陸鳳芝,黃永興

(安徽工業(yè)大學 商學院,安徽 馬鞍山 243002)

普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距
——基于省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析

陸鳳芝,黃永興

(安徽工業(yè)大學 商學院,安徽 馬鞍山 243002)

基于2005～2014年的省級面板數(shù)據(jù)測算了各省(市、自治區(qū))的普惠金融指數(shù),并在此基礎上使用面板回歸模型實證研究了普惠金融政策對城鄉(xiāng)收入差距的影響。實證結果表明:從全國層面看,普惠金融的發(fā)展有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距;從區(qū)域層面看,各區(qū)域普惠金融的發(fā)展對縮小城鄉(xiāng)收入差距存在臨界點效應,東部地區(qū)的普惠金融發(fā)展水平較高,對縮小城鄉(xiāng)收入差距效果明顯,而中西部普惠金融發(fā)展水平相對較低,對縮小城鄉(xiāng)收入差距的效果相對微弱。最后,針對如何縮小城鄉(xiāng)收入差距,從普惠金融視角提出了相關的政策建議。

普惠金融;面板回歸;城鄉(xiāng)收入差距;臨界點效應

一、引言

普惠金融(financial inclusion)在2005年的國際小額信貸年中被首次使用,它倡導有效、全方位地為社會所有階層和群體提供金融服務,這一概念的提出得到了世界各國的積極響應。我國對普惠金融的發(fā)展也給予了高度重視,出臺、頒布了一系列重要的普惠金融政策和文件,諸如《國務院辦公廳關于金融服務“三農(nóng)”發(fā)展的若干意見》《國務院辦公廳關于金融支持小微企業(yè)發(fā)展的實施意見》等。在黨的十八屆三中全會中正式通過《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》,提出“發(fā)展普惠金融,鼓勵金融創(chuàng)新”。2016年3月新華社受權發(fā)布了“十三五”規(guī)劃綱要,該綱要中明確提出要“發(fā)展普惠金融和多業(yè)態(tài)中小微金融組織”。普惠金融在我國推行已有10余年了,其政策效應到底如何?本文從城鄉(xiāng)收入差距角度對該政策效應進行了考察。

城鄉(xiāng)收入差距作為我國學界與政界一直以來關注的熱點與焦點問題之一,時至今日該問題依然嚴峻。據(jù)國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站公布的數(shù)據(jù)在1992年時我國城鎮(zhèn)人均可支配收入為農(nóng)村居民純收入的2.58倍,在2002年時該收入比已經(jīng)達到3.11倍,其絕對收入差距為5 227.2元;統(tǒng)計口徑在2013年進行了更改,截止到2012年我國居民城鄉(xiāng)收入比達3.10倍,絕對收入差距已高達16 448.1元。如若考慮城鎮(zhèn)居民享有的補貼或福利項目,如住房公積金、公費醫(yī)療、養(yǎng)老保障、失業(yè)保險等在市場價值中難以估算,以及收入統(tǒng)計中被忽略的其他因素,城鄉(xiāng)居民的收入差距應該更大[1],我國已經(jīng)是世界上收入差距最大的國家之一。在我國當前經(jīng)濟發(fā)展水平下,城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)明顯的負相關關系,城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)保持較高數(shù)值,不僅不利于全民分享經(jīng)濟發(fā)展的成果,還會抑制經(jīng)濟的增長[2]。城鄉(xiāng)收入差距已經(jīng)成為制約我國經(jīng)濟增長的桎梏,普惠金融能否有效縮小我國城鄉(xiāng)收入差距問題也是國家“十三五”規(guī)劃的的重大熱門議題,研究普惠金融政策對城鄉(xiāng)收入差距的影響機制問題無疑具有很強的理論與現(xiàn)實意義。

