吳 錦
(華中科技大學經濟學院,武漢 430070)
金融是現代經濟的核心,不僅具有增長效應,而且有分配功能;不僅可以劫窮助富、強化不公,而且可以創造財富、緩解貧富差距。金融是能在初次分配和二次分配中兼顧和調整公平與效率比例的重要工具,也是改變收入分配差距的重要途徑。
在已有的實證研究中,多以金融規模指標如M2/GDP等度量金融發展水平。但正如陳志剛(2006)指出,金融規模不能全面準確代表一國金融發展水平,尤其在發展中國家,因為法律、制度及其執行力不夠、信息不對稱以及壟斷性的金融結構,單純以金融規模指標衡量金融發展水平存在嚴重的缺陷與誤導。本文所設計金融發展水平的指標,除涉及金融規模指標,還包括金融結構和效率指標。在此基礎上,本文運用1990~2010年中國31個省(區、市)的分組面板數據,對金融發展與中國城鄉收入差距之間的關系進行實證檢驗。

(1)式中,下標i和t分別代表了第i個省份和第t年。
⑴金融發展水平的指標(FIR,FE)
①金融規模的指標(FIR)

②金融效率的指標(FE)

③金融結構的指標(FS)

⑵城鄉收入差距的指標(CR)

⑶人力資本的指標(HC)

本文采用受教育年限法來計算人力資本,HC為某一年齡及以上人口的平均受教育年限;i為受教育程度,pi為該年齡及以上人口中第i層次受教育程度的人口數,hci為第i層次受教育程度的受教育年限,P為該年齡及以上人口的總數。考慮資料的統一性與可獲得性,本文計算的是6歲及以上人口的平均受教育年限。
⑷經濟增長的指標(RGDP)
本文選用人均實際GDP作為反映我國經濟增長的控制變量。為了防止異方差,我們采用人均實際GDP的自然對數形式(LnRGDP)及取平方(LnRGDP2)。
GDP、金融機構的存款、貸款余額等數據來自《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》;
人力資本的計算數據來自1991~2011年的《中國統計年鑒》、《中國人口統計年鑒》;
其它數據源于1991~2011年《中國農村統計年鑒》、《中國證券期貨統計年鑒》、《中國金融統計》等。部分數據直接剔除了價格水平變動因素的影響,并且為了減少數據變動幅度,我們對相關變量取自然對數值。

表1 主要變量的描述性統計結果

表2 31個省級區域的樣區分組
對CR、FIR、FE、LnHC和LnRGDP等變量指標進行統計描述,相關統計量及其結果見表1。
如表1所示,從各個解釋變量的統計值來看,金融發展規模、效率、人力資本、以及經濟增長的地區差異都非常顯著。由于這些解釋變量在各省之間存在巨大的差異,它們對收入分配的影響也有可能產生巨大差異,所以,有必要對31個樣本省份進行分組實證研究。
首先,考慮到金融發展水平不同會對收入分配產生不同的影響,本文以FIR的均值=2.2為分界線,將中國31個省級區域分成兩組,即金融發展水平高的省份和金融發展水平低的省份。由于有些省份的GDP水平過低,導致金融相關比率較大,但實際上金融發展水平卻并不高,所以,本文在金融發展水平高的區域中將這些省份剔除掉。其次,因為地區經濟發展水平的不同,也會影響金融發展與收入分配之間的關系,所以,按照國內相關實證研究的普遍做法,將中國31個省級區域分成東部、中部和西部地區三組。具體分組情況見表2。
首先進行伍德里奇檢驗(Wooldridge Test)以探究面板數據是否存在自相關,該檢驗的原假設(即H0)為不存在一階自相關。我們分別對六組數據做上述檢驗。第一組數據是包含全國31個省級區域的全部數據,第二組數據是只包含金融發展水平高的14個省級區域的數據,第三組數據是只包含金融發展水平低的13個省級區域的數據。第四組數據是東部11個省級區域的數據,第五組數據是中部8個省級區域的數據,第六組數據是西部12個省級區域的數據。檢驗結果表明,六組數據的P值均為零,均拒絕了原假設,即各組數據各自都存在自相關。其次,本文還對六組數據是否存在異方差進行了檢驗。對異方差檢驗的原假設是存在同方差,檢驗結果表明,六組數據的P值都非常小,拒絕了原假設,因此各組數據存在異方差。
根據上述檢驗結果,本文認為,由于在上述六組數據中存在復雜誤差和自相關結構,所以固定效應模型和隨機效應模型不適合作為估計模型,我們采用FGLS(Feasible Generalized Least Squares)方法進行估計。分別按金融發展水平、經濟發展水平分組,估計結果見表3、表4。
在表3中,從方程(a)可以看出,1990~2010年間,在1%的顯著水平下,金融規模拉大了全國城鄉居民收入差距,人力資本則縮小了差距;在5%的顯著水平下,經濟增長與全國城鄉居民收入差距之間存在倒U型關系,金融效率則縮小了差距。
由方程(b)可知,金融規模、經濟增長的回歸系數都通過了顯著性檢驗,但金融效率、人力資本則沒有通過。金融發展水平高的省份,在1%的顯著水平下,經濟增長與全國城鄉居民收入差距之間存在倒U型關系;在5%的顯著水平下,金融發展拉大了差距。
由方程(c)可知,在金融發展水平低的省份經濟增長與城鄉居民收入差距之間并不存在倒U型關系。因此去掉LnRGDP2重新回歸,得到方程(d)。由方程(d)可知,金融發展水平低的省份,在1%的顯著水平下,金融規模、經濟增長擴大了城鄉居民收入差距,而金融效率、人力資本的提升則縮小了差距。

