金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)及省際差異——基于誤差修正模型的面板協(xié)整檢驗

盧立香,陳 華

(山東經(jīng)濟學(xué)院財稅金融研究所,山東 濟南 250014)

一、引言和相關(guān)文獻回顧

改革開放以來,經(jīng)濟高速增長的同時,我國居民收入分配差距尤其是城鄉(xiāng)收入差距①本文中,除非特別指出,城鄉(xiāng)收入差距均以城市居民家庭的人均可支配收入與農(nóng)村居民的人均純收入之比來衡量。卻持續(xù)擴大,尤其是1998年以來,城鎮(zhèn)居民收入實際增速一直高于農(nóng)村居民收入實際增速,到2004年中國的城鄉(xiāng)收入差距已是世界最高 (李實、岳希明,2004)[1],2009年中國城鄉(xiāng)居民收入比達到3.33:1,如果把城鎮(zhèn)居民的社會保障因素考慮在內(nèi),城鄉(xiāng)收入差距將會更大。自20世紀90年代開始從金融發(fā)展角度研究城鄉(xiāng)收入差距的文獻也逐漸增多。首先,Greenwood和Jovanovic(1990)率先提出金融發(fā)展和收入分配的關(guān)系是倒U型的[2]。之后Agihon和Bolton(1997)、Matsuyama(2000)分析了初始財富的分配和信用市場的發(fā)展如何通過財富的 “涓流效應(yīng)”(Trickle-Down Effects)而影響長期財富的分配,預(yù)言了金融發(fā)展與收入分配之間的倒 U型關(guān)系[3][4]。其次,Galor和 Zeira(1993)、Banerjee和Newman(1993)研究表明,在金融市場完善的前提下,金融發(fā)展將逐步縮小收入差距。但是,在有信用約束以及對人力資本與物質(zhì)資本的投資不可分割的情況下,收入差距并不會必然地趨于收斂[5][6]。另外,Maurer和Haber(2007)則認為,金融服務(wù)依然只是針對富人和具有某種政治聯(lián)系的企業(yè),從而使收入差距日益擴大[7];Clarke等 (2003)進一步指出,在現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門比重更高,金融發(fā)展程度也更高的經(jīng)濟中,收入分配不平等程度要高于那些不同時具備 “兩高”

比例的經(jīng)濟,他們稱之為金融發(fā)展的擴展庫茲涅茨效應(yīng)[8]②根據(jù)世界很多國家尤其是一些主要發(fā)達國家的經(jīng)驗,收入分配狀況會隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而呈現(xiàn)“倒U型”的變化,即所謂的 “庫茲涅茨效應(yīng)”。。

在實證研究方面,Clarke等(2003)、Beck和Levine(2004)及Honohan(2004),進行了跨國分析,發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展會顯著降低一國收入分配差距,卻未能證實兩者間的 “倒U型”關(guān)系[9][10]。近年來,國內(nèi)學(xué)者對金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系從多個角度進行了實證研究,結(jié)論并不完全一致。首先,章奇等 (2004)發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展會顯著擴大城鄉(xiāng)收入差距,并且這種負面作用在20世紀90年代尤其明顯[11]。溫濤等 (2005)[12]、楊俊等 (2006)[13]的研究表明,中國金融發(fā)展會顯著擴大城鄉(xiāng)收入差距。姚耀軍 (2005)認為金融發(fā)展規(guī)模的擴大會拉大城鄉(xiāng)收入差距,金融發(fā)展效率的提高會縮小城鄉(xiāng)收入差距[14]。其次,劉敏樓 (2006)[15]和萬文全 (2006)[16]認為我國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間呈倒U型關(guān)系。另外,陸銘、陳釗 (2004)研究發(fā)現(xiàn)中國金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響并不顯著[17]。尹希果等 (2007)的研究發(fā)現(xiàn)無論是東部還是西部地區(qū),金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距均表現(xiàn)為非同階單整變量,從而不能認為二者之間存在長期關(guān)系[18]。

從上述文獻可以看出,基于中國不同省份的研究較少。由于中國不同省份之間經(jīng)濟發(fā)展的非均衡性顯著,因此必須注重不同地區(qū)金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)。本文對現(xiàn)有文獻進行擴展和改進,基于面板誤差修正模型 (PVECM)實現(xiàn)面板協(xié)整檢驗,進而估計出面板誤差修正模型,由此揭示不同地區(qū)的金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的長期影響效應(yīng)及其短期動態(tài)調(diào)整效應(yīng)。

