吉林省金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關系研究

(延邊大學 吉林 延吉 133002)

一、分析方法與數(shù)據(jù)說明

(一)分析方法

為了避免模型出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，在本研究中首先將利用Dickey 和Fuller 提出的考慮殘差項序列相關的ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩(wěn)性，對于非平穩(wěn)性的變量進行處理，使之成為平穩(wěn)時間序列。如果變量是單整的，那么我們將對相關變量進行協(xié)整檢驗，分別確定各變量之間的長期均衡關系。得出協(xié)整檢驗的結(jié)果以后，如果變量間存在協(xié)整關系，協(xié)整分析得出的經(jīng)驗方程只是表示變量之間存在相關關系，并不能說明變量之間因果關系的方向。我們將建立誤差修正模型進行短期因果關系分析。如果變量間不存在協(xié)整關系，我們將利用變量的差分進行格蘭杰因果關系檢驗法，以展開對這些變量之間關系的進一步分析。格蘭杰因果關系的基本原理是，如果變量Y2 過去和現(xiàn)在的信息有助于改進變量Y1 的預測，則說變量Y1 是由變量Y2 格蘭杰原因引起的。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文共選擇四個指標。

(1)城鄉(xiāng)收入差距指標(y)=城市居民實際可支配收入/農(nóng)村居民實際人均純收入。

(2)金融發(fā)展規(guī)模指標(FD)=(金融機構年底貸款余額+城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額)/地區(qū)生產(chǎn)總值(即GDP)。

(3)金融發(fā)展效率指標(FE)=金融機構各項貸款余額/城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額。

(4)城市化指標(CI)=城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝?。在本文的研究中引入城市化指標作為控制變量，根?jù)國內(nèi)相關學者的研究成果顯示，城市化的水平與城鄉(xiāng)收入差距之間具有強烈的負相關，因此在本文的研究中引入該指標作為控制變量。

本文選擇數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2001—2014年，數(shù)據(jù)來源于吉林省統(tǒng)計年鑒2001-2014，在進行實際分析的時候本文將對所有變量都進行對數(shù)處理，各變量都加一個前綴L。本文使用的計量軟件為EViews8.0統(tǒng)計軟件。

二、實證分析

(一)單位根檢驗

現(xiàn)代計量經(jīng)濟學研究發(fā)現(xiàn)，大部分經(jīng)濟變量是非平穩(wěn)的，這將增加在回歸分析中拒絕解釋變量系數(shù)為零假設的概率，降低檢驗的功效，增加納偽的可能性。也就是說用非平穩(wěn)變量進行回歸分析，結(jié)論往往是兩者具有相關關系，將實際上不相關的兩個非平穩(wěn)變量用來回歸分析，是一種虛假回歸(偽回歸)。因此，在進行具體的方程估計和因果關系檢驗之前，首先對各序列進行ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗，滯后階數(shù)按SIC 準則選取，具體檢驗結(jié)果見表2-1。

表2-1 ADF檢驗結(jié)果

說明:(C T K)表示ADF 檢驗式是否包含常數(shù)項、時間趨勢項以及滯后期數(shù)。I(2)表示在2階差分后5%的顯著性水平上通過ADF 平穩(wěn)性檢驗。

上述序列的二階差分序列均至少在5% 的顯著性水平上拒絕了存在單位根的零假設，即是平穩(wěn)的。所以，我們可以認為序列LY，LFD，LFE 和LCI 都是二階單整(integration)的，即為I(2)過程。

(二)協(xié)整檢驗

雖然各指標是非平穩(wěn)的二階單整序列，但這些指標可能存在平穩(wěn)的線性組合，這個組合反映了變量之間的長期穩(wěn)定關系，即協(xié)整關系。Johansen 協(xié)整檢驗法是一種基于VAR模型的檢驗方法，因此，首先必須建立VAR 模型。在建立VAR 模型前需要確定滯后期，文章利用Eviews 軟件進行VAR滯后期的選擇，得到5個評價統(tǒng)計量的值，帶“＊”的是軟件選擇的結(jié)果，從表2-2看到，5 個評價指標一致選擇滯后期為1，則確定建立VAR(1)模型。

