白瑋煒

(大連財(cái)經(jīng)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,遼寧 大連 116622)

一、引言

當(dāng)前我國(guó)的主要矛盾是不平衡不充分的發(fā)展與人民日益增長(zhǎng)的美好生活需求之間的矛盾,因此實(shí)現(xiàn)均衡發(fā)展是我國(guó)重中之重。當(dāng)前,我國(guó)不平衡、不充分的發(fā)展主要體現(xiàn)在城鄉(xiāng)之間和區(qū)域之間,尤其是城鄉(xiāng)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異、居民收入差距水平不斷擴(kuò)大[1]。中央政府對(duì)此問(wèn)題高度重視,每年的中央政府一號(hào)文件均是關(guān)于農(nóng)村和農(nóng)民的,著力提升農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,促進(jìn)農(nóng)村居民收入水平提高[2]。金融是經(jīng)濟(jì)的命脈,具有資源配置、調(diào)控經(jīng)濟(jì)、規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)等作用,金融的發(fā)展對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的影響。我國(guó)主要的金融資源多集中在城鎮(zhèn)地區(qū),豐富的金融資源能夠吸引大量的人才,推動(dòng)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展水平提高,帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但廣大農(nóng)村地區(qū)的金融資源極其匱乏,金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模有限,并且發(fā)展效率低下,抑制了農(nóng)村居民收入水平的進(jìn)一步提高[3]。為此,本文使用VAR模型,探究金融發(fā)展水平、金融發(fā)展效率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響,以期能夠?yàn)榭s小我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差異,實(shí)現(xiàn)共同富裕提供借鑒作用。

學(xué)術(shù)界關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距的研究由來(lái)已久,潘林偉等人使用我國(guó)2001—2015年的面板數(shù)據(jù),構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)模型,從政府參與視角探究金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響,他認(rèn)為金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間為明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系,為此他提出了在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下,應(yīng)該大力發(fā)展農(nóng)村金融的產(chǎn)業(yè)政策[4]。李若楊等人以河北省地級(jí)市面板數(shù)據(jù)為例進(jìn)行實(shí)證研究,他認(rèn)為河北省金融發(fā)展水平提高以及金融效率水平提升,均對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了顯著的正向影響,同時(shí)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高和投資規(guī)模擴(kuò)大,也能夠有效縮小城鄉(xiāng)收入差距[5]。袁野等人認(rèn)為金融發(fā)展、資本效率對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距具有正向影響,二者的交互產(chǎn)生交互效應(yīng),也能夠降低城鄉(xiāng)收入分配的不平等程度,特別是金融發(fā)展與資本價(jià)格扭曲的交互效應(yīng),會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差異[6]。于平分東中西三大地區(qū)探究金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)聯(lián)性,結(jié)果顯示東部地區(qū)金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應(yīng)最為明顯,西部地區(qū)金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應(yīng)最弱,主要原因在于三大地區(qū)的金融資源集聚程度以及金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展效率的巨大差異性[7]。劉彩珍等人構(gòu)建了門(mén)檻模型,特定變量門(mén)檻效應(yīng)的回歸結(jié)果表明,金融發(fā)展對(duì)于沒(méi)有跨越經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平門(mén)檻值的城鄉(xiāng)收入差距具有遞減的邊際效應(yīng),而對(duì)高于其門(mén)檻值的城鄉(xiāng)收入差距具有遞增的邊際效應(yīng),呈倒“U”形關(guān)系[8]。

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有學(xué)者的文獻(xiàn)進(jìn)行研究梳理,發(fā)現(xiàn)學(xué)者們的研究多從實(shí)證分析的角度檢驗(yàn)金融發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響,不同學(xué)者的研究成果還存在一定的異質(zhì)性,此外學(xué)者們的研究還缺少對(duì)二者關(guān)聯(lián)性的理論分析或者模型推導(dǎo),鑒于此,本文不僅從數(shù)理模型方面對(duì)金融發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行邏輯推理,而且構(gòu)建時(shí)間序列VAR模型捕捉中長(zhǎng)期中兩者的關(guān)聯(lián)性,與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比在理論分析方面有所創(chuàng)新,在實(shí)證分析方面更加注重長(zhǎng)期的影響關(guān)系。

