浙江省金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響的門檻效應分析

管福泉　劉劍鋒　蔣琴兒

[摘要]我國經(jīng)濟在快速增長的同時，卻出現(xiàn)了城鄉(xiāng)收入差距擴大經(jīng)濟問題。浙江省作為我國經(jīng)濟較發(fā)達的地區(qū)，雖然城鄉(xiāng)經(jīng)

濟得到較好的發(fā)展，但城鄉(xiāng)收入差距從動態(tài)上看仍表現(xiàn)為擴大的趨勢。金融發(fā)展門檻效應導致金融發(fā)展與收入差距

之間呈現(xiàn)“倒u型”態(tài)勢。本文基于面板數(shù)據(jù)分析法檢驗門檻效應，實證結果表明，浙江大部分地區(qū)金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收

入差距作用存在門檻效應，且金融發(fā)展都超越了門檻條件，金融的進一步發(fā)展會導致城鄉(xiāng)收入差距縮小。[關鍵詞]金融發(fā)展；城鄉(xiāng)收入差距；門檻效應[中圖分類號]F832；F124；F224

[文獻標識碼]A

[文章編號]1006—5024（2014）07—0138—05

一、研究問題的提出

改革開放以來，我國在經(jīng)濟快速增長的同時卻出現(xiàn)了城鄉(xiāng)收入差距不斷加大的經(jīng)濟問題。1978年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村居民人均純收入的2.57倍，到2012年這一比例上升到3.10。研究表明，城鄉(xiāng)收入差距對全國收入差距的貢獻率一直在50%，并有上升的趨勢，如在1985年城鄉(xiāng)收入差距解釋了全國基尼系數(shù)的40%。但是，到了2006年，城鄉(xiāng)收入差距則解釋了全國基尼系數(shù)的60%（韓其恒、李俊青，2011）。2012年9月，社科院發(fā)布的首部《社會管理藍皮書》認為，我國一些不穩(wěn)定因素正處于從潛在風險向公共危機轉化的臨界點上，首當其沖的是中國貧富差距正在進一步擴大，逼近社會容忍線。藍皮書援引的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，城鄉(xiāng)收入差距是我國收入差距最為重要的構成，當前我國城鄉(xiāng)居民收入比達到3.3倍，國際上最高在2倍左右。

浙江省作為我國經(jīng)濟較發(fā)達的地區(qū)，雖然城鄉(xiāng)經(jīng)濟得到較好的協(xié)調(diào)發(fā)展，但城鄉(xiāng)收入差距從動態(tài)上看也表現(xiàn)為不斷擴大的趨勢，如1978年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比為2.01，到2012年擴大到2.37。促進城鄉(xiāng)經(jīng)濟統(tǒng)籌發(fā)展，是當前浙江省經(jīng)濟社會發(fā)展的根本要求?！墩憬窠?jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃綱要（2011—2015年）》提出：經(jīng)濟社會發(fā)展的指導思想是繼續(xù)全面實施“八八戰(zhàn)略”和“創(chuàng)業(yè)富民、創(chuàng)新強省”總戰(zhàn)略，以加快轉變經(jīng)濟發(fā)展方式為主線，基本要求是轉型發(fā)展、創(chuàng)新發(fā)展、統(tǒng)籌發(fā)展、和諧發(fā)展。其中，“八八戰(zhàn)略”之一是進一步發(fā)揮浙江的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展優(yōu)勢?！笆濉逼陂g浙江省的主要目標之一是城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展實現(xiàn)新突破。因此，立足浙江城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大的現(xiàn)實和特征，分析金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間的關系，以縮小城鄉(xiāng)收入差距具有重要的現(xiàn)實意義。

