经济金融化对我国城乡收入差距的差异化影响——基于1978-2013年省级面板数据的分析

叶 凡，邹东涛，苑西恒

(1.中央财经大学 经济学院，北京100081;2.国务院发展研究中心信息网，北京100010;3.中央财经大学 中国发展和改革研究院，北京100081)

一、引 言

改革开放以来，我国经济快速增长，人均收入水平大幅攀升，收入结构也发生了较大变化，财产净收入增速加快，在总收入中的比重进一步提升，但城乡收入差距问题也逐渐凸显。数据显示:1978年城乡居民人均收入比为2.57，2014年上升至3.03，并且1999年后，有阶段性加速趋势。相关研究显示:2000年以来，我国城乡之间的基尼系数对全国基尼系数的贡献率持续高于57%，部分年份超过60%[1-2]。探求造成城乡收入差距的原因，提出缩小城乡收入差距的有效措施，具有重要的现实意义。

20世纪70年代开始，经济活动中使用金融工具的比重不断增加，90年代后经济金融化伴随着全球化进入了快速发展时期。学术界对经济金融化与收入差距之间关系的研究也随之跟进。目前，研究结论主要分为三类:第一类，认为经济金融化与收入差距之间呈库兹涅茨倒U型关系。Greenwood and Jovanovic[3]假定经济主体取得金融服务的成本是固定的，构建金融发展与收入差距的实证分析模型，得出金融发展与收入差距之间存在库兹涅茨倒U型关系;国内学者刘敏楼使用2001年我国地区截面数据，万文全使用1978-2003年时间序列数据，董晓琳等使用2010年我国31个省市的截面数据，通过实证分析也都验证了这一观点。第二类观点认为，金融深化发展对富人有利，损害穷人利益，会导致收入差距扩大。Cagetti and De Nardi[4]认为由于企业信贷约束的存在，社会初始财富分配不合理影响了企业家的投资水平，金融发展更有利于初始财富水平高的人群，因此经济金融化会扩大收入差距。章奇等[5]利用1978-1998年我国省级面板数据，发现金融中介发展显著拉大了城乡收入差距，尤其在90年代表现突出。姚耀军[6]采用 VAR模型，通过对1978-2002年数据进行分析，发现金融发展规模与城乡收入差距正相关，且两者具有双向因果关系。余玲铮等[7]使用1996-2009年省级面板数据和门槛模型，刘玉光等[8]利用1978-2008年的分省面板数据，结果都显示，在样本期间内金融发展显著加剧了我国城乡收入差距。第三类观点认为，经济金融化能够改善低收入人群状况，为他们的储蓄提供新的机会，因而有助于缩小收入差距。Galor and Zeira、Banerjee and Newman分别利用两部门与三部门模型，Clark，Xu and Zou采用91个国家1960-1995年的面板数据进行实证分析，都验证了这一观点。国内学者陈志刚等[9]利用中国1990-2004年的省级面板数据，叶志强等[10]使用1978-2006年省级面板数据进行实证分析，都得出金融发展在其所研究的样本区间内有助于缩小城乡收入差距的结论。

区域经济发展不平衡是我国现阶段经济发展的重要特征之一，随着研究的深入，国内学者开始关注金融化对城乡收入差距的区域差异化影响。许佩娟等[11]利用1978-2009年我国省级数据，分析我国东、中、西部地区的金融发展与城乡收入之间的关系，结果显示:东、西部地区城乡收入差距与地区金融发展规模成正比，与地区金融发展效率成反比，中部地区城乡收入差距与地区金融发展效率成正比，与地区金融发展规模成反比;孟兆娟[12]利用我国2006-2010年省级面板数据进行实证研究，结果显示:我国农村金融发展有助于缩小城乡收入差距，东部地区这一效应最为显著，西部地区次之，中部地区不显著。

