譚飛燕，李孟剛

(1.北京交通大學(xué) 中國(guó)產(chǎn)業(yè)安全研究中心，北京100044 2.湖南商學(xué)院 經(jīng)貿(mào)學(xué)院，長(zhǎng)沙 410205)

0 引言

我國(guó)城市和農(nóng)村在經(jīng)濟(jì)、社會(huì)的諸多方面都存在差距，在影響資源配置的金融發(fā)展方面的差距同樣比較顯著。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有較高的風(fēng)險(xiǎn)性和不確定性，為追求規(guī)模經(jīng)濟(jì)和實(shí)現(xiàn)更高的回報(bào)，銀行等金融機(jī)構(gòu)將大量農(nóng)村儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化成了城市投資，并且在我國(guó)城市導(dǎo)向的發(fā)展策略下，農(nóng)村資金投入相對(duì)較少，農(nóng)業(yè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)利潤(rùn)率不高，也加劇了城鄉(xiāng)金融發(fā)展的失衡。我國(guó)整體的金融發(fā)展水平在改革開(kāi)放后不斷提高，金融資產(chǎn)總量從上世紀(jì)80年代的不到0.5萬(wàn)億元增加到約60萬(wàn)億元，金融機(jī)構(gòu)的貸款余額超過(guò)了45萬(wàn)億元；農(nóng)村金融狀況也明顯改善，農(nóng)業(yè)貸款大幅提高達(dá)到約4萬(wàn)億。但農(nóng)村金融發(fā)展還是明顯落后與城鎮(zhèn)金融發(fā)展，農(nóng)業(yè)貸款余額占占金融機(jī)構(gòu)貸款總余額的比重僅僅約為6%。

從圖1的城鄉(xiāng)存款情況可以看到，從1992年開(kāi)始我國(guó)存款總額快速增長(zhǎng)，城鄉(xiāng)存款的失衡也日益嚴(yán)重，城鄉(xiāng)存款的絕對(duì)差距加速擴(kuò)大，近年來(lái)城鄉(xiāng)相對(duì)收入差距也處于高位，城鎮(zhèn)存款額與農(nóng)村存款額的倍數(shù)超過(guò)了8倍；從圖2的城鄉(xiāng)貸款情況來(lái)看，城鄉(xiāng)失衡的現(xiàn)象更加突出，同樣在1992年左右城鄉(xiāng)貸款的絕對(duì)差距開(kāi)始加速擴(kuò)大，而城鄉(xiāng)貸款的相對(duì)差距有一定的波動(dòng)，但一直都處于相對(duì)高位，城鎮(zhèn)貸款與農(nóng)村貸款的倍數(shù)都在10倍以上。由于農(nóng)村金融發(fā)展水平落后，金融市場(chǎng)不能完全滿(mǎn)足農(nóng)村居民生產(chǎn)生活的信貸需求，將制約了農(nóng)村居民收入水平的提高，而城市居民面臨的金融約束相對(duì)較小，獲得銀行信貸支持的可能性更大；同時(shí)農(nóng)村地區(qū)的金融網(wǎng)點(diǎn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于城市，農(nóng)村居民不能得到足夠的金融服務(wù)，生產(chǎn)生活中交易成本更高。因此，從理論上說(shuō)城鄉(xiāng)金融發(fā)展失衡有可能進(jìn)一步擴(kuò)到城鄉(xiāng)居民的收入差距。基于此，本文根據(jù)我國(guó)的省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證分別檢驗(yàn)了城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡與城鄉(xiāng)收入的相對(duì)差距、絕對(duì)差距的關(guān)系。

圖1 我國(guó)的城鄉(xiāng)存款失衡

圖2 我國(guó)的城鄉(xiāng)貸款失衡

1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)

衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)比較多，與類(lèi)似研究保持一致，本文主要也是根據(jù)城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入來(lái)判斷城鄉(xiāng)收入差距。為全面衡量城鄉(xiāng)城鄉(xiāng)收入差距，本文選取城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入的差值作為城鄉(xiāng)絕對(duì)收入差距的指標(biāo)（incomegap），選取城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入的比值作為相對(duì)收入差距的指標(biāo)(incomer)。

1.2 城鄉(xiāng)金融發(fā)展失衡指標(biāo)