二、指標選取、面板協(xié)整模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

(一)指標選取與面板協(xié)整模型設(shè)定

1.指標選取

(1)城鄉(xiāng)收入差距指標。本文以表示城鄉(xiāng)收入差距的指標,即城市居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比,在計算這個比率之前,用各地區(qū)的城市消費價格指數(shù)和農(nóng)村消費價格指數(shù)分別對收入數(shù)據(jù)進行了消脹①三大直轄市沒有對城鄉(xiāng)消費價格指數(shù)進行區(qū)分,其他的省和自治區(qū)均用當年的城市消費價格指數(shù)和農(nóng)村消費價格指數(shù)分別對城市居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入進行了消脹。同時,各個省和自治區(qū)的農(nóng)村消費價格指數(shù)自1986年開始才有完整的統(tǒng)計數(shù)據(jù),因此,我們研究的時間跨度為1986年-2007年。。

(2)金融發(fā)展指標。本文同時選取了金融發(fā)展規(guī)模指標 (FD)和金融發(fā)展效率指標 (FE)。金融發(fā)展規(guī)模用各省份銀行存貸款之和與其GDP之比衡量,以揭示中國金融發(fā)展規(guī)模的地區(qū)差異;金融發(fā)展效率用各省份儲蓄與貸款的比值衡量,以測度金融中介將儲蓄轉(zhuǎn)化為貸款的效率,這里的儲蓄是指居民儲蓄存款。圖1和圖2分別給出了中國大陸除海南、重慶、西藏以外的其他28個省、市、自治區(qū)1986—2007年的金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率的描述性統(tǒng)計分析。從中可以看出絕大多數(shù)省份的金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率隨著時間的推移不斷提高,同時,不同省份的金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率具有明顯差異,因而不同省份的金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響是否也具有明顯的差異?為此,本文以不同省份為橫截面?zhèn)€體,將相應(yīng)變量的時間序列數(shù)據(jù)進行組合而形成面板數(shù)據(jù),基于此建立面板協(xié)整模型,以揭示我國金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

2.中國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的面板協(xié)整模型設(shè)定

本文設(shè)定金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距的面板協(xié)整模型為:

如果模型 (1)為面板協(xié)整模型,則根據(jù)Granger表述定理,面板協(xié)整模型 (1)所對應(yīng)的面板誤差修正模型為 (PVECM)為:

ai為誤差修正速度,反映金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的長期關(guān)系對城鄉(xiāng)收入差距的短期變化所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)。如果ai為負且顯著,則進一步支持模型 (1)為面板協(xié)整關(guān)系。β1i、β2i反映了城鄉(xiāng)收入差距ID與金融發(fā)展規(guī)模FD、金融發(fā)展效率FE之間的長期關(guān)系。φ1i、φ2i反映了城鄉(xiāng)收入差距ID與金融發(fā)展規(guī)模FD、金融發(fā)展效率FE之間的短期調(diào)整關(guān)系。

圖1 中國各地區(qū)1986-2007年的金融發(fā)展規(guī)模

圖2 中國各地區(qū)1986-2007年的金融發(fā)展效率

(二)數(shù)據(jù)說明

本文中1986—2004年的數(shù)據(jù)未經(jīng)指明均取自 《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》,2005—2007年的數(shù)據(jù)取自 《中國統(tǒng)計年鑒》 (2006—2008),2005—2007年的存貸款數(shù)據(jù)取自 《中國金融年鑒2008》。本文樣本包括中國大陸除海南、重慶、西藏以外的其他28個省、市、自治區(qū)。

三、實證檢驗結(jié)果與分析

(一)各變量的面板單位根檢驗

本文選擇三種主要的方法進行檢驗,以增強檢驗結(jié)果的可靠性,它們分別是Hadri(2000)的異質(zhì)面板單位根檢驗、Levin,Lin and Chu檢驗 (2002)和Im,Pesaran and Shin檢驗 (2003)。本文同時應(yīng)用上述三種檢驗方法對上述變量進行檢驗,結(jié)果一并列入表1。由表1可知,在1%顯著水平上,變量ID的Hadri和IPS檢驗結(jié)果均顯示變量ID為一階單整I(1)序列,但LLC檢驗結(jié)果顯示變量ID為I(0)序列,因此,可以認為變量ID為一階單整I(1)序列;在5%顯著水平上,變量FD的LLC和IPS檢驗結(jié)果均顯示變量FD為一階單整I(1)序列,但Hadri檢驗結(jié)果顯示變量FD的一階差分值為非平穩(wěn)過程,因此,可以認為變量FD為一階單整I(1)序列;在1%顯著水平上,變量FE的Hadri和IPS檢驗結(jié)果均顯示變量FE為一階單整I(1)序列,但LLC檢驗結(jié)果顯示FE的一階差分值為非平穩(wěn)過程,因此,可以認為變量FE為一階單整I(1)序列。因此,變量ID、FD、FE均為一階單整I(1)序列。