以上研究成果表明:经济金融化对收入差距的影响是一个动态过程，不同学者对我国改革开放以来，不同时间序列的数据进行分析，得出了不同结论。现阶段，经济金融化对我国城乡收入差距的整体影响如何，以融资为主的积累机制对区域城乡收入差距的影响是否出现了新的动态变化?如何因地制宜地调整区域金融政策，提高投资乘数效应，缩小城乡收入差距?以下研究将围绕上述问题展开。

二、模型设定与指标选取

(一)计量模型设定

为分析我国经济金融化对城乡收入差距的影响，本文在GJ模型的基础上构建如下计量经济模型:

其中，yit为各省市i在t期的城乡收入差距;FDit是各省市的金融发展水平;CVit是控制变量;εit是残差项。

根据金融发展与城乡收入差距存在的三种可能关系，把f(FDit)设定为如下形式:

如果金融发展与收入差距之间是倒U型关系，则α12＜0;如果金融发展缩小城乡收入差距，则α11＞0，α12=0;如果金融发展拉大城乡收入差距，则α11＜ 0，α12=0。

(二)指标选取

1.城乡收入差距

本文衡量城乡收入差距的指标沿用章奇等[5]、刘玉光等[8]、陈志刚等[9]采用的城乡收入比，具体测算公式如下:

Gap=城镇居民家庭人均可支配收入 /农村居民家庭人均纯收入

为检验实证分析结果的可靠性，本文选择城乡储蓄余额比(DI)进行稳健性验证[13]。采用该指标的假设前提是:收入水平越高，储蓄水平越高，DI值越大，即城乡收入差距越大;反之，城乡收入差距越小。具体测算公式如下:

DI=城镇居民人均储蓄余额 /农村居民人均储蓄余额

2.金融化水平

麦氏指标(M2/GDP)通常用来表示经济的货币化程度，可用于测量金融发展水平。但该指标一方面仅仅包含中央银行的负债水平，并没有考虑其他银行或非银行金融机构，另一方面它仅考虑了对政府和国有企业的信贷水平。因此，麦氏指标在测算我国金融化水平时存在局限性，本文参考武志[14]、刘玉光等[8]，选用戈氏指标(FIR)即金融相关系数作为衡量我国金融化水平的指标，完整公式为:

其中，L为向民间机构和政府提供的各类贷款;S为各类政府债券、企业债券、金融债券、保险费以及股票市值等[14]。考虑到我国金融体系主要由银行主导以及数据的可得性，(M2+L+S)使用分省金融机构的人民币存贷款余额替代，各省市的国民财富用地区生产总值(GDP)衡量。因此，代表地区金融化水平的金融相关系数指标(FD)可用公式表示如下:

FD=各地金融机构人民币存贷款余额 /地区GDP

3.控制变量(CV)

考虑到各地经济发展水平、城镇化程度、政府支出以及通货膨胀率的不同，都会对城乡收入差距产生影响。为了控制这些变量，得到金融发展对城乡收入差距影响的可靠性估计，模型加入如下控制变量:经济发展水平(Y)，用人均 GDP衡量;城镇化水平(Urban)，用非农业人口占总人口比重测定;政府支出(GC)，选取地方财政一般预算支出衡量;通货膨胀率选用消费者物价指数(CPI)来体现。

三、数据说明与检验

(一)数据说明

本文采用1978-2013年的省级面板数据，进行建模分析。面板数据能将地理位置和时间因素纳入同一体系。并且“加大样本容量，把不同时点从同一总体中抽取的多个随机样本混合起来使用，可以获取更精确的估计量和更具功效的检验统计量”[15]。其中，各省、直辖市人均 GDP、城镇居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭人均纯收入、城乡人口数、城市化水平、通货膨胀率等数据来源于国家统计局《中国统计年鉴》(1978-2014)。各省、直辖市人民币存贷款数据来源于《中国金融年鉴》(1978-2009)、中国人民银行金融机构信贷统计数据(2010-2013)。

为了分析各指标数据之间的内在关系，首先进行描述性统计(见表1)，结果显示:我国各省、直辖市的城乡收入差距、城乡存款余额比、金融发展、人均GDP、政府支出的差异性较大;城市化水平和通货膨胀率各省、直辖市之间的差异相对较小。因此，我们可以选择进一步探求金融化与收入差距之间的关系，控制其他变量的影响。

