基于中部六省面板數據的金融發展與收入差距研究

自20世紀70年代末改革開放以來，中國經濟快速發展，2011年成為世界第二大經濟帶。中國的國民收入和生活水平顯著提高，但人們的收入差距正在繼續上升。以山西省為例,根據《山西統計年鑒-2012》提供的數據測算,山西省城鄉人均收入比從2000年的2.48上升到2011年的3.24,與此對應,以基尼系數衡量的城鄉收入差距也從2000年的0.222上升到2011年的0.265。中部六省其他五省的城鄉人均收入比金融發展對城鄉收入差距的影響大多數年份都在2.5以上,不少年份超過3,按照我們的計算方法,基尼系數一般大于0.25。近些年雖有下降趨勢,但仍在高位運行,居民收入差距過大。正所謂“不患寡,而患不均”,收入分配的不均也會反過來對經濟持續健康增長帶來不利的影響,威脅社會和諧穩定,這樣全面建設小康社會的目標就不能真正實現。居民收入差距的主要表現在城鄉之間、區域之間、行業之間,其中城鄉收入差距對我國居民整體收入差距的貢獻最大。高帆(2012)［1］基于Theil指數二階嵌套分解,利用1978-2009年31個省份的數據實證研究了中國居民收入差距變動的趨勢和內在機理,結果顯示,改革開放以來中國居民收入差距存在波動特征,城鄉居民收入差距對TheilT和TheilL變動的年均貢獻度分別為84.19%和75.33%。影響城鄉居民收入差距的因素眾多,作用機制也比較復雜,本文在吸收前人的研究成果的基礎上,以中部六省為研究對象,依據Chen,Hou和Jin提出的修正基尼系數方法對城鄉收入差距進行測度,從金融發展角度探索中部六省城鄉收入差距的變化規律并給出相關的政策建議。本文根據《中共中央、國務院關于促進中部地區崛起的若干意見》和國家統計局最新的劃分辦法將我國的經濟區域劃分為東部、中部、西部和東北四大經濟區域。其中,中部包括山西、河南、湖北、安徽、江西和湖南共六個省。中部六省依靠全國10.7%的土地,承載全國28.1%的人口,創造全國約20%的GDP,是我國的人口大區、經濟腹地和重要市場,在中國地域分工中扮演著重要角色。中部六省多是農業大省,我國重要的糧棉油生產基地,六省區的面積約占全國的10%,糧食產量占全國的30%以上,油料占全國的40%以上。農業人口比重較大,金融發展水平不能滿農業增長、農民增收的要求,農民收入增長滯后于城市居民,所以本文以中部六省為例,找到金融發展對城鄉收入差距影響的機制、強度和方向,據此提出合理化建議,對縮小城鄉收入差距,實現城鄉協調發展具有重要的理論和現實意義,對其他地區也具有重要的示范和啟發意義。1金融發展與城鄉居民收入差距20世紀90年代以來,隨著大部分國家選擇市場經濟體制,金融成為現代市場經濟的核心,金融發展與收入分配、經濟增長之間的關系開始引起經濟學者的興趣和研究。有些學者的研究表明金融發展與經濟增長、收入分配之間存在一種動態的關系,或者金融發展需要一定的條件才能促進經濟增長。GreengoodandJovanovic(1990)［2］率先建立一個內生增長模型(簡稱“GJ”模型)來論證經濟增長、金融發展和收入分配之間關系的變動趨勢,該模型認為,在經濟發展初期,由于銀行根據個人的收入狀況向其提供金融服務,收入較高的人能夠充分享受金融服務,獲得融資,并進而獲得投資收益,收入較低的人不愿支付金融服務的成本,沒有得到融資,很難進行投資,也不會得到投資收益,因而收入分配狀況會惡化;而隨著經濟的增長和金融中介組織的成長,原來收入較低的一些人積累了足夠的財富,能夠獲得金融服務,進而獲得投資收益,收入差距會縮小。收入分配隨金融發展呈現先惡化后改善的倒“U”形函數關系,這是庫茲涅茨“U”形曲線的擴展。韓廷春(2001)［3］較早建立了金融發展與經濟增長關聯機制的計量模型,采用中國1978-1999年的相關數據進行實證分析,主要結論是技術進步與制度創新是中國經濟增長的最關鍵因素,只有與經濟發展過程相適應的金融深化與利率政策才能促進經濟增長,單純追求金融發展和資本市場的數量擴張的做法不能夠推動經濟增長。也有學者認為金融發展對經濟發展具有時空差異。