摘要:文章基于1978年~2010年中國33年的時間序列數據對金融發展與城鄉收入差距的關系進行實證研究。實證結果表明金融發展與城鄉收入差距存在顯著的正相關,金融發展顯著地擴大了城鄉收入差距。實證結果同時也表明城市化進程縮小了城鄉收入差距;財政支出與城鄉收入差距不顯著;對外開放擴大了城鄉收入差距;就業結構的改進和升級縮小了城鄉收入差距;市場化進程擴大了城鄉收入差距。
關鍵詞:金融發展;城市化;就業結構;城鄉收入差距
一、 引言
經過改革開放,我國建立了基于市場經濟的多元化金融市場體系,金融體系日臻完善,金融規模不斷擴張。廣義貨幣(M2)增長率2010年達到19.7%,遠高于10.8%的GDP增長率。我國的金融市場已經從金融抑制走向金融深化,并經歷了全球金融危機的考驗。當然,我國金融市場仍然不夠完善,與國外發達國家還有不小的差距。我國的金融市場目前仍處于市場化初期階段,直接金融發展緩慢,大量的金融風險存在于銀行信貸市場,信貸配給依然失衡。金融發展直接影響到金融資源的有效配置,影響居民的收入分配。而已有研究表明,金融發展與城鄉收入差距具有某種內在的必然聯系。在當前金融危機影響未退,經濟增長乏力的情況下分析金融發展與城鄉收入差距的關系,有助于從資源配置的角度提出促進金融市場發展的建議,并為解決城鄉收入差距提供建議,有利于轉型期和諧社會建設。
二、 文獻回顧
金融發展與收人差距之間的關系研究逐漸成為近年的一個熱點。金融發展和收人差距相關理論和實證研究至今沒有形成一個比較成熟的理論,不同的經濟學者運用不同的研究方法和樣本,得出了不同的結論。
1. 倒“U”型理論。Kuznets (1955)首次探討了經濟發展過程中個人收人差距的變動趨勢,提出了著名的庫茲尼茨假說。Greenwood和Jovanovic(1990)對金融發展和收入分配之間關系進行了較早研究,提出兩者之間存在倒“U”型關系理論。他們基于一個動態模型,認為在金融發展與經濟增長之間存在“門檻效應”的假設下,金融發展和收入分配的關系是倒“U”型的,即金融市場不發達時,金融發展既會促進經濟增長也會擴大收入差距;隨這經濟發展的成熟,窮人跨過門檻水平享受到金融中介服務,金融發展就會逐步縮小收入差距。陳偉國和樊士德(2009)、肖燕飛(2009)以中國的數據也驗證了兩者之間存在倒“U”型關系。
2. 金融發展縮小收入差距。很多國外學者認為金融發展縮小收入差距。Banerjee和Newman (1993) 建立了一個四種策略的職業選擇模型,認為隨著金融市場的完善,基于遺產繼承的低收入者也可以自我就業和成為企業家,那么金融發展將降低收入分配差距。Galor和Zeira (1993)也持有同樣的觀點。Clarke,Xu和Zou(2003)針對全球數據的研究顯示,金融發展會顯著縮小一國的收入分配差距。Beck等(2004)認為金融發展有利于減小貧富差距。Beck等(2007)利用跨國數據和動態面板回歸方法,發現金融發展不但降低了基尼系數而且還減少了日均生活費低于一美元的人口的比率。Muhammad Shahbaz和Faridul Islam(2012)以巴基斯坦1971年至2005年的數據建立ARDL模型發現金融發展減少收入不平等,而金融不穩定卻惡化收入差距,同時對外開放加劇了收入不平等,還驗證Greenwood和Jovianvic的倒“U”理論假設不存在。
