有限[11]。

第三種觀點(diǎn)是金融發(fā)展有利于縮小收入差距。Galor和Zeira(1993)通過兩部門跨時(shí)期模型研究發(fā)現(xiàn)，投資具有門檻效應(yīng)，初始財(cái)富低的人群在發(fā)展初期由于無法承擔(dān)門檻效應(yīng)的高額投資成本而得不到相應(yīng)金融支持。但隨著金融中介不斷發(fā)展和深化，投資門檻會(huì)逐漸降低，使越來越多的人群有能力跨過投資門檻，獲得較高投資收益，從而化解貧富兩極分化的突出矛盾[12]。Banerjee和Newman(1993)通過對三部門模型分析發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展能夠提高資本配置效率，信貸約束放松會(huì)扭轉(zhuǎn)收入差距日趨惡化的趨勢[13]。這一理論在實(shí)證研究方面也得到學(xué)者們的普遍認(rèn)同。Beck and Kunt等(2007)基于跨國數(shù)據(jù)和面板回歸方法，分析金融發(fā)展對低收入者收入水平的影響，結(jié)果表明金融發(fā)展能夠有效促進(jìn)其收入水平的提高，進(jìn)而降低基尼系數(shù)[14]。從20世紀(jì)70年代中期以來，美國逐步放松對各州商業(yè)銀行的管制，極大提高了金融發(fā)展水平。根據(jù)上述背景，Beck and Levine等(2009)研究金融發(fā)展對收入分配的影響，發(fā)現(xiàn)當(dāng)一個(gè)州放松商業(yè)銀行經(jīng)營的區(qū)域限制后，低收入者收入顯著上升，而高收入者收入并未下降，基尼系數(shù)顯著下降[15]。

城鄉(xiāng)收入分配差距在中國收入不平等中貢獻(xiàn)最大(陳宗勝，2002)[16]。為此，國內(nèi)學(xué)者基于我國二元經(jīng)濟(jì)的背景，通過多種實(shí)證分析方法，驗(yàn)證國外研究成果在我國的適用程度。其中，章奇、劉明興等(2003)利用中國1978—1998年的省級(jí)數(shù)據(jù)分析認(rèn)為，由于金融機(jī)構(gòu)向三農(nóng)配置資金缺乏效率，金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)向作用明顯，但庫茨涅茲的“倒U型”關(guān)系在我國金融發(fā)展過程中并未得到驗(yàn)證[17]。陸銘、陳釗(2004)通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，我國金融發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距之間并沒有顯著的相關(guān)關(guān)系[18]。對比章奇等(2003)和陸銘等(2004)的研究發(fā)現(xiàn)，雖然都是基于面板數(shù)據(jù)單方程模型，在指標(biāo)變量選取上基本相同，但由于單方程模型的自變量可能存在內(nèi)生性問題，導(dǎo)致研究結(jié)論存在較大差異?；诖丝紤]，姚耀軍(2005)運(yùn)用VAR模型進(jìn)行實(shí)證研究，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)在一定的顯著性水平下，城鄉(xiāng)收入差距與金融發(fā)展指標(biāo)存在雙向的Granger因果關(guān)系，并且與金融發(fā)展規(guī)模顯著正相關(guān)，與金融發(fā)展效率顯著負(fù)相關(guān)[19]。其研究視角和方法較為新穎，但其研究存在樣本量過小問題。尹希果等(2007)進(jìn)一步運(yùn)用面板單位根和VAR模型進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在我國西部和東部地區(qū)，金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間均不存在長期均衡關(guān)系，但在短期，西部金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距存在正向Granger因果關(guān)系，而在東部地區(qū)卻并不顯著[20]。此外，喬海曙和陳立(2009)基于金融集聚理論，研究證實(shí)我國金融發(fā)展和收入分配之間存在“倒U型”曲線關(guān)系[21]。