艾洪德、徐明圣、郭凱(2004)［4］的研究表明金融發展與經濟增長存在因果關系,與投資增長之間存在因果關系,后者的結論不穩定,東部和全國的金融發展與經濟增長正相關,可是中、西部二者基本上是負相關,且存在明顯的滯后效應。尹希果、陳剛、程世騎(2007)［5］采用1978-2004年的面板數據進行實證分析分析,金融發展與城鄉收入差距均表現為非同階單整變量,從而兩者不存在長期均衡關系,但從短期來看,在西部地區金融發展是城鄉收入差距擴大的Granger原因,而在東部地區這種關系不顯著。溫濤、董文杰(2011)［6］運用1997-2008年的面板數據實證分析了財政金融支農政策對城鄉收入差距的總體效應與時空差異,發現財政金融支農政策對農村經濟發展均有顯著的正效應,財政支農的正向促進作用更強,在2004年以后效應明顯加強,而金融支農的促進效應有所下降。胡宗義、李鵬(2013)［7］運用空間計量方法,利用從2003-2010年31個省市的相關數據,對農村正規金融與非正規金融對城鄉收入差距的影響進行了實證分析,發現城鄉收入差距之間存在顯著的空間自相關,農村正規金融與非正規金融都對縮減城鄉收入差距具有積極的促進作用,但是后者的影響更顯著,兩者的空間變量對縮減城鄉收入差距的影響顯著。還有一些學者認為金融發展擴大了城鄉收入差距。張立軍、湛泳(2006)［8］從農村自身金融發展層面出發,采用1978-2004年的全國相關數據,分析了農村金融發展與城鄉收入差距的關系。結果表明,因為農村資金的不斷外流和非正規金融的不規范發展,導致農村金融發展擴大了城鄉收入差距。陳斌開、林毅夫(2012)［9］理論模型和數值模擬結果表明政府發展戰略是金融抑制背后的根本原因,而金融抑制造成金融市場“機會不平等”,不利于窮人財富增長,甚至陷入貧困陷阱。若政府實施比較優勢發展戰略,地方收入分配將不斷改善,若一再推行重工業優先發展的戰略,地方收入分配將趨于惡化,甚至導致長期“兩極分化”。與以上結論相反,部分學者認為金融發展縮小了城鄉收入差距。Clarke、Xu和Zou(2003)［10］運用全球91個國家1960-1995年的數據對金融部門的發展和收入差距進行回歸分析,認為金融發展會顯著降低收入分配的差距。Burgess和Pande(2005)［11］的研究發現1977-1990年間印度政府對商業銀行的干預政策使得大量商業商業銀行支行在農村開設,降低了印度農村的貧困程度,大幅度縮小了城鄉收入差距。也有學者認為,金融發展對收入分配的影響不顯著。陸銘、陳釗(2004)［12］的一個估計結果結果表明,在加入控制變量后,無論是否加入三個直轄市,金融發展指標和金融支農指標對城鄉收入差距的的影響均不顯著。另有學者分別考察了金融發展的兩個指標,即金融發展規模和金融發展效率對城鄉收入差距的影響。姚翟軍(2005)［13］采用1978-2002的全國數據對金融發展與城鄉收入差距的關系做出實證研究,結果表明兩者存在一種長期均衡的關系,金融發展規模、金融發展效率與城鄉收入差距都具有雙向的Granger因果關系,前者與城鄉收入差距正相關,后者與城鄉收入差距負相關。胡金焱、盧立香(2009)［14］采用1986-2007年的省級面板數據對我國各省份金融發展水平與城鄉收入差距的因果關系進行的實證分析表明,從長期看兩者的因果關系并不顯著,從短期看,金融發展規模與城鄉收入差距存在較明顯的雙向Granger關系,金融發展效率與城鄉收入差距之間的這種關系不明顯。以上文獻就金融發展對經濟增長、收入分配的論述為本文提供了寶貴的借鑒。但是通過文獻梳理還發現:第一,大多數的理論分析不夠深入,作用機制的闡述還不夠詳細,大多數研究在文獻綜述后直接進行實證研究,把實證研究所依據的計量經濟理論模型及各種檢驗闡述得比較詳細,而對背后所依據的經濟理論、作用機制闡述得不夠深刻充分,如艾洪德、徐明圣、郭凱(2004);姚翟軍(2005);張立軍、湛泳(2006);葉志強、陳習定、張順明(2011)［15］;胡宗義、李鵬(2013)等,這樣單純依靠實證分析得出的結論難以讓人信服。第二,由于他們所使用的數據、指標選擇、分析方法不同,得出的結論也不完全一致,所以還有進一步深入研究的必要。