縱觀國內(nèi)已有文獻,學界基于金融發(fā)展視角對城鄉(xiāng)收入差距進行研究,主要集中于金融深度角度(即金融機構的數(shù)量和種類)。曹廣喜等指出農(nóng)村金融支持薄弱成為城鄉(xiāng)收入差距的主要原因[3]。中國農(nóng)村地區(qū)長期遭受著金融排斥,地區(qū)金融發(fā)展很不平衡,部分地區(qū)出現(xiàn)金融空白現(xiàn)象[4]。葉志強使用1978～2006年各省的面板數(shù)據(jù)對金融深度發(fā)展與城鄉(xiāng)收入關系進行了檢驗,發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展阻礙了農(nóng)村居民收入的增長,金融發(fā)展與城市居民的收入無顯著關系[5]。與上述文獻結論相類似,孫永強通過構建一個二元城鄉(xiāng)分析框架,并采用誤差修正模型(VEC)對我國城鄉(xiāng)收入差距與金融發(fā)展深度之間的關系進行了研究,發(fā)現(xiàn)我國金融城鄉(xiāng)二元結構使得更多的城市居民受益,農(nóng)村居民和中小企業(yè)受益較少,金融深度發(fā)展擴大了城鄉(xiāng)收入差距[6]。從上述文獻可以發(fā)現(xiàn),金融深度發(fā)展對縮小城鄉(xiāng)收入差距效果并不顯著,甚至擴大了城鄉(xiāng)收入差距。王修華、邱兆祥指出在金融縱深發(fā)展的過程中,更應該注重金融的發(fā)展寬度[7]。

從金融的發(fā)展寬度即普惠金融視角研究我國城鄉(xiāng)收入差距的文獻相對較少。普惠金融在在我國起步較晚,國內(nèi)學者更多關注的是普惠金融發(fā)展水平的評價。王婧、胡國暉利用2002～2011年中國銀行業(yè)數(shù)據(jù),構建了我國普惠金融指數(shù),并對指數(shù)的影響因素進行了分析[8]?；贑hakravarty和Paul的指數(shù)構建方案,陳三毛、錢曉萍[9]從銀行業(yè)務的可獲得性、銀行業(yè)務的實際利用情況兩個維度選取相關指標構建了區(qū)域普惠金融指數(shù)。焦瑾璞等從金融服務的“可獲得性”“使用情況”及“服務質(zhì)量”三個維度選取了19個指標,并使用層次分析法(AHP)確定權重構建了我國2013年各省的普惠金融指數(shù)[10]。上述具有代表性的文獻,是我國學界在普惠金融研究領域的熱點研究方向,結合普惠金融對收入差距問題進行研究的文獻并不多見。徐敏、張小林使用1985～2014年的數(shù)據(jù)構建了普惠金融指數(shù),并運用VAR模型、協(xié)整等計量方法對我國的普惠金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距進行了研究,得出兩者具有單向格蘭杰因果的結論[11]。杜強、潘怡基于2006～2013年的省級面板數(shù)據(jù)構建了各省市普惠金融指數(shù),并對普惠金融與我國東中西部的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展進行研究,發(fā)現(xiàn)在東部地區(qū)普惠金融的發(fā)展抑制了經(jīng)濟發(fā)展,在中西部則促進經(jīng)濟的發(fā)展[12]。

本文在梳理已有文獻的基礎上,發(fā)現(xiàn)還存在如下三點可以完善的地方:一是已有文獻大都集中于國家層面進行研究分析,但我國幅員遼闊,地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異較大,東部地區(qū)金融基礎設施較為健全,中西部地區(qū)金融基礎設施發(fā)展滯后,統(tǒng)一研究,難免會使研究結論與現(xiàn)實偏離。二是數(shù)據(jù)的選取時間跨度,我國普惠金融政策最早始于2005年,部分文獻實證分析數(shù)據(jù)跨度過大,導致研究成果不能反映普惠金融的政策效應。三是部分學者只關注金融深度,忽視普惠金融的研究。

本文試圖從省級面板數(shù)據(jù)出發(fā),測算普惠金融指數(shù),研究普惠金融政策在城鄉(xiāng)收入差問題上的政策效應。本文的后續(xù)安排如下:第二部分為普惠金融指數(shù)的構建與測算;第三部分對城鄉(xiāng)收入差距的測算方法及影響因素進行簡要介紹;第四部分為計量模型的設定與實證分析;第五部分給出本文的研究結論,并在此基礎上提出相應的政策建議。

