中國城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與居民收入差距關(guān)系的實證檢驗

周才云

（華東交通大學 人文社會科學學院，南昌 330013）

中國城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與居民收入差距關(guān)系的實證檢驗

周才云

（華東交通大學 人文社會科學學院，南昌 330013）

在我國經(jīng)濟改革提速及漸進開放的背景下，城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與居民收入差距之間的關(guān)系受到國內(nèi)外學術(shù)界的廣泛關(guān)注和思考。與已有文獻不同的是，文章選取新的指標構(gòu)建新型的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型，研究表明：中國城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展和居民收入差距之間存在長期協(xié)整關(guān)系，并存在雙向因果關(guān)系。

居民收入；金融發(fā)展；柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)

0 引言

改革開放以來，我國金融業(yè)迅猛發(fā)展，短短三十多年從形式上幾乎走完了西方國家近百年的歷程，金融總量迅速增長，已經(jīng)由1978年的2984.5億元增加到2007年的651062.1億元，呈現(xiàn)出一種面貌全新的金融成長狀態(tài)。盡管如此，由于我國城鄉(xiāng)金融市場分別采取不同的發(fā)展道路和發(fā)展模式，即城鎮(zhèn)金融市場采取的是一種漸進自由化和市場化的道路，農(nóng)村金融市場的發(fā)展則走出了一個由政府推動下的不斷突變的軌跡，致使農(nóng)村金融的發(fā)展水平大大落后于城鎮(zhèn)。

對于城鄉(xiāng)居民收入差距的成因，現(xiàn)有的文獻主要集中于經(jīng)濟體制差異[1]、人力資本差異[2]和金融發(fā)展差異[3]三個方面。本文則從城鄉(xiāng)金融發(fā)展差異的視角著手，并通過構(gòu)建新型的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型對1978～2007年的城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與居民收入差距關(guān)系進行實證研究，最后給予合理解釋并提出有針對性的政策建議，這無疑將會對收入分配差距的形成有進一步的認識，同時也為更好地縮小城鄉(xiāng)金融發(fā)展差異有所助益。

1 模型的建立與指標選擇

上述各類成果因研究視角、研究方法、樣本所取時間段的差異，而使得其結(jié)果也截然不同，這可能也是一直以來國內(nèi)外學者在金融發(fā)展與收入分配關(guān)系上無法達成一致結(jié)論的原因之一。與已有文獻不同的是，本文在借鑒他們研究思路的同時，增加了影響收入差距的其他經(jīng)濟指標，構(gòu)建如下新型的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型：

式中GPNI代表歷年城鄉(xiāng)居民收入之差，GFIR表示城鄉(xiāng)金融相關(guān)率之差，GFAIR是城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比例之差，GLC表示城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率之差，μ、α、β分別為各變量的彈性系數(shù)，A為綜合影響參數(shù)。同時，為了克服模型中變量之間的自相關(guān)性，筆者在方程（1）的兩邊分別取對數(shù)，建立方程（2）：

其中，LnGPNI、LnGFIR、LnGFAIR 和 LnGLC 分別表示各變量的對數(shù)值，u為隨機誤差項。利用EViews5.0軟件，經(jīng)檢驗利用廣義差分法調(diào)整后的自相關(guān)檢驗結(jié)果D.W等于1.862547，可以看出各變量已經(jīng)不存在自相關(guān)關(guān)系。下面，我們將分別對各個指標進行說明。

（1）城鄉(xiāng)居民收入之差（GPNI）。衡量城鄉(xiāng)收入差距水平的高低主要采用的是居民收入方面的指標。陳偉國，樊士德選用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比例來衡量，而本文則選取二者之差作為因變量，數(shù)據(jù)未作任何處理，直接根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2008》計算得來。

（2）城鄉(xiāng)金融相關(guān)率之差（GFIR）。目前，國際上衡量金融發(fā)展的指標通常有戈氏和麥氏兩種方法。McKinnon提出的金融發(fā)展指標采用的是廣義貨幣量（M2）與名義GDP之比，而國內(nèi)學者王毅[11]的研究結(jié)果卻表明貨幣化比重指標（M2/GDP）不能準確地衡量中國的金融深化程度，而應(yīng)該采用金融相關(guān)率指標（全部金融資產(chǎn)/GDP）進行衡量。因此，為了更好地描述我國城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模，本文繼續(xù)沿用金融相關(guān)率指標進行衡量。這里，我們采用的計算方法為：農(nóng)村金融相關(guān)比率=（農(nóng)村存款+農(nóng)村貸款）/（農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值）×100%；城鎮(zhèn)金融相關(guān)比率=（全國存款+全國貸款）—（農(nóng)村存款+農(nóng)村貸款）/城鎮(zhèn)總產(chǎn)值 ×100%。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于 《中國統(tǒng)計年鑒》（1982～2008）、《中國金融年鑒》（2000～2007）、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒2007》、《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)統(tǒng)計資料（1978-2002）》及相關(guān)統(tǒng)計網(wǎng)站。