第三,部分學者使用時間序列數據或橫截面數據進行實證分析,如韓廷春(2001);張立軍、湛泳(2005);胡宗義、劉義文(2010)［16］;孫君、張前程(2012)［17］等,其中有的采用1950年以來的數據,樣本量雖然相對大一些,但是卻忽略了中國改革開放帶來的金融發展、經濟增長與收入差距的結構變化問題,即便采用虛擬變量或變結構協整或分階段回歸分析(卻導致樣本量減小,自由度降低),但效果十分有限;有的是采用1978年以來的數據,能夠避免結構變化的問題,但樣本量太少,單純時間序列數據分析中單位根和協整檢驗難以得到穩健的結論。筆者認為面板數據應該將來自時間序列的信息和來自橫截面的信息結合起來,使其對單位根和協整關系的推斷檢驗更為直接和精確,才能更有效地克服時間序列中常見的多重共線性問題,提供更多的自由度,更好地測定單純時間序列和橫截面模型無法發現的影響因素,從而得到更準確、穩健的結論。第四,有的學者采用面板數據,缺乏面板數據的單位根檢驗,對全國進行整體分析,卻忽略了地區差異,沒有把握某一地區的金融發展與經濟增長、收入差距的變化規律,如陸銘、陳釗(2004)等。基于以上四點,本文首先對金融發展對城鄉收入差距影響的機制進行深入地闡述,然后分析中部六省城鄉收入差距的現狀,接著采用2000-2011年中部六省的省級面板數據,采用合理的指標,選擇合理的控制變量,進行面板數據的單位根檢驗、協整檢驗、回歸分析,在這一過程中反復嘗試,最后得到了穩健的結論。2金融結構與城鄉收入差距金融,顧名思義,就是資金的融通。Goldsmith(1969)［18］金融發展是指金融結構的變化,這種變化既包括短期的變化也包括長期內的變化,既是各個連續時期內的金融交易流量也是對不同時點上的金融結構的比較變化。而金融結構則是指各種金融工具和金融機構的形式、性質及其相對規模,也就是說金融結構是由金融工具與金融機構共同決定的。關于金融發展對收入分配的作用機制,溫濤、冉光和、熊德平(2005)［19］認為金融發展與農民收入增長的關系一直被隱含在金融發展與經濟增長的研究中,這說明要研究金融發展對城鄉收入差距的影響就離不開研究其對經濟增長的影響。金融發展影響城鄉收入差距的機制蘊含著金融發展對收入增長的影響機制,金融發展通過影響經濟增長進而影響城鄉收入差距。大體上說,金融發展主要通過以下途徑影響城鄉收入差距。2.1小額信貸主要體現在產業結構優化升級中弱化貧困效應是指金融發展通過推動經濟增長使低收入群體加快收入增加來縮小收入差距。這種效應是通過促進經濟增長和發揮微型金融功能實現的。金融作為資金需求者(借方)和資金供給者(貸方)的中介,將社會上的閑散資金集中起來,并將其貸給資金的需求者,提高資本的使用效率,加快資本的集聚和形成,有利于儲蓄轉化為投資,有效配置資源。而金融的發展加快資本的集聚和形成通過教育、培訓等提高人力資本來提高加快技術進步,提高全要素生產率,促進經濟增長。伍海華、張旭(2001)［20］產業結構變動是現代經濟增長的核心特征,主導產業的變遷是經濟增長的主導力量,而金融發展通過資本形成、資本導向、信用擴張、產業整合等機制來推動產業結構優化升級。金融發展還能通過家庭教育提高人力資本和中小企業投資擴大生產規模實現就業來增加居民收入,從而抑制城鄉收入差距。通過發揮微型金融功能,金融機構發展小額信貸為居民提供直接金融服務,提高其收入。小額信貸主要為有生產能力的低收入群體如小企業主、個體工商戶、廣大農民服務。小企業主、個體工商戶利用小額信貸改變初始資源稟賦,擴大生產規模,增加對非熟練勞動力的需求提高工資報酬率,增加低收入群體的收入。農民利用小額信貸可以根據市場需求優化產業結構,特別是種植業結構,發展多種經營,從而增加收入。彭建剛、吳玉梅(2010)［21］的調查研究表明,海南瓊中縣農民利用小額信貸為其帶來的收入已經占到家庭總收入的40%以上。2.2金融發展對城鄉居民收入差距非均衡性的影響非均衡效應是指經濟體由于金融資源有限或投資回報率差異使金融資源分布不均衡,從而對收入差距產生不利的影響。這種非均衡既包括地區非均衡,也包括城鄉非均衡。金融發展能推動經濟增長,通過經濟增長來影響收入分配,金融發展的非均衡也會影響經濟增長,進而影響收入分配。