二、普惠金融指數(shù)的構建與測算

(一)普惠金融指數(shù)的構建

測算普惠金融指數(shù)(Financial Inclusion Index,以下簡稱FII)首先要選擇適當?shù)闹笜?本文借鑒李建偉等的劃分方法從金融服務的地理滲透性、金融服務的可獲得性及金融服務的實際使用情況三個維度出發(fā)選取6個指標進行測算[13]。考慮到我國金融體系以銀行業(yè)為主,普惠金融指數(shù)測算主要以銀行業(yè)金融機構的數(shù)據(jù)為主(按照《中國區(qū)域金融運行報告》的一般統(tǒng)計口徑,銀行業(yè)金融機構主要包括大型商業(yè)銀行、國家開發(fā)銀行和政策性銀行、股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行、小型農(nóng)村金融機構、財務公司、信托公司、郵政儲蓄、外資銀行、新型農(nóng)村金融機構、金融租賃公司、汽車金融公司等),具體指標如表1所示。

(二)普惠金融指數(shù)的測算方法

表1 FII各維度具體指標

本文根據(jù)Chakravarty 、Pal提出的指數(shù)構建方案來測算FII,將各省(市、自治區(qū))每個維度各指標的計算值加總、求均值,最后計算出FII,具體計算方法如下:

(1)

其中,FIIj表示第j個省(直轄市,自治區(qū))的普惠金融指數(shù),此處j=1,2…31;p表示指標個數(shù),此處p的取值為6;xij為第j個省(直轄市、自治區(qū))第i個指標的數(shù)值,i=1,2…6;Mi、mi分別為各指標的最大與最小值;r為敏感度常數(shù)。

使用上述普惠金融測算方法,計算我國各省(市、自治區(qū))2005～2014年的普惠金融指數(shù)。關于r的取值問題,本文借鑒陳三毛、錢小平的方法[9],分別取r=0.25、0.5和0.75時的3種結果進行相關性分析,發(fā)現(xiàn)r=0.5時的結果與另兩種情況下的計算結果相關性較高,因此本文取r=0.5。普惠金融的具體計算結果如表2所示。

(三)區(qū)域普惠金融指數(shù)分析

從表2可以發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)各省(直轄市)的FII大都高于中部地區(qū)各省,其中,北京、上海、天津三地FII均超過0.7,東部地區(qū)FII靠后的山東與河北兩省也接近0.4。中部地區(qū)大多數(shù)省份的FII在0.35上下,中部地區(qū)FII值明顯落后于東部地區(qū)。西部地區(qū)各省FII值波動較大,寧夏的FII超過0.5,而廣西、貴州兩地的FII卻不到0.3。中部地區(qū)FII值較西部地區(qū)更加穩(wěn)定。

綜上分析可知我國各省(市、自治區(qū))由于經(jīng)濟發(fā)展水平存在差異,各地的金融基礎設施差別也比較大,東部地區(qū)普惠金融發(fā)展整體好于中西部地區(qū),中部地區(qū)普惠金融發(fā)展狀況相對西部地區(qū)差異較小。因此,研究普惠金融政策對城鄉(xiāng)收入差距的影響問題時分地區(qū)進行較為合理,本文將各省(市、自治區(qū))分為東、中、西三個區(qū)域進行研究。按照國家統(tǒng)計局網(wǎng)站公布的東、中西區(qū)域劃分,東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省(市);中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省;西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個省(市、自治區(qū))。

表2 各省(自治區(qū)、直轄市)2005～2014年的FII

三、變量的選擇與數(shù)據(jù)說明

(一)城鄉(xiāng)收入差距影響指標的選擇

被解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性與連續(xù)性,本文借鑒劉述光等[14]的做法使用城鄉(xiāng)居民收入比測度城鄉(xiāng)收入差距,其中城鎮(zhèn)居民的收入使用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入進行測算,農(nóng)村居民的收入使用農(nóng)村居民人均純收入進行測算。

解釋變量為普惠金融指數(shù)(FII)和其他控制變量。FII衡量各地區(qū)的普惠金融發(fā)展狀況,具體的測算過程見本文的第二部分普惠金融指數(shù)的測算與構建。其他控制變量含城鎮(zhèn)化率、對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結構、政府支出。

城鎮(zhèn)化有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距[15],本文受他們的啟發(fā)將城鎮(zhèn)化率作為影響城鄉(xiāng)收入差距的重要影響因素引入計量模型進行考察。城鎮(zhèn)化率使用城鎮(zhèn)居民人口占總人口的比重進行測算,中國城鎮(zhèn)人口的統(tǒng)計是基于戶籍制度進行的,部分城市人口雖然生活在城市但卻沒有城市戶籍,因此不能納入城鎮(zhèn)人口統(tǒng)計口徑,這會導致統(tǒng)計測算偏誤,但限于統(tǒng)計資料的可獲得性,目前還沒有更好的替代指標。

