農村金融發展對我國城鄉收入差異影響實證分析

馮玉成

（北京物資學院經濟學院，北京市 101149）

一、引 言

金融發展和經濟增長一直是經濟學的主題，對于發展中國家，經濟增長常常呈現二元態勢，中國正是一個典型的城鄉二元經濟結構的國家，其城鄉收入差距堪稱“世界之最”。[1]而河北省作為一個農業大省，2006年城鎮居民收入與農村居民收入差額為6502.74元人民幣，從1978年到現在，其收入差距逐漸擴大，如果用復合增長率的概念來表示的話，2006年其收入差額的復合增長率為35.2%，從趨勢上來看，這個差距還要繼續擴大，這正符合“庫茲涅茨假說”。庫茲涅茨于1955年在《經濟增長與收入不平等》（Economic Growth and Income Inequality）一文中提出了著名的“庫茲涅茨假說”（也稱“倒U型假說”）。[2]他認為：一國在經濟發展過程中，如果按照經濟增長水平高低劃分為不同階段，則早期的經濟增長將帶來收入差距的擴大；中期經濟增長趨于穩定，收入差距隨之保持穩定；后期經濟增長進入成熟階段，經濟增長水平放慢，此時收入差距將不斷縮小，即收入差距與經濟增長之間呈倒U型曲線關系。西方學界普遍認為發展中國家的城鄉二元結構主要源于它們所采取的城市偏向的經濟政策，并主要從一國的經濟發展政策和政治結構出發給予了解釋。[3]國內學者也主要從我國經濟發展戰略和政治結構出發很好地解釋了我國城市偏向的經濟政策。在經濟的增長過程中，金融部門在資本的形成和配置方面起著核心作用，而我國因采取城市偏向的經濟政策，對金融部門采取金融抑制，從而造成了農村金融的“二元失靈”（市場失靈和政府失靈）。[4]市場失靈主要表現為市場競爭法則導致資金大量流出農村地區；市場機制追求效率，不能有效解決資金的公平配置；農村金融市場競爭不充分而呈現出高度壟斷的特征。政府失靈主要表現為政府對農村金融干預的范圍和力度過大，超出了矯正市場失靈、維護市場機制順暢運行的合理界限，抑制了農村金融市場和農村民間金融的發展。同時，政府在農村金融發展的制度和監管上沒有提供有力的支持，對農村金融發展形成抑制，也是形成城鄉收入差異的重要原因。

二、文獻綜述

研究城鄉收入差距的文獻很多，其中認為國家政策導向和二元經濟是導致城鄉收入差距原因的文獻占據了多數，例如潘理權在《我國農村金融“二元失靈”及其矯正路徑》一文中，就提出了二元經濟是導致城鄉收入差異的重要原因；呂軍書在《二元經濟結構是城鄉居民收入差距擴大的重要原因》一文中也反復論證了二元經濟導致了城鄉收入差異，并且給出了一些建議；羅楚亮在《城鄉居民收入差距的動態演變：1988～2002年》中運用計量的方法討論了“城鄉”因素本身對城鄉居民收入差距的貢獻。李實在《中國城鄉收入差距調查》中指出：農副產品價格、農村不合理的稅賦安排、城鄉勞動力市場分割、對農村勞動力就業的歧視，對城鄉收入差距的形成和變化均有重要影響。[5]不過從現有文獻看，基于金融發展視角對中國城鄉收入差距作出實證研究的文獻尚不多見。章奇首次對中國各省以銀行信貸占GDP的比重所衡量的金融中介的發展水平和城鄉收入差距之間的關系進行了實證分析，認為金融中介的發展顯著拉大了城鄉收入差距，并且金融中介發展的負面作用主要體現在20世紀90年代。[6]尹希果等認為，金融抑制被認為是導致我國扭曲的金融發展拉大了城鄉收入差距的最主要原因，而東西部金融發展的市場化水平差異使得金融發展與城鄉收入差距也表現出非完全一致的關系。此文的實證結果表明，無論是東部還是西部地區，金融發展與城鄉收入差距均不存在長期均衡關系；但從短期來看，西部金融發展顯著地構成了城鄉收入差距擴大的格蘭杰原因，而這種因果關系在東部地區卻并不顯著。但是，以上文章并沒有從一個省份的角度來考察金融中介的發展對城鄉收入差異的影響。