（3）城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比例之差（GFAIR）。固定資產(chǎn)投資是社會固定資產(chǎn)再生產(chǎn)的主要手段，通過建造和購置固定資產(chǎn)的活動，進一步調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、增強經(jīng)濟實力，為改善人民物質(zhì)文化生活創(chuàng)造經(jīng)濟條件。本文中的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)未作任何處理，直接根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2008》計算得來。

（4）城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率之差（GLC）。勞動生產(chǎn)率是反映一個國家或地區(qū)生產(chǎn)力發(fā)展水平的重要標志，是衡量經(jīng)濟效益的主要指標。宮希魁（1988）[12]介紹了三個衡量勞動生產(chǎn)率的統(tǒng)計指標，即按實物和價值指標計算的勞動生產(chǎn)率、按全部勞動量計算的勞動生產(chǎn)率以及按活勞動量計算的勞動生產(chǎn)率。本文將根據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計可得性，選取第三個指標（按活勞動量計算的勞動生產(chǎn)率）分別計算城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率，即城鎮(zhèn)勞動生產(chǎn)率=城鎮(zhèn)總產(chǎn)值/城鎮(zhèn)就業(yè)總?cè)藬?shù)，農(nóng)村勞動生產(chǎn)率=農(nóng)村總產(chǎn)值/農(nóng)村就業(yè)總?cè)藬?shù)，數(shù)據(jù)是根據(jù) 《中國統(tǒng)計年鑒2008》計算整理得來。

2 實證研究

2.1 平穩(wěn)性檢驗

由于大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)都是不平穩(wěn)的，因此首先需要對各變量之間的平穩(wěn)性進行檢驗。下面，我們將采用ADF檢驗方法來驗證上述變量之間是否存在單位根。這個檢驗有三個基本方式：沒有常數(shù)項和時間趨勢；僅含有常數(shù)項，沒有時間趨勢；含有常數(shù)項和時間趨勢?；緳z驗原理如下：設(shè)臨界值為σ，那么對于任何檢驗的 t值，如果 t＞σ，則表明不拒絕原假設(shè)，表明二者之間存在單位根；反之，如果t＜σ，則表明拒絕原假設(shè)，表明二者之間不存在單位根。依據(jù)上述數(shù)據(jù)，我們使用EViews5.0軟件得出如表1結(jié)果。

2.2 Johansen協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的目的是決定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系。傳統(tǒng)的檢驗方法有Engle-Grangle兩步法和Johansen的似然比法。因本文所選取的樣本數(shù)據(jù)較大，故可以選擇Johansen協(xié)整檢驗。其基本思想在于：如果兩個或多個時間序列變量是不平穩(wěn)的，但它們的同階差分是平穩(wěn)的，則這些非平穩(wěn)的時間序列變量存在長期的協(xié)整關(guān)系。在經(jīng)濟學意義上，這種協(xié)整關(guān)系的存在便可以通過一個變量的絕對值的變化影響另一個變量的絕對值的變化，若變量之間沒有協(xié)整關(guān)系，則不存在一個變量來影響另一個變量的絕對值變化的基礎(chǔ)。上述表1中的單位根檢驗結(jié)果表明原始變量（LnGPNI、LnGFIR、LnGFAIR 和 LnGLC）都存在單位根，將其分別進行一階差分后，各變量均不存在單位根，說明了各個變量在1%的顯著水平下是平穩(wěn)的。因此，它們是一階單整，記為 I（1），符合Johansen協(xié)整檢驗條件，運用軟件，我們得出以下結(jié)果（表2）。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

由表2的檢驗結(jié)果可以看出，在5%和10%顯著水平下都至少存在三個協(xié)整向量，表明各變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系。同時，我們可以得到它們的一個標準化系數(shù)的協(xié)整方程：