表1 各变量的统计性描述

(二)数据平稳性检验

表2 面板数据的平稳性检验

为避免出现伪回归，本文在进行实证分析前，对数据进行平稳性检验，确保回归结果具有无偏性和有效性。为消除样本数据的趋势因素和平滑样本数据，本文对样本数据取对数。表2给出了面板单位根检验结果，根据检验结果可以看出，lnGap、lnDI、lnFD、lnY、lnCPI五组变量都通过了 Levin-Lin-Shin检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验。因此，城乡居民收入比、城乡存款比、金融发展、经济发展水平和通货膨胀率的自然对数都是平稳序列;lnUrban和lnGC通过Levin-Lin-Shin检验，因此城市化和政府支出水平可以认定为平稳时间序列。通过检验结果可以看出，上述变量取自然对数后都可以认定为平稳序列，因此可以对金融发展与城乡居民收入差距之间的关系做进一步实证检验。

四、实证结果分析

在验证金融发展与城乡收入差距之间的关系时，我们首先采用固定效应模型进行回归，以大体判断金融发展对于城乡收入差距的作用。之后为了剔除其他因素的影响，准确测算金融发展对城乡收入差距的影响，在模型中引入控制变量。具体过程与分析结果如下:

1.对全国情况的回归分析

模型(1)采用固定效应模型，根据表1的分析结果，首先引入金融发展和经济增长两个标准差较大的指标作为自变量进行回归分析，结果见表3。回归结果显示:lnFD的回归系数为正，并且通过显著性检验，表明当前金融发展对我国城乡居民收入差距仍起拉大作用，这一结果与章奇、姚耀军、余玲铮等、刘玉光等的研究结论一致。当前，我国个人金融服务领域的业务主要集中在经济相对发达的城市，农村居民很少有机会获得能够带来较高收益的中高端金融服务。同时，金融资本的逐利性也使得利润增速快、投资回报率高的城市项目更容易获得融资，这也使得城市居民更容易获得高收入。lnY的回归系数为正值，(lnY)2的回归系数为负值，但没有通过显著性检验，因此根据模型(1)的回归结果，无法认定经济增长与我国城乡收入差距之间存在倒U型关系。

表3 我国城乡收入差距与金融发展关系实证检验结果

为剔除其他可能因素对固定效应模型回归结果的干扰，模型(2)引入城市化水平、通货膨胀率和政府支出三个控制变量，回归结果见表3。模型(2)的回归结果与模型(1)类似，lnFD的回归系数依然为正，并且通过显著性检验，但是金融发展对城乡收入差距的拉大作用有所减弱。加入控制变量后，lnY的回归系数为正值，(lnY)2的回归系数为负值，并且均通过显著性检验，表明经济增长与城乡收入差距之间存在倒U型关系，同时经济增长对城乡收入差距的影响作用增大。lnUrban的回归系数为负值，并且通过显著性检验，表明城市化对城乡收入差距产生缩小作用，这符合我国当前实际情况。lnCPI的回归系数为正值，表明其对城乡收入差距可能有拉大作用，但没有通过显著性检验，因此，其影响有待进一步思考和研究。lnGC的回归结果为正值，并通过显著性检验，表明虽然政府支出能够促进城乡居民收入水平提高，但是对城市居民收入的拉动作用大于农村，这与政府支出的投向有关，政府在城市以发展型支出为主，有助于拉动经济增长，增加就业，而在农村以保障性支出为主，补贴更多的是用于基本生产和生活保障，对经济的拉动作用有限，加之城乡之间对资金使用效率的差异和杠杆化翘动资金量的不同，使得政府支出在城乡之间效果出现了很大差别，因而拉大了城乡收入差距。