二、理論分析

本文首先構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和城鄉(xiāng)收入差距之間的函數(shù)模型[9],其函數(shù)形式可表示為:

TE=f(Y,X)

(1)

對(duì)(1)式進(jìn)行全微分可得:

(2)

由于經(jīng)濟(jì)和金融之間密切的關(guān)聯(lián)性,金融作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心要素,本文將金融發(fā)展水平引入總函數(shù)模型中?？蓪?1)式擴(kuò)展成下列生產(chǎn)函數(shù)形式:

Y=f(F,K,L)

(3)

由此組建了包含金融發(fā)展水平(F)、資本(K)、勞動(dòng)(L)的函數(shù)模型,基于本文的研究主題,假設(shè)勞動(dòng)投入已經(jīng)達(dá)到了極值,由此將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)總函數(shù)簡(jiǎn)化為僅包含金融發(fā)展水平和資本投資的函數(shù)模型[10-12],即:

Y=f(F,K)

(4)

對(duì)(4)式進(jìn)行全微分可得:

(5)

金融發(fā)展水平主要表現(xiàn)為金融規(guī)模擴(kuò)大和金融效率提升,為此本文對(duì)金融發(fā)展水平進(jìn)行分解:

F=h(FIR,FE)

(6)

對(duì)式子(6)進(jìn)行全微分,可得

(7)

結(jié)合式子(5)進(jìn)一步可得:

(8)

對(duì)于(1)式中的控制變量X,本文選取城市化指標(biāo)(URB),則有:

(9)

將(9)式帶入式子(8)和式子(1):

(10)

在式(10)中,分別用β1,β2,β3,β4來(lái)表示各變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的邊際影響,則式(10)可轉(zhuǎn)換成:

dTE=β1dFIR+β2dFE+β3dK+β4dURB

(11)

參考此前文獻(xiàn)的研究方法,我們將采用投資水平(TZ)來(lái)衡量式(11)中總資本的投入(K),則式(11)可進(jìn)一步的轉(zhuǎn)變?yōu)?

dTE=β0+β1dFIR+β2dFE+

β3dTZ+β4dURB+μ

(12)

其中,β0表示的是常數(shù)項(xiàng),μ表示的是模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)?；诖?構(gòu)建了如下的向量自回歸模型(VAR):

TEt=β0+β1dFIR+β2dFE+β3dTZ+β4dURB

(13)

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)均來(lái)自我國(guó)歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。樣本區(qū)間為2007—2021年,共15年的數(shù)據(jù)。其中,進(jìn)出口總額由于只以美元計(jì)價(jià),我們選取每一個(gè)自然年度最后一個(gè)交易日的人民幣兌美元中間價(jià),將進(jìn)出口總額換算成人民幣計(jì)價(jià)[13-14]。表1給出了本文涉及變量的一些描述性統(tǒng)計(jì)量。

表1 變量名稱(chēng)

從表2中我們可以看到,從城鄉(xiāng)收入差距來(lái)看,城市居民人均收入是農(nóng)村居民人均收入的2.7倍,說(shuō)明城鄉(xiāng)間的收入差距較大。從金融發(fā)展水平來(lái)看,從城鎮(zhèn)化水平來(lái)看,城鎮(zhèn)化水平保持在45%的水平,說(shuō)明我國(guó)的城鎮(zhèn)化水平還有很大的空間。從投資水平來(lái)看,在樣本期內(nèi),均值為85%,最高值為111%,最小值僅為41%,說(shuō)明固定投資在拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)方面有著舉足輕重的作用,同時(shí)投資的波動(dòng)較大。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列往往帶有“不平穩(wěn)”的屬性,會(huì)影響模型結(jié)果的準(zhǔn)確性,因此需要先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),排除非平穩(wěn)數(shù)據(jù)后,構(gòu)建模型,結(jié)果如表3所示。