表4 分省面板數據的估計結果(按經濟發展水平分組)
在表4中,由方程(e)可以看出,經濟增長與城鄉居民收入差距之間并不存在庫茲涅茨倒U型關系。因此去掉LnRGDP2重新回歸,得到方程(f)。由方程(f)可知,東部地區的省份,在1%的顯著水平下,金融規模、經濟增長擴大了城鄉居民收入差距,而人力資本的提升縮小了差距;在10%的顯著水平下,金融效率的提升縮小了差距。
由方程(g)可知,金融效率、經濟增長的回歸系數都通過了顯著性檢驗,但金融規模、人力資本水平則沒有通過。說明中部地區的省份,在1%的顯著水平下,金融效率的提升縮小了城鄉居民收入差距;在5%的顯著水平下,經濟增長與城鄉居民收入差距之間存在正U型關系。
由方程(h)可知,人力資本水平、經濟增長的回歸系數都通過了顯著性檢驗,但金融規模、金融效率則沒有通過顯著性檢驗。說明1990~2010年間,西部地區的省份,在1%的顯著水平下,經濟增長與城鄉居民收入差距之間存在庫茲涅茨倒U型關系;在5%的顯著水平下,人力資本的提升縮小了城鄉居民收入差距。
根據金融發展與中國城鄉居民收入差距關系的實證分析結果及當前我國金融改革和發展的實際需要,本文可以得到如下一些結論和政策建議:
⑴從全國的總體來看,1990~2010年間,金融規模拉大了全國城鄉居民收入差距;經濟增長與全國城鄉居民收入差距之間存在庫茲涅茨倒U型關系。人力資本和金融效率則縮小了全國城鄉居民收入差距。可能的原因是,隨著國有金融機構的市場化改革和金融深化與創新,各種金融資源配置及金融衍生產品存在城市化偏好傾向,90年代后期農村金融秩序規范整頓中關閉農村基金會的同時,大量農村地區的金融營業網點遭遇撤并,在我國農村地區,尤其是經濟、金融發展水平低的農村地區金融發展出現了倒退,專業性農村金融機構無意且無力向農村和農業活動提供資金扶持。因此,未來我國金融改革與發展要重視農村金融,優化創新農村金融的制度安排,健全完善農村地區的金融體系,促進推動農村金融市場的繁榮發展。
⑵從不同的金融發展水平分組來看,1990~2010年間,在金融發展水平高的省份,金融規模拉大了城鄉居民收入差距;經濟增長與全國城鄉居民收入差距之間存在所謂的庫茲涅茨倒U型關系。在金融發展水平低的省份,金融規模、經濟增長擴大了城鄉居民收入差距,而金融效率、人力資本的提升縮小了城鄉居民收入差距。上述結果說明,在不同金融發展水平的地區,金融發展對收入分配的影響有所不同。尤其是,與金融發展水平低的省份不同,在金融發展水平高的省份,金融效率的提升并不能顯著影響城鄉居民收入差距。可能的原因是,在金融發展水平高的省份,金融創新活動及非正規金融機構的發展可以在一定程度上降低信貸緊縮的政策效果。
⑶從不同的經濟發展水平分組來看,1990~2010年間,在東部地區的省份,金融規模、經濟增長擴大了城鄉居民收入差距,而人力資本的提升縮小了城鄉居民收入差距,金融效率的提升也縮小了城鄉居民收入差距。在中部地區的省份,金融效率的提升縮小了城鄉居民收入差距;經濟增長與全國城鄉居民收入差距之間存在正U型關系。在西部地區的省份,人力資本的提升縮小了城鄉居民收入差距;經濟增長與全國城鄉居民收入差距之間存在倒U型關系。上述結果說明,在不同經濟發展水平的地區,金融發展對收入分配的影響存在一定的差異。尤其是,在西部地區的省份,因為金融不發達,金融規模、效率并不能顯著影響收入分配。此外,因為經濟發展水平比較低,尚未達到庫茲涅茨倒U型曲線的拐點水平;所以,積極實施西部大開發戰略、加快西部地區的經濟增長與金融發展,出臺金融資源配置的傾斜政策,使其發展水平盡快超越拐點水平,是縮小該區域城鄉收入差距的關鍵。
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