王婷(2010)［22］使用2000-2008年中國省際面板數據研究了區域金融資源配置差異與區域發展的非均衡性之間的關系進行了研究,結果發現我國各地區在經濟發展水平、社會發育程度以及開放程度等方面的差異對區域金融資源配置有著顯著影響,而且社會發展程度對金融發展的影響可能更加深遠。張立軍、湛泳(2006)［23］使用1978-2004年的省級面板數據來實證檢驗金融發展影響城鄉收入差距非均衡效應,結果發現東部和西部銀行貸款顯著擴大了各自內部的城鄉收入差距,但兩者存在差異,中部地區銀行貸款的影響不顯著;東部和中部農業貸款對城鄉收入差距具有顯著的正向影響,西部地區的農業貸款的影響不顯著,這都說明金融發展對城鄉收入差距的非均衡效應是客觀存在的。我國,由于地域遼闊,東西部經濟發展水平差異明顯,投資回報率也必然存在差異,因為資本的逐利性促使金融發展相對集中于經濟發達地區,而經濟落后地區金融資源供給不足,從而制約經濟增長,不利于收入差距的改善。另外,城鄉金融發展差距顯著,相對城市來說,農村金融機構較少,農村金融服務的覆蓋面低,金融服務產品比較單一,資金供給總量不足,這會擴大城鄉收入差距。2.3基于金融發展的兩因素政策設定門檻效應,通俗地講就是企業、居民等經濟個體必須向金融機構支付一定的金融服務成本才能獲取金融服務,不同的經濟個體由于初始財富水平不同,導致其獲取金融服務的能力也不同,從而影響他們的投資收益,進而影響收入差距。在金融市場上,窮人的初始財富水平低,信譽差,無法獲得信貸支持,而城市或發達地區的生產者由于自身初始財富水平高,容易獲得金融市場的信貸規模來擴大生產規模,改善經營管理,改進生產技術,從而提高競爭力,謀取高額利潤,從而導致收入差距的擴大。這種效應同非均衡效應一樣,都會形成惡性循環,即不同經濟體初始財富的差異,隨著時間的推移,也意味著未來收入差距的擴大。GreengoodandJovanovic(1990)率先建立一個內生增長模型(簡稱“GJ”模型)來論證經濟增長、金融發展和收入分配之間的關系變動趨勢,該模型認為,在經濟發展初期,由于銀行根據個人的收入狀況向其提供金融服務,收入較高的人能夠充分享受金融服務,獲得融資,并進而獲得投資收益,收入較低的人不愿支付金融服務的成本,沒有得到融資,很難進行投資,也不會得到投資收益,因而收入分配狀況會惡化;而隨著經濟的增長和金融中介組織的成長,原來收入較低的一些人積累了足夠的財富,能夠獲得金融服務,進而獲得投資收益,收入差距會縮小。收入分配隨金融發展呈現先惡化后改善的倒“U”形函數關系,這是庫茲涅茨“U”形曲線的擴展。這種效應可以從供求兩方面來講,供給方面是金融部門的必須獲得一定的收益,需求方面是指需求者的財富水平、經濟行為有關。在我國,城鄉二元經濟結構長期存在,農村居民和城鎮居民由于各自的財富水平和信譽存在較大的差異,所以他們獲得的金融服務如貸款、理財服務也相應存在較大的差異,導致他們的投資收益也有較大的差異,于是形成了有差距的城鄉居民收入增長態勢,并且這種態勢如果沒有其他因素的介入將難以扭轉。以上幾點深入地闡述了金融發展影響經濟增長、收入分配的機制,不可否認前人也對此有過論述,但是本文的論述相對貼近我國經濟社會發展的現實。在現實的社會經濟生活中,以上三種效應對城鄉收入差距是綜合發揮效應的,究竟哪一種效應占主導,我們不敢妄加判斷,因此還需要借助于實證分析。3金融交易的發展對城鄉收入差距的驗證分析3.1城鄉收入差距的定量分析我們借鑒Clark,Xu和Zou(2003)的研究模型,為了深入探討金融發展對城鄉收入差距的影響,本文首先建立了如下的回歸方程:一般地,在社會經濟發展過程中,如果在初期時某一經濟體的城鄉收入差距就已經存在,那么這種差距也會對未來幾年該經濟體的城鄉收入差距產生一定的影響,在其他條件變的情況下,這種差距會持續下去,這說明城鄉收入差距的演變具有某種慣性,為了在定量分析這種慣性的影響,為了簡單起見,我們只對被解釋變量滯后一期,我們因此在方程(1)中添加,于是有方程(2):在回歸方程(2)中,GINI:衡量城鄉收入差距的基尼系數;JRFZ:金融發展,包括金融發展規模JRGM和金融發展效率JRXL;Xj:一系列控制變量,包括城鎮化URBAN、人力資本HC、農林水事務支出NLS、第一產業比重DYCY、第二產業產業比重DERCY,就是我們所要估計的方程。