通过模型(1)和模型(2)的回归结果，我们可以看出当前金融发展对我国城乡居民收入差距有拉大作用，为进一步验证金融发展与城乡收入差距之间是否存在倒U型关系，模型(3)引入金融发展的平方项。结果显示，lnFD与(lnFD)2的回归系数均为正值，但是都没有通过显著性检验，因此无法认定金融发展与城乡收入差距之间存在倒U型关系。同时，对比模型(2)和模型(3)的回归结果，金融发展平方项的引入对其他经济变量没有产生实证影响。

为了验证以上分析结果的可靠性，本文选择城乡存款余额比进行稳健性估计，回归结果见表3。模型(1)、(2)、(3)与模型(4)、(5)、(6)之间除被解释变量不同外，选取的估计方法和解释变量均相同。通过对比可以看出，金融发展与城乡收入差距之间的关系没有发生变动，即在目前中国金融发展水平下，金融发展对城乡收入差距有拉大作用，并且两者之间不存在倒U型关系;其他各变量与城乡收入差距之间的关系也没有发生变化。因此，前文实证分析结果具有可靠性。

2.对区域情况的回归分析

表4 我国东中西部地区金融发展与城乡收入差距关系的实证检验结果

由于资源禀赋和经济发展基础不同，我国各地区经济发展具有较强的地方特色，在产业结构和经济发展速度上也有着较大差异。为进一步研究当前我国各区域金融发展与城乡收入差距的关系，以下在对全国城乡收入差距情况进行回归分析的基础上，按照国家统计局的分类，将我国划分为三大经济带(东部11个省市、中部8省、西部12个省市区)，利用1997－2013年省级面板数据，仍采用加入城市化水平、通货膨胀率和政府支出三个控制变量的固定效应模型进行实证分析，回归与检验结果见表4。

根据模型(1)和模型(2)的回归结果可知:东部地区lnFD的回归系数为正值，并通过显著性检验，(lnFD)2的回归系数虽然为负值，但是没有通过显著性检验，因此东部地区金融发展对城乡收入差距有拉大作用，但倒U型关系不成立。在模型(1)和(2)中，lnY的回归系数均为正值，(lnY)2的回归系数为负值，并且通过了显著性检验，表明在东部地区经济增长与城乡收入差距之间存在倒U型关系，这一回归结果与全国情况吻合。控制变量lnUrban的回归系数为负值，并通过了显著性检验，因此，城市化进程有助于缩小城乡收入差距;lnCPI的回归系数为负值，并且通过了显著性检验，表明在东部地区通货膨胀有助于缩小城乡收入差距;lnGC的回归系数为负值，但是没有通过显著性检验，因此其对东部地区城乡收入差距的作用有待进一步探讨。

模型(3)和模型(4)的回归结果显示:中部地区lnFD的回归系数为正值，并通过显著性检验，但lnFD的回归系数小于东部地区，(lnFD)2的回归系数为负值，没有通过显著性检验，因此中部地区金融发展对城乡收入差距有拉大作用，倒U型关系不能成立。与东部地区相比，中部地区经济发展相对落后，金融资本的聚集度较低，城乡之间的累积资本量的差距也小于东部地区，因此中部地区金融发展对扩大城乡收入差距的影响小于东部地区。与东部地区一致，中部地区的经济增长与城乡差距之间也存在倒U型关系，城市化的推进缩小了城乡收入差距，但通货膨胀和政府支出的回归系数没有通过显著性检验，因此不能明确二者与城乡收入差距之间的关系。

根据模型(5)和模型(6)的回归结果可知，西部载区lnFD的回归系数为负值，并通过显著性检验，但引入(lnFD)2后，lnFD回归系数变为正值，(lnFD)2的回归系数为负值，并且都通过了显著性检验。因此，倒U型关系的假设成立，城市化初期农村青壮年人口大量流出导致空心化以及政府支出大量集中于城镇建设，在一段时期内拉大了西部地区城乡收入差距，1999年后，支持西部大开发的政策性资金大量流入资源型行业，而西部资源开采大多位于经济落后的农村地区，就业门槛也较低，便于吸纳周边的农村居民，西部农村居民的收入渠道拓宽，因此，2010年后西部城乡收入差距开始逐渐缩小。同时，西部地区经济增长与城乡收入差距之间也存在U型关系，但通货膨胀对于西部地区城乡收入差距的影响具有不确定性。

