經濟金融化對我國城鄉收入差距的差異化影響——基于1978-2013年省級面板數據的分析

葉 凡，鄒東濤，苑西恒

(1.中央財經大學 經濟學院，北京100081;2.國務院發展研究中心信息網，北京100010;3.中央財經大學 中國發展和改革研究院，北京100081)

一、引 言

改革開放以來，我國經濟快速增長，人均收入水平大幅攀升，收入結構也發生了較大變化，財產凈收入增速加快，在總收入中的比重進一步提升，但城鄉收入差距問題也逐漸凸顯。數據顯示:1978年城鄉居民人均收入比為2.57，2014年上升至3.03，并且1999年后，有階段性加速趨勢。相關研究顯示:2000年以來，我國城鄉之間的基尼系數對全國基尼系數的貢獻率持續高于57%，部分年份超過60%[1-2]。探求造成城鄉收入差距的原因，提出縮小城鄉收入差距的有效措施，具有重要的現實意義。

20世紀70年代開始，經濟活動中使用金融工具的比重不斷增加，90年代后經濟金融化伴隨著全球化進入了快速發展時期。學術界對經濟金融化與收入差距之間關系的研究也隨之跟進。目前，研究結論主要分為三類:第一類，認為經濟金融化與收入差距之間呈庫茲涅茨倒U型關系。Greenwood and Jovanovic[3]假定經濟主體取得金融服務的成本是固定的，構建金融發展與收入差距的實證分析模型，得出金融發展與收入差距之間存在庫茲涅茨倒U型關系;國內學者劉敏樓使用2001年我國地區截面數據，萬文全使用1978-2003年時間序列數據，董曉琳等使用2010年我國31個省市的截面數據，通過實證分析也都驗證了這一觀點。第二類觀點認為，金融深化發展對富人有利，損害窮人利益，會導致收入差距擴大。Cagetti and De Nardi[4]認為由于企業信貸約束的存在，社會初始財富分配不合理影響了企業家的投資水平，金融發展更有利于初始財富水平高的人群，因此經濟金融化會擴大收入差距。章奇等[5]利用1978-1998年我國省級面板數據，發現金融中介發展顯著拉大了城鄉收入差距，尤其在90年代表現突出。姚耀軍[6]采用 VAR模型，通過對1978-2002年數據進行分析，發現金融發展規模與城鄉收入差距正相關，且兩者具有雙向因果關系。余玲錚等[7]使用1996-2009年省級面板數據和門檻模型，劉玉光等[8]利用1978-2008年的分省面板數據，結果都顯示，在樣本期間內金融發展顯著加劇了我國城鄉收入差距。第三類觀點認為，經濟金融化能夠改善低收入人群狀況，為他們的儲蓄提供新的機會，因而有助于縮小收入差距。Galor and Zeira、Banerjee and Newman分別利用兩部門與三部門模型，Clark，Xu and Zou采用91個國家1960-1995年的面板數據進行實證分析，都驗證了這一觀點。國內學者陳志剛等[9]利用中國1990-2004年的省級面板數據，葉志強等[10]使用1978-2006年省級面板數據進行實證分析，都得出金融發展在其所研究的樣本區間內有助于縮小城鄉收入差距的結論。

區域經濟發展不平衡是我國現階段經濟發展的重要特征之一，隨著研究的深入，國內學者開始關注金融化對城鄉收入差距的區域差異化影響。許佩娟等[11]利用1978-2009年我國省級數據，分析我國東、中、西部地區的金融發展與城鄉收入之間的關系，結果顯示:東、西部地區城鄉收入差距與地區金融發展規模成正比，與地區金融發展效率成反比，中部地區城鄉收入差距與地區金融發展效率成正比，與地區金融發展規模成反比;孟兆娟[12]利用我國2006-2010年省級面板數據進行實證研究，結果顯示:我國農村金融發展有助于縮小城鄉收入差距，東部地區這一效應最為顯著，西部地區次之，中部地區不顯著。

以上研究成果表明:經濟金融化對收入差距的影響是一個動態過程，不同學者對我國改革開放以來，不同時間序列的數據進行分析，得出了不同結論。現階段，經濟金融化對我國城鄉收入差距的整體影響如何，以融資為主的積累機制對區域城鄉收入差距的影響是否出現了新的動態變化?如何因地制宜地調整區域金融政策，提高投資乘數效應，縮小城鄉收入差距?以下研究將圍繞上述問題展開。