表3 各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示,各變量均為同階非平穩(wěn)變量并在一階差分下為同階平穩(wěn)變量,因此需要進(jìn)一步觀察各變量之間是否存在協(xié)整,判斷各變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。因此,在數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)后進(jìn)行協(xié)整關(guān)系和格蘭杰因果關(guān)系分析。

(三)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 各變量之間協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)5種檢驗(yàn)方法,可以發(fā)現(xiàn)5個(gè)變量之間存在著0-1種協(xié)整關(guān)系,隨后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),結(jié)果如表5所示。

表5 VAR(1)模型協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

進(jìn)一步得到如下協(xié)整方程,括號(hào)內(nèi)為T(mén)值。

TE=5.2222+0.3788*FE-0.5470*FIR

(9.8111) (0.3652) (-1.2069)

-3.9668*URB+0.3663*INVEST

(14)

(-1.5801) (0.4803)

協(xié)整檢驗(yàn)表明,至多存在4對(duì)協(xié)整關(guān)系,因此可以認(rèn)為我國(guó)金融發(fā)展水平、金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

(四)向量自回歸模型的建立

VAR(P)模型的數(shù)學(xué)形式是:考慮一個(gè)協(xié)方差平穩(wěn)的N維VAR(P)模型[15-16]

(15)

其中,Yt是一個(gè)K維的內(nèi)生變量,Xt是一個(gè)D維的外生變量。A1,A2……Ap和B是要被估計(jì)的系數(shù)矩陣。同時(shí)εt∈(0,Σ)是一個(gè)符合獨(dú)立同分布的殘差向量。在本文中,5個(gè)變量共同構(gòu)成VAR模型,并且讓常數(shù)為唯一的外生變量。

(五)滯后階數(shù)的確定

通過(guò)確定VAR模型的最有滯后階數(shù),可以保證回歸殘差不存在自相關(guān)性,根據(jù)LOGL、LR、FPE、AIC、SC及HQ信息準(zhǔn)則來(lái)確定該模型的滯后階數(shù),結(jié)果如表6所示。

表6 最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

從上表中我們最終選擇滯后階數(shù)為1,因而得到估計(jì)結(jié)果如表7所示。

表7 VAR模型計(jì)算結(jié)果

通過(guò)檢驗(yàn)可知,單位根均落在圓內(nèi)說(shuō)明VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的。調(diào)整后的R方也達(dá)到了0.63,表明模型總的擬合程度較好,信息準(zhǔn)則AIC和SC均較小,故該模型估計(jì)整體效果較好,F統(tǒng)計(jì)量較大,模型檢驗(yàn)通過(guò)(如圖1)。

圖1 VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

對(duì)估算后的VAR模型的系數(shù)進(jìn)行解釋,對(duì)于本課題的研究意義不大。其主要原因在于,無(wú)論參數(shù)估計(jì)結(jié)果是否具有顯著性,模型都將保持不變,這使得單個(gè)參數(shù)估計(jì)值難以獲得經(jīng)濟(jì)解釋。因此對(duì)于VAR模型,所估計(jì)的系數(shù)對(duì)我們的研究問(wèn)題沒(méi)有多大影響,也難以對(duì)經(jīng)濟(jì)做出解釋。為了使VAR模型具有一定的實(shí)際意義,我們進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

(六)脈沖響應(yīng)分析

由圖2可以看出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距施加1個(gè)單位的金融發(fā)展效率的沖擊后,金融發(fā)展效率在第1期后逐漸產(chǎn)生正向影響,之后迅速下降,向零值靠近,此后緩慢上升至0值。表明短期內(nèi)金融發(fā)展效率水平提升能夠迅速改變城鄉(xiāng)收入差距狀況,但長(zhǎng)期內(nèi),金融發(fā)展效率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響并不明顯。