該方程表明我國城鄉(xiāng)居民收入差距與金融相關(guān)率之差、固定資產(chǎn)投資比例之差以及勞動生產(chǎn)率的差距之間存在著長期穩(wěn)定、均衡的協(xié)整關(guān)系。具體地說，協(xié)整方程的右邊測算出LnGFIR的彈性系數(shù)為1.113143，表明城鄉(xiāng)金融相關(guān)率差距與城鄉(xiāng)居民收入差距之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，更精確地講，就是LnGFIR每增加一個百分點，LnGPNI將增加1.113143個百分點；同時，LnGFAIR、LnGLC與LnGPNI之間也是正相關(guān)的關(guān)系，說明了這兩個因素也是導致我國城鄉(xiāng)居民收入差距逐步拉大的原因。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗

由表3檢驗結(jié)果初步表明，中國城鄉(xiāng)居民收入差距與金融非均衡發(fā)展之間存在長期協(xié)整關(guān)系。但為了更清楚的表明二者之間孰先孰后或者說“先是有雞還是先是有蛋”的關(guān)系，有必要作出進一步的檢驗。因為本文主要是考察中國城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與收入差距之間的關(guān)系，因此只需要對變量LnGFIR和LnGPNI之間進行分析。

Granger因果關(guān)系檢驗是一種用來分析變量之間因果關(guān)系的辦法，其基本涵義是指如果兩經(jīng)濟變量X與Y在包含過去信息的條件下，對Y的預測效果要好于只單獨由Y的過去信息對Y的預測，即變量X有助于變量Y預測精度的改善，則稱X對Y存在格蘭杰因果性關(guān)系。由此可得：

對于兩變量格蘭杰因果關(guān)系的檢驗，Granger采用如下檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

檢驗xt和yt的雙向格蘭杰因果關(guān)系，即是檢驗b2j的零假設(shè) H0:b2j（j=1，2，…n），檢驗 F 統(tǒng)計量：

其中，ESS1和 ESS2分別為式（5）和式（6）通過最小二乘法回歸得到的殘差平方和，m是自由度，n為X的滯后項的個數(shù)，T為時間序列Y的觀測值總數(shù)。取顯著性水平a=0.05，并取滯后期2-4。根據(jù)前述分析可知，當P＞0.05時，表示接受原假設(shè)，說明不具有因果關(guān)系；反之，當P＜0.05時，則表明拒絕原假設(shè)，說明具有因果關(guān)系。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

3 結(jié)論與政策建議

本文利用我國1978～2007年的時間序列數(shù)據(jù)對城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與居民收入差距關(guān)系進行了實證研究，結(jié)果表明：（1）Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果中（表 2），在 5%和 10%顯著水平下都至少存在三個協(xié)整向量，表明改革開放以來我國城鄉(xiāng)居民收入差距與金融發(fā)展差距、固定資產(chǎn)投資差距以及勞動生產(chǎn)率差距之間存在長期協(xié)整關(guān)系。（2）Granger因果檢驗結(jié)果（表3）顯示，各項檢驗的P值都小于0.05，拒絕了原假設(shè)，說明了城鄉(xiāng)居民收入差距與金融非均衡發(fā)展之間存在雙向因果關(guān)系。這種雙向因果關(guān)系表明了它們之間互為因果、互相影響，也就是說，改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民收入差距的拉大導致了城鄉(xiāng)金融發(fā)展差距的增大，同時，城鄉(xiāng)金融發(fā)展差距的增大也促使城鄉(xiāng)居民收入差距進一步拉大。

推進區(qū)域經(jīng)濟和城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展是我國新世紀發(fā)展的重大戰(zhàn)略。當前，我們應(yīng)盡快采取適當措施促進農(nóng)村金融機構(gòu)穩(wěn)健發(fā)展，力求最大限度地縮小與城鎮(zhèn)金融發(fā)展的差距。2005～2007年連續(xù)三個中央1號文件都明確提出，要培育有競爭力的農(nóng)村金融市場，金融機構(gòu)要不斷改善服務(wù)，加強對“三農(nóng)”的支持力度。按照這一具體要求，結(jié)合當前我國農(nóng)村經(jīng)濟金融發(fā)展的現(xiàn)狀和特點，我們認為可以從以下幾個方面予以著手：

(1)加大對農(nóng)村金融機構(gòu)的財政支持力度。截止2007年末，全國縣域金融服務(wù)網(wǎng)點已經(jīng)達到12.4萬個。然而，鄉(xiāng)鎮(zhèn)金融機構(gòu)網(wǎng)點發(fā)展依然非常滯后，平均每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的銀行網(wǎng)點還不足3個，只設(shè)有1家銀行業(yè)金融機構(gòu)網(wǎng)點的鄉(xiāng)鎮(zhèn)還有8231個，另外還有3302個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）未設(shè)任何銀行業(yè)金融機構(gòu)營業(yè)網(wǎng)點。一直以來農(nóng)村存貸款戶數(shù)雜、筆數(shù)多，農(nóng)戶數(shù)據(jù)收集、信貸檔案建立和貸款跟蹤等管理工作復雜的問題，要求農(nóng)村金融業(yè)務(wù)逐步走向電子化、信息化道路，相關(guān)職能部門應(yīng)該加大對農(nóng)村金融機構(gòu)的財政支持力度，改善農(nóng)村金融機構(gòu)經(jīng)營環(huán)境，降低經(jīng)營成本。

