摘要_我國金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入分配影響的實(shí)證研究結(jié)果表明：金融發(fā)展規(guī)模是城鄉(xiāng)居民收入差-距的格蘭杰原因；金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)居民收入差距具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系。金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)張擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距，金融發(fā)展效率的提升則縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；居民收入分配；向量自回歸模型；協(xié)整檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-7217(2007)06-0029-05

一、問題提出與文獻(xiàn)綜述

自20世紀(jì)50年代以來，金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系受到許多學(xué)者的關(guān)注，并對之進(jìn)行了較為深入的研究。大多數(shù)學(xué)者都認(rèn)為，鑒于金融體系在動(dòng)員儲(chǔ)蓄、分散風(fēng)險(xiǎn)、資源配置、便利交易等方面所扮演的積極角色，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向作用，許多實(shí)證結(jié)果也支持這種結(jié)論。(Goldsmith，1969；MeKinnonShaw。1973；King＆Levine，1993；Levine，1997)。

但直到20世紀(jì)90年代，金融發(fā)展與收入分配的關(guān)系問題才受到正式的關(guān)注。Greenwood和J0一vanovle(1990)的研究是開創(chuàng)性的。他們基于一個(gè)動(dòng)態(tài)模型，在初始收入分配外生于經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展，并且金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在“門檻效應(yīng)”的假設(shè)下，證明了金融發(fā)展和收入分配的服從“庫茲涅茨效應(yīng)”的倒“U”型關(guān)系，即金融發(fā)展在初期既會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長但也會(huì)擴(kuò)大收入差距，隨著金融發(fā)展進(jìn)入成熟期，金融發(fā)展將逐步縮小收入差距。Ga-lor和Zeira(1993)，Banerjeeee和Newman(1993)構(gòu)造的模型則表明，在金融市場不完善的條件下，金融發(fā)展未必會(huì)使收入差距縮小，完善的金融市場才是金融發(fā)展導(dǎo)致收入差距縮小的前提。Clarke，Xu和Zou(2003)建立了回歸模型，運(yùn)用全球91個(gè)國家1960～1995年的數(shù)據(jù)對金融發(fā)展和收入分配之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，得到金融發(fā)展會(huì)顯著降低一國收入分配差距的結(jié)論，但是Greenwood和Jo-vanovic的倒“u”關(guān)系的假說并未得到證實(shí)。Beck和Levine(2004)最新的實(shí)證證明了金融發(fā)展有利于減少貧富差距。

作為轉(zhuǎn)型中的發(fā)展中大國，我國金融發(fā)展與收入分配都呈現(xiàn)不平衡態(tài)勢。近年來，兩者之間的關(guān)系引起了許多學(xué)者的興趣。章奇、劉明興、Chen和陶然(2004)、姚耀軍(2005)對以銀行信貸占GDP比重所衡量的金融發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)我國金融發(fā)展顯著拉大城鄉(xiāng)收入差距。庫茲涅茨效應(yīng)在中國金融發(fā)展中并不成立。張立軍、湛泳(2006)對以M2／GDP所衡量的金融發(fā)展水平與城鎮(zhèn)居民收入分配的關(guān)系進(jìn)行分析，論證了我國金融發(fā)展可能擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民收入分配差距。楊俊、李曉羽、張宗益(2006)利用私人部門在金融中介的貸款總額與GDP的比率作為衡量金融發(fā)展的指標(biāo)，實(shí)證結(jié)果表明，金融發(fā)展顯著擴(kuò)大了全國、農(nóng)村與城鄉(xiāng)收入不平等程度。彭建剛、李關(guān)政(2006)的實(shí)證表明，優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展地方中小金融結(jié)構(gòu)，有利于二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換，對農(nóng)民的收入增長有促進(jìn)作用。