二、模型設定與指標選取

(一)計量模型設定

為分析我國經濟金融化對城鄉收入差距的影響，本文在GJ模型的基礎上構建如下計量經濟模型:

其中，yit為各省市i在t期的城鄉收入差距;FDit是各省市的金融發展水平;CVit是控制變量;εit是殘差項。

根據金融發展與城鄉收入差距存在的三種可能關系，把f(FDit)設定為如下形式:

如果金融發展與收入差距之間是倒U型關系，則α12＜0;如果金融發展縮小城鄉收入差距，則α11＞0，α12=0;如果金融發展拉大城鄉收入差距，則α11＜ 0，α12=0。

(二)指標選取

1.城鄉收入差距

本文衡量城鄉收入差距的指標沿用章奇等[5]、劉玉光等[8]、陳志剛等[9]采用的城鄉收入比，具體測算公式如下:

Gap=城鎮居民家庭人均可支配收入 /農村居民家庭人均純收入

為檢驗實證分析結果的可靠性，本文選擇城鄉儲蓄余額比(DI)進行穩健性驗證[13]。采用該指標的假設前提是:收入水平越高，儲蓄水平越高，DI值越大，即城鄉收入差距越大;反之，城鄉收入差距越小。具體測算公式如下:

DI=城鎮居民人均儲蓄余額 /農村居民人均儲蓄余額

2.金融化水平

麥氏指標(M2/GDP)通常用來表示經濟的貨幣化程度，可用于測量金融發展水平。但該指標一方面僅僅包含中央銀行的負債水平，并沒有考慮其他銀行或非銀行金融機構，另一方面它僅考慮了對政府和國有企業的信貸水平。因此，麥氏指標在測算我國金融化水平時存在局限性，本文參考武志[14]、劉玉光等[8]，選用戈氏指標(FIR)即金融相關系數作為衡量我國金融化水平的指標，完整公式為:

其中，L為向民間機構和政府提供的各類貸款;S為各類政府債券、企業債券、金融債券、保險費以及股票市值等[14]。考慮到我國金融體系主要由銀行主導以及數據的可得性，(M2+L+S)使用分省金融機構的人民幣存貸款余額替代，各省市的國民財富用地區生產總值(GDP)衡量。因此，代表地區金融化水平的金融相關系數指標(FD)可用公式表示如下:

FD=各地金融機構人民幣存貸款余額 /地區GDP

3.控制變量(CV)

考慮到各地經濟發展水平、城鎮化程度、政府支出以及通貨膨脹率的不同，都會對城鄉收入差距產生影響。為了控制這些變量，得到金融發展對城鄉收入差距影響的可靠性估計，模型加入如下控制變量:經濟發展水平(Y)，用人均 GDP衡量;城鎮化水平(Urban)，用非農業人口占總人口比重測定;政府支出(GC)，選取地方財政一般預算支出衡量;通貨膨脹率選用消費者物價指數(CPI)來體現。

三、數據說明與檢驗

(一)數據說明

本文采用1978-2013年的省級面板數據，進行建模分析。面板數據能將地理位置和時間因素納入同一體系。并且“加大樣本容量，把不同時點從同一總體中抽取的多個隨機樣本混合起來使用，可以獲取更精確的估計量和更具功效的檢驗統計量”[15]。其中，各省、直轄市人均 GDP、城鎮居民家庭人均可支配收入、農村居民家庭人均純收入、城鄉人口數、城市化水平、通貨膨脹率等數據來源于國家統計局《中國統計年鑒》(1978-2014)。各省、直轄市人民幣存貸款數據來源于《中國金融年鑒》(1978-2009)、中國人民銀行金融機構信貸統計數據(2010-2013)。

為了分析各指標數據之間的內在關系，首先進行描述性統計(見表1)，結果顯示:我國各省、直轄市的城鄉收入差距、城鄉存款余額比、金融發展、人均GDP、政府支出的差異性較大;城市化水平和通貨膨脹率各省、直轄市之間的差異相對較小。因此，我們可以選擇進一步探求金融化與收入差距之間的關系，控制其他變量的影響。