圖2 城鄉(xiāng)收入差距受金融發(fā)展效率的脈沖響應(yīng)曲線

如圖3所示,對(duì)城鄉(xiāng)收入差距施加一個(gè)單位的金融發(fā)展水平的沖擊后,城鄉(xiāng)收入差距在第1期后逐漸產(chǎn)生正向影響,之后迅速下降,在第2期達(dá)到負(fù)向峰值,此后緩慢上升至0值。表明在短期內(nèi)快速提高金融發(fā)展水平,能夠有效改善我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距過(guò)大的現(xiàn)狀,但是長(zhǎng)期內(nèi)金融發(fā)展水平提升對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響是微弱的。

圖3 城鄉(xiāng)收入差距受金融發(fā)展水平的脈沖響應(yīng)曲線

如圖4所示,對(duì)城鄉(xiāng)收入差距施加1個(gè)單位的投資水平?jīng)_擊后,投資水平在第1期后逐漸產(chǎn)生正向影響,之后迅速下降,在第2期達(dá)到負(fù)向峰值,此后緩慢上升至0值。表明投資水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響是短期的,長(zhǎng)期內(nèi)無(wú)顯著影響。

圖4 城鄉(xiāng)收入差距受投資水平的脈沖響應(yīng)曲線

如圖5所示,對(duì)城鄉(xiāng)收入差距施加1個(gè)單位的城鎮(zhèn)化水平?jīng)_擊后,城鎮(zhèn)化水平在第1期產(chǎn)生正向影響,之后迅速下降至0值。表明短期內(nèi)城鎮(zhèn)化水平提升,促使大量人口進(jìn)入城市,對(duì)城鄉(xiāng)收入差距縮小具有一定作用,長(zhǎng)期中無(wú)顯著影響。

(七)方差分解分析

方差分解法是通過(guò)測(cè)量各種結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)程度,對(duì)各種結(jié)構(gòu)沖擊的相對(duì)重要性進(jìn)行更深入的分析和評(píng)價(jià),從而更加簡(jiǎn)明地說(shuō)明各變量之間的影響關(guān)系。結(jié)果如表8所示。

表8 城鄉(xiāng)收入差距的方差分解表

RTE的方差貢獻(xiàn)值隨著滯后期的增加,而逐步下降,這表明城鄉(xiāng)收入差距對(duì)自身變動(dòng)的貢獻(xiàn)率在逐步下降,進(jìn)一步可知,金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率的貢獻(xiàn)值在逐步提升,說(shuō)明金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小具有促進(jìn)作用。在第10期穩(wěn)定在14.05%,在自變量中所占比重第一。RFIR、RURB和RINVEST第10期的解釋能力較第一期都有所上漲。

四、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

第一,短期內(nèi)快速提高金融發(fā)展水平,能夠有效改善我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距過(guò)大的現(xiàn)狀,但是長(zhǎng)期內(nèi)金融發(fā)展水平提升對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響是微弱的。

第二,我國(guó)金融效率的增強(qiáng)會(huì)在短期內(nèi)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距,但不具有持續(xù)性。金融具有集聚性,往往城市居民優(yōu)先享受到金融效率提高帶來(lái)的好處,從而在短期內(nèi)引起城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大,但長(zhǎng)期來(lái)看,金融效率提高具有溢出性,貸款投放逐漸向農(nóng)業(yè)傾斜,促進(jìn)農(nóng)民增收,進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

第三,我國(guó)城鎮(zhèn)化水平提高的初期會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距,但長(zhǎng)期來(lái)看有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。城市化水平提高,意味著短期內(nèi)對(duì)勞動(dòng)力需求增加,城市居民更快享有城市化發(fā)展的紅利,隨著大量農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工,一方面進(jìn)城務(wù)工人員的工資上漲帶動(dòng)農(nóng)村居民收入增長(zhǎng),另一方面便于土地集中化生產(chǎn),帶動(dòng)本地未外出務(wù)工農(nóng)民收入增長(zhǎng),進(jìn)一步縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