人均GDP:蘇基溶、廖進中[6]指出區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距呈倒“U”型關系,許明、劉長庚[17]則認為區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展水平可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。我國東、中、西部區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差異較大,本文參考他們的做法選取指標人均GDP對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展情況進行衡量。

經(jīng)濟開放程度究竟是擴大還是縮小城鄉(xiāng)收入差距,學界尚無定論。一方面對外開放程度的提高會增加外貿(mào)出口,引進更多的外商投資,為國內(nèi)更多的農(nóng)村剩余勞動力提供就業(yè)崗位,縮小城鄉(xiāng)收入差距;另一方面,開放程度的提高也會引進更先進的生產(chǎn)技術,生產(chǎn)技術外溢效應,僅增加技術工人的需求與工資,農(nóng)村居民由于教育落后,缺乏專業(yè)技術培訓,導致城鄉(xiāng)收入差距的擴大。本文使用進出口總額占GDP的比重(即貿(mào)易依存度)衡量對外開放程度。

產(chǎn)業(yè)結構:穆懷中、吳鵬[18]在研究產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與城鄉(xiāng)收入差距關系時使用第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的比值衡量錢那里標準即產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化程度,發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與城鄉(xiāng)收入差距呈倒“U”型關系。鑒于第一產(chǎn)業(yè)農(nóng)林漁牧業(yè)為農(nóng)村居民傳統(tǒng)從事的產(chǎn)業(yè),而一般發(fā)展中國家的第三產(chǎn)業(yè)大多為勞動密集型產(chǎn)業(yè),本文使用第一產(chǎn)業(yè)增加值與第三產(chǎn)業(yè)增加值的比值來測度產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級。

政府支出:地方GDP的增長速度作為地方政府考核的一項重要指標,優(yōu)先發(fā)展城鎮(zhèn)經(jīng)濟能夠快速帶動經(jīng)濟的增長。地方政府往往對城鎮(zhèn)的財政投入力度較大,這可能會擴大城鄉(xiāng)收入差距,本文使用地方政府支出占GDP的比重來衡量地方支出因素。

為了消除各數(shù)據(jù)的異方差與多重共線性問題,本文在測算各指標時都做了取對數(shù)處理,上述各變量的具體計算方法與替代符號見表3。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文第二部分測算普惠金融指數(shù)所使用的各地區(qū)金融機構數(shù),金融機構從業(yè)人員數(shù)均來自中國人民銀行官網(wǎng)公布的歷年各省(市,自治區(qū))《區(qū)域金融運行報告》;各省(市,自治區(qū))的土地面積數(shù)據(jù)來源于歷年《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》;人口數(shù)據(jù)來源于歷年《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》;銀行類金融機構人民幣各項存貸款2005～2012年數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》,2013、2014年度數(shù)據(jù)來源于《區(qū)域金融運行報告》。測算城鄉(xiāng)收入差距的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;其他數(shù)據(jù)均來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。

表3 各變量定義表

四、計量模型的設定與實證分析

考慮到我國地域廣闊,東、中、西各區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、金融基礎設施建設參差不齊,截面模型難以反映各區(qū)域的差異;另外,普惠金融概念引入我國僅十余年,年度數(shù)據(jù)較少也不適合進行構建時序模型。面板數(shù)據(jù)模型既能考慮截面數(shù)據(jù)的個體差異性,又能反應數(shù)據(jù)間存在的的某種趨同性,本文擬選用面板數(shù)據(jù)模型進行計量建模。

(一)面板模型簡介

面板數(shù)據(jù)模型可分為靜態(tài)面板與動態(tài)面板模型,鑒于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型僅是一個統(tǒng)計模型,不適合對模型的參數(shù)進行經(jīng)濟意義的解釋。本文使用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行實證分析。靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的一般形式為

Yit=αi+Xitβi+uit.

