金融发展失衡与城乡收入差距的实证检验

谭飞燕，李孟刚

(1.北京交通大学 中国产业安全研究中心，北京100044 2.湖南商学院 经贸学院，长沙 410205)

0 引言

我国城市和农村在经济、社会的诸多方面都存在差距，在影响资源配置的金融发展方面的差距同样比较显著。农业生产具有较高的风险性和不确定性，为追求规模经济和实现更高的回报，银行等金融机构将大量农村储蓄转化成了城市投资，并且在我国城市导向的发展策略下，农村资金投入相对较少，农业农业生产利润率不高，也加剧了城乡金融发展的失衡。我国整体的金融发展水平在改革开放后不断提高，金融资产总量从上世纪80年代的不到0.5万亿元增加到约60万亿元，金融机构的贷款余额超过了45万亿元；农村金融状况也明显改善，农业贷款大幅提高达到约4万亿。但农村金融发展还是明显落后与城镇金融发展，农业贷款余额占占金融机构贷款总余额的比重仅仅约为6%。

从图1的城乡存款情况可以看到，从1992年开始我国存款总额快速增长，城乡存款的失衡也日益严重，城乡存款的绝对差距加速扩大，近年来城乡相对收入差距也处于高位，城镇存款额与农村存款额的倍数超过了8倍；从图2的城乡贷款情况来看，城乡失衡的现象更加突出，同样在1992年左右城乡贷款的绝对差距开始加速扩大，而城乡贷款的相对差距有一定的波动，但一直都处于相对高位，城镇贷款与农村贷款的倍数都在10倍以上。由于农村金融发展水平落后，金融市场不能完全满足农村居民生产生活的信贷需求，将制约了农村居民收入水平的提高，而城市居民面临的金融约束相对较小，获得银行信贷支持的可能性更大；同时农村地区的金融网点远远小于城市，农村居民不能得到足够的金融服务，生产生活中交易成本更高。因此，从理论上说城乡金融发展失衡有可能进一步扩到城乡居民的收入差距。基于此，本文根据我国的省际面板数据实证分别检验了城乡金融发展的规模失衡、效率失衡与城乡收入的相对差距、绝对差距的关系。

图1 我国的城乡存款失衡

图2 我国的城乡贷款失衡

1 指标选取与数据来源

1.1 城乡收入差距指标

衡量城乡收入差距的指标比较多，与类似研究保持一致，本文主要也是根据城镇人均可支配收入与农村人均纯收入来判断城乡收入差距。为全面衡量城乡城乡收入差距，本文选取城镇人均可支配收入与农村人均纯收入的差值作为城乡绝对收入差距的指标（incomegap），选取城镇人均可支配收入与农村人均纯收入的比值作为相对收入差距的指标(incomer)。

1.2 城乡金融发展失衡指标

在我国金融系统中银行一直是处于核心地位，本文对城乡金融发展的考察也集中在银行信贷方面。借鉴孙君等（2012）的思路，本文利用农村贷款占农村GDP的比重和城市贷款占城市GDP的比重分别衡量农村和城市的金融发展规模，城乡金融发展规模之比即为即为城乡规模失衡指标(urs)；本文利用农村储蓄与农村贷款的比值和城镇储蓄与城镇贷款的比值分别衡量农村和城市的金融发展效率水平，城乡金融发展效率水平之比即为城乡效率失衡的指标(urr)。

本文城镇人均可支配收入与农村人均纯收入来源于国泰安数据库；农户储蓄为农村合作银行、农村商业银行和农村信用合作社吸收的储蓄存款，城镇储蓄为城乡储蓄减去农户储蓄，数据来源为《中国金融年鉴》；为尽量保持统计口径一致，农村GDP用农林牧渔业总产值来表示，数据来源为《中国农村统计年鉴》；考虑到数据可得性，本文研究的样本中剔除了西藏和重庆，样本区间为1995～2010年。为保证数据的可比性，本文还以1995年的消费者价格指数作为基期对原始数据进行了处理。

2 实证结果分析

2.1 面板单位根检验

在对面板数据模型进行分析前需检验数据的平稳性。考虑面板数据的AR(1)过程：其中xit为外生变量，ηi为自回归的系数，随机误差项uit为独立同分布。当＜1时，序列yi为平稳序列；当=1时，序列yi则为非平稳序列。面板单位根检验可以充分利用截面信息提高了检验功效，相应的检验方法比较多，在自回归的系数ηi和截面相关性设定等方面不同方法之间存在一定差异。根据对截面相关性假定不同，这些检验方法可以分为假定截面单位相互独立的第一代面板单位根检验如Breitung检验、LLC检验、IPS检验等，以及考虑了截面相关性的第二代面板单位根检验如Choi检验、Pesaran检验等。