(二)政策建議

第一,擴(kuò)大金融發(fā)展水平的溢出效應(yīng)。實(shí)證分析表明金融發(fā)展水平提高對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的正向影響。我國(guó)是社會(huì)主義國(guó)家,共同富裕是社會(huì)主義的本質(zhì)要求,為此各地方政府應(yīng)該加強(qiáng)金融產(chǎn)業(yè)的協(xié)作力度,中央政府可以強(qiáng)化頂層設(shè)計(jì),在東中西等地區(qū)建立跨地區(qū)的金融集聚中心,以此帶動(dòng)各地區(qū)的金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平不斷提高。同時(shí),可以適度放寬金融工具,擴(kuò)大金融工具的種類(lèi),促進(jìn)民間資本的迅速發(fā)展,促進(jìn)金融業(yè)發(fā)展。此外,還要加強(qiáng)數(shù)字普惠金融政策的支持力度,營(yíng)造良好的監(jiān)管與法律環(huán)境,鼓勵(lì)各地級(jí)市之間加強(qiáng)數(shù)字普惠金融項(xiàng)目合作,讓市場(chǎng)在配置資源過(guò)程中發(fā)揮更關(guān)鍵的作用,使資金等要素得以充分流動(dòng)

第二,提升金融發(fā)展整體效率。改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展效率明顯提高,但是不同地區(qū)之間金融發(fā)展效率存在較大異質(zhì)性,特別是城鄉(xiāng)之間金融發(fā)展效率差異巨大,這也導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民收入差距不斷擴(kuò)大。因此,各地區(qū)應(yīng)該將金融政策向農(nóng)村地區(qū)傾斜,激活農(nóng)村地區(qū)金融工具,盡力縮小城鄉(xiāng)之間金融發(fā)展效率的差異性,帶動(dòng)我國(guó)整體金融發(fā)展效率提高。此外,要增強(qiáng)對(duì)供應(yīng)鏈金融的風(fēng)險(xiǎn)保障支持,鼓勵(lì)保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)嵌入供應(yīng)鏈金融環(huán)節(jié),增加營(yíng)業(yè)中斷險(xiǎn)等金融保險(xiǎn)產(chǎn)品的供給水平。要鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)加強(qiáng)對(duì)接,共同開(kāi)發(fā)個(gè)性化、特色化的金融產(chǎn)品,以支持城鄉(xiāng)不同類(lèi)型企業(yè)的需求,以推動(dòng)城鄉(xiāng)中小企業(yè)發(fā)展,帶動(dòng)就業(yè),提升居民收入水平。

第三,大力發(fā)展農(nóng)村金融產(chǎn)業(yè)。美國(guó)、日本等發(fā)達(dá)國(guó)家大力發(fā)展農(nóng)村金融產(chǎn)業(yè),以提升農(nóng)村居民流動(dòng)性收入水平,縮小城鄉(xiāng)居民之間的收入差距。本文認(rèn)為我國(guó)政府要在資金、人才和技術(shù)等方面給予農(nóng)村金融更多的支持,鼓勵(lì)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)發(fā)展,促進(jìn)農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模合理擴(kuò)大,覆蓋率逐步提高。同時(shí),要加強(qiáng)農(nóng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),著力構(gòu)建農(nóng)村金融站等網(wǎng)點(diǎn),宣傳國(guó)家惠農(nóng)金融政策,鼓勵(lì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。要充分利用鄉(xiāng)村振興的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì),擴(kuò)大金融資金往農(nóng)村地區(qū)的流入規(guī)模,吸進(jìn)社會(huì)資本融入農(nóng)村金融產(chǎn)業(yè)之中,構(gòu)建農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展基金,以支農(nóng)支小,扶持農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展。