可以看出，已有的研究在結(jié)論上基本達(dá)成了一致，但考慮到在存在信貸配給與金融深化的情況下，簡單的銀行信貸以及M2占GDP的比率不能切實(shí)反映我國金融發(fā)展水平。基于此，本文選取合理的衡量指標(biāo)，通過對大量統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的處理，獲得1978～2004年相關(guān)指標(biāo)的時(shí)序資料，對我國金融發(fā)展與居民收入分配的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，并對結(jié)果做出進(jìn)一步的解釋與說明，揭示其政策含義，給出得到實(shí)證支持的最終結(jié)論。

二、指標(biāo)設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源

(一)指標(biāo)設(shè)計(jì)

本文使用規(guī)模和效率指標(biāo)衡量金融發(fā)展水平，衡量金融發(fā)展的指標(biāo)包括：(1)金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)：FIR。學(xué)術(shù)界衡量金融發(fā)展規(guī)模常用貨幣化指標(biāo)(M₂／GDP)和金融相關(guān)比率(FIR)這兩個(gè)指標(biāo)，前者稱為“麥?zhǔn)街笜?biāo)”，后者稱為“戈式指標(biāo)”。然而麥?zhǔn)街笜?biāo)受到眾多質(zhì)疑，與之相比，戈式指標(biāo)更能反映金融的發(fā)展水平，因而被廣泛接受。根據(jù)Cold-smith(1969)定義，F(xiàn)IR是指“某一時(shí)點(diǎn)上現(xiàn)存金融資產(chǎn)總額(含有重復(fù)計(jì)算部分)與國民財(cái)富(實(shí)物資產(chǎn)總額加上對外凈資產(chǎn))之比”。金融相關(guān)比率用FIR表示。(2)金融發(fā)展效率指標(biāo)：FER。既有的很多文獻(xiàn)在衡量金融發(fā)展效率時(shí)，借鑒了King andLevine(1993)設(shè)計(jì)的Private指標(biāo)，以非國有經(jīng)濟(jì)獲得銀行貸款的比率表示。但王志強(qiáng)、孫剛(2003)基于國有經(jīng)濟(jì)在整個(gè)中國經(jīng)濟(jì)中的地位指出，這種指標(biāo)設(shè)計(jì)方法是有缺陷的，并運(yùn)用儲(chǔ)蓄與貸款比率衡量金融中介將儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為貸款的效率。本文遵循了這一做法，用以反映金融發(fā)展的效率，記為FER。如圖1所示。

在對居民收入分配變化的測定上，一般以城鄉(xiāng)收入差距(IDR)為指標(biāo)，運(yùn)用城鎮(zhèn)居民家庭的人均可支配收入與農(nóng)村居民的人均純收入的比率來反映，它以農(nóng)村居民人均純收入為1，反映了城鎮(zhèn)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間的倍數(shù)關(guān)系。本文也采用該指標(biāo)。如圖2所示。

(二)數(shù)據(jù)來源

除作特殊說明的數(shù)據(jù)外，本文的數(shù)據(jù)均來源于《中國金融年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期以及《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》(中國統(tǒng)計(jì)出版社，1999年版)，時(shí)間跨度為1978-2004年，為避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，對所有變量進(jìn)行對數(shù)化處理，對數(shù)化后三個(gè)指標(biāo)分別記為LFIR、LFER、LIDR。

三、實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

采用Eviews5.0軟件，對LIDR、LFIR、LFER的單位根進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方程根據(jù)數(shù)據(jù)圖形來確定，采用AIC準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。由表1可以看出，序列LINCDEFER、LFIR、LFER的ADF檢驗(yàn)值均大于顯著性水平0.01、0.05、0.1的臨界值，不能拒絕原假設(shè)，LIDR、LFIR、LFER都存在單位根，是非平穩(wěn)的；所以，對他們分別進(jìn)行一階差分，結(jié)果顯示ALIDR、ALFIR、ALFER的ADF檢驗(yàn)值均小于顯著性水平0.01、0.05、0.1的臨界值，表明至少可以在99％的置信水平下拒絕原假設(shè)，序列ALIDR、ALFIR、ALFER都不存在單位根，為平穩(wěn)時(shí)間序列。因此，LIDR、LFIR、LFER均為一階單整序列。