表1 各變量的統計性描述

(二)數據平穩性檢驗

表2 面板數據的平穩性檢驗

為避免出現偽回歸，本文在進行實證分析前，對數據進行平穩性檢驗，確保回歸結果具有無偏性和有效性。為消除樣本數據的趨勢因素和平滑樣本數據，本文對樣本數據取對數。表2給出了面板單位根檢驗結果，根據檢驗結果可以看出，lnGap、lnDI、lnFD、lnY、lnCPI五組變量都通過了 Levin-Lin-Shin檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗。因此，城鄉居民收入比、城鄉存款比、金融發展、經濟發展水平和通貨膨脹率的自然對數都是平穩序列;lnUrban和lnGC通過Levin-Lin-Shin檢驗，因此城市化和政府支出水平可以認定為平穩時間序列。通過檢驗結果可以看出，上述變量取自然對數后都可以認定為平穩序列，因此可以對金融發展與城鄉居民收入差距之間的關系做進一步實證檢驗。

四、實證結果分析

在驗證金融發展與城鄉收入差距之間的關系時，我們首先采用固定效應模型進行回歸，以大體判斷金融發展對于城鄉收入差距的作用。之后為了剔除其他因素的影響，準確測算金融發展對城鄉收入差距的影響，在模型中引入控制變量。具體過程與分析結果如下:

1.對全國情況的回歸分析

模型(1)采用固定效應模型，根據表1的分析結果，首先引入金融發展和經濟增長兩個標準差較大的指標作為自變量進行回歸分析，結果見表3。回歸結果顯示:lnFD的回歸系數為正，并且通過顯著性檢驗，表明當前金融發展對我國城鄉居民收入差距仍起拉大作用，這一結果與章奇、姚耀軍、余玲錚等、劉玉光等的研究結論一致。當前，我國個人金融服務領域的業務主要集中在經濟相對發達的城市，農村居民很少有機會獲得能夠帶來較高收益的中高端金融服務。同時，金融資本的逐利性也使得利潤增速快、投資回報率高的城市項目更容易獲得融資，這也使得城市居民更容易獲得高收入。lnY的回歸系數為正值，(lnY)2的回歸系數為負值，但沒有通過顯著性檢驗，因此根據模型(1)的回歸結果，無法認定經濟增長與我國城鄉收入差距之間存在倒U型關系。

表3 我國城鄉收入差距與金融發展關系實證檢驗結果

為剔除其他可能因素對固定效應模型回歸結果的干擾，模型(2)引入城市化水平、通貨膨脹率和政府支出三個控制變量，回歸結果見表3。模型(2)的回歸結果與模型(1)類似，lnFD的回歸系數依然為正，并且通過顯著性檢驗，但是金融發展對城鄉收入差距的拉大作用有所減弱。加入控制變量后，lnY的回歸系數為正值，(lnY)2的回歸系數為負值，并且均通過顯著性檢驗，表明經濟增長與城鄉收入差距之間存在倒U型關系，同時經濟增長對城鄉收入差距的影響作用增大。lnUrban的回歸系數為負值，并且通過顯著性檢驗，表明城市化對城鄉收入差距產生縮小作用，這符合我國當前實際情況。lnCPI的回歸系數為正值，表明其對城鄉收入差距可能有拉大作用，但沒有通過顯著性檢驗，因此，其影響有待進一步思考和研究。lnGC的回歸結果為正值，并通過顯著性檢驗，表明雖然政府支出能夠促進城鄉居民收入水平提高，但是對城市居民收入的拉動作用大于農村，這與政府支出的投向有關，政府在城市以發展型支出為主，有助于拉動經濟增長，增加就業，而在農村以保障性支出為主，補貼更多的是用于基本生產和生活保障，對經濟的拉動作用有限，加之城鄉之間對資金使用效率的差異和杠桿化翹動資金量的不同，使得政府支出在城鄉之間效果出現了很大差別，因而拉大了城鄉收入差距。