關(guān)于我國城鄉(xiāng)收入差距問題，從農(nóng)村金融發(fā)展角度進(jìn)行研究的文獻(xiàn)較少。張立軍和湛泳(2006)首次從農(nóng)村金融發(fā)展角度研究我國城鄉(xiāng)收入分配問題，分析結(jié)論是1978—2004年中國農(nóng)村金融發(fā)展水平的提高在一定程度上惡化了城鄉(xiāng)收入差距，其根源在于農(nóng)村金融資源過度流失和非正規(guī)金融的無序發(fā)展[22]。王征、魯釗陽(2011)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村金融發(fā)展的規(guī)模、效率與結(jié)構(gòu)均和城鄉(xiāng)收入差距正向相關(guān)，由此可見，農(nóng)村金融發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距[23]。張宏彥、何清等(2013)基于我國1983—2009年的年度數(shù)據(jù)，運(yùn)用VAR模型研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間存在著長期均衡關(guān)系，并且前者是后者擴(kuò)大的格蘭杰原因[24]。

上述研究文獻(xiàn)表明，國內(nèi)文獻(xiàn)多是從我國城鄉(xiāng)金融發(fā)展的整體角度來研究我國城鄉(xiāng)收入分配問題，從農(nóng)村金融發(fā)展角度進(jìn)行研究的文獻(xiàn)較少，且國內(nèi)已有文獻(xiàn)普遍認(rèn)為農(nóng)村金融發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，但其是否已經(jīng)達(dá)到“倒U型”軌跡的頂點(diǎn)，轉(zhuǎn)而向下，目前文獻(xiàn)研究較少。基于此，本文在借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上，運(yùn)用ARDL模型對我國農(nóng)村金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間的“倒U型”關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

三、變量選取與模型構(gòu)建

(一)變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.變量選取

(1)城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)(JN)。本文基于數(shù)據(jù)獲取和統(tǒng)計(jì)便利性的考慮，借鑒蔡繼明(1998)的做法，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入之比來衡量[25]。需要說明的是，在我國現(xiàn)行統(tǒng)計(jì)制度中，尚未對農(nóng)村居民可支配收入進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，但根據(jù)農(nóng)村居民人均純收入的定義可知，其內(nèi)容與可支配收入基本一致，可以作為替代變量。該指標(biāo)具有連續(xù)性和可比性，目前在國內(nèi)研究中被普遍采用。

(2)農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)(FIR)。衡量一國或一個(gè)地區(qū)金融發(fā)展水平通常有兩個(gè)指標(biāo)：麥?zhǔn)现笜?biāo)(M2/GDP)和戈氏指標(biāo)(FIR)。由于麥?zhǔn)现笜?biāo)M2/GDP在實(shí)際應(yīng)用過程中出現(xiàn)的問題而受到國內(nèi)外學(xué)者的普遍質(zhì)疑，因此戈式指標(biāo)FIR被學(xué)術(shù)界廣泛認(rèn)可。Levine和Zervos(1998)認(rèn)為負(fù)債資金的獲取以及金融資金配置效率不能通過M2/GDP進(jìn)行有效度量[26]。王毅(2002)指出，麥?zhǔn)现笜?biāo)在刻畫中國金融深化程度上缺乏準(zhǔn)確性。因此，采用FIR來衡量農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模更符合中國實(shí)際[27]。本文借鑒張立軍、湛泳(2006)的做法，用農(nóng)村存貸款余額和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的比值代表農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)。由于數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的限制，農(nóng)村存款余額和農(nóng)村貸款余額分別用歷年農(nóng)戶儲(chǔ)蓄和農(nóng)業(yè)貸款數(shù)據(jù)來衡量。本文金融指標(biāo)的選取與多數(shù)研究(張立軍等，2006；尹希果，2007；葉志強(qiáng)等，2011；張宏彥等，2013)一致，說明該指標(biāo)基本能夠滿足研究需要。

(3)其他控制變量。本文選取對外開放程度和財(cái)政支農(nóng)占比作為影響城鄉(xiāng)收入差距的控制變量，且這兩個(gè)變量與城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)性均在相關(guān)文獻(xiàn)中予以證明。影響城鄉(xiāng)收入差距的其他變量還有人力資本、制度因素等，但由于數(shù)據(jù)限制并未進(jìn)行檢驗(yàn)。

對外開放程度(TR)，本文用進(jìn)出口總額與GDP之比來刻畫經(jīng)濟(jì)的對外開放程度。1978年以來，我國對外貿(mào)易取得很大進(jìn)展，由于我國貿(mào)易產(chǎn)業(yè)的城市化傾向?qū)е沦Q(mào)易的發(fā)展主要有利于城鎮(zhèn)居民而擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距(孫永強(qiáng)等，2011)[28]；財(cái)政支農(nóng)占比(FA)，本文用財(cái)政支農(nóng)支出和一般預(yù)算支出之比表示政府的經(jīng)濟(jì)行為指標(biāo)。喻微鋒等人(2011)指出，我國政府干預(yù)行為會(huì)對城鄉(xiāng)收入分配產(chǎn)生重大影響，而財(cái)政支出是政府干預(yù)的主要體現(xiàn)，農(nóng)業(yè)支出占財(cái)政總支出的比例對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用很大，直接影響農(nóng)村居民的收入[29]。