在我國(guó)金融系統(tǒng)中銀行一直是處于核心地位，本文對(duì)城鄉(xiāng)金融發(fā)展的考察也集中在銀行信貸方面。借鑒孫君等（2012）的思路，本文利用農(nóng)村貸款占農(nóng)村GDP的比重和城市貸款占城市GDP的比重分別衡量農(nóng)村和城市的金融發(fā)展規(guī)模，城鄉(xiāng)金融發(fā)展規(guī)模之比即為即為城鄉(xiāng)規(guī)模失衡指標(biāo)(urs)；本文利用農(nóng)村儲(chǔ)蓄與農(nóng)村貸款的比值和城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄與城鎮(zhèn)貸款的比值分別衡量農(nóng)村和城市的金融發(fā)展效率水平，城鄉(xiāng)金融發(fā)展效率水平之比即為城鄉(xiāng)效率失衡的指標(biāo)(urr)。

本文城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)；農(nóng)戶(hù)儲(chǔ)蓄為農(nóng)村合作銀行、農(nóng)村商業(yè)銀行和農(nóng)村信用合作社吸收的儲(chǔ)蓄存款，城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄為城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄減去農(nóng)戶(hù)儲(chǔ)蓄，數(shù)據(jù)來(lái)源為《中國(guó)金融年鑒》；為盡量保持統(tǒng)計(jì)口徑一致，農(nóng)村GDP用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值來(lái)表示，數(shù)據(jù)來(lái)源為《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》；考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文研究的樣本中剔除了西藏和重慶，樣本區(qū)間為1995～2010年。為保證數(shù)據(jù)的可比性，本文還以1995年的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)作為基期對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理。

2 實(shí)證結(jié)果分析

2.1 面板單位根檢驗(yàn)

在對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析前需檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性?？紤]面板數(shù)據(jù)的AR(1)過(guò)程：其中xit為外生變量，ηi為自回歸的系數(shù)，隨機(jī)誤差項(xiàng)uit為獨(dú)立同分布。當(dāng)＜1時(shí)，序列yi為平穩(wěn)序列；當(dāng)=1時(shí)，序列yi則為非平穩(wěn)序列。面板單位根檢驗(yàn)可以充分利用截面信息提高了檢驗(yàn)功效，相應(yīng)的檢驗(yàn)方法比較多，在自回歸的系數(shù)ηi和截面相關(guān)性設(shè)定等方面不同方法之間存在一定差異。根據(jù)對(duì)截面相關(guān)性假定不同，這些檢驗(yàn)方法可以分為假定截面單位相互獨(dú)立的第一代面板單位根檢驗(yàn)如Breitung檢驗(yàn)、LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)等，以及考慮了截面相關(guān)性的第二代面板單位根檢驗(yàn)如Choi檢驗(yàn)、Pesaran檢驗(yàn)等。

本文選擇了pesaran檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)和LLC檢驗(yàn)等三種方法，其中pesaran檢驗(yàn)考慮了截面異質(zhì)性和截面相關(guān)，IPS檢驗(yàn)考慮了考慮截面異質(zhì)性和干擾項(xiàng)的序列相關(guān),LLC檢驗(yàn)假設(shè)序列服從AR(1),且相關(guān)系數(shù)相同，但允許個(gè)體固定效應(yīng)。從表1的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，變量incomegap、incomer、urs、urr均為非平穩(wěn)序列，而變量D.incomegap、D.incomer、D.urs、D.urr均為平穩(wěn)序列，因此變量incomegap、incomer、urs、urr均為一階單整序列。

表1 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.2 面板協(xié)整檢驗(yàn)

傳統(tǒng)的面板協(xié)整檢驗(yàn)多以殘差為基礎(chǔ)，假設(shè)長(zhǎng)期誤差修正系數(shù)等于短期動(dòng)態(tài)調(diào)整系數(shù)，檢驗(yàn)功效偏低，檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)于模型的參數(shù)設(shè)定比較敏感。Westrelund(2007)發(fā)展了基于結(jié)構(gòu)而非殘差動(dòng)態(tài)變化的面板協(xié)整檢驗(yàn)，通過(guò)檢驗(yàn)面板誤差模型中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)是否顯著為0來(lái)判斷協(xié)整關(guān)系。Westrelund提出的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量考慮了截面異質(zhì)性以及截面內(nèi)的序列相關(guān)、截面間的相關(guān)性等約束，克服了傳統(tǒng)檢驗(yàn)方法的一些局限。假設(shè)模型具有如下形式：

如果αi＜0，則說(shuō)明變量之間存在協(xié)整關(guān)系；否則，二者之間不存在協(xié)整關(guān)系。若假設(shè)αi!=αj，即截面之間的誤差修正速度不同，可以構(gòu)造不考慮序列相關(guān)的Gt統(tǒng)計(jì)量和考慮序列相關(guān)的Ga統(tǒng)計(jì)量；若假設(shè)αi=αj=a，即截面之間的誤差修正速度相同，類(lèi)似的可以構(gòu)造考慮不考慮序列相關(guān)的Pt統(tǒng)計(jì)量和考慮序列相關(guān)的Pa統(tǒng)計(jì)量。