本文选择了pesaran检验、IPS检验和LLC检验等三种方法，其中pesaran检验考虑了截面异质性和截面相关，IPS检验考虑了考虑截面异质性和干扰项的序列相关,LLC检验假设序列服从AR(1),且相关系数相同，但允许个体固定效应。从表1的面板单位根检验结果可以看到，变量incomegap、incomer、urs、urr均为非平稳序列，而变量D.incomegap、D.incomer、D.urs、D.urr均为平稳序列，因此变量incomegap、incomer、urs、urr均为一阶单整序列。

表1 面板单位根检验结果

2.2 面板协整检验

传统的面板协整检验多以残差为基础，假设长期误差修正系数等于短期动态调整系数，检验功效偏低，检验结果对于模型的参数设定比较敏感。Westrelund(2007)发展了基于结构而非残差动态变化的面板协整检验，通过检验面板误差模型中误差修正项的系数是否显著为0来判断协整关系。Westrelund提出的检验统计量考虑了截面异质性以及截面内的序列相关、截面间的相关性等约束，克服了传统检验方法的一些局限。假设模型具有如下形式：

如果αi＜0，则说明变量之间存在协整关系；否则，二者之间不存在协整关系。若假设αi!=αj，即截面之间的误差修正速度不同，可以构造不考虑序列相关的Gt统计量和考虑序列相关的Ga统计量；若假设αi=αj=a，即截面之间的误差修正速度相同，类似的可以构造考虑不考虑序列相关的Pt统计量和考虑序列相关的Pa统计量。

从表2检验结果可以看出,对于变量incomegap和urs，在5%水平上Gt统计量拒绝不存在面板协整的原假设,Ga统计量不能拒绝原假设，在10%水平上Pt和Pa统计量拒绝不存在协整关系的原假设；对于变量incomegap和urr也有类似的结论，在5%水平上Gt统计量和Pa统计量都拒绝不存在面板协整的原假设,在10%水平上Pt和Ga统计量也拒绝了不存在协整关系的原假设；而对于变量incomer和urs、incomer和urr，检验统计量都不能拒绝不存在面板协整的原假设。因此,可以认为变量incomegap和urs、incomegap和urr之间存在面板协整关系,而incomer和urs、incomer和urr之间不存在面板协整关系，即城乡居民收入的绝对差距和城乡金融发展的规模失衡、效率失衡之间存在协整关系，但城乡居民收入的相对差距和城乡金融发展的规模失衡、效率失衡之间不存在协整关系。

表2 面板协整检验结果

2.3 非平稳异质面板数据模型的估计

根据上文分析结果，城乡居民收入的绝对差距和城乡金融发展的规模失衡、效率失衡之间存在协整关系，可以进一步分析变量之间的作用。通常对于一阶平稳的变量，若序列间存在协整关系，可以构建动态面板数据模型，即

其中i为截面个数，i=1,2，....，N；t为时期数，αi为个体效应。改写成误差修正模型的形式，即

当误差修正系数φi≠0时，变量之间即存在长期关系，在长期均值恢复的假设该系数期望显著为负。对于非平稳的异质性面板数据模型，固定效应估计只允许个体之间的截距不同,在个体系数不相同时得到的估计结果是不一致的。MG估计量允许各个截面的截距、斜率参数和误差方差不同，分别计算每个截面的系数后求均值得到最后的系数估计；PMG估计在MG估计的基础上，要求各个截面的长期系数相等，并利用极大似然法得到系数的估计值。根据表3的估计结果，变量incomegap和urs、incomegap和urr之间的误差修正系数显著为负，变量间存在长期协整关系，城乡金融发展的规模失衡和效率失衡都能扩大城乡绝对的收入差距。

表3 面板模型的PMG估计

3 结论

本文检验了我国金融发展的规模失衡、效率失衡与城乡收入的相关差距、绝对差距的关系，可以看到城乡金融发展对于城乡收入差距具有一定影响，主要表现为城乡居民收入的绝对差距和城乡金融发展的规模失衡、效率失衡之间存在协整关系，而城乡居民收入的相对差距与城乡金融发展的规模失衡、效率失衡关系并不显著；根据面板模型的估计结果，城乡金融发展的规模失衡和效率失衡都会进一步扩大城乡居民收入的绝对差距。因此，要缩小我国城乡居民的收入差距，首先提高农村金融机构的经营效率，创新金融工具，加大农村地区的信贷支持力度，帮助农民扩大生产经营规模，提高农民收入；其次，需要加快金融市场改革，逐步改变城乡金融发展的失衡，构建适当倾斜农村发展的长效金融政策，抑制金融发展的长期失衡给城乡收入差距带来的影响。

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