2.數(shù)據(jù)說明

本文選取1978—2015年的年度數(shù)據(jù)，考察改革開放以來我國農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響。全部數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》以及Wind數(shù)據(jù)庫。2010年之后，農(nóng)村貸款數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生變化，本文2010—2015年的農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)根據(jù)農(nóng)村貸款數(shù)據(jù)測算得出。變量定義如下:

表1 變量定義說明

(二)模型構(gòu)建

1.計(jì)量方法

自回歸分布滯后模型(ARDL)是一種相對較新的研究方法。其開創(chuàng)者是Charemza和Deadman，而后Pesaran and Smith(1999)以及Pesaran等人(2001)對該模型進(jìn)行了優(yōu)化和推廣。相比于傳統(tǒng)的協(xié)整檢驗(yàn)，自回歸分布滯后模型(ARDL)的邊界檢驗(yàn)法有其獨(dú)特的優(yōu)勢：(1)不管回歸項(xiàng)是I(0)還是I(1)單整性，都可以納入模型進(jìn)行檢驗(yàn)和估計(jì)；(2)短期和長期的參數(shù)能夠進(jìn)行同步估計(jì)；(3)當(dāng)解釋變量存在內(nèi)生性問題時(shí)，ARDL模型估計(jì)結(jié)果也不會(huì)受到影響；(4)它更具穩(wěn)健性和小樣本特性。同時(shí)，本文由于受到變量單整性以及樣本容量相對較少的局限，無法通過傳統(tǒng)協(xié)整檢驗(yàn)得出可信度較高的研究結(jié)果。因此，基于自回歸分布滯后模型(ARDL)具備上述優(yōu)良特性，本文選取該方法進(jìn)行研究。

2.模型構(gòu)建

本文在Ang(2010)[30]的基礎(chǔ)上，采用我國1978—2015年相關(guān)變量的年度數(shù)據(jù)，對中國農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進(jìn)行研究。為減少異方差波動(dòng)，文章對全部變量分別取自然對數(shù)處理，估計(jì)模型:

InJNt=δ0+δ1InFIRt+δ2InTRt+δ3InFAt+εt

(1)

其中，JNt表示城鄉(xiāng)收入差距，F(xiàn)IRt表示農(nóng)村金融發(fā)展水平指標(biāo)，TRt表示經(jīng)濟(jì)開放程度，F(xiàn)At表示農(nóng)業(yè)財(cái)政支出占比，TRt和FAt是影響城鄉(xiāng)收入差距的控制變量，εt表示回歸方程擾動(dòng)項(xiàng)。

同時(shí)，為了檢驗(yàn)兩個(gè)變量間的關(guān)系是否會(huì)呈現(xiàn)“倒U型”，本文在方程中增加lnFIR的平方項(xiàng)，當(dāng)lnFIRt的系數(shù)為正、ln2FIRt系數(shù)為負(fù)，且統(tǒng)計(jì)上通過檢驗(yàn)時(shí)，表明農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U型”關(guān)系，反之亦然。估計(jì)模型見方程(2)：

InJNt=δ4+δ5InFIRt+δ6In2In2FIRt+δ7InTRt+δ8InFAt+εt

(2)

一般來講，在應(yīng)用ARDL模型時(shí)需要經(jīng)過以下兩步：

第一步：檢驗(yàn)變量間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。首先，對原解釋變量進(jìn)行差分處理。其次，依據(jù)方程(1)構(gòu)建模型(3)所示的回后歸分布之后模型，以檢驗(yàn)變量間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系及估算長期系數(shù)。模型如下，

(3)

其中，為一階差分，β0為常數(shù)項(xiàng)，εt為白噪音，ρi、γj、σm、θn為短期彈性系數(shù)，α1、α2、α3、α4為長期彈性系數(shù)，表示變量間的協(xié)整關(guān)系，而P、Q、K、I表示變量的滯后階數(shù)。若要分析變量之間是否存在均衡關(guān)系，其原假設(shè)為不存在穩(wěn)定的長期關(guān)系，即：