通過模型(1)和模型(2)的回歸結果，我們可以看出當前金融發展對我國城鄉居民收入差距有拉大作用，為進一步驗證金融發展與城鄉收入差距之間是否存在倒U型關系，模型(3)引入金融發展的平方項。結果顯示，lnFD與(lnFD)2的回歸系數均為正值，但是都沒有通過顯著性檢驗，因此無法認定金融發展與城鄉收入差距之間存在倒U型關系。同時，對比模型(2)和模型(3)的回歸結果，金融發展平方項的引入對其他經濟變量沒有產生實證影響。

為了驗證以上分析結果的可靠性，本文選擇城鄉存款余額比進行穩健性估計，回歸結果見表3。模型(1)、(2)、(3)與模型(4)、(5)、(6)之間除被解釋變量不同外，選取的估計方法和解釋變量均相同。通過對比可以看出，金融發展與城鄉收入差距之間的關系沒有發生變動，即在目前中國金融發展水平下，金融發展對城鄉收入差距有拉大作用，并且兩者之間不存在倒U型關系;其他各變量與城鄉收入差距之間的關系也沒有發生變化。因此，前文實證分析結果具有可靠性。

2.對區域情況的回歸分析

表4 我國東中西部地區金融發展與城鄉收入差距關系的實證檢驗結果

由于資源稟賦和經濟發展基礎不同，我國各地區經濟發展具有較強的地方特色，在產業結構和經濟發展速度上也有著較大差異。為進一步研究當前我國各區域金融發展與城鄉收入差距的關系，以下在對全國城鄉收入差距情況進行回歸分析的基礎上，按照國家統計局的分類，將我國劃分為三大經濟帶(東部11個省市、中部8省、西部12個省市區)，利用1997－2013年省級面板數據，仍采用加入城市化水平、通貨膨脹率和政府支出三個控制變量的固定效應模型進行實證分析，回歸與檢驗結果見表4。

根據模型(1)和模型(2)的回歸結果可知:東部地區lnFD的回歸系數為正值，并通過顯著性檢驗，(lnFD)2的回歸系數雖然為負值，但是沒有通過顯著性檢驗，因此東部地區金融發展對城鄉收入差距有拉大作用，但倒U型關系不成立。在模型(1)和(2)中，lnY的回歸系數均為正值，(lnY)2的回歸系數為負值，并且通過了顯著性檢驗，表明在東部地區經濟增長與城鄉收入差距之間存在倒U型關系，這一回歸結果與全國情況吻合。控制變量lnUrban的回歸系數為負值，并通過了顯著性檢驗，因此，城市化進程有助于縮小城鄉收入差距;lnCPI的回歸系數為負值，并且通過了顯著性檢驗，表明在東部地區通貨膨脹有助于縮小城鄉收入差距;lnGC的回歸系數為負值，但是沒有通過顯著性檢驗，因此其對東部地區城鄉收入差距的作用有待進一步探討。

模型(3)和模型(4)的回歸結果顯示:中部地區lnFD的回歸系數為正值，并通過顯著性檢驗，但lnFD的回歸系數小于東部地區，(lnFD)2的回歸系數為負值，沒有通過顯著性檢驗，因此中部地區金融發展對城鄉收入差距有拉大作用，倒U型關系不能成立。與東部地區相比，中部地區經濟發展相對落后，金融資本的聚集度較低，城鄉之間的累積資本量的差距也小于東部地區，因此中部地區金融發展對擴大城鄉收入差距的影響小于東部地區。與東部地區一致，中部地區的經濟增長與城鄉差距之間也存在倒U型關系，城市化的推進縮小了城鄉收入差距，但通貨膨脹和政府支出的回歸系數沒有通過顯著性檢驗，因此不能明確二者與城鄉收入差距之間的關系。

根據模型(5)和模型(6)的回歸結果可知，西部載區lnFD的回歸系數為負值，并通過顯著性檢驗，但引入(lnFD)2后，lnFD回歸系數變為正值，(lnFD)2的回歸系數為負值，并且都通過了顯著性檢驗。因此，倒U型關系的假設成立，城市化初期農村青壯年人口大量流出導致空心化以及政府支出大量集中于城鎮建設，在一段時期內拉大了西部地區城鄉收入差距，1999年后，支持西部大開發的政策性資金大量流入資源型行業，而西部資源開采大多位于經濟落后的農村地區，就業門檻也較低，便于吸納周邊的農村居民，西部農村居民的收入渠道拓寬，因此，2010年后西部城鄉收入差距開始逐漸縮小。同時，西部地區經濟增長與城鄉收入差距之間也存在U型關系，但通貨膨脹對于西部地區城鄉收入差距的影響具有不確定性。