3.2《新中國60年統計資料匯編》中8年數據是什么本文所使用的數據來自于《新中國60年統計資料匯編》、中部六省各省份統計年鑒2009-2012、中國統計年鑒-2000-2012、《湖南省國民經濟和社會發展統計公報2009-2011》推算。需要說明的是,因為《新中國60年統計資料匯編》編寫時,第二次全國經濟普查數據尚在審核匯總中,所以《新中國60年統計資料匯編》中2008年的相關數據如果與中部六省2008年的統計年鑒中的對應數據不相符時,我們以中部六省2008年的統計年鑒中的對應數據為準。我們的數據或者直接來自于以上統計資料,或根據以下給出的計算方法推算得到。3.2.1城鄉收入差距基尼系數目前衡量城鄉收入差距的指標有很多,比如城鄉人均收入比、變異系數、泰爾指數、基尼系數等,其中基尼系數的使用較為廣泛,基尼系數的計算方法也比較多,我們采用李小克、鄭小三(2012)［24］的城鄉居民收入差距的基尼系數GINI計算公式:其中,GINIit是衡量城鄉收入差距的基尼系數,Wr、Wu分別表示農村、城鎮人口比重,Yr、Yu分別表示農村居民家庭人均純收入、城鎮居民家庭人均可支配收入。顯然式(3)表示GINIit以城鄉人口之比為權重,對城鄉居民人均收入比進行加權的平均值。根據我們的計算,我國整體和中部六省的城鄉收入差距基尼系數如圖1。從圖1可以看出,中部六省和全國的城鄉收入差距的基尼系數波動基本一致。2004年之前都呈上升趨勢,2004年都明顯下降,此后到2006年,七條折線再次向上凸起,表明這一時期,城鄉收入差距又一次拉大,從2006年-2008年,折線非常平穩,2009年以來,基尼系數都有明顯下降,山西最高,湖北最低,全國居中。從2009-2010年只有山西的基尼系數在上升。3.2.2對金融發展規模的評價(1)金融發展規模JRGM。Goldsmith(1969)提出,可以用金融相關率來衡量金融發展規模,金融相關率是度量區域金融發展規模的綜合指標,指的是某一時點上現存金融資產與當期國民財富之比,采用金融資產總值占GDP(生產總值)的比重來計算,但是分省的金融資產總值難以估計,我們只好采用金甌(2011)［25］金融機構年底貸款余額與城鄉居民儲蓄存款余額之和與地區GDP的比值作為金融發展規模的指標JRGM,該指標越大,表明城鄉居民存款越多,利息收入越高,還表明中小企業主、個體工商戶、農民獲得的貸款規模和機會就有可能越大,改變初始資源稟賦,越能擴大投資規模,加快資本的形成和集聚,他們的收入增長越快,城鄉收入差距越小,前面的符號應該為顯著為負。即JRGM=(金融機構年底貸款余額+城鄉居民儲蓄存款余額)/地區GDP。3.2.3城鄉收入差距的縮小(1)城市化URBAN。城市化也被稱為城鎮化,是由農業為主的傳統鄉村社會向以工業和服務業為主的現代城市社會逐漸轉變的歷史過程。城鎮化對城鄉收入差距的影響具有雙重性。一方面,農村勞動力轉移到城鎮,有利于增加農村人均耕地面積,可以提高農業邊際勞動生產率和農業經營收入,農民進城務工經商獲得的收入一般相對高于從事農業生產的收入,其中一部分收入回寄到農村,進城的農村勞動力同城市的勞動力競爭,會降低城市居民的工資率,也都會促使城鄉收入差距縮小。另一方面,進城的勞動力大多是青壯年,受教育程度高,而留在農村的大多是老人、婦女、兒童等,這不利于農業生產技術的推廣,產業結構的調整,加上農產品的需求彈性低,這樣能農業貿易條件會惡化,城市能夠吸引人才、技術、資本,城市的經濟增長快于農村,城市居民的收入增長比農民快,這又不利于城鄉收入差距的縮小。潘文軒(2010)［27］的研究表明城市化與工業化對農民收入的提高具有正效應,但是,城市化縮小了城鄉收入差距,而李憲印(2011)［28］的研究認為城市化進程對擴大城鄉收入差距具有長期影響。本文使用城鎮人口比重來衡量城鎮化。而中部六省農業人口多,耕地面積有限,人均占有耕地少,加上農業技術、機械化在農業生產中的推廣,農村剩余勞動力增加,農業剩余勞動力到城市務工,可以使他們獲得相對于從事農業生產高的收入,反過來也可以減緩人地矛盾壓力,增加農業投入,從而增加農民的農業收入,這有利于縮小城鄉收入差距。