原假設(shè)：H0：α1=α2=α3=α

備擇假設(shè)：H1：α1≠0，或α2≠0，或α3≠0，或α4≠0

根據(jù)聯(lián)合顯著F值對原假設(shè)中的長期均衡關(guān)系予以確定。若F統(tǒng)計(jì)量值大于上限值，則拒絕原假設(shè)H0，接受備擇假設(shè)H1；若F統(tǒng)計(jì)量值小于下限值，則接受原假設(shè)H0；若F統(tǒng)計(jì)量值介于上下限之間，則結(jié)果無法判斷?；诒疚男颖緮?shù)據(jù)的考慮，在臨界值選取方面，參考Narayan(2005)提供的恰當(dāng)臨界值。

第二步：估計(jì)變量間長期和短期彈性系數(shù)。在估計(jì)長期關(guān)系時(shí)，我們可以根據(jù)AIC或SBC信息準(zhǔn)則對最優(yōu)滯后階數(shù)進(jìn)行選取確定，進(jìn)而對模型(3)進(jìn)行長期系數(shù)的估算，以判斷變量間長期相關(guān)關(guān)系。在估計(jì)短期彈性系數(shù)時(shí)，基于ARDL的誤差修正模型進(jìn)行參數(shù)有效性檢驗(yàn)。根據(jù)模型(1)構(gòu)造的短期動(dòng)態(tài)誤差修正模型ARDL-ECM如模型(4)所示：

(4)

四、實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

在應(yīng)用ARDL模型進(jìn)行邊限協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，其前提是所有變量須滿足一階單整或零階單整。因此，在實(shí)證分析之前，有必要對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文數(shù)據(jù)選取期間為1978—2015年，由于樣本數(shù)較小，所以不能使用ADF檢驗(yàn)等方法。為提高各變量單位根檢驗(yàn)的可靠性，本文應(yīng)用Ng-Perron檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)基于GLS趨勢剝離數(shù)據(jù)，并根據(jù)AIC/SIC信息準(zhǔn)則進(jìn)行修正，是一種更適合小樣本數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)方法。所有變量符合I(0)或I(1)的NP檢驗(yàn)結(jié)果，如表2所示。

單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量lnJN、lnFA、lnFIR、lnTR均為I(0)或I(1)，并且各變量一階差分項(xiàng)MZa、MZt、MSB、MPT的檢驗(yàn)指標(biāo)均在5%或1%的顯著水平下顯著。這表明Ng-Perron單位根檢驗(yàn)通過，但由于并非所有變量都具有同階單整性，所以不能運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)和Johanse協(xié)整檢驗(yàn)方法來判斷變量之間是否存在長期關(guān)系。同時(shí)，各個(gè)變量是I(0)或I(1)，與ARDL模型的使用條件相符，因此本文運(yùn)用該方法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

表2 Ng-Perron單位根檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

在驗(yàn)證完單位根檢驗(yàn)后，要確定各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。本文利用Mirofit4.1軟件，對公式(3)進(jìn)行協(xié)整關(guān)系分析并計(jì)算F值，判斷變量間的協(xié)整關(guān)系。本文綜合考慮實(shí)際數(shù)據(jù)以及各變量的自由度，并通過施瓦茨貝葉斯準(zhǔn)則SBC確定模型的滯后階數(shù)，最終確定模型(3)最優(yōu)滯后階數(shù)為2。滯后階數(shù)確定過程和協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果分別如下表3和表4所示。

表3顯示，常數(shù)項(xiàng)、被解釋變量lnJNt的1階滯后項(xiàng)在1%的顯著水平下顯著，其系數(shù)分別為1.8225、0.89847；被解釋變量lnJNt的2階滯后項(xiàng)、解釋變量lnFIRt在5%的顯著水平下顯著，其系數(shù)分別為-0.30165、0.070299；根據(jù)滯后階數(shù)確定準(zhǔn)則，最終確定估計(jì)方程lnJNt= f(lnFIRt, lnTRt, lnFAt)的最優(yōu)滯后階數(shù)為(2,0,0,0)。因此，接下來可對模型進(jìn)行長期估計(jì)和短期估計(jì)。其中，用ARDL模型進(jìn)行長期估計(jì)的同時(shí)，還要對lnJNt、lnFIRt這兩個(gè)變量之間是否存在“倒U型”關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。ARDL模型長期估計(jì)結(jié)果如下表5所示。