本文運用協整分析方法建立模型，考察河北省金融中介發展與城鄉收入差異之間是否存在一種長期穩定的關系，并從短期考察二者之間的關系，分析其間是否存在一些必然的聯系。

三、分析方法、指標選擇、數據說明

在實證分析方法選擇上，本文使用協整分析的方法。協整理論是2003年諾貝爾經濟學獎得主恩格爾（R.F.Engle）和格蘭杰（C.W.J.Granger）在1978年首先提出來的。[7]所謂協整是指若兩個或多個非平穩的變量序列的某個線性組合序列呈平穩性，此時稱這些變量序列間有協整關系存在。協整的經濟意義在于兩個變量雖然具有各自的長期波動規律，但如果是協整的，那么它們之間存在著一個長期穩定的比例關系，之后對其長期穩定關系的動態調整，從而建立誤差修正模型。協整檢驗論證了變量之間是否存在長期的均衡關系，而現實中各經濟變量之間往往存在著復雜的內在聯系，所以僅用經典回歸模型不能完全反映出它們之間相互聯系的紐帶，但變量之間是否存在因果關系，還需要進一步進行因果關系檢驗。

本文設立如下指標：

1.城鄉收入差距指標（CGC）

本文用農村居民實際人均純收入與城市居民實際可支配收入的比例來衡量城鄉收入差距。因為一個省的區域物價差異很小，可以忽略不計，同時，由于國民經濟元素中的所有指標都受到了物價因素的影響，所以本文并不采用對物價因素消除的方法，這樣更能反映經濟指標之間關系的真實性。

2.金融發展規模指標（FD）

在衡量金融發展水平時，通常用金融增長（Financial Growth）作為金融發展水平的替代指標。金融增長表現為金融資產規模相對于國民財富的擴展，國際上通常采用戈氏和麥氏這兩種指標來衡量金融增長水平。戈德史密斯（1969）創造性地提出了衡量一國金融結構和金融發展水平的存量和流量指標，其中最主要的是金融相關比率（Financial Interrelations Ratio，FIR）。金融相關比率是指“某一時點上現存金融資產總額（含有重復計算部分）與國民財富——實物資產總額加上對外凈資產——之比”。通常，人們將其簡化為金融資產總量與GDP之比，以衡量一國的經濟金融化程度。麥金農（1973）提出，在衡量一國的金融增長時，主要使用貨幣存量（M2）與國民生產總值的比重作為標尺，并認為“貨幣負債對國民生產總值的比率——向政府和私人部門提供銀行資金的鏡子——看來是經濟中貨幣體系的重要性‘實際規模’的最簡單標尺”。通常，人們一般將其簡化為貨幣存量與GDP之比，以衡量一國的經濟貨幣化程度。很明顯，戈氏和麥氏兩種指標都是從總體上去衡量一國的金融發展程度的。由于一個省沒有貨幣存量統計量，因此我們采用阿瑞斯蒂斯（Arestis，2001）的方法，考慮到在不發達國家國內信貸的作用，設計了銀行貸款占GDP的比重這一金融發展規模度量指標。

3.城鄉貸款率差異（CDC）

由于金融發展指標的衡量太過籠統，我們不能清晰地了解銀行等金融機構在城市和農村市場上的二元性，也不好比較金融中介在城市和農村市場的貢獻差異。同時，由于河北省是一個銀行占金融中介主導地位的省份，因此，我們可以通過銀行對城鄉的貸款比率作為衡量城鄉金融差異的指標。