(2)人力資本HC。受教育水平的提高可以使勞動者豐富知識,提高勞動技能,而勞動能力是所有健康的窮人最可貴的資本。一般地,一個人受教育水平越高,在勞動力市場上的競爭力越強,工資率越高。楊俊、黃蕭、李曉羽(2008)［29］認為收入分配不平等導致教育不平等,教育不平等的改進并沒有促進收入分配的改善,兩者并非簡單的線性關系,但是教育擴展有利于教育和收入分配不平等的改善。人力資本越高,意味著全社會成員普遍接受的教育水平越高,教育水平不均等相應減小,人力資本存量的趨同有利于縮小城鄉收入收入差距,所以人力資本對城鄉收入差距的影響應該顯著為負。我們采用每萬人口中在校大學生的數量來衡量人力資本(HC)。(3)農林水事務支出NLS。政府農林水事務支出,包括農業支出、林業支出、水利支出、扶貧支出、農業綜合開發支出等。這些支出有利于改善農業生產條件,加快農業技術推廣,提高農業綜合生產能力,促進農民增產增收,我們預測農林水事務支出前的系數應該顯著為負。鄧璇(2011)［30］的研究表明政府的農林水事務支出能夠顯著縮小城鄉間相對收入差距。需要指出的是,我國財政支出科目在2007年做出重大調整,因此為了具有可比性,2000-2006年的數據來自于新中國六十年統計資料匯編,2007-2011年的數據來自于中部各省統計年鑒。我們以政府的農林水事務支出占政府一般預算支出的比重來衡量。(4)第一產業比重、第二產業比重DYCY、DERCY。產業結構是指各產業的構成及各產業之間的聯系和比例關系。經濟增長不僅表現為經濟總量的增長,還表現為產業結構的變動。產業結構決定著資本的技術構成,從理論上說,隨著技術的進步,產業結構的資本的技術構成不斷提高,對勞動力的需要是逐漸降低的。所以陳斌開、林毅夫(2012)我國曾長期實行重工業優先發展的戰略,導致資本吸納的勞動力降低,農業從業人員增加,農村從業人員的工資率降低,從而不利于城鄉收入差距的縮小。資本的技術構成決定著對勞動力的需求,由于第一產業的從業人員大多是農民,第一產業的增加值占GDP的比重越大,農民的收入就越高,就越有利于縮小城鄉收入差距。第二產業的增加值占GDP的比重越大,若是技術、資金密集型產業的增加值在第二產業中的占比越大,就意味著資本的技術構成越高,對勞動力的需求越小,在勞動力供給不變的情況下,勞動力要素市場會處于買方壟斷,就會對勞動力的要求提高,從而不利于進城務工的農民工資性收入的提高;若是勞動密集型產業發展較快,則對勞動力的需求就較大,在勞動力供給不變的情況下,進城務工的農民工資性收入提高,從而有利于城鄉收入差距的縮小,至于這兩方面哪方面對農民收入增長、城鄉收入差距的作用大一些,還需要實證檢驗。所以第二產業的比重對城鄉收入差距的影響方向及顯著性不確定。3.3m-pesaran-可選擇型檢驗amesimp為了平抑數據的劇烈波動、消除可能出現的異方差和嚴重的多重共線性,我們的所有指標都取自然對數。為了避免偽回歸的問題,我們需要對面板數據進行單位根檢驗。常用的檢驗方法有LLC、Breitung、Hadri、Im-Pesaran-Skin、Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗,前三種是相同根情形下的單位根檢驗,后三種是不同根情形下的單位根檢驗,除了Hadri檢驗外,其余的檢驗方法的原假設都是面板數據含有單位根。其檢驗原理和形式詳見高鐵梅(2009)［31］。需要指出的是LLC和Fisher-ADF檢驗最為常用,我們采用這兩種檢驗方法,并且兩種檢驗方法的結果一致時才能得到一致的結論。檢驗對象是原序列(Level),對于滯后期的選擇依據施瓦茨(Schwarz)準則來確定。表1報告了各變量的單位根檢驗結果。表1表明各變量均至少在10%的顯著下平穩,這樣接下來進行協整分析和回歸分析也不會出現偽回歸問題。3.4面板變量的協整檢驗面板數據的單位根檢驗結果表明各變量都是平穩序列,可進行協整檢驗。我們使用Pedroni和Kao提出的檢驗方法來檢驗變量之間是否存在因果關系。