表3 模型滯后階數(shù)確定

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平

表4 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平；臨界值取自Narayan計(jì)算的k=4所對應(yīng)的取值

從表4中F統(tǒng)計(jì)量值以及相應(yīng)臨界值可以看出，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量值為3.7912，該值在5%顯著水平下大于其臨界值上限3.48，拒絕原假設(shè)H0，接受備擇假設(shè)H1，這表明各變量間確實(shí)存在長期的協(xié)整關(guān)系。因此，可以應(yīng)用ARDL模型對各變量間的長期系數(shù)和短期系數(shù)做進(jìn)一步的估計(jì)。

(三)模型估計(jì)

在最優(yōu)滯后階數(shù)確定和協(xié)整關(guān)系存在的基礎(chǔ)上，分別對模型I和模型II進(jìn)行長期系數(shù)的估計(jì)，進(jìn)而驗(yàn)證農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的“倒U型”關(guān)系。

表5 ARDL模型長期估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

表5顯示，從模型1數(shù)據(jù)結(jié)果來看，農(nóng)村金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距影響的彈性系數(shù)為0.17436，且在1%的置信水平顯著，即從長期來看，農(nóng)村金融發(fā)展水平的提高會(huì)顯著擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，這一結(jié)論與很多國內(nèi)學(xué)者的研究結(jié)果基本一致(張立軍，2005；魯釗陽等，2011)；同時(shí)，從模型2中可以看出，ln2FIRt系數(shù)為-0.069146；lnFIRt的系數(shù)為0.82347。雖然lnFIRt系數(shù)為正、ln2FIRt系數(shù)為負(fù)，表明模型已形成“倒U型”形態(tài)，但其結(jié)果并沒有通過顯著性檢驗(yàn)。因此不能證明，我國農(nóng)村金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間一定存在“倒U型”關(guān)系。ARDL模型短期估計(jì)結(jié)果如表6所示。

表6 ARDL-ECM短期估計(jì)結(jié)果

注：***，**，*，分別表示1%，5%，10%的顯著水平

ARDL-ECM的短期動(dòng)態(tài)模型估計(jì)結(jié)果顯示，從短期來看，城鄉(xiāng)收入差距的滯后項(xiàng)△lnJNt-1在5%的顯著水平下顯著，上期值每變動(dòng)1%，下期將會(huì)相應(yīng)同向變動(dòng)0.30165%，這說明城鄉(xiāng)收入差距存在持續(xù)性。農(nóng)村金融發(fā)展水平△lnFIRt對城鄉(xiāng)收入差距影響的彈性系數(shù)為0.070299，并在5%的顯著水平下顯著，即農(nóng)村金融發(fā)展水平的提高在短期內(nèi)沒有扭轉(zhuǎn)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的趨勢。誤差修正模型的修正項(xiàng)ECMt-1系數(shù)為-0.40318，且在1%的顯著水平下通過檢驗(yàn)，這表明該模型存在較強(qiáng)的收斂性，我國城鄉(xiāng)收入差距受到短期影響偏離長期均衡狀態(tài)后，會(huì)較為快速地調(diào)整回長期均衡狀態(tài)，即這種偏差在短期內(nèi)能夠得到40.318%的修正。

(四)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在建立長期均衡方程和進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)過程中，通常情況下對待估參數(shù)默認(rèn)為是固定不變的，而實(shí)際上，時(shí)間序列模型可能存在估計(jì)參數(shù)隨時(shí)間波動(dòng)的問題。為避免由于參數(shù)的不穩(wěn)定而最終導(dǎo)致模型設(shè)定的可靠性受到質(zhì)疑，本文通過CUSUM和CUSUMSQ對已設(shè)定的ARDL模型結(jié)構(gòu)的參數(shù)進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。這兩個(gè)檢驗(yàn)都是在5%顯著水平下進(jìn)行的，檢驗(yàn)結(jié)果見圖2和圖3。