表2-2 VAR滯后期的選擇結(jié)果

需要注意的是，Johansen檢驗是漸進有效的，在有限樣本尤其是小樣本中該方法過分傾向于認為變量間存在協(xié)整關系，根據(jù)Reinsel和Ahn(1992)，克服該缺點的辦法是將檢驗中的跡統(tǒng)計量乘以(T-nk)/T進行調(diào)整，其中T、n、k分別為樣本容量、變量個數(shù)、VAR模型滯后階數(shù)。Johansen協(xié)整檢驗檢驗結(jié)果見表2-3。

表2-3 Johansen 協(xié)整檢驗(跡統(tǒng)計量)檢驗結(jié)果

由Johansen 協(xié)整檢驗結(jié)果表明，在顯著水平為5%下，變量間只具有一個協(xié)整關系，即金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長期的均衡關系，其表達式為:

LY=7.63LFD-7.13LFE-10.72LCI-0.08

(1.36) (3.69) (-18.89) (0.16)

括號內(nèi)數(shù)字為T 檢驗值。就長期而言，吉林省的城鄉(xiāng)收入差距與其金融發(fā)展規(guī)模正相關，與金融發(fā)展效率、城市化水平負相關。

(三)格蘭杰因果關系檢驗

上述的檢驗只是說明金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距有著密切的聯(lián)系，而且聯(lián)系是比較全面的，包括金融發(fā)展規(guī)模和效率。為了確定金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距變量之間的相互關系，運用Granger因果檢驗來檢測各變量之間的因果關系。結(jié)果見表2-4，由于本文的重點是討論金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關系，故表2-4忽略城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間的Granger因果關系。金融發(fā)展規(guī)模和效率是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因，但是從長期來看，城鄉(xiāng)收入差距對金融發(fā)展規(guī)模和效率在統(tǒng)計學上的影響并不顯著。

表2-4 Granger檢驗結(jié)果

三、實證結(jié)果分析

通過本文的實證分析，本文發(fā)現(xiàn)吉林省的金融發(fā)展規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距之間有著較強的正向關系，即當吉林省內(nèi)的金融機構年底貸款余額和城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額之和的增長速度高于國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度時，城鄉(xiāng)收入之間的差距就會被進一步拉大，也就是說受限于吉林省金融基礎的不平衡，隨著金融規(guī)模的擴大，城市受益于金融規(guī)模的發(fā)展更多；同時吉林省金融發(fā)展效率的回歸系數(shù)為負，即可以當吉林省的金融機構年末貸款額度總額大于城鄉(xiāng)居民處于總額的時候，將會將更多的金融貸款運用于城市建設之中，進而拉大吉林省城鄉(xiāng)居民收入的差距。

通過對上文的研究和分析本文得出了如下幾個原因：

首先，吉林金融發(fā)展規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長期的密切聯(lián)系，金融規(guī)模的發(fā)展將擴大城鄉(xiāng)收入差距。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的根本原因就是在吉林省，農(nóng)村金融的發(fā)展體系相對來說比較滯后，農(nóng)民對金融服務的獲取難度相對較大，因此盡管金融體系的發(fā)展能夠帶動經(jīng)濟發(fā)展，但是相對來說更加有利于城市經(jīng)濟的發(fā)展，進而使得城市地區(qū)人民收入更高，從而使得城鄉(xiāng)收入之間的差距擴大。

第二，吉林金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長期的密切聯(lián)系，金融發(fā)展效率的提高將縮小城鄉(xiāng)收入差距。按照本文在前面對相對概念的定義可以知道，金融發(fā)展效率這一指標其實是指代儲蓄金額轉(zhuǎn)化成貸款金額的比例，因此這一比例的提高也意味著相應的比例得到了提升。因此，雖然目前吉林省的城鄉(xiāng)金融體系服務存在較大的差異，發(fā)展十分的不平衡，但是只要有少部分的貸款投向吉林廣大的勞動人民地區(qū)，就會給吉林的農(nóng)村地區(qū)帶來較大的經(jīng)濟效益，使得當?shù)氐钠胀ㄞr(nóng)民的收入得到進一步的提升。