(2)

靜態(tài)面板模型通常有三種選擇形式:(1)混合估計模型。如果從時間角度看,不同個體間不存在顯著差異;若從截面角度看,不同截面也不存在顯著差異,那么就可以把該模型設定為混合估計模型。(2)固定效應模型。從時間(或截面)角度看,模型中解釋變量的系數(shù)保持不變,只是模型的截距項隨著個體(或時點)的變化而變化,此時cov(αi,Χit)≠0。(3)隨機效應模型。在固定效應模型的基礎上,若其截距項包含了截面與時間誤差項的平均效應,并且這兩種誤差項都服從正態(tài)分布,則固定效應就轉化為隨機效應,此時cov(αi,Χit)=0。通常采用F檢驗判斷使用混合回歸模型還是固定效應模型,然后使用Hausman檢驗判斷使用固定效應模型亦或隨機效應模型,最后進一步確定個體效應、時點與個體時點效應模型。

(二)面板模型的設定

為了考察普惠金融政策對城鄉(xiāng)收入差距的影響,本文采用以上介紹的面板模型,將普惠金融指數(shù)與影響城鄉(xiāng)收入差距的其他因素作為自變量,建立全因素回歸模型:

(3)

式中下標i代表各個省(市,自治區(qū)),樣本包含大陸31個省(市,自治區(qū));下標t代 表年份,樣本時間跨度從2005至2014年;Ci為截距項;αj、βk、λm、γl、σn、up分別為各解釋變量前的回歸系數(shù);ρi、νi分別為個體效應與時間效應。

(三)實證模型估計

本文使用Eviews 9.0計量分析軟件對我31個省(市、自治區(qū))2005～2014年的面板數(shù)據(jù)分全國、東、中和西部地區(qū)各自進行回歸。先后使用F統(tǒng)計量對模型應進行混合估計與固定效應進行判斷,再使用Hausman檢驗對模型應設定為固定效應還是隨機效應進行分析,最后判定使用個體、時點亦或個體時點模型?；貧w結果如表4所示。

(四)實證結果分析

表4 城鄉(xiāng)收入差距影響因素回歸結果

注：括號中為t統(tǒng)計量,“①”“②”“③”分別表示系數(shù)在顯著性水平1%、5%、10%上顯著。

由表4中各F值可知應該拒絕構建混合回歸模型,再對各模型進行Husman檢驗,發(fā)現(xiàn)應該建立固定效應模型(限于篇幅限制,對固定效應的個體、時點、個體時點模型選擇,這里直接給出選擇結果,其模型的判別可參考《高級計量經(jīng)濟學);各模型的擬合度較高,最低值也超過81%,說明模型構建比較合理。

1.普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響

分析表4可知惠金融的發(fā)展能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。從全國層面來看,普惠金融指數(shù)在1%的顯著性水平下回歸系數(shù)為負值;從區(qū)域層面來看,東、中、西各地區(qū)的普惠金融發(fā)展也能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距,東部地區(qū)的回歸系數(shù)顯著性高度達1%,中西部地區(qū)的回歸系數(shù)則在5%的顯著性水平下才能通過顯著性檢驗;從面板模型的回歸系數(shù)來看,在東部地區(qū)普惠金融指數(shù)每提高一個百分點就會使城鄉(xiāng)收入差距降低4.16%,而對中西部地區(qū),普惠金融指數(shù)提高一個百分點僅降低城鄉(xiāng)收入差距為1%左右。

楊楠、馬綽欣利用面板門檻模型研究金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響機制時發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展會拉大城鄉(xiāng)收入差距且存在門檻效應[19],而陳銀娥等指出我國普惠金融聚集在較低水平,且大體呈現(xiàn)從東向西的梯度遞減分布[20]。本文實證結果顯示:我國的普惠金融整體發(fā)展水平還比較低,普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響則存在一定的臨界點規(guī)模效應,達到臨界點之前普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響相對微弱,達到臨界點之后普惠金融的發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距縮小的效果更加顯著。東部地區(qū)普惠金融發(fā)展率先達到一個較高的水平,所以該地區(qū)普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距的效果較為顯著;中西部地區(qū)普惠金融發(fā)展水平較低并未達到臨界點,其縮小城鄉(xiāng)收入差距的效果也就相對微弱。