3. 金融發展擴大收入差距。最新的研究表明金融發展擴大了收入差距。Céline Gimet和Thomas Lagoarde-Segot(2011)對49個國家1994年~2002年的銀行業和信貸市場的數據建立SVAR模型,發現銀行領域對收入不平等的沖擊很強。Jauch Sebastian和Watzka Sebastian (2011)應用非平衡面板對138個國家1960年~2008年的跨國數據分析表明,控制了國家固定效應和人均GDP,金融發展與收入差距成正向關系,金融發展導致更高的收入差距。
章奇等(2004)首次對中國各省以銀行信貸占GDP的比重所衡量的金融發展水平和城鄉收入差距之間的關系進行了實證分析,認為金融發展顯著拉大了城鄉收入差距。姚耀軍(2005a,2005b)應用協整和格蘭杰因果檢驗方法分析表明金融發展規模擴大城鄉差距,同時城市化與城鄉收入差距負相關。而針對中國的現實,溫濤等(2005)從城鄉“二元結構”角度出發,分析了在我國金融發展過程中,一方面金融抑制抑制了農民收人的增長,另一方面金融深化促進城市居民收人水平的提高,從而拉大了城鄉收人差距。 其他學者如翟立宏和徐志高(2009)、孫永強和萬玉琳(2011)、葉志強等(2011)分別應用協整、格蘭杰因果檢驗、面板數據等計量方法分析指出,中國金融發展擴大了城鄉收入差距。
總之,城鄉收人差距在發展中國家是一個普遍存在的問題,引起這一差距的具體原因在不同國家和地區也不盡相同。但是,從金融發展角度對收入差距的研究還是較為主流,本文利用我國1978年~2010年33年的時間序列數據,檢驗金融發展與城鄉收入差距的關系,同時也檢驗城市化等因素對城鄉收入差距的影響。
三、 模型、變量及研究方法
1. 模型設定。本文研究金融發展對城鄉收入差距的影響機制,我們設定基礎計量模型并采用時間序列分析,其對數形式如下:
上述方程中α0、α1、βi為系數,theil,fir,Xi分別為城鄉收入差距、金融發展和其他影響城鄉收入差距的控制變量,其中城鄉收入差距為被解釋變量,金融發展及其他控制變量為解釋變量。
2. 變量說明。
(1)城鄉收人差距(theil)。在現有文獻中,大多數學者常用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比來衡量城鄉收入差距,也有用基尼系數來衡量的。但是,我國經濟發展是不平衡的,具有顯著的城鄉二元經濟結構,王少平和歐陽志剛(2007)的研究表明,泰爾指數這一度量方法更能體現城鄉人口所占比重的變化,同時與基尼系數對中間階層收入的變動比較敏感不同,泰爾指數對兩端(低收入和高收入階層)收入的變動比較敏感,因而更能體現我國城鄉收入差距主要體現在兩端變化的特征。本文采用王少平和歐陽志剛(2007)的做法,采用泰爾指數衡量我國的城鄉居民收人差距。其定義和計算公式如下:
式中,i =1,2分別表示城鎮和農村地區,Pi,t為城鎮居民( i=1)或農村居民(i=2)的總收入(用相應人均收入和人口相乘得到),Pt表示t時期城鄉的總收入。Zi,t表示t時期城鎮地區(i=1)或農村地區的(i=2)人口數量,Zt表示t時期的城鄉總人口,因此,這里定義的泰爾指數所度量的城鄉收入差距是基于城鄉人口比例和收入比例,以收入比例為權數,對城鄉收入的份額加權得到。城鄉居民的收入差距越大,則泰爾指數越大。
(2)金融發展(Fir)。目前關于金融發展的指標類型較多,包括金融相關率、金融效率等,我們采用金融相關率指標表示金融發展。基于時間序列數據可獲得性,我們選取金融機構存貸款余額占GDP比重來衡量金融發展。
(3)城市化(Csh)。本文把城市化作為一個重要的控制變量引入模型中,這是受到陸銘、陳釗(2004)的啟發,在他們的研究中,城市化水平的提高會顯著降低城鄉收入差距。城市化水平用城鎮人口占總人口的比重來衡量。