表1 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗結(jié)果

(二)面板協(xié)整檢驗與協(xié)整向量的估計

1.面板誤差修正模型的面板協(xié)整檢驗

基于殘差的面板協(xié)整檢驗隱含著一個重要的假設(shè)條件:長期誤差修正系數(shù) (變量的水平值)=短期動態(tài)調(diào)整系數(shù) (變量的差分值),之為 “同要素限制”(Common Factor Restriction)。但是當這一假設(shè)無法滿足時,殘差為基礎(chǔ)的面板協(xié)整檢驗統(tǒng)計量的檢定力會大幅降低。而以面板誤差修正模型為基礎(chǔ)進行協(xié)整檢驗可避免這一限制,而且基于誤差修正模型的面板協(xié)整檢驗考慮了截面異質(zhì)性、截面內(nèi)的序列相關(guān)和截面間的相關(guān)性,從而提高統(tǒng)計變量的檢定力。因此,本文采用Westerlund(2007)[19]提供的方法以誤差修正模型為基礎(chǔ)進行面板協(xié)整檢驗。Westerlund(2007)的面板協(xié)整檢驗共有兩組統(tǒng)計量,每組統(tǒng)計量又各包含兩個統(tǒng)計量。第一組統(tǒng)計量是在假設(shè)各個截面的誤差修正速度不同的條件下設(shè)定的,其中,Gt統(tǒng)計量是不考慮序列相關(guān)的,Ga統(tǒng)計量是考慮序列相關(guān)并且采用Newey and West(1994)方法計算標準誤。第二組統(tǒng)計量是在假設(shè)各個截面的誤差修正速度相同的條件下設(shè)定的,其中,Pt統(tǒng)計量是不考慮序列相關(guān)的,Pa統(tǒng)計量是考慮序列相關(guān)的。

表2 Westerlund(2007)面板協(xié)整檢驗結(jié)果

從表2檢驗結(jié)果可以看出,Gt統(tǒng)計量在5%水平上拒絕不存在面板協(xié)整的原假設(shè),Pt和Pa統(tǒng)計量在10%水平上也拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此,可以認為模型 (1)為面板協(xié)整關(guān)系,即金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.面板協(xié)整向量的估計結(jié)果

Blackburne和Frank(2007)對面板協(xié)整向量以及面板誤差修正模型提出了新的估計方法,避免了用Rats編程對面板協(xié)整向量與面板誤差修正模型進行完全修正的最小二乘法 (FMOLS)估計的繁瑣過程[20]。該方法提供了面板誤差修正模型的三種可供選擇的估計量:MG估計量 (Mean-Group Estimator)、FE估計量 (Fixed-Effects Estimator)和PMG估計量 (Pooled Mean-Group Estimator)。其中,MG估計量假設(shè)各個截面的長期和短期系數(shù)均不同,即存在完全的截面異質(zhì)性;FE估計量假設(shè)各個截面具有相同的短期和長期系數(shù),但有不同的截距項;PMG估計量假設(shè)各個截面的長期系數(shù)都相等,但是誤差修正速度和短期調(diào)整系數(shù)具有截面異質(zhì)性。

通過Hausman檢驗對上述三種估計量進行選擇。Hausman檢驗在1%和5%顯著水平下,方程(1)分別拒絕了PMG估計量和FE估計量,故認為采用MG估計量更好,具體估計結(jié)果見表3。

表3 Blackburne和Frank(2007)面板協(xié)整向量的估計結(jié)果

從表3可以看出:(1)只有遼寧、江西和甘肅3省的β1i為負并且均不顯著,其余25個省份的β1i都為正。這一結(jié)果表明遼寧、江西和甘肅3省的金融發(fā)展規(guī)模對城鄉(xiāng)收入差距的擴大起到了抑制作用,而其余25個省份金融發(fā)展規(guī)模的擴大促進了城鄉(xiāng)收入差距的擴大,而且金融發(fā)展規(guī)模對城鄉(xiāng)收入差距擴大的促進作用在一些省份不顯著。其中北京、河北、內(nèi)蒙古、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、四川和青海等10個省份的β1i顯著為正,說明這些地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模的擴大對城鄉(xiāng)收入差距擴大的促進作用顯著。(2)13個省份的β2i為負,而15個省份的β2i為正,說明金融發(fā)展效率的提高對城鄉(xiāng)收入差距的長期影響方向不確定。金融發(fā)展效率的提高意味著更多的儲蓄轉(zhuǎn)化為貸款,如果儲蓄更多地轉(zhuǎn)化為向農(nóng)村地區(qū)的貸款,則金融發(fā)展效率提高會抑制城鄉(xiāng)收入差距擴大;如果儲蓄更多地轉(zhuǎn)化為向城鎮(zhèn)地區(qū)的貸款,則金融發(fā)展效率提高會促進城鄉(xiāng)收入差距擴大?；诖?金融發(fā)展效率在不同省份的差異性導(dǎo)致其對城鄉(xiāng)收入差距的長期影響方向顯著不同。(3)不同地區(qū)的β1i和β2i有較大差異,說明各地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率對城鄉(xiāng)收入差距擴大的長期效應(yīng)不盡相同,這主要是由于我國不同地區(qū)金融發(fā)展水平和城鄉(xiāng)收入差距水平的差異性顯著。

