区域金融发展与城乡收入差距的实证分析.docx

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区域金融发展与城乡收入差距的实证分析

区域金融发展与城乡收入差距的实证分析

　　[摘要]贫富差距已经成为困扰社会和谐发展的重要乃至首要因素，城乡收入差距是其中的一个方面。

从金融的角度研究城乡收入差距具有重要的政策含义。

目前国内这方面的研究文献相对较少，而且大多基于整体研究，缺乏以区域为单位的研究，更没有将温州作为研究对象。

然而，金融发展与城乡收入差距之间的关系在地区层面上必然会表现出并不完全一致的关系。

文章对温州相关数据利用协整分析方法，考察金融发展与城乡收入差距间是否存在一种长期均衡关系，并且在协整分析基础上，对金融发展与城乡收入差距的因果关系做出具体判断。

实证结果显示：

金融发展规模的扩张会扩大城乡收入差距，金融发展效率的提高会缩小城乡收入差距。

笔者认为，金融发展之所以扩大城乡收入差距。

是金融抑制带来的城市化倾向所导致的。

因此，金融发展总体上可以缩小城乡收入差距，但前提是对现有金融抑制的不断深化，均衡的金融发展才可以使得农村地区获取足够的资本来发展经济，从而较大地提高农民收入水平。

　　[关键词]金融发展；城乡收入差距；协整；因果检验

　　[中图分类号]F830　[文献标识码]A　[文章编号]1006-5024（2011）06-0176-06

　　一、文献综述

　　根据刘植荣对世界183个国家和地区工资状况的研究，中国属于贫富差距最大的国家行列（2010），贫富差距已经成为困扰社会和谐发展的重要乃至首要因素。

自上世纪90年代以来，大量学者对收入不平等展开了深入的研究。

对于城乡收入差距扩大的原因，许多学者（shi、sicular和zha0，2002；shi，2002；Lu，2002；Yang，1999，李实、魏众，1999；李实，2003）认为农副产品价格的管制、农村不合理的税赋安排、城乡劳动力市场分割、就业市场的歧视等因素，对城乡收入差距的形成有着重要影响。

但从金融发展的角度来研究城乡收入差距的文献相对较少。

　　国外学者提出了三种不同的理论假说：

一是有益论，金融的发展使穷人也能通过融资进行人力资本投资，进入高收入的现代部门。

二是有害论，金融发展与深化，并没有使金融服务向穷人和新企业延伸，反而牺牲了低收入者和中产阶级的利益。

三是倒u字形关系论，Greenwood和Jovanovic（1990）基于实证的方法提出倒u字形关系论，即金融发展在初期既会促进经济增长但也会扩大收入差距，随着收入的增长，金融发展将逐步缩小收入差距，在学术意义上对金融发展与收入分配关系研究作出开创性贡献。

实证的方法在该研究领域相对较多地被使用。

Clark等（2003）基于全球91个国家1960－1995年的数据的实证分析表明，金融发展会显著降低收入分配差距，即Greenwood和Jovanovic的倒u型关系未得到证实。

Galor和Zeira（1993）、Baneriee和Newman（1993）的实证研究表明，金融发展和经济增长会扩大收入差距，完善的金融市场才是金融发展和经济增长缩小收入差距的前提。

也就是说，具有信用约束且初始财富分配不平等的国家会持续这种不平等；金融发展水平越低，信用约束越高，收入分配差距越大。

ShankhaChakraborty和TridipRay（2003）的实证研究表明，在银行主导的金融体系下，金融发展降低了收入差距，即金融发展促进了经济发展，从而降低了收入差距水平。

近几年，国外学者们的研究路线主要着眼于金融发展一经济增长一降低贫困一缩小差距。

Beck、Kunt和RossLevine（2004）运用全球99个国家1960―1999年的数据进行计量检验，分析结果表明金融发展对贫困人口是有利的。

Barr（2005）从金融服务供求不均衡的思路人手，认为“微型金融”为穷人提供了小的信贷项目、储蓄、保险等交易服务，有助于减少贫困。

　　国内学者也在积极用实证研究的方法来分析中国金融发展与收入分配之间的影响。

绝大多数学者认为我国的金融发展扩大了收入分配的不平等。

章奇等（2003）的研究表明，由于金融机构在向农村和农业配置资金方面缺乏效率，我国金融发展会拉大城乡收入差距，金融中介的发展对城乡收入差距的负面作用并不依赖于经济结构。