(4)財政支出(Cz)。政府如果過分追求經濟增速將導致財政支出結構的偏離,進而影響城鄉收入水平。用財政總支出占GDP 的比重來衡量財政支出水平。
(5)對外開放(Ex)。中國經濟增長方式另一個重要特征是出口導向,出口為我國經濟發展獲取了大量的外匯,但是對外開放的效益由于享受主體的不同進而會影響主體生活水平和收入分配,容易造成收入失衡。對外開放以進出口總額與GDP的比值表示。
(6)國有化程度(Ginf)。經濟體制改革過程中,國有企業改革成為重要的領域,國企改革造成了大量的下崗失業現象,體現了國有企業改革下受益人群的利益變化和國有經濟體的變化。本文以國有單位就業人數占總體就業人數比重表示國有化程度。
(7)市場化程度(Minf)。在經濟體制改革過程中,多重所有制共同發展,體現了市場化改革的程度。由于經濟成分的非國有化改革集中體現在工業領域,因此,用工業非國有化率表示市場化程度,以非國有工業產值占工業總產值比重表示。
(8)就業結構(Tw,Thw)。衡量產業結構的指標主要有就業指標和產值指標,本文選取第二產業和第三產業就業結構作為本文研究的控制變量。分別為第二產業就業人數占總就業人數比重(Tw)和第三產業就業人數占總就業人數(Thw)比重表示。
(9)經濟增長(Gdp)。很多學者都把經濟增長作為變量引入到模型中(葉志強等,2011),本文選擇人均GDP表示一國經濟增長水平。
3. 數據來源和處理方法。本文所有時間序列數據的跨度為1978年到2010年。數據來源為ccer數據庫、《新中國六十年統計資料匯編》、《2010年中國金融年鑒》和《2010中國統計年鑒》。以上指標經選取后,由于經濟發展的不平衡性,各指標不具可比性,需對各指標進行標準化處理。其中涉及到的GDP以1978年為基期用GDP平減指數進行平減,人均GDP以1978年為基期的人均GDP指數進行平減,其他指標以CPI價格指數進行以1978年為基期的價格調整。為消除異方差的影響,所有變量均進行了對數化處理。本文采用Eviews6.0軟件進行計量分析。
四、 實證結果與分析
1. 描述性統計。圖1所示1978年~2010年我國泰爾指數與金融相關率的兩軸折線圖。從圖中可以看出,金融相關率呈現持續上升趨勢,并且波動并不顯著,尤其是20世紀中期我國實現經濟軟著陸后,金融發展更是明顯,我國金融市場體系進一步玩善。而泰爾指數在總體上呈現上升趨勢,反映了金融發展與收入差距存在著正相關方向,金融發展擴大了我國城鄉收入差距。而另一方面,泰爾指數呈現幾次波動,反映了由于經濟社會制度的不同我國居民收入差距還存在著階段性偏差,與金融發展關系較為復雜。
2. 回歸分析。表1列出了模型的主要回歸結果,下面基于表1進行回歸分析。
(1)模型1是傳統的一元回歸,結果顯示金融發展與城鄉收入差距存在正相關關系,即金融相關率每增加1個單位,城鄉收入差距指標泰爾指數就會增加0.451 9個單位,可見金融發展使一部人收入相對增加,而是另一部分人收入相對減少,擴大了城鄉收入差距。
(2)模型2~模型5分別是加入了其他相關控制變量的原始模型的改進,結果顯示加入城市化等變量后,金融發展仍然與城鄉收入差距正相關,金融發展擴大了城鄉收入差距,并且各變量的系數方向不變,說明這些變量的變動對收入差距的影響在時間序列上本身都存在穩定性,并且加入相關變量后,除了模型2以外,其他模型中金融發展影響城鄉收入差距的程度都比模型1增大。