導致城鄉(xiāng)收入差距的形成有諸多原因，基于我國金融發(fā)展對經(jīng)濟的重要影響，可知其也是導致城鄉(xiāng)收入差距的重要經(jīng)濟原因之一。關于金融發(fā)展與收入分配關系的研究，是基于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系研究邏輯的基礎上發(fā)展起來的，即金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長再對收入和分配等產(chǎn)生影響，從而影響收入差距?，F(xiàn)有文獻對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系進行了大量深入的研究，基本結論是金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有重要影響和促進作用。但是，有關金融發(fā)展與收入分配關系的研究時間較短，金融發(fā)展能否減少收入不平等并沒有統(tǒng)一的研究結論（Ross Levine，2004），因為金融發(fā)展一方面可能越來越注重對高收入群體的服務和回報，這會使金融服務對象出現(xiàn)更為嚴重的分化和進入門檻等，導致收入差距進一步拉大；但另一方面，金融發(fā)展可能會對低收入群體帶來積極的作用，它既有利于這部分人收入的快速增長，又有利于收入差距的縮小。故在對金融發(fā)展與收入差距關系的研究中，借鑒庫茲涅茨關于經(jīng)濟發(fā)展與收入差距之間“倒u型”關系曲線的經(jīng)典解釋引申而來的金融發(fā)展與收入差距的“倒U型”關系曲線也就是合理的假設。

進一步分析金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應。門檻效應是指為得到金融服務需要支付一定的成本，而這一成本對于無能力承擔者來說則會形成一個門檻，其只有提高自己的支付能力才能跨越這一門檻，從而獲得相應的金融服務。在城鄉(xiāng)金融和經(jīng)濟總體發(fā)展程度較低時，相對而言，城市中的微觀經(jīng)濟主體比農(nóng)村中的經(jīng)濟主體更有能力支付這一成本而得到相應的金融服務，從而總體上提高城市居民的收入。相反，在農(nóng)村中占較大比重的微觀經(jīng)濟主體，可能因為無法支付這一成本，因而也就無法得到相應的金融服務，這會使農(nóng)村居民總體收入增長水平低于城市居民，這一時期金融發(fā)展的門檻效應會導致城鄉(xiāng)收入差距增大。隨著城鄉(xiāng)金融和經(jīng)濟總體發(fā)展水平的不斷提高，農(nóng)村居民會逐漸積累其財富，越來越多的農(nóng)村居民能超越金融服務的門檻而獲得相應的金融服務，這樣金融服務在城鄉(xiāng)間的差距就會縮小，其帶來城鄉(xiāng)收入差距也會不斷減小。可見，金融發(fā)展的門檻效應會導致城鄉(xiāng)收入差距可能呈現(xiàn)出“倒u型”的變化特征，初期由于較大比例的農(nóng)村居民無法跨越金融服務門檻而導致城鄉(xiāng)收入差距擴大，隨著越來越多農(nóng)村居民能跨越金融服務的門檻而帶來城鄉(xiāng)收入差距會日益縮小。金融發(fā)展的門檻效應體現(xiàn)的是市場規(guī)律的作用。

二、城鄉(xiāng)收入差距指標構建

先通過構建指標反映浙江城鄉(xiāng)收入差距大小。反映城鄉(xiāng)收入差距的指標一般有收入之比、消費之比、基尼系數(shù)等等。收入之比是用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比計算得來，因在統(tǒng)計資料中城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入指標是通用的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，故利用收入之比來衡量城鄉(xiāng)收入差距是最常用的指標。但這一指標沒有考慮到城鎮(zhèn)居民收入中隱性收入和福利對實際收入的影響，所以其反映的城鄉(xiāng)收入差距比實際收入差距要小。消費之比是指城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均消費支出之比，其能較好反映居民的消費水平和生活質(zhì)量，但這一指標的不足是農(nóng)村居民消費中有很大部分是自給自足的消費，而這一部分是很難統(tǒng)計的，故消費之比在準確性上也存在較大的問題?；嵯禂?shù)是由意大利經(jīng)濟學家基尼依據(jù)洛倫茨曲線反映的理論提出的用于測量社會收入和財富分配差距程度的。指標?；嵯禂?shù)的值介于0～1之間，數(shù)值越低，表明社會成員間收入分配就越平均。我國沒有較明確的基尼系數(shù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，故本文利用城鄉(xiāng)收入之比來反映浙江各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距。

浙江省1995—2012年城鄉(xiāng)收入比如表l所示，浙江省城鄉(xiāng)收入比統(tǒng)計期內(nèi)以城鄉(xiāng)收入差距最小的年份是1997年，為2.0。也就是說，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村居民人均純收入的2倍，而收入差距最大的年份是在2006年和2007年，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村居民人均純收入的2.49倍。從動態(tài)變化來看，1995年到2012年浙江城鄉(xiāng)收入差距變動表現(xiàn)出一定的擴大趨勢。