4.金融發展效率指標（FE）

本文遵循了王志強、孫剛提出的用儲蓄與貸款的比值來衡量金融中介將儲蓄轉化為貸款的效率的思想，設立金融發展效率指標。[8]

本文所有數據皆根據《河北統計年鑒》進行整理，時間跨度為 1978～2006年，其中少部分年份數據缺失。其計量在Eviews5.0上實現。

四、實證分析過程

1.單位根檢驗

首先，我們在不進行差分的情況下對經濟變量進行單位根檢驗（ADF檢驗），在不設截距項的基礎上檢驗結果如表1所示。

從表1可以清楚地知道，除了金融發展規模指標在5%的置信水平上檢驗為平穩序列外，其余的幾個指標均有單位根，也就是說它們不平穩，所以要在對它們進行差分處理之后再檢驗。在設截距項的基礎上進行一階差分，檢驗結果如表2所示。

可以看出，在5%的置信水平上，所有指標在一次差分后呈平穩序列。從而可以說，所有經濟指標的時間數據都是一階單整的序列。

2.協整檢驗

第一步：建立協整方程。雖然各指標是非平穩的一階單整序列，但這些指標可能存在某種平穩的線性組合。這個組合反映了變量間的長期穩定關系即協整關系。本文采用最常用的恩格爾—格蘭杰（Engle-Granger）兩步法作協整建模分析。首先，設立基本模型：

C 表示方程（1）的截距項，a、a1、a2表示方程的參數，u表示殘差項。在（1）式的檢驗結果中，F值為8.89616，各個經濟指標的t值明顯。方程（1）可以寫為：

之后我們對殘差項u作單位根檢驗，如果檢驗是非單位根，即為平穩序列，則表明方程（2）是個協整方程。

表1 原始序列平穩性檢驗結果

表2 原始序列一級差分平穩性檢驗結果

檢驗結果表明，方程（1）是協整方程。因為此協整關系中的各個變量是時間序列，短期內的變量波動是否影響到方程的穩定性，方程的短期調整能否起到穩定方程（1）的作用，需要通過誤差修正模型（ECM）來作調整檢驗。

第二步：誤差修正模型。誤差修正最早是由薩根（Sargen，1964）提出的，但誤差修正模型基本形式的形成是在1978年由戴維森、赫德、薩伯和約（Davison、Hendry、Saba&Yeo）提出的，因此又稱為DHSY模型。[9]傳統的經濟模型通常表述的是變量之間“長期均衡”關系，而實際經濟數據卻是由“非均衡過程”生成的。因此，建模時需要用數據的動態非均衡過程來逼近經濟理論的長期均衡過程。此時本文采用自回歸分布滯后模型（ADL）。

考慮一階自回歸分布滯后模型，通過誤差修正模型調整，可得如下方程形式：

從上面數據可以明顯看出：城鄉貸款率差異與金融發展效率都和城鄉收入差距呈正相關，而金融發展規模與城鄉收入差距呈反向變動。該方程具有動態調整的功能。但是它們之間是否存在因果聯系，通過格蘭杰檢驗可見，10%的置信區間里，金融發展規模、金融發展效率和城鄉貸款差異都是城鄉收入差距的格蘭杰原因。也就是說，這三個指標都影響城鄉收入差距。但是城鄉收入差距并不是上面三個經濟指標的格蘭杰原因。