(2)實行有差別的金融政策。資料顯示，2007年縣域金融機構(gòu)存款占全國金融機構(gòu)各項存款的比重為23.4%，涉農(nóng)貸款僅占全部金融機構(gòu)貸款總額的22%。同時，從人均貸款來看，2007年農(nóng)村居民人均貸款8400元，城鎮(zhèn)居民人均貸款31200元，農(nóng)村居民人均貸款只有城鎮(zhèn)居民的26.92%。因此應(yīng)根據(jù)城鄉(xiāng)不同地區(qū)金融運行狀況的差異，有針對性地采取有差別的宏觀金融調(diào)整政策，以擴充農(nóng)村資金的來源。首先，實行有差別的存款準備金率。中央銀行可以對農(nóng)村金融機構(gòu)實行較低的、優(yōu)惠的存款準備金率。其次，實行有差別的再貼現(xiàn)率。受城鎮(zhèn)地區(qū)優(yōu)越投資效率拉動及資本市場的吸引，農(nóng)村地區(qū)資金仍然呈向城鎮(zhèn)流動不斷增加的趨勢，因此建議央行要降低對農(nóng)村地區(qū)金融機構(gòu)再貼現(xiàn)率，以增加農(nóng)村地區(qū)金融機構(gòu)的貨幣供應(yīng)量。

(3)鼓勵農(nóng)村金融創(chuàng)新，提升金融服務(wù)水平。目前我國農(nóng)村不少地區(qū)金融產(chǎn)品少、金融服務(wù)方式單一、金融服務(wù)質(zhì)量和效率難以適應(yīng)農(nóng)村經(jīng)濟社會和農(nóng)民多元化金融服務(wù)需求的問題仍然突出，面對國際和國內(nèi)經(jīng)濟的飛速發(fā)展和金融業(yè)的激烈競爭，農(nóng)村地區(qū)金融部門的高層決策者們應(yīng)從傳統(tǒng)的經(jīng)營思想中解放出來，充分結(jié)合當?shù)靥攸c，積極開發(fā)、培植具有自身特色、個性化強、適合和滿足縣域和小城鎮(zhèn)客戶需求的新產(chǎn)品，提升金融機構(gòu)自身服務(wù)水平，真正滿足現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展中的資金需求。

[1]高帆.分工差異與二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的形成[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007，(7).

[2]劉敏樓，宗穎.從人力資本投資看我國的城鄉(xiāng)收入差距[J].南京財經(jīng)大學學報，2007，(6).

[3]楊俊，李曉羽，張宗益.中國金融發(fā)展水平與居民收入分配的實證分析[J].經(jīng)濟科學，2006，(2).

[4]Jeremy Greenwood, Boyan Jovanovic.Financial Development,Growth,and the Distribution of Income[J].Journal of Political Economy,1990,98（5）.

[5]George Clarke，Lixin Colin Xu，Heng-fu Zou.Finance and Income Inequality:Test of Alternative Theories[C].World Bank Policy Research Working Paper,No2984,2002.

[6]Glenn D.Westley.Can Financial Market Policies Reduce Income Inequality[J].Technical Papers Series,2001.

[7]Asli Demirgü -Kunt，Ross Levine.Finance and Inequality:Teory and Evidence[C].Policy Research Working Paper,No 4967,2009.

[8]唐禮智，劉喜好，賈漩.我國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的實證研究[C].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2008，(11).

[9]陳偉國，樊士德.金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入分配的“庫茲涅茨效應(yīng)”研究[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2009，(1).

[10]陳志剛，王皖君.金融發(fā)展與中國的收人分配：1986-2005[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2009，(5).

[11]王毅.用金融存量指標對中國金融深化進程的衡量[J].金融研究，2002，(1).

[12]宮?？?勞動生產(chǎn)率問題分析[M].遼寧：東北財經(jīng)大學出版社，1988.

（責任編輯/浩 天）

F224.9

A

1002－6487（2010）17－0125-03

周才云（1980-）男，江西九江人，博士，講師，研究方向：發(fā)展經(jīng)濟學、金融學。