由于本研究基于面板數(shù)據(jù)的方法分析金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，再利用面板數(shù)據(jù)看各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距，浙江11個地區(qū)1995—2012年城鄉(xiāng)收入比如表2所示。從表2中可以看出各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距存在較大的差別，其中城鄉(xiāng)收入差距較大的地區(qū)有麗水、衢州、金華等地，三個地區(qū)近3年城鄉(xiāng)收入比平均數(shù)分別為3.06、2.56和2.48；而城鄉(xiāng)收入差距較小的地區(qū)有湖州、嘉興、舟山等地，三個地區(qū)近3年城鄉(xiāng)收入比平均數(shù)分別為1.92、1.91和1.84。

三、實證分析及主要結論

借鑒Thorsten Beck，Asli Demirguc—Kunt，Ross Levine（2004）；丁志國，趙晶，趙宣凱，呂長征（2011）；孫永強（2012）等的研究，構建如下面板數(shù)據(jù)模型：

模型中因變量inei為城鄉(xiāng)收入差距指標，利用文中構建的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入比來衡量；自變量中fd為金融發(fā)展指標，選擇人均存貸款指標，由城鄉(xiāng)各項存款和各項貸款之和除以人口數(shù)構成，其代表城鄉(xiāng)金融發(fā)展水平。當人均存貸款一次項的系數(shù)為正，二次項的系數(shù)為負時，對應的曲線為“倒U型”，說明可能存在金融發(fā)展的門檻效應。y為控制變量，選擇人均產(chǎn)值，由各地區(qū)總產(chǎn)值除以總人口構成，其影響城鄉(xiāng)收入差距，兩者往往表現(xiàn)為負相關。數(shù)據(jù)統(tǒng)計期為1995—2012年，數(shù)據(jù)來源于《浙江60年統(tǒng)計資料匯編》和歷年《浙江統(tǒng)計年鑒》、《浙江金融年鑒》。各變量的描述性統(tǒng)計分析如表3所示。

面板數(shù)據(jù)模型要考慮面板系列數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性，經(jīng)濟變量一般多為非平穩(wěn)的，可能存在單位根。本文利用Eviews7.1計量軟件，經(jīng)檢驗模型中各變量都存在單位根。經(jīng)濟變量的非平穩(wěn)性會給回歸模型的參數(shù)估計帶來虛假回歸問題，但同時有內(nèi)在經(jīng)濟聯(lián)系的變量之間又多表現(xiàn)為協(xié)整性，也就是非平穩(wěn)的經(jīng)濟變量之間可能存在長期的均衡關系，具有協(xié)整性的經(jīng)濟變量之間可進行回歸分析。所以，對面板數(shù)據(jù)模型可通過協(xié)整檢驗以避免出現(xiàn)虛假回歸問題。面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗方法可以分為兩大類：一類是建立在Engle and Granger二步法檢驗基礎上的面板協(xié)整檢驗，具體方法主要有Pedroni檢驗和Kao檢驗；另一類是建立在Johansen協(xié)整檢驗基礎上的面板協(xié)整檢驗。Pe—droni檢驗和Kao檢驗遵循相同的基本方法，都是在Engle and Granger二步法基礎上發(fā)展起來的。此處利用Kao檢驗方法進行面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗，在具體設定第二階段回歸包含的外生變量時設定為在模型中體現(xiàn)個體固定效應，設定第二階段回歸所包含的滯后階數(shù)時選擇自動選擇。計算得到ADF統(tǒng)計量估計值為-3.841，其P值為0.0001。可見，模型中變量間存在協(xié)整關系，排除了虛假回歸的可能。經(jīng)檢驗應建立變系數(shù)模型形式，系數(shù)估計結果如表4所示，其中括號內(nèi)為對應的p值。

