金融發展失衡與城鄉收入差距的實證檢驗

譚飛燕，李孟剛

(1.北京交通大學 中國產業安全研究中心，北京100044 2.湖南商學院 經貿學院，長沙 410205)

0 引言

我國城市和農村在經濟、社會的諸多方面都存在差距，在影響資源配置的金融發展方面的差距同樣比較顯著。農業生產具有較高的風險性和不確定性，為追求規模經濟和實現更高的回報，銀行等金融機構將大量農村儲蓄轉化成了城市投資，并且在我國城市導向的發展策略下，農村資金投入相對較少，農業農業生產利潤率不高，也加劇了城鄉金融發展的失衡。我國整體的金融發展水平在改革開放后不斷提高，金融資產總量從上世紀80年代的不到0.5萬億元增加到約60萬億元，金融機構的貸款余額超過了45萬億元；農村金融狀況也明顯改善，農業貸款大幅提高達到約4萬億。但農村金融發展還是明顯落后與城鎮金融發展，農業貸款余額占占金融機構貸款總余額的比重僅僅約為6%。

從圖1的城鄉存款情況可以看到，從1992年開始我國存款總額快速增長，城鄉存款的失衡也日益嚴重，城鄉存款的絕對差距加速擴大，近年來城鄉相對收入差距也處于高位，城鎮存款額與農村存款額的倍數超過了8倍；從圖2的城鄉貸款情況來看，城鄉失衡的現象更加突出，同樣在1992年左右城鄉貸款的絕對差距開始加速擴大，而城鄉貸款的相對差距有一定的波動，但一直都處于相對高位，城鎮貸款與農村貸款的倍數都在10倍以上。由于農村金融發展水平落后，金融市場不能完全滿足農村居民生產生活的信貸需求，將制約了農村居民收入水平的提高，而城市居民面臨的金融約束相對較小，獲得銀行信貸支持的可能性更大；同時農村地區的金融網點遠遠小于城市，農村居民不能得到足夠的金融服務，生產生活中交易成本更高。因此，從理論上說城鄉金融發展失衡有可能進一步擴到城鄉居民的收入差距?；诖?，本文根據我國的省際面板數據實證分別檢驗了城鄉金融發展的規模失衡、效率失衡與城鄉收入的相對差距、絕對差距的關系。

圖1 我國的城鄉存款失衡

圖2 我國的城鄉貸款失衡

1 指標選取與數據來源

1.1 城鄉收入差距指標

衡量城鄉收入差距的指標比較多，與類似研究保持一致，本文主要也是根據城鎮人均可支配收入與農村人均純收入來判斷城鄉收入差距。為全面衡量城鄉城鄉收入差距，本文選取城鎮人均可支配收入與農村人均純收入的差值作為城鄉絕對收入差距的指標（incomegap），選取城鎮人均可支配收入與農村人均純收入的比值作為相對收入差距的指標(incomer)。

1.2 城鄉金融發展失衡指標

在我國金融系統中銀行一直是處于核心地位，本文對城鄉金融發展的考察也集中在銀行信貸方面。借鑒孫君等（2012）的思路，本文利用農村貸款占農村GDP的比重和城市貸款占城市GDP的比重分別衡量農村和城市的金融發展規模，城鄉金融發展規模之比即為即為城鄉規模失衡指標(urs)；本文利用農村儲蓄與農村貸款的比值和城鎮儲蓄與城鎮貸款的比值分別衡量農村和城市的金融發展效率水平，城鄉金融發展效率水平之比即為城鄉效率失衡的指標(urr)。

本文城鎮人均可支配收入與農村人均純收入來源于國泰安數據庫；農戶儲蓄為農村合作銀行、農村商業銀行和農村信用合作社吸收的儲蓄存款，城鎮儲蓄為城鄉儲蓄減去農戶儲蓄，數據來源為《中國金融年鑒》；為盡量保持統計口徑一致，農村GDP用農林牧漁業總產值來表示，數據來源為《中國農村統計年鑒》；考慮到數據可得性，本文研究的樣本中剔除了西藏和重慶，樣本區間為1995～2010年。為保證數據的可比性，本文還以1995年的消費者價格指數作為基期對原始數據進行了處理。

2 實證結果分析

2.1 面板單位根檢驗

在對面板數據模型進行分析前需檢驗數據的平穩性。考慮面板數據的AR(1)過程：其中xit為外生變量，ηi為自回歸的系數，隨機誤差項uit為獨立同分布。當＜1時，序列yi為平穩序列；當=1時，序列yi則為非平穩序列。面板單位根檢驗可以充分利用截面信息提高了檢驗功效，相應的檢驗方法比較多，在自回歸的系數ηi和截面相關性設定等方面不同方法之間存在一定差異。根據對截面相關性假定不同，這些檢驗方法可以分為假定截面單位相互獨立的第一代面板單位根檢驗如Breitung檢驗、LLC檢驗、IPS檢驗等，以及考慮了截面相關性的第二代面板單位根檢驗如Choi檢驗、Pesaran檢驗等。