兩種檢驗方法的原假設都是面板變量之間不存在協整關系。Pedroni提出了基于EngleandGranger二步法的面板數據協整檢驗方法,它以協整方程的回歸殘差為基礎構造了七個統計量來檢驗面板變量之間的協整關系。這七個統計量是Panelv-Statistic、Panelrho-Statistic、PanelPP-Statistic、PanelADF-Statistic四個組內統計量和Grouprho-Statistic、GroupPP-Statistic、GroupADF-Statistic三個組間統計量。對于時間T<20的小樣本來說,PanelADF和GroupADF的檢驗效果較好,PanelPP和GroupPP次之,其余三個檢驗效果較差。本文研究的時間跨度為2000—2011年(T=12),因此根據PanelADF和GroupADF統計量進行協整檢驗。需要指出的是,Pedroni檢驗最多只能包含7個變量,并且不能檢驗變量的滯后項,可是本文共有8個變量,因此檢驗變量中沒有面板變量lnGI-NI(-1),也沒有包含所有變量,所有變量的檢驗只好用Kao提出的檢驗方法進行協整檢驗。基于以上認識,我們只給出Pedroni檢驗的PanelADF、GroupADF兩個統計量和Kao檢驗的結果,檢驗對象(1)的變量為lnGINI、lnJRGM、lnJRXL,檢驗對象(2)的變量為lnGINI、lnJRGM、lnURBAN、lnHC、lnNLS、lnDYCY、lnDERCY,檢驗對象(3)的變量lnGINI、lnJRXL、lnURBAN、lnHC、lnNLS、lnDYCY、lnDERCY,檢驗對象(4)的變量為lnGINI、lnJRGM、lnJRXL、lnURBAN、lnHC、lnNLS、lnDYCY、lnDERCY。表2報告了面板變量的協整檢驗結果。檢驗對象(1)、(2)、(3)中的面板變量的Pedroni檢驗和Kao檢驗均至少在5%的顯著性水平上拒絕了面板變量不存在協整關系的原假設,檢驗對象(4)在1%的水平上拒絕了面板變量不存在協整關系的原假設。所以,兩種檢驗都表明中部六省城鄉收入差距lnGINI與金融發展規模lnJRGM、金融發展效率lnJRXL、城市化lnURBAN、人力資本lnHC、農林水事務支出比重lnNLS、第一產業比重lnDYCY、第二產業lnDERCY存在著協整關系。3.5金融發展效率對城鄉居民收入差距的影響我們我們對回歸方程(2)進行估計,回歸方程中被解釋變量是中部六省的城鄉收入差距的基尼系數lnGINI,重點解釋變量2個:金融發展規模lnJRGM和金融發展效率lnJRXL,控制變量5個:分別為城市化lnJRXL、人力資本lnHC、農林水事務支出lnNLS、第一產業lnDYCY、第二產業lnDERCY。模型1包含所有的重點解釋變量,不包含控制變量;模型2和模型3都分別包含1個重點解釋變量和所有的控制變量,模型4包含所有的重點解釋變量和控制變量。每個模型分別用Hauseman檢驗確定是個體(時間)隨機效應還是是個體(時間)固定效應,模型1、2、3、4分別有兩個估計結果。模型2、3、4可以進行是時間隨機效應還是時間固定效應的Hause-man檢驗,結果表明均至少在5%的顯著性水平上拒絕個體隨機效應的原假設,所以采用時間固定效應來估計。可是由于本文中橫截面過少,模型2、3、4也無法進行個體隨機效應還是個體固定效應的Hauseman檢驗,相應地,在模型2、3、4中個體固定效應的Hauseman檢驗及其P值缺省,不過我們仍然報告了模型2、3、4的個體固定效應的估計結果以便比較。因為模型1、2、3、4均含有被解釋變量的滯后項,因此使得判斷是否序列相關的D.W.檢驗失效,不過我們仍然可以作為參考。我們首先對模型1、2、3、4的個體固定效應和時間固定效應的Adj-R2、F值進行比較,我們可以認為,模型1、2、3、4的時間固定效應相應優于個體固定效應的估計結果。表3及續表報告了回歸方程(2)的估計結果。在不加入任何控制變量的模型1,金融發展規模lnJRGM對城鄉收入差距具有非常微弱的負面影響,在統計上也不顯著,而金融發展效率lnJRXL能夠顯著縮小城鄉收入差距,而且在數值上達到了-0.032,顯著性達到了1%。