(3)其中模型2顯示了控制對外開放和就業結構的變化下,金融發展對于城鄉收入差距的影響。結果顯示金融相關率每增加1個單位,城鄉收入差距指標泰爾指數就會增加0.390 047個單位。對外開放的回歸系數為正值,而且在10%的顯著水平下顯著,說明改革開放后隨著對外開放擴大了我國城鄉收入差距,這與孫永強和萬玉琳(2011)、葉志強等(2011)的結論相符。對外開放屬于外向型經濟,在改變我國產業結構的同時,就業結構也會發生變化。表中第二產業、第三產業變動系數為負,就業結構變動與我國城鄉收入差距負相關,可以認為隨著第二產業、第三產業人力資本的改善和增加,縮小了城鄉收入差距。
模型3反映了控制城市化、對外開放、國有化程度和市場化程度的變化情況下金融發展對于城鄉收入差距的影響。而且金融發展本身的變化居然引起同方向收入差距1倍以上的變動。模型中城市化的系數為負,城市化的提高縮小了城鄉收入差距,而且在1%的顯著水平下顯著,并與陳偉國和樊士德(2009)結論相符。而國有化程度與城鄉收入差距負相關,表明國有化程度越高,即國有就業人數越多,城鄉收入差距越小;也即下崗人員越多,城鄉收入差距越大,這顯然與現實相符,國有企業的破產重組一方面有利于國有經濟質量的提高,但會造成很多工人下崗,使大多數工人的收入以及收入能力下降,收入差距必然拉大。而市場化程度系數為正,反映了非國有經濟越發達,即市場經濟越發展,城鄉收入差距越大,這可能是我國市場經濟還不完善,存在諸多市場失靈和政府失靈,導致我國現在城鄉收入差距還處在逐漸擴大階段。模型4與模型3基本相同,只是加入財政支出變量,雖然財政支出增加擴大了城鄉收入差距,但是在統計上是不顯著的。模型5中將所有變量共同放入一個模型中,說明在其他變量不變情況下,金融發展仍然擴了城鄉收入差距。
(4)模型2至模型5同時還有一個共同變量為經濟增長,以人均GDP表示,在1%的顯著水平上顯著,且符號為正,表明人均GDP的增加擴大了城鄉收入差距,這可能是說明在就業結構、對外開放因素的影響下,在市場經濟制度還不完善的情況下,財政支出和金融發展以及人力資本投資大部分都偏向于城市,農村并未充分享受到其利益。
五、 結論和對策
本文基于我國1978年~2010年33年間的時間序列數據對我國金融發展、城市化及對外開放等因素與城鄉收入差距的關系進行了綜合考察。實證結果表明,中國的金融發展顯著地擴大了城鄉收入差距。同時也表明城市化水平擴大了城鄉收入差距;對外開放也即貿易自由化擴大了城鄉收入差距;而就業結構的改變,尤其是第三產業就業人數的增加縮小了城鄉收入差距;市場經濟制度的不健全,也擴大我國城鄉收入差距。現階段,我國人居GDP的增長擴大了城鄉收入差距,這表明目前我國以經濟增長為核心的經濟發展思路還是不適應經濟社會的發展,經濟發展方式的轉變還需深入進行,增加居民收入,解決收入不平衡問題。
本文的政策含義顯而易見。首先優化銀行業存貸款結構,一方面提高居民各項收入水平,在二次分配中解決低收入人群收入問題;另一方面增加消費減少儲蓄和提高貸款效率。其次,合理城市化進程。一方面以人為本,依據經濟發展規律和人文地理環境推進城市化發展;另一方面在已有城市化的基礎上,鞏固城市化成果,使進農民充分就業并防止農民返貧。再次,在國際金融危機后期,經濟前景依然不明的情況下,加緊產業轉型和就業結構調整,減少貿易自由化的沖擊。最后重視和反思國有企業改革,把下崗再就業問題和市場經濟制度建設問題相結合,走出制度轉型期。
參考文獻:
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作者簡介:張學海,中央財經大學經濟學院2010級博士生;楊曉龍,中央財經大學金融學院2010級博士生。
收稿日期:2012-10-28。