姚耀军（2005）的研究表明，金融发展与城乡收入差距正相关且具有双向的因果关系。

温涛、冉光和、熊德平（2005）的研究表明，中国金融发展对农民收入增长具有显著的负效应；用金融发展与经济增长的正向作用关系直接替代金融发展与农民收入增长的关系，与我国经济发展的事实并不相符。

杨俊、李晓羽、张宗益（2006）的研究表明，我国金融发展与全国、农村以及城乡居民收入分配之间存在单向因果关系，金融发展显著且稳定地扩大全国居民收入分配差距。

有部分学者认为金融发展与收入分配呈倒u型关系，比如：

刘敏楼（2006）、万文全（2006）。

也有学者认为我国金融发展与收入分配的关系不能确定，比如：

陈刚（2006）的研究表明，金融发展与城乡收入差距均表现为非同阶单整变量，从而否定了二者之间长期均衡关系的存在。

　　对金融发展和城乡收入差距关系的研究，实际就是研究资本对于农村经济发展的作用，对于缩小城乡收入差距具有重要的政策含义，尤其对于发展中国家及地区。

上述的研究文献大多是基于整体研究，缺乏以区域为单位的研究，更没有以温州为背景的分析。

目前不同地区间的差异之大，使得金融发展与城乡收入差距之间的关系在地区层面上必然也会表现出并不完全一致的关系。

从研究的结果来看，各位学者的结论并不统一，可能源于样本、指标以及使用的分析方法的不同。

因此，必须避免以整体掩盖局部，针对不同区域所作的实证研究应该更有现实意义。

笔者对温州数据利用协整分析方法，考察金融发展与城乡收入差距间是否存在一种长期均衡关系，并且在协整分析基础上，对金融发展与城乡收入差距的短期因果关系做出具体判断。

　　二、实证方法、指标与数据说明

　　本文对1981――2009年间温州区域金融发展与城乡收入差距的关系进行回归分析，来探讨金融发展与城乡收入差距关系是否存在着一种长期均衡关系。

　　1.实证分析方法

　　为了避免模型出现伪回归的现象，在本研究中首先将利用Dickey和Fuller（1981）提出的考虑残差项序列相关的ADF单位根检验法，检验变量的平稳性，对于非平稳性的变量进行处理，使之成为平稳时间序列。

如果变量是单整的，那么我们将对相关变量进行协整检验（cointegrationTest），分别确定各变量之间的长期均衡关系。

得出协整检验的结果以后，如果变量间存在协整关系，协整分析得出的经验方程只是表示变量之间存在相关关系，并不能说明变量之间因果关系的方向。

我们将建立误差修正模型（ECM）进行短期因果关系分析。

如果变量间不存在协整关系，我们将利用变量的差分进行格兰杰因果关系检验法（GrangerCausalityTest），以展开对这些变量之间关系的进一步分析。

格兰杰因果关系的基本原理是，如果变量Y2过去和现在的信息有助于改进变量Y1的预测，则说变量Y1是由变量Y2格兰杰原因引起的（Granger－caused）。

　　2.数据说明

　　本文在姚耀军（2005）的指标基础上做了修正，共选择四个指标①。

（1）城乡收入差距指标（y）=城市居民实际可支配收入／农村居民实际人均纯收入。

（2）金融发展规模指标（FD）=（金融机构年底贷款余额+城乡居民储蓄存款余额）／地区生产总值（即GDP）。

虽然经常用M2与GDP的比值来反映金融发展规模，但也遭到众多质疑（姚耀军，2005）。

而且在国内的金融市场里，银行还是发挥着最重要的功能。

因此，用银行数据取代M2是合理的。

笔者认为贷款和储蓄都是金融发展规模的量化指标，所以采用（金融机构年底贷款余额+城乡居民储蓄存款余额）／地区生产总值。

金融机构年底贷款余额和城乡居民储蓄存款余额这两个指标均不包括外币部分，一方面由于年鉴没有外币储蓄的数据，基于一致性的考虑，贷款余额也剔除外币部分；另一方面，以贷款余额为例，外币部分远远小于人民币部分，可以忽略。