從表2檢驗(yàn)結(jié)果可以看出,對(duì)于變量incomegap和urs，在5%水平上Gt統(tǒng)計(jì)量拒絕不存在面板協(xié)整的原假設(shè),Ga統(tǒng)計(jì)量不能拒絕原假設(shè)，在10%水平上Pt和Pa統(tǒng)計(jì)量拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；對(duì)于變量incomegap和urr也有類(lèi)似的結(jié)論，在5%水平上Gt統(tǒng)計(jì)量和Pa統(tǒng)計(jì)量都拒絕不存在面板協(xié)整的原假設(shè),在10%水平上Pt和Ga統(tǒng)計(jì)量也拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；而對(duì)于變量incomer和urs、incomer和urr，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都不能拒絕不存在面板協(xié)整的原假設(shè)。因此,可以認(rèn)為變量incomegap和urs、incomegap和urr之間存在面板協(xié)整關(guān)系,而incomer和urs、incomer和urr之間不存在面板協(xié)整關(guān)系，即城鄉(xiāng)居民收入的絕對(duì)差距和城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡之間存在協(xié)整關(guān)系，但城鄉(xiāng)居民收入的相對(duì)差距和城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡之間不存在協(xié)整關(guān)系。

表2 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 非平穩(wěn)異質(zhì)面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)

根據(jù)上文分析結(jié)果，城鄉(xiāng)居民收入的絕對(duì)差距和城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡之間存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)一步分析變量之間的作用。通常對(duì)于一階平穩(wěn)的變量，若序列間存在協(xié)整關(guān)系，可以構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，即

其中i為截面?zhèn)€數(shù)，i=1,2，....，N；t為時(shí)期數(shù)，αi為個(gè)體效應(yīng)。改寫(xiě)成誤差修正模型的形式，即

當(dāng)誤差修正系數(shù)φi≠0時(shí)，變量之間即存在長(zhǎng)期關(guān)系，在長(zhǎng)期均值恢復(fù)的假設(shè)該系數(shù)期望顯著為負(fù)。對(duì)于非平穩(wěn)的異質(zhì)性面板數(shù)據(jù)模型，固定效應(yīng)估計(jì)只允許個(gè)體之間的截距不同,在個(gè)體系數(shù)不相同時(shí)得到的估計(jì)結(jié)果是不一致的。MG估計(jì)量允許各個(gè)截面的截距、斜率參數(shù)和誤差方差不同，分別計(jì)算每個(gè)截面的系數(shù)后求均值得到最后的系數(shù)估計(jì)；PMG估計(jì)在MG估計(jì)的基礎(chǔ)上，要求各個(gè)截面的長(zhǎng)期系數(shù)相等，并利用極大似然法得到系數(shù)的估計(jì)值。根據(jù)表3的估計(jì)結(jié)果，變量incomegap和urs、incomegap和urr之間的誤差修正系數(shù)顯著為負(fù)，變量間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡和效率失衡都能擴(kuò)大城鄉(xiāng)絕對(duì)的收入差距。

表3 面板模型的PMG估計(jì)

3 結(jié)論

本文檢驗(yàn)了我國(guó)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡與城鄉(xiāng)收入的相關(guān)差距、絕對(duì)差距的關(guān)系，可以看到城鄉(xiāng)金融發(fā)展對(duì)于城鄉(xiāng)收入差距具有一定影響，主要表現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民收入的絕對(duì)差距和城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡之間存在協(xié)整關(guān)系，而城鄉(xiāng)居民收入的相對(duì)差距與城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡、效率失衡關(guān)系并不顯著；根據(jù)面板模型的估計(jì)結(jié)果，城鄉(xiāng)金融發(fā)展的規(guī)模失衡和效率失衡都會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入的絕對(duì)差距。因此，要縮小我國(guó)城鄉(xiāng)居民的收入差距，首先提高農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的經(jīng)營(yíng)效率，創(chuàng)新金融工具，加大農(nóng)村地區(qū)的信貸支持力度，幫助農(nóng)民擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模，提高農(nóng)民收入；其次，需要加快金融市場(chǎng)改革，逐步改變城鄉(xiāng)金融發(fā)展的失衡，構(gòu)建適當(dāng)傾斜農(nóng)村發(fā)展的長(zhǎng)效金融政策，抑制金融發(fā)展的長(zhǎng)期失衡給城鄉(xiāng)收入差距帶來(lái)的影響。

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