2.其他解釋變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響

無論從全國層面還是東、中、西區(qū)域層面,解釋變量人均GDP的回歸系數(shù)均為負值,這說明經(jīng)濟發(fā)展可以縮小城鄉(xiāng)收入差距,這與許明、劉長庚[17]的研究結論相一致。產(chǎn)業(yè)結構與對外開放程度的回歸系數(shù)在全國層面以及中西部區(qū)域層面的回歸系數(shù)均為負值,但在東部地區(qū)的回歸系數(shù)為正值,這說明產(chǎn)業(yè)結構與對外開放程度在中西部能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距,在東部則擴大了城鄉(xiāng)收入差距。究其原因,中西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)主要為勞動密集型產(chǎn)業(yè),對外開放與產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級都會吸引大量農(nóng)村剩余勞動力就業(yè),縮小城鄉(xiāng)收入差距;而東部沿海地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平已經(jīng)接近于發(fā)達國家,產(chǎn)業(yè)結構已逐漸升級為技術密集型,對外開放程度相對內(nèi)陸地區(qū)也較高,東部地區(qū)的工作崗位更傾向于吸收技術人才,一些簡單的勞動正在被機械化替代。因此,東部地區(qū)生業(yè)優(yōu)化升級與對外開放程度的提高不僅不能縮小城鄉(xiāng)收入差距,甚至會擴大城鄉(xiāng)收入差距。城鎮(zhèn)化率從全國層面看是縮小城鄉(xiāng)收入差距的,但在東部和中部卻擴大了城鄉(xiāng)收入差距;地方政府支出無論從全國層面還是東、中西區(qū)域層面都沒能通過顯著性檢驗,但回歸系數(shù)都為負值,有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

五、 結論與政策建議

本文基于2005～2014年間的省際面板數(shù)據(jù),進行普惠金融指數(shù)測算,并構建面板模型實證研究了全國層面與東、中、西區(qū)域層面普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響。研究發(fā)現(xiàn):第一,我國各地區(qū)普惠金融發(fā)展極不平衡,東部地區(qū)普惠金融發(fā)展水平整體高于中、西部地區(qū),中部地區(qū)各省(市、自治區(qū))普惠金融發(fā)展水平兩極化程度相對西部地區(qū)較小。第二,無論從全國層面,還是東、中西區(qū)域層面普惠金融的發(fā)展都能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距。但普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的縮小具有臨界點效應,在普惠金融發(fā)展水平相對較高的東部地區(qū),普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應相對顯著;在普惠金融發(fā)展水平較低的中、西部地區(qū),普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應則相對微弱。第三,區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平在全國各地區(qū)都有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距,而對外開放程度的擴大與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級在中西部是縮小城鄉(xiāng)收入差距的,但在東部卻擴大城鄉(xiāng)收入差距;城鎮(zhèn)化率的提高在西部地區(qū)可以縮小城鄉(xiāng)收入差距,但在東、中部地區(qū)卻擴大了城鄉(xiāng)收入差距。

針對以上結論,本文從普惠金融視角對縮小城鄉(xiāng)收入差距提出以下政策建議:

首先,結合各區(qū)域實際情況,制定普惠金融發(fā)展策略。我國金融資源分配失衡現(xiàn)象嚴重,中西部地區(qū)基層金融基礎設施建設薄弱,應加大金融機構網(wǎng)點建設,擴招金融機構從業(yè)人員,努力提高金融服務的地理滲透性。對于金融基礎設施較為完善的東部地區(qū)應該致力于普惠金融服務產(chǎn)品、模式與技術的創(chuàng)新。

其次,降低各區(qū)域的金融市場準入機制,增加普惠金融發(fā)展渠道。國有金融機構進行商業(yè)化改革后,為了實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟、規(guī)避風險,實現(xiàn)利潤最大化,對農(nóng)村居民的惜貸現(xiàn)象普遍存在,導致農(nóng)村地區(qū)處于金融排斥之中。當前,應該積極放開金融市場準入機制,鼓勵村鎮(zhèn)銀行等非正規(guī)金融機構的發(fā)展,提高農(nóng)村地區(qū)金融服務的可獲得性,為農(nóng)村的經(jīng)濟發(fā)展提供有效的資金來源,進而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