　　（3）金融发展效率指标（FE）=金融机构各项贷款余额／城乡居民储蓄存款余额。

以非国有经济获得银行贷款比例表示整个金融系统的中介效率是很多研究中的做法，但王志强、孙刚（2003）基于国有经济在整个经济中的地位，指出了此种方法存在的缺陷，他们认为可用贷款和储蓄的比值来衡量金融中介将储蓄转化为贷款的效率，FE值越大，效率越高。

此处的金融机构各项贷款余额和城乡居民储蓄存款余额分别等于指标FD中的金融机构年底贷款余额和城乡居民储蓄存款余额。

　　（4）城市化指标（cI）=城镇人口／总人口。

这是本文实证分析中的一个重要控制变量。

陆铭、陈钊（2004）的研究表明，城市化水平的提高会显著降低城乡收入差距。

另外需指出的是，虽然这个指标会由于中国的实际城镇人口统计问题而低估城市化水平，但由于统计资料的限制，目前还没有更好的指标可代替它（姚耀军，2005）。

此处的城镇人口取自《温卅I统计年鉴》上的“非农人口”。

　　本文选择数据样本区间为1981--2009年，所有变量都进行对数处理，各变量都加一个前缀L。

本文使用的计量软件为EViews5.0统计软件。

　　三，实证分析过程

　　1.单位根检验

　　现代计量经济学研究发现，大部分经济变量是非平稳的，这将增加在回归分析中拒绝解释变量系数为零假设的概率，降低检验的功效，增加纳伪的可能性。

也就是说用非平稳变量进行回归分析，结论往往是两者具有相关关系，将实际上不相关的两个非平稳变量用来回归分析，是一种虚假回归（伪回归）。

因此，在进行具体的方程估计和因果关系检验之前，首先对各序列进行ADF（AugmentedDickey―Fuller）单位根检验，滞后阶数按SIC准则选取，具体检验结果见表1。

　　上述序列的一阶差分序列均至少在5％的显著性水平上拒绝了存在单位根的零假设，即是平稳的。

所以，我们可以认为序列LY，LFD，LFE和LCI都是一阶单整（integration）的，即为I

（1）过程。

　　2.协整检验

　　虽然各指标是非平稳的一阶单整序列，但这些指标可能存在平稳的线性组合，这个组合反映了变量之间的长期稳定关系，即协整关系。

Johansen协整检验法是一种基于VAR模型的检验方法，因此，首先必须建立VAR模型。

在建立VAR模型前需要确定滞后期，文章利用Eviews软件进行VAR滞后期的选择，得到5个评价统计量的值，带“女”的是软件选择的结果，从表2看到，5个评价指标一致选择滞后期为4，则确定建立VAR（4）模型。

　　需要注意的是，Johansen检验是渐进有效的，在有限样本尤其是小样本中该方法过分倾向于认为变量间存在协整关系，根据Reinsel和Ahn（1992），克服该缺点的办法是将检验中的迹统计量乘以（T－nk）／T进行调整，其中T、n、k分别为样本容量、变量个数、VAR模型滞后阶数。