五、實證結果分析

1.就長期而言，河北省金融發展與城鄉收入差距存在協整關系。

金融發展規模與城鄉收入差距呈反向關系，因為在河北省經濟發展過程中，GDP的增長速度快于銀行貸款規模，這表明河北省的融資渠道逐漸增多，也表明河北省的農村金融工具發展速度相對較快，當銀行的貸款規模擴大時，抑制了農村其他金融工具的發展，從而抑制了農村經濟的發展和農民的創收水平。從反面說明了活躍農村金融市場，開發農村金融工具，提供多方位的農村金融服務，有利于縮小城鄉收入差距。在計劃經濟時代，銀行占據著融資的主導地位，此時優先發展資本密集型重工業的趕超戰略在資本稀缺的條件下內生決定了金融資源配置上的城市偏向行為，[10]農村的大量存款被用于支持城市經濟發展。而又因為此時城市經濟的收益率遠遠高于農村的資本回報率，這也影響著銀行業的偏好。而市場經濟發展過程中，由于城市經濟的帶動和農村經濟的發展，農村經濟的資本回報率有所上升，農村金融融資形式開始多樣化，基金會、信用社等金融機構的出現，大大活躍了農村金融市場，同時國家開始貼補農業，加大農村政策性貸款，增加了農村居民收入，縮小了城鄉收入差距。

2.城鄉貸款率差異更加細致地考察了農村和城市收入差距與金融支持的關系。

因為河北省的證券市場有一定發展，但還是以銀行為主導的金融市場格局。而城鄉貸款差異率是銀行對城市貸款額與對農村貸款額的比率，上面方程證明，該比率升高，則表明銀行更傾向于支持城市融資，城鄉收入差距將受其影響而擴大，但是隨著國家的政策支持，河北省的農村貸款規模一直擴大，該比率有所下降，則一定程度上抑制了城鄉收入差距，對幫助農民創收，支持農村產業發展具有深刻意義。

3.金融發展效率是一個衡量銀行業存款利用率的指標，它反映了銀行對吸引資金的利用情況，它與城鄉收入差距呈正向關系。

這在一定程度上說明了農村的資本回報率比較低，當銀行面臨大規模的資本貸款時，必須動用除存款外的其他資金，又因為河北是一個農業大省，這說明河北省的存款不足以滿足其發展的資金需求，而農業的資本需求大而回報少，這也是城鄉收入差距大的一個重要原因。

六、政策建議

從農村經濟發展的角度看，增加資本投入，加大金融機構對農村經濟的支持力度，從解決對農村資金需求的角度著手縮小城鄉收入差距是有意義的。但是，實際政策運行的結果并不理想，由于農村信用和風險管理市場的不完善，地方政府的趨利性行為和尋租行為造成財政、金融資源的低效配置，大量資金通過更多的渠道流失，還有許多資金沉淀在一些低效的項目上，而農村經濟發展和農民收入水平提高較慢。同時農村市場和制度的缺陷導致的低資金配置效率難以維持農村經濟的快速發展、農民收入的穩定增長和城鄉收入差距的持續縮小。所以，在解決如何增加對農業和農村地區資金投入的同時，應積極提高資金配置效率。從市場經濟發展規律來看，活躍農村金融市場，打破銀行業的壟斷地位，增加農村經濟的融資渠道，有利于資本的有效配置，同時，也有利于農村經濟的產業化、多元化發展。例如，河北省環繞著天津和北京等大都市，發展生態農業，建立農業供應鏈等的資本回報率比較高，可以通過銀行業的支持帶動河北農村經濟發展。

[1]李實，岳希明.中國城鄉收入差距調查[J].中國商界，2004（6）：9-11.

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[3]尹希果，陳剛，程世騎.中國金融發展與城鄉收入差距關系的再檢驗———基于面板單位根和VAR模型的估計[J].當代經濟科學，2007（1）：16-24.

[4]潘理權.我國農村金融“二元失靈”及其矯正路徑[J].金融教學與研究，2008（2）：5-8.

[5]李實.中國個人收入分配研究回顧與展望[J].經濟學（季刊），2003（1）：379-403.

[6]章奇，劉明興，陶然，等.中國金融中介與城鄉收入差距[J].中國金融學，2004（1）：71-99.

[7]威廉.H.格林.計量經濟分析[M].北京：中國人民大學出版社，2003：57.

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[9]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模——Eviews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2006：59.

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