3.面板誤差修正模型 (PVECM)的估計結(jié)果與分析

面板協(xié)整模型檢驗結(jié)果證實了我國各省份金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率對城鄉(xiāng)收入差距具有不同的長期效應(yīng),從Granger協(xié)整表述定理可知,這種長期效應(yīng)對于城鄉(xiāng)收入差距的短期變化應(yīng)該具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng),面板誤差修正模型 (2)的估計結(jié)果揭示了這種短期調(diào)節(jié)效應(yīng),這種調(diào)節(jié)效應(yīng)由估計的ai所刻畫,估計結(jié)果見表4。

表4 Blackburne和Frank(2007)面板誤差修正模型 (PVECM)估計結(jié)果

ai為負從理論上進一步印證了估計的模型 (1)為面板協(xié)整模型。這一結(jié)果表明,伴隨著我國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的長期 (協(xié)整)關(guān)系,對短期的城鄉(xiāng)收入差距擴大產(chǎn)生抑制效應(yīng)。這一結(jié)果揭示的經(jīng)濟意義為:現(xiàn)階段我國應(yīng)積極提高金融發(fā)展水平,促進農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率,以強化對城鄉(xiāng)收入差距擴大的這種短期抑制效應(yīng)。分地區(qū)來看,北京、河北、內(nèi)蒙古、黑龍江、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、湖南、廣西、四川和青海等省份的抑制效應(yīng)具有統(tǒng)計顯著性,這意味著這些地區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展對降低城鄉(xiāng)收入差距的作用更為重要。其他地區(qū)如河南、湖北等,這種抑制作用不顯著,這意味著這類地區(qū)短期內(nèi)縮小城鄉(xiāng)收入差距主要依賴于增加農(nóng)民收入的直接措施,如減輕農(nóng)民負擔,增加對農(nóng)業(yè)補貼和投入以及提高農(nóng)民工的待遇等。

四、結(jié)論及政策建議

我國金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率和城鄉(xiāng)收入差距之間已形成異質(zhì) (各省份不同)的長期 (面板協(xié)整)關(guān)系,具體來說,除遼寧、江西和甘肅3省以外,其余省份的金融發(fā)展規(guī)模擴大促進了城鄉(xiāng)收入差距的擴大,同時金融發(fā)展規(guī)模對城鄉(xiāng)收入差距擴大的促進作用在不同省份的顯著性不同;金融發(fā)展效率的提高對城鄉(xiāng)收入差距的長期影響方向不確定。之后進行的面板誤差修正模型估計顯示,我國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的長期 (協(xié)整)關(guān)系,對短期的城鄉(xiāng)收入差距擴大產(chǎn)生抑制效應(yīng)。

基于上述研究結(jié)論,本文提出如下政策建議:第一,加大不同地區(qū)農(nóng)村金融改革的力度,促進金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率在農(nóng)村地區(qū)的提高。在農(nóng)村信貸投入方面,應(yīng)大力推行農(nóng)業(yè)保險,積極探索金融工具創(chuàng)新,從而增加對農(nóng)民的信貸發(fā)放;在農(nóng)村金融市場主體的培育方面,可以嘗試成立更加適合農(nóng)戶融資的農(nóng)村金融機構(gòu),同時要做好對農(nóng)村非正規(guī)金融的鼓勵和監(jiān)管,從而推動農(nóng)村金融市場的正常發(fā)育。第二,注重不同地區(qū)金融的均衡發(fā)展,采取有區(qū)別的金融政策,以統(tǒng)籌區(qū)域金融和經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展,切實有效地發(fā)揮金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的改善功能。第三,應(yīng)注重將促進金融發(fā)展水平的長期提高和短期內(nèi)縮小城鄉(xiāng)收入差距的政策相結(jié)合。長期內(nèi)促進農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展,逐步改變城鄉(xiāng)金融發(fā)展不均衡的狀況;短期內(nèi)應(yīng)采取能夠提高農(nóng)民收入的直接措施,以此縮小城鄉(xiāng)收入差距。

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