圖2 遞歸殘差累積和CUSUM

圖3 遞歸殘差平方累積和CUSUMSQ

從圖2和3可以看出，CUSUM和CUSUMSQ統(tǒng)計(jì)量值均未偏離邊界范圍，由此可以說明所構(gòu)建的ARDL(2,0,0,0)模型系數(shù)均很穩(wěn)定，模型可信度較高。

五、結(jié)論與政策建議

本文采用協(xié)整檢驗(yàn)和自回歸分布滯后模型ARDL分析方法，利用我國1978—2015年的年度數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了我國農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響。得到如下研究結(jié)論：中國農(nóng)村金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距兩個(gè)變量在長期內(nèi)形成了一個(gè)均衡關(guān)系，但二者之間的“倒U型”關(guān)系并未得到驗(yàn)證，農(nóng)村金融發(fā)展水平的提高在一定程度上擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。這一檢驗(yàn)結(jié)果與國內(nèi)多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)論相符(張立軍等2006；王修華等，2011；王征等，2011)。本文認(rèn)為，存在這種現(xiàn)象的的原因可能是：(1)我國農(nóng)村金融發(fā)展水平的提高存在假象，存款增長速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)快于貸款的增長速度。農(nóng)村金融雖然從規(guī)模上看是不斷增加的，但由于金融資本具有逐利性的內(nèi)生特征，農(nóng)村金融資源會(huì)選擇利潤更高、風(fēng)險(xiǎn)更小的大企業(yè)，金融資源不斷流向城市，從而促進(jìn)城鎮(zhèn)發(fā)展進(jìn)而拉大貧富差距；(2)農(nóng)村信貸效率較低，農(nóng)業(yè)貸款大多數(shù)投向國有農(nóng)業(yè)經(jīng)營機(jī)構(gòu)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)(葉志強(qiáng)，2011)[31]，資本再生能力較低，不能直接惠民利民，一定程度上導(dǎo)致農(nóng)民收入增長緩慢、城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)惡化的局面[32]。

鑒于以上研究結(jié)論，我國政府和金融機(jī)構(gòu)在農(nóng)村金融改革實(shí)踐中應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注以下方面：(1)政府對金融部門的管制加劇了金融資本逐利性，農(nóng)村地區(qū)的情況更加明顯。為此，政府應(yīng)采取切實(shí)可行的措施，嚴(yán)格貸款資金流向控制，杜絕惠農(nóng)資金向城市流動(dòng)，切實(shí)保障農(nóng)民信貸資源的可得性；(2)積極為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化改革提供金融支持，促進(jìn)農(nóng)民增產(chǎn)增收。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化改革為金融更好地服務(wù)于農(nóng)村提供了發(fā)展契機(jī)，為此，農(nóng)村地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)應(yīng)抓住機(jī)遇，為農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)提供更多金融支持，進(jìn)而加快我國農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移，不斷提高低收入者的收入水平，縮小城鄉(xiāng)居民間收入差距。

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[責(zé)任編輯：趙春江]

The Empirical Analysis of the Impect of Rural Financial Development on the Rural-Urban Income Gap——Based on ARDL-ECM Model

CHEN Min，WANG Ting,LIU Lei

(School of Finance, Harbin University of Commerce, Harbin 150028,China)

The paper is to examine the relationship between urban-rural income gap and rural financial development using annual data from 1978 to 2015 in China by implementing the autoregressive distributed lag(ARDL)approach to co-integration. The study find that there is a long-term equilibrium relationship between urban-rural income gap and rural financial development, and no matter in the long or the short term, the rural financial development level significantly expand the urban-rural income gap, but the “invertedU”hypothesis in the process of the rural financial development of our country has not been verified. To this end, China’s rural financial reform should focus on problem of rural financial repression and further strengthening the construction of rural financial system in agricultural modernization reform.

rural finance development, urban-rural income gap,iRDL model, Inverted U-shaped relationship

2016-12-10

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(13BJY087)；黑龍江省自然科學(xué)基金項(xiàng)目(G0324)；哈爾濱商業(yè)大學(xué)博士科研啟動(dòng)項(xiàng)目(2012)；哈爾濱商業(yè)大學(xué)研究生創(chuàng)新科研項(xiàng)目(YJSCX2015-347HSD)

陳 敏(1965-)，女，黑龍江海倫人，教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，博士生導(dǎo)師，主要從事貨幣政策、金融發(fā)展與農(nóng)村金融問題研究。

F831.5；F830.6

A

1671-7112(2017)02-0003-10