五、結論及政策建議

基于以上分析結果，我們得出結論:從全國來看，1978年以來，經濟金融化拉大了城鄉收入差距;從區域來看，東部地區和中部地區的金融化拉大了當地的城鄉收入差距，且東部地區的拉動作用大于中部地區，西部地區金融發展以政府導向為主，對提高西部農村居民收入有積極作用，隨著金融優惠政策的深化實施，西部地區城鄉收入差距呈現倒U型走勢。現階段，在我國金融市場化程度越高的地區，金融發展對城鄉收入差距的拉大作用越顯著，這符合金融資本自身的逐利性，而西部地區的狀況也表明，國家可以通過政策支持加速推進金融發展縮小城鄉收入差距的進程。根據以上結論，本文得出如下政策啟示:

第一，東部地區加強投資引導，降低準入門檻兩手抓。東部地區金融市場化程度高，應以市場規律為導向，采取引導性政策。在城市經濟金融深化的過程中，鼓勵發展擴散能力強，輻射效應好的項目，以城帶鄉將資金和先進的金融運作模式從城市輸入農村;在農村金融改革中，著力降低準入門檻，對有潛力的項目定點投放政策性貸款，鼓勵民間配資參與。

第二，中部地區打破城鄉壁壘，提高資本運作效率。與東部地區相比，中部地區經濟發展以農業、原材料加工業和制造業為主，經濟活動中的金融化程度有限。但中部地區農村人口富余，經濟發展潛力和金融創新空間都較大，加之在地域上與東部地區接近，更易受惠于東部金融發展的擴散效應。因此，中部地區一方面需要進一步推進城鎮化進程，通過引導“城企下鄉”，鼓勵金融機構在農村設立專門的貸款服務點，暢通城鄉資本流動路徑;另一方面夯實農村金融發展基礎，提倡將在農村吸納的存款用于本地經濟發展，通過引入先進的投資管理模式，提高涉農項目的資本運作效率。

以上措施實施過程中，無論是需要在金融改革中更多引入政府指導的東、中部地區，還是努力在金融投資中深入推進市場化的西部地區，尋求政府調控和市場調節的平衡點都是關鍵。政府調控能夠完善金融體系，影響資金走向，增加市場透明度，有助于從國家層面統籌東、中、西部金融協調發展，同時，財政補貼、稅收減免、貸款傾斜、利率優惠等政策也能調節金融資本的城鄉流動，更好地為農村實體經濟發展服務，縮小城鄉間的發展差距。市場調節在利潤上升期能夠極大刺激金融資本的投資積極性，加速資本在地區間和城鄉間的流動，提高資金的運作效率，但過程中金融資本容易滋生自我膨脹，拉大城鄉金融發展差距，單邊強調高收益的投資也必然伴隨著高風險和“非綠色經濟”。因此，要控制金融風險、實現城鄉金融市場有序健康發展，提升經濟發展質量，及時的市場跟蹤、中短期的政策調整和長期的金融制度建設都不可或缺。

在制度建設中，應將商業性、合作性和政策性三者結合，控制投資風險，提高投資收益，引導資金在城鄉之間雙向流動，避免金融資本的自循環式發展。長期來看，合理的制度設計，能夠在推進金融市場行政管制放松的同時，提升監管質量，有效保障投資方的資金安全，維護金融市場穩定。同時，完善的金融制度體系還能提高服務水平、擴大服務對象覆蓋范圍，更好地引導金融投資為實體經濟、“綠色經濟”服務。此外，通過建立健全金融政策支持系統、建設公平的市場準入環境、以及對城鄉金融市場實行差異化管制，也有助于全面提升各類金融資本投資于農村經濟的積極性，創造公平的市場競爭環境，吸引民間資本進入農村市場，推動農村金融向“多層次、廣覆蓋、可持續、競爭適度、風險可控”的現代金融體系深入發展，更好地服務于農村經濟建設，縮小城鄉收入差距。

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