本文選擇了pesaran檢驗、IPS檢驗和LLC檢驗等三種方法，其中pesaran檢驗考慮了截面異質性和截面相關，IPS檢驗考慮了考慮截面異質性和干擾項的序列相關,LLC檢驗假設序列服從AR(1),且相關系數相同，但允許個體固定效應。從表1的面板單位根檢驗結果可以看到，變量incomegap、incomer、urs、urr均為非平穩序列，而變量D.incomegap、D.incomer、D.urs、D.urr均為平穩序列，因此變量incomegap、incomer、urs、urr均為一階單整序列。

表1 面板單位根檢驗結果

2.2 面板協整檢驗

傳統的面板協整檢驗多以殘差為基礎，假設長期誤差修正系數等于短期動態調整系數，檢驗功效偏低，檢驗結果對于模型的參數設定比較敏感。Westrelund(2007)發展了基于結構而非殘差動態變化的面板協整檢驗，通過檢驗面板誤差模型中誤差修正項的系數是否顯著為0來判斷協整關系。Westrelund提出的檢驗統計量考慮了截面異質性以及截面內的序列相關、截面間的相關性等約束，克服了傳統檢驗方法的一些局限。假設模型具有如下形式：

如果αi＜0，則說明變量之間存在協整關系；否則，二者之間不存在協整關系。若假設αi!=αj，即截面之間的誤差修正速度不同，可以構造不考慮序列相關的Gt統計量和考慮序列相關的Ga統計量；若假設αi=αj=a，即截面之間的誤差修正速度相同，類似的可以構造考慮不考慮序列相關的Pt統計量和考慮序列相關的Pa統計量。

從表2檢驗結果可以看出,對于變量incomegap和urs，在5%水平上Gt統計量拒絕不存在面板協整的原假設,Ga統計量不能拒絕原假設，在10%水平上Pt和Pa統計量拒絕不存在協整關系的原假設；對于變量incomegap和urr也有類似的結論，在5%水平上Gt統計量和Pa統計量都拒絕不存在面板協整的原假設,在10%水平上Pt和Ga統計量也拒絕了不存在協整關系的原假設；而對于變量incomer和urs、incomer和urr，檢驗統計量都不能拒絕不存在面板協整的原假設。因此,可以認為變量incomegap和urs、incomegap和urr之間存在面板協整關系,而incomer和urs、incomer和urr之間不存在面板協整關系，即城鄉居民收入的絕對差距和城鄉金融發展的規模失衡、效率失衡之間存在協整關系，但城鄉居民收入的相對差距和城鄉金融發展的規模失衡、效率失衡之間不存在協整關系。

表2 面板協整檢驗結果

2.3 非平穩異質面板數據模型的估計

根據上文分析結果，城鄉居民收入的絕對差距和城鄉金融發展的規模失衡、效率失衡之間存在協整關系，可以進一步分析變量之間的作用。通常對于一階平穩的變量，若序列間存在協整關系，可以構建動態面板數據模型，即

其中i為截面個數，i=1,2，....，N；t為時期數，αi為個體效應。改寫成誤差修正模型的形式，即

當誤差修正系數φi≠0時，變量之間即存在長期關系，在長期均值恢復的假設該系數期望顯著為負。對于非平穩的異質性面板數據模型，固定效應估計只允許個體之間的截距不同,在個體系數不相同時得到的估計結果是不一致的。MG估計量允許各個截面的截距、斜率參數和誤差方差不同，分別計算每個截面的系數后求均值得到最后的系數估計；PMG估計在MG估計的基礎上，要求各個截面的長期系數相等，并利用極大似然法得到系數的估計值。根據表3的估計結果，變量incomegap和urs、incomegap和urr之間的誤差修正系數顯著為負，變量間存在長期協整關系，城鄉金融發展的規模失衡和效率失衡都能擴大城鄉絕對的收入差距。

表3 面板模型的PMG估計

3 結論

本文檢驗了我國金融發展的規模失衡、效率失衡與城鄉收入的相關差距、絕對差距的關系，可以看到城鄉金融發展對于城鄉收入差距具有一定影響，主要表現為城鄉居民收入的絕對差距和城鄉金融發展的規模失衡、效率失衡之間存在協整關系，而城鄉居民收入的相對差距與城鄉金融發展的規模失衡、效率失衡關系并不顯著；根據面板模型的估計結果，城鄉金融發展的規模失衡和效率失衡都會進一步擴大城鄉居民收入的絕對差距。因此，要縮小我國城鄉居民的收入差距，首先提高農村金融機構的經營效率，創新金融工具，加大農村地區的信貸支持力度，幫助農民擴大生產經營規模，提高農民收入；其次，需要加快金融市場改革，逐步改變城鄉金融發展的失衡，構建適當傾斜農村發展的長效金融政策，抑制金融發展的長期失衡給城鄉收入差距帶來的影響。

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