在添加所有控制變量的模型2,金融發展規模和模型1中對城鄉收入差距的影響方向和顯著性相同,都具有非常微弱的負面影響,且不顯著,而金融發展效率與城鄉收入差距負相關,數值上達到了-0.025,顯著性達到了1%。在添加所有重點解釋變量和控制變量的模型4中,金融發展規模起到了顯著縮小城鄉收入差距的作用,并且數值上達到了0.024,在10%的水平上顯著,這和我們的預期相符,這也和我們的預期相符。金融發展效率與城鄉收入差距負相關,數值上增加到-0.036,并且在1%的水平上顯著。需要特別指出的是,我們在指標選擇時論述過這一指標的含義,它表示城鄉居民每向金融機構存款一元錢,商業銀行對外貸款的數額,該比值越小,反應出商業銀行的貸款越注重效率,力求降低風險,金融效率越高,商業銀行提高貸款門檻來發放貸款,這樣中小企業、農民就處于不利地位,因此該指標越小,金融發展效率越高,越拉大城鄉收入差距;該指標越大,金融發展效率越低,銀行貸款越不注重貸款質量,中小企業、農民獲得銀行貸款的可能性增大,越有可能縮小城鄉收入差距。而根據我們對該指標的測算,中部六省2000-2011年的這一指標數值都不斷降低,說明銀行對外貸款越來越注重效率。再看我們的估計結果,顯著為負,這說明,隨著銀行對外貸款越來越注重效率、貸款質量,對外貸款越謹慎,金融發展效率對城鄉收入差距的擴大具有有顯著的正向影響。我們可以總結出,金融發展規模在所有變量的綜合作用下能夠顯著縮小城鄉差距,金融發展效率對城鄉收入差距的擴大具有顯著的正向影響,前者的影響弱于后者,因此金融發展總體上顯著擴大了城鄉收入差距。這與劉義文、胡宗義(2010)［32］等的研究結果相反,王征、魯釗陽(2011)［33］等的研究結論一致。農村存款日益增加,而農村、中小企業貸款困難,可供抵押的資產有限,可獲得的貸款卻日益相對減少,大量農村儲蓄流向了城市,相當于農村在為城市經濟發展積累資金,這是金融發展擴大城鄉收入差距的內在機制。事實上,在中部六省的農村,由于鄉鎮企業、農民的經濟收入低,再加上信息不對稱,金融機構為了貸款收益,對他們申請貸款,獲取金融服務采取歧視性的措施,例如撤并農村的營業網點等。這導致鄉鎮企業、農民很難從金融機構獲得貸款和其他金融服務,農民很少懂得“理財”、投資的概念,這影響他們的農業投入,不利于調整農村產業結構,收入很難以較快的速度增長,因此,城鄉收入差距在這樣的金融發展背景下拉大了,又因為城鄉收入差距一旦出現、擴大,便具有較強的慣性影響,積重難返,城鄉收入差距的持續擴大就成為必然的趨勢了。再來看控制變量對城鄉收入差距的影響,模型2、3、4的估計結果表明,第一產業、第二產業的比重的提高顯著降低了城鄉收入差距,且后者的影響強于前者,并且比較穩健,前者和我們的討論結果相符,后者的實證檢驗讓我們得知第二產業的發展也是有利于顯著縮小城鄉收入差距的。這與劉叔申、呂凱波(2011)［34］的研究結論相一致,而與李小克、鄭小三(2012)的結果相反。本文的這一研究結論表明,在中部六省,推廣農業技術,培育新型農民,發展現代農業,增強農業綜合生產能力,提高農業比較勞動生產率,調整產業結構,提高農業效益,提高農業增加值和比重,就能增加農民的家庭經營性收入,使農民收入持續增加,縮小城鄉收入差距。在發展高產、優質、高效現代農業的基礎上,大力發展農產品加工業,提高農產品附加值,就能促進剩余勞動力就業,就能夠大幅度增加農民的工資性收入,就能夠顯著縮小城鄉收入差距。結果還表明,城鎮化對縮小城鄉收入差距的作用強于第一產業、第二產業的,這與我們的預期相符,也與陸銘、陳釗(2004)和潘文軒(2010)的研究結果一致,但是與李憲印(2011)的研究結果相反。人力資本就是每萬人中在校大學生的人數,具有縮小城鄉收入差距的作用,但是都不顯著,這不符合我們的預期。這可能是因為高校畢業生,無論來自城鎮還是農村,幾乎傾向于在城市,特別是在大城市工作,具有較高素質的人通過升學、婚嫁等途徑成為了城市居民,造成了農村人力資本的外溢,這在促進了城市經濟的發展的同時,這導致農村的人力資本降低。留在農村的勞動力大多婦女、兒童、老人等弱勢群體,身體素質不高,科學文化素質相對低