最后,大力發(fā)展、推廣互聯(lián)網(wǎng)技術,擴大普惠金融覆蓋范圍。在大數(shù)據(jù)、云計算等技術的支撐下,互聯(lián)網(wǎng)已經(jīng)成為人們獲取資金的便捷平臺。但我國農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)信息不暢,很多農(nóng)民難以利用“眾籌”等網(wǎng)絡平臺籌集資金,使得農(nóng)村生產(chǎn)要素的購買下降,抑制農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展,阻礙城鄉(xiāng)居民收入差距的縮小。另外,互聯(lián)網(wǎng)金融安全問題也是人們關注的核心問題之一。因此,大力發(fā)展互聯(lián)網(wǎng)技術,并加強互聯(lián)網(wǎng)安全監(jiān)管,將其在農(nóng)村地區(qū)推廣,有利于提高農(nóng)村居民金融服務的實際使用情況,突破金融壟斷,降低農(nóng)村居民的融資成本,逐漸縮小城鄉(xiāng)收入差距。

[1]李實,羅楚亮.中國收入差距究竟有多大?:對修正樣本結構偏差的嘗試[J].經(jīng)濟研究,2011,(4):68-79.

[2]鈔小靜,沈坤榮.城鄉(xiāng)收入差距、勞動力質(zhì)量與經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究,2014,(6):30-43.

[3]曹廣喜,夏健偉,馮躍.區(qū)域金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關系的經(jīng)驗分析:以江蘇省為例[J].經(jīng)濟地理,2007,(5):726-729.

[4]田杰,陶健平.農(nóng)村金融排除對城鄉(xiāng)收入差距的影響:來自我國1 578個縣(市)面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].中國經(jīng)濟問題,2011,(5):56-64.

[5]葉志強,陳習定,孫永強.金融發(fā)展能減少城鄉(xiāng)收入差距嗎?:來自中國的證據(jù)[J].金融研究,2011,(2):42-56.

[6]孫永強.金融發(fā)展、城市化與城鄉(xiāng)居民收入差距研究[J].金融研究,2012,(4):98-109.

[7]王修華,邱兆祥.農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響機理與實證研究[J].經(jīng)濟學動態(tài),2011,(2):71-75.

[8]王婧,胡國暉.中國普惠金融的發(fā)展評價及影響因素分析[J].金融論壇,2013,(6):31-36.

[9]陳三毛,錢曉萍.中國各省金融包容性指數(shù)及其測算[J].金融論壇,2014,(9):3-8.

[10]焦瑾璞,黃亭亭,汪天都,等.中國普惠金融發(fā)展進程及實證研究[J].上海金融,2015,(6):12-22.

[11]徐敏,張小林.普惠制金融對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響[J].金融論壇,2014,(9):9-15.

[12]杜強,潘怡.普惠金融對我國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響研究:基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].經(jīng)問題探索,2016,(3):178-184.

[13]李建偉,李樹生,胡斌.具有普惠金融內(nèi)涵的金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入分配的失衡調(diào)整:基于VEC模型的實證研究[J].云南財經(jīng)大學學報,2015,(1):110-116.

[14]劉述光,楊新銘,王博.金融發(fā)展與中國城鄉(xiāng)收入差距形成:基于分省面板數(shù)據(jù)的實證檢驗[J].南開經(jīng)濟研究,2013,(5):50-59.

[15]呂煒,高飛.城鎮(zhèn)化、市民化與城鄉(xiāng)收入差距:雙重二元結構下市民化措施的比較與選擇[J].財貿(mào)經(jīng)濟,2013,(12):38-46.

[16]蘇基溶,廖進中.中國金融發(fā)展與收入分配、貧困關系的經(jīng)驗分析:基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的研究[J].財經(jīng)科學,2009,(12):10-16.

[17]許明,劉長庚.區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入不平等:基于我國29省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].經(jīng)濟問題探索,2015,(1):89-95.

[18]穆懷中,吳鵬.城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟學家,2016,(5):37-44.

[19]楊楠,馬綽欣.基于面板門檻模型的我國金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收人差距影響機制研究[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理,2014,(3):478-489.

[20]陳銀娥,孫瓊,徐文赟.中國普惠金融發(fā)展的分布動態(tài)與空間趨同研究[J].金融經(jīng)濟學研究,2015,(6):72-81.

[責任編輯:陳宇涵]

2016-11-04

陸鳳芝,1990年生,男,安徽定遠人,安徽工業(yè)大學碩士生,研究方向為數(shù)理金融、普惠金融,(電子信 箱)ahtulfz@163.com。黃永興,1965年生,男,江蘇海門人,安徽工業(yè)大學教授,研究方向為現(xiàn)代計量 經(jīng)濟理論及其應用。

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.04.015

F832.1;F126.2

A

1672-5956(2017)04-0103-09