Johansen协整检验（迹统计量）检验结果见表3，括号内为迹统计量的调整值。

　　由Johansen协整检验结果表明，在显著水平为5％下，变量间只具有一个协整关系，即金融发展与城乡收入差距之间存在长期的均衡关系，其表达式为：

　　LY=0.6312+0.2616LCI+0.09997LFD

　　（4.0538）　（1.299）　（1.4302）－0.1799FE（－4.4712）

　　括号内数字为T检验值。

就长期而言，温州的城乡收入差距与其金融发展规模、城市化水平正相关，与金融发展效率负相关。

　　对VAR（4）模型进行估计，表4的结果表明VAR模型所有根的倒数的模小于1，即位于单位圆内，则VAR模型是稳定的。

结果见表4，评估结果可以作为进一步分析的基础。

　　3.Granger因果检验

　　上述的检验只是说明金融发展与城乡收入差距有着密切的联系，而且联系是比较全面的，包括金融发展规模和效率。

为了确定金融发展与城乡收入差距变量之间的相互关系，运用Granger因果检验来检测各变量之间的因果关系。

结果见表5，由于本文的重点是讨论金融发展与城乡收入差距的关系，故表5忽略城市化与城乡收入差距之间的Granger因果关系。

　　金融发展规模和效率是城乡收入差距的格兰杰原因，但是从长期来看，城乡收入差距对金融发展规模和效率在统计学上的影响并不显著。

　　四、实证结果分析及政策建议

　　实证结果分析如下：

　　第一，温州金融发展规模与城乡收入差距之间存在长期的密切联系，金融规模的发展将扩大城乡收入差距。

农村金融的滞后，一定程度地影响了农村经济对资本的获取，而城乡收入差距从某种程度上是城乡经济在获取资本优劣势的体现。

　　作为发展中国家，金融改革更多的受非市场因素的影响。

首先，金融制度的安排有着城市化倾向。

蔡畸（2003）指出，在许多发展中国家，城乡关系都是强制性的，或者说是城市偏向的，这种政策偏向导致发展中国家普遍出现城乡收入差距。

麦金农（1973）提出发展中国家的金融抑制论，显著表现就是金融市场不健全和金融工具单调。

虽然发展中国家在渐进改革过程中会存在明显的金融抑制，但与其他发展中国家不同的是，我国金融抑制的基础是国有商业银行的信用垄断（诸葛隽，2007）。

中国的金融制度安排是为满足给予利益受损集团（主要是国有企业和城市居民）以利益补偿的政府意愿而内生出来的一项制度安排，在这样的内生性金融制度安排下，金融中介的信贷配置就不可避免地具有明显的国有企业和城市化倾向。

同时，这种金融制度安排所内生出的一些特征，包括利率管制、垄断的银行结构和被抑制的农村金融等，也必然加剧金融资源配置的城市化倾向（包括大型企业倾向）和农村金融资源的外流（陈刚、尹希果，2008）。

因此，内生于工业化和城市化的中国金融对内开放不足，相对于农村经济而言是外生的。

农民对政府政策制定的影响力又非常微弱，这也使得金融中介信贷配置的国有企业和城市部门偏向能得以长期维持。

其次，政府办金融导致农村金融机构缺乏市场竞争力。

多年来，农村金融走的是一条政府办金融的发展道路。

实践证明，金融城市化倾向的背景下，在缺乏竞争的农村市场，政府办金融极易导致农村金融机构效率低下，经营机制不完善，无法成为自主经营、自担风险的独立实体。

第三，政府监管体制压制了农村金融的发展。

监管部门对农村金融市场实行了过度管制，包括：

农村金融市场准入门槛过高，对民间金融简单地采取打击的态度。

金融监管部门在制定监管指标和实行日常监管活动中，没有考虑农村经济建设、农业行业等贷款需求所呈现出与其他行业贷款不同的风险高、成本大、效益低等特点，没有加以区别对待，一律采取资本金充足率、不良率等指标来进行评估管理。

这样可能误导金融机构对农村金融的价值取向和发展方向，又可能导致涉农贷款被压缩，从而制约农村金融的发展。

　　基于上述背景，温州农村金融的发展必然带着“滞后性”，可以通过涉农贷款来加以了解。

截至2009年底，全市金融机构各项贷款余额4508亿元，虽然涉农贷款余额1542亿元，占34.2％，但真正用于农林牧渔业贷款余额仅42亿元，占0.93％，农业龙头企业贷款余额12.92亿元，占0.29％，专业合作社贷款余额0.068亿元。