五、结论及政策建议

基于以上分析结果，我们得出结论:从全国来看，1978年以来，经济金融化拉大了城乡收入差距;从区域来看，东部地区和中部地区的金融化拉大了当地的城乡收入差距，且东部地区的拉动作用大于中部地区，西部地区金融发展以政府导向为主，对提高西部农村居民收入有积极作用，随着金融优惠政策的深化实施，西部地区城乡收入差距呈现倒U型走势。现阶段，在我国金融市场化程度越高的地区，金融发展对城乡收入差距的拉大作用越显著，这符合金融资本自身的逐利性，而西部地区的状况也表明，国家可以通过政策支持加速推进金融发展缩小城乡收入差距的进程。根据以上结论，本文得出如下政策启示:

第一，东部地区加强投资引导，降低准入门槛两手抓。东部地区金融市场化程度高，应以市场规律为导向，采取引导性政策。在城市经济金融深化的过程中，鼓励发展扩散能力强，辐射效应好的项目，以城带乡将资金和先进的金融运作模式从城市输入农村;在农村金融改革中，着力降低准入门槛，对有潜力的项目定点投放政策性贷款，鼓励民间配资参与。

第二，中部地区打破城乡壁垒，提高资本运作效率。与东部地区相比，中部地区经济发展以农业、原材料加工业和制造业为主，经济活动中的金融化程度有限。但中部地区农村人口富余，经济发展潜力和金融创新空间都较大，加之在地域上与东部地区接近，更易受惠于东部金融发展的扩散效应。因此，中部地区一方面需要进一步推进城镇化进程，通过引导“城企下乡”，鼓励金融机构在农村设立专门的贷款服务点，畅通城乡资本流动路径;另一方面夯实农村金融发展基础，提倡将在农村吸纳的存款用于本地经济发展，通过引入先进的投资管理模式，提高涉农项目的资本运作效率。

以上措施实施过程中，无论是需要在金融改革中更多引入政府指导的东、中部地区，还是努力在金融投资中深入推进市场化的西部地区，寻求政府调控和市场调节的平衡点都是关键。政府调控能够完善金融体系，影响资金走向，增加市场透明度，有助于从国家层面统筹东、中、西部金融协调发展，同时，财政补贴、税收减免、贷款倾斜、利率优惠等政策也能调节金融资本的城乡流动，更好地为农村实体经济发展服务，缩小城乡间的发展差距。市场调节在利润上升期能够极大刺激金融资本的投资积极性，加速资本在地区间和城乡间的流动，提高资金的运作效率，但过程中金融资本容易滋生自我膨胀，拉大城乡金融发展差距，单边强调高收益的投资也必然伴随着高风险和“非绿色经济”。因此，要控制金融风险、实现城乡金融市场有序健康发展，提升经济发展质量，及时的市场跟踪、中短期的政策调整和长期的金融制度建设都不可或缺。

在制度建设中，应将商业性、合作性和政策性三者结合，控制投资风险，提高投资收益，引导资金在城乡之间双向流动，避免金融资本的自循环式发展。长期来看，合理的制度设计，能够在推进金融市场行政管制放松的同时，提升监管质量，有效保障投资方的资金安全，维护金融市场稳定。同时，完善的金融制度体系还能提高服务水平、扩大服务对象覆盖范围，更好地引导金融投资为实体经济、“绿色经济”服务。此外，通过建立健全金融政策支持系统、建设公平的市场准入环境、以及对城乡金融市场实行差异化管制，也有助于全面提升各类金融资本投资于农村经济的积极性，创造公平的市场竞争环境，吸引民间资本进入农村市场，推动农村金融向“多层次、广覆盖、可持续、竞争适度、风险可控”的现代金融体系深入发展，更好地服务于农村经济建设，缩小城乡收入差距。

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