(二)向量自回歸模型(VAR)的構(gòu)造

向量自回歸模型(VAR)通常用于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測和隨機(jī)擾動(dòng)對變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)響應(yīng)。模型避開了結(jié)構(gòu)建模方法中需要對系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量關(guān)于所有內(nèi)生變量滯后值函數(shù)的建模問題。由表1可得序列LIDR、LFIR、LFER一階單整時(shí)間序列，因此，采用這三個(gè)序列建立VAR(P)模型，根據(jù)AIC和SC取值最小的準(zhǔn)則，經(jīng)過多次試驗(yàn)，并對末尾數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整，采取4階的近似。

1、格蘭杰因果檢驗(yàn)

進(jìn)一步利用格蘭杰因果檢驗(yàn)分析變量之間的關(guān)系，通過整理得如下格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果：

表2的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5％的顯著水平下，LFIR是LIDR的格蘭杰原因，LIDR不是LFER的格蘭杰原因；LFER是LIDR的格蘭杰原因，LIDR是LFER的格蘭杰原因。

2、協(xié)整檢驗(yàn)

由于VAR模型反映的是短期關(guān)系，并不能說明這種關(guān)系是否可以長期維持，因此，本文運(yùn)用Jo—hansen在1988年及在1990年與JuselIUS一起提出的一種以VAR模型為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)回歸系數(shù)方法。對VAR模型中的三個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3，表3說明VAR模型中的三個(gè)變量具有三個(gè)協(xié)整關(guān)系，由于本文只考慮金融發(fā)展對收入差距的影響，因此，選取第一個(gè)協(xié)整關(guān)系進(jìn)行分析，正規(guī)化的協(xié)整向量為：

參數(shù)的圓括號(hào)內(nèi)表示近似的標(biāo)準(zhǔn)誤差，協(xié)整方程表明了在1978-2004年上述3個(gè)變量具有長期的均衡關(guān)系。協(xié)整關(guān)系表明金融規(guī)模的擴(kuò)張加大了收入差距，金融效率提高縮小了收入差距。

3、脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)用以衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響，圖3是基于漸進(jìn)解析法模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)，縱軸代表因變量對解釋變量的響應(yīng)程度。圖3中實(shí)線為響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值，虛線為響應(yīng)函數(shù)值加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶，為了研究變量間的長期影響，文章將響應(yīng)函數(shù)的期數(shù)設(shè)置為50年。

由圖3(a)收入差距對自身的響應(yīng)函數(shù)可以看出，當(dāng)本期給收入差距一個(gè)正沖擊后，收入差距的響應(yīng)逐漸降低，直到第4期變?yōu)?，經(jīng)過一段時(shí)間的調(diào)整后，從第22期開始一直為正值，說明收入差距對其自身的沖擊有促進(jìn)作用。圖3(b)反映了金融相關(guān)率對其收入差距的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)的響應(yīng)，由圖中可以看出，當(dāng)本期給金融相關(guān)率一個(gè)正沖擊后，從第6期后產(chǎn)生持續(xù)的正向響應(yīng)，說明從長期來看，金融發(fā)展規(guī)模擴(kuò)張使收入差距擴(kuò)大。圖3(c)考察了金融發(fā)展效率指標(biāo)對收入差距的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑，當(dāng)本期給金融效率指標(biāo)一個(gè)正沖擊后，金融效率指標(biāo)對收入差距產(chǎn)生一個(gè)負(fù)向響應(yīng)，在第2期產(chǎn)生較強(qiáng)的正向響應(yīng)，達(dá)到最大值0.037之后，正向響應(yīng)逐漸減弱，直到第6期趨于負(fù)值，說明長期內(nèi)金融效率縮小了收入差距。

四、結(jié)論與政策建議

實(shí)證結(jié)果顯示：1978～2004年金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)張使居民收入差距擴(kuò)大，而金融發(fā)展效率的提高能夠減少居民收入差距。原因在于：