從表4中金融發(fā)展一次項系數(shù)和二次項系數(shù)的關系可以看出，浙江大部分地區(qū)金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響可能存在門檻效應。除溫州、金華和衢州三地外，其他八個地區(qū)人均存貸款一次項和二次項系數(shù)估計值表示各地金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間可能存在“倒u型”關系，且決定“倒u型”關系關鍵因素的金融發(fā)展二次項系數(shù)估計值顯著性在大部分地區(qū)能通過檢驗。再看人均產(chǎn)值變量系數(shù)的估計值，大部分地區(qū)系數(shù)估計值沒有通過顯著性檢驗（有五個地區(qū)系數(shù)估計值通過檢驗），計量結果表明人均產(chǎn)值對城鄉(xiāng)收入差距的影響并不顯著。這說明浙江各地經(jīng)濟增長并沒有起到促進城鄉(xiāng)收入差距縮小的作用。

變系數(shù)模型中不同地區(qū)變量系數(shù)有差別，這表明不同地區(qū)“倒u型”曲線的位置不一樣。為進一步驗證各地金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響門檻的具體位置，可以對模型中求城鄉(xiāng)收入差距變量對人均存貸款變量的一階導數(shù)，并令其等于零，就可以得出模型中城鄉(xiāng)收入比最大時對應的人均存貸款水平?？赡芫哂虚T檻效應的八個地區(qū)計算結果如表5所示，同時列出了2012年的各地實際人均存貸款值。從表5中可以看出，湖州計量結果不具有經(jīng)濟意義，其他存在金融發(fā)展門檻效應的七個地區(qū)在2012年都超過了金融發(fā)展門檻，具體分析拐點出現(xiàn)的時間，各地基本上集中于2005—2008年的期間，僅嘉興時間略遲，出現(xiàn)在2010—2011年間。

模型顯示，浙江金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距作用存在門檻效應，且現(xiàn)階段已超越了金融發(fā)展門檻，金融的進一步發(fā)展可導致城鄉(xiāng)收入縮小。分析門檻的形成主要包括兩個方面：一是對實物資本投資所存在的門檻；二是對人力資本投資所存在的門檻。在實物資本投資中，由于投資都存在一定的進入規(guī)模和所要支付的固定成本，一般來說農(nóng)村居民或經(jīng)濟主體完全依靠自身的積累是無法滿足資金需要的，而需要金融機構為其融資，只有自有資金加上借款超過了所要支付的固定成本時才能進行投資。假設銀行決定對農(nóng)村居民是否貸款的依據(jù)是看其收入和抵押品情況，在收入和抵押品較少時，農(nóng)村居民是得不到銀行貸款的，這時農(nóng)村居民的自有資金不僅不能被自己利用，相反通常的情況是將其存入銀行。可見，這時雖然農(nóng)村居民的收入很低，但其卻只能是作為資金的供給方，其投資要求得不到滿足。隨著其收入的逐步增長和財富的積累，當達到銀行所需的貸款條件后，銀行開始為其融資，農(nóng)村居民就可進行實物投資，其自有資金不僅能為自己所利用，還進一步利用金融市場融資，將帶來收入的快速增長。且收入和投資是相互促進的，更高的收入帶來更多的后續(xù)融資和投資，在實物投資方面農(nóng)村居民跨越了投資門檻，它將成為由導致城鄉(xiāng)收入差距擴大的因素轉化為導致城鄉(xiāng)收入趨同的因素。

再分析人力資本投資存在的門檻效應。人力資本對經(jīng)濟增長和收入提高具有積極作用，但人力資本效應的發(fā)揮相對于實物資本是更為復雜的過程，會受到多種因素的影響和制約。人力資本投資雖然不像實物資本投資那樣具有明顯的固定投資成本，但人力資本作為一種相對高階的投資，對投資及其發(fā)揮的作用更多會出現(xiàn)在經(jīng)濟發(fā)展的較高階段。如在農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展相對滯后的情況下，人力資本對經(jīng)濟增長和收入提高的促進作用可能相對有限，而當農(nóng)村地區(qū)跨越了一定的發(fā)展門檻之后，人力資本效應就會發(fā)揮得更為顯著，這樣就會表現(xiàn)為門檻效應的特點。農(nóng)村人力資本投資對收入的影響主要體現(xiàn)為：一方面提高勞動者素質(zhì)來提高收入；另一方面通過人力資本的投資，可以促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構的升級，如由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉化、由農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)占主導地位向第三產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展轉化。

[責任編輯：陳瑾]