2004－2008年，温州城镇个人贷款（包括个人生产经营性贷款和消费贷款）与农户贷款倍数关系分别为：

4.21、3.79、3.95、4.48、4.18。

近两年，小额贷款公司、村镇银行等新型农村金融组织相继成立。

截至2009年底，小额贷款公司累计投放贷款83.26亿元，其中种养殖业和100万元以下累计贷款45.96亿元（由于种养殖业数额较小，一直以来没有单独统计）；截至2009年底，永嘉、苍南两县村镇银行累计投放贷款5.51亿元，其中三农经济贷款0.70亿元。

在贷款数据的统计上，新型农村金融组织与金融机构是相互独立的，但即使合并统计，用于农业生产贷款的比例仍然很低。

在温州，涉农金融服务的承担主体还是农村合作银行。

各个农村合作银行涉农扶持力度比较大，比如，各农村合作金融机构存贷比例都保持在75％左右；瑞安农村银行规定涉农贷款的增长速度不能低于总贷款增长速度；苍南农村合作银行涉农贷款占各项贷款的比例为79％，贷款农户的户数列浙江省农信系统机构首位。

但根据基层信贷员的反映，只要是以农户的身份贷款，都在金融机构“涉农”贷款的统计口径内，更多的是从事其他投资，用于农业生产投资的很少。

　　第二，温州金融发展效率与城乡收入差距之间存在长期的密切联系，金融发展效率的提高将缩小城乡收入差距。

按照文章指标的定义，金融发展效率的提高意味着一定的储蓄转化为更多的贷款。

尽管中国金融发展是非均衡的，但只要更多的贷款中一小部分投向农村地区，都将产生巨大的效益，从而提高农民的收入水平（姚耀军，2005）。

笔者认为，基于中国金融的现实，金融发展效率的提高是对金融发展规模扩大产生弊端的弥补，相对于金融抑制而言的金融深化，虽然这种深化到目前为止还不够全面。

　　总之，上述实证结果显示金融发展规模的扩张会扩大城乡收入差距，金融发展效率的提高会缩小城乡收入差距；但并不是说金融既扩大城乡收入差距，又缩小城乡收入差距。

金融发展规模的扩张之所以扩大城乡收入差距，是金融抑制带来的城市化倾向以及政府对农村金融“不自觉”的压制所导致的。

金融发展从根本上看是缩小城乡收入差距的，但前提是对现有金融抑制的不断深化，均衡的金融发展才可以使得农村地区获取足够的资本来发展经济，从而较大地提高收入水平。

而现实是我们的金融发展非均衡。

因此，从金融的角度，缩小城乡收入差距的关键是解决金融的非均衡发展，发展农村金融。

　　一方面，需要培育更多的农村金融中介。

促使国有商业银行重新向县域、农村扩张，而这实际上已经在进行中了；支持农村信用合作银行深化产权的改革；鼓励发展民营农村中小金融机构，可以进行农村小额贷款组织的试点。

　　另一方面，创新农村金融产品。

笔者认为，当前有两个重点：

一个重点是可以继续深化农房抵押。

温州农房抵押贷款试点是个亮点，截至2009年末温州市农房抵押贷款余额72.58亿元，占全市农业贷款余额17.9％，但农房抵押毕竟是一个新鲜事物，在实践中必然会出现许多问题或者诱发其他相关问题，要在后续的实践中加以重视并尽早写入文件，及早防范；在理论上也应该对其作更多深入的探讨。

第二个重点是可以作农村土地金融的尝试。

农村土地金融是农业土地经营者以其拥有的土地产权向金融机构或社会公众融资行为关系的总和（罗剑朝等，2004）。

如果农村土地承包经营权可以作为抵押品进入农村信贷市场，可能在一定程度缓解农业和农民的融资压力。

但是不能把农村土地金融的构建仅仅看成是组建一个机构或采用某种形式的融资。

金融工作的核心从来都是管理风险，如何从组织上保证形成一种社会化的风险分摊机制，这才是农村土地金融的核心问题，否则任何单个机构或某一种融资方式都无法承载它的发展。

　　责任编辑：

昱文