(1)金融抑制非常嚴(yán)重。改革開放以來，中國金融走的是城鄉(xiāng)非均衡的發(fā)展道路，與中國典型的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征相類似，金融系統(tǒng)也表現(xiàn)出顯著的“二元性”。金融系統(tǒng)在資源的分配上表現(xiàn)出了明顯的城市化傾向，農(nóng)村金融發(fā)展滯后，資源配置效率低下，主要承擔(dān)資金動(dòng)員而非資金配置的功能；在信貸配置中傾斜于國有工業(yè)部門，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門因得不斷融資而生產(chǎn)萎縮、收入下降，從而導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入差距不斷擴(kuò)大。金融發(fā)展的效率提升意味著一定的儲(chǔ)蓄可以轉(zhuǎn)化為更多的貸款，盡管中國的金融發(fā)展是非均衡的，但只要加大對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)、農(nóng)民和農(nóng)村的資金投入，就能夠改善其融資條件，促進(jìn)農(nóng)民的收入增長，但中國的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)無意向農(nóng)業(yè)和農(nóng)村提供貸款或在這方面缺乏效率。

(2)金融排斥非常嚴(yán)重。在商業(yè)性金融機(jī)構(gòu)逐利的本性下，對弱勢群體與弱勢地區(qū)的金融排斥現(xiàn)象也是普遍存在的。如國有商業(yè)銀行近年來實(shí)行經(jīng)營戰(zhàn)略調(diào)整，優(yōu)勢資源向大中城市和發(fā)達(dá)地區(qū)集中，撤并3萬多家網(wǎng)點(diǎn)和分支機(jī)構(gòu)，大規(guī)模退出欠發(fā)達(dá)地區(qū)，客觀上造成縣域、農(nóng)村金融市場服務(wù)弱化，使許多農(nóng)民、中小企業(yè)被排斥在基本金融服務(wù)之外。

針對農(nóng)村金融抑制，應(yīng)著眼于農(nóng)村金融的深化與發(fā)展。具體而言：首先，我國農(nóng)村幅員遼闊，自然條件與經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r差異很大，對金融服務(wù)的需求多種多樣，因此，必須構(gòu)建一個(gè)形式多樣、分工合理、競爭充分、功能完善的農(nóng)村金融服務(wù)體系；其次，遵循農(nóng)村金融發(fā)展的自身邏輯，在農(nóng)村金融供給上，堅(jiān)持外生性介入與內(nèi)生性發(fā)育相并存的發(fā)展道路，特別是培育農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)內(nèi)生成長的環(huán)境，增強(qiáng)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的自生能力，提高農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)資源配置的效率；最后，促進(jìn)農(nóng)村正規(guī)金融與非正規(guī)金融的協(xié)調(diào)互動(dòng)發(fā)展。在目前階段，農(nóng)村二元金融結(jié)構(gòu)具有一定的合理性，農(nóng)村非正規(guī)金融作為正規(guī)金融的有益補(bǔ)充，允許其在農(nóng)村的存在與發(fā)展應(yīng)是題中之意。問題的關(guān)鍵在于如何引導(dǎo)非正規(guī)金融的發(fā)展，正規(guī)化、陽光化、制度化應(yīng)進(jìn)入決策者的視野。

金融排斥從本質(zhì)上講是一種市場失靈，政府有責(zé)任對市場失靈進(jìn)行干預(yù)。針對金融排斥，政府應(yīng)該采取積極的金融政策應(yīng)對。首先，“嫌貧愛富”是金融的天性，無可非議，但金融機(jī)構(gòu)在謀取利潤最大化的同時(shí)也要承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，政府要思考如何調(diào)動(dòng)各類金融機(jī)構(gòu)投入弱勢群體和弱勢地區(qū)的積極性和責(zé)任心，而且這種調(diào)動(dòng)還必須是可持續(xù)的，是講效率的。其次，建立普惠性的金融體系，保障社會(huì)每個(gè)經(jīng)濟(jì)主體金融權(quán)利的平等。完整的金融體系應(yīng)為包容性的，普遍惠及于一切需要金融服務(wù)的社會(huì)群體，尤其應(yīng)惠顧于被傳統(tǒng)金融體系所忽視的貧困群體，這是新農(nóng)村建設(shè)所需要的。