管福泉　劉劍鋒　蔣琴兒

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

濟(jì)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(kuò)大的趨勢。金融發(fā)展門檻效應(yīng)導(dǎo)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(yàn)門檻效應(yīng)，實(shí)證結(jié)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(yīng)，且金融發(fā)展都超越了門檻條件，金融的進(jìn)一步發(fā)展會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距縮小。[關(guān)鍵詞]金融發(fā)展；城鄉(xiāng)收入差距；門檻效應(yīng)[中圖分類號]F832；F124；F224

[文獻(xiàn)標(biāo)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(jì)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(jì)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(xiàn)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(lán)皮書》認(rèn)為，我國一些不穩(wěn)定因素正處于從潛在風(fēng)險(xiǎn)向公共危機(jī)轉(zhuǎn)化的臨界點(diǎn)上，首當(dāng)其沖的是中國貧富差距正在進(jìn)一步擴(kuò)大，逼近社會容忍線。藍(lán)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(gòu)成，當(dāng)前我國城鄉(xiāng)居民收入比達(dá)到3.3倍，國際上最高在2倍左右。

浙江省作為我國經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的地區(qū)，雖然城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)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(kuò)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(kuò)大到2.37。促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)籌發(fā)展，是當(dāng)前浙江省經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的根本要求?！墩憬窠?jīng)濟(jì)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(jì)社會發(fā)展的指導(dǎo)思想是繼續(xù)全面實(shí)施“八八戰(zhàn)略”和“創(chuàng)業(yè)富民、創(chuàng)新強(qiáng)省”總戰(zhàn)略，以加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式為主線，基本要求是轉(zhuǎn)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(jìn)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(biāo)之一是城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展實(shí)現(xiàn)新突破。因此，立足浙江城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的現(xiàn)實(shí)和特征，分析金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，以縮小城鄉(xiāng)收入差距具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

導(dǎo)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(jì)的重要影響，可知其也是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的重要經(jīng)濟(jì)原因之一。關(guān)于金融發(fā)展與收入分配關(guān)系的研究，是基于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究邏輯的基礎(chǔ)上發(fā)展起來的，即金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，經(jīng)濟(jì)增長再對收入和分配等產(chǎn)生影響，從而影響收入差距。現(xiàn)有文獻(xiàn)對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了大量深入的研究，基本結(jié)論是金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有重要影響和促進(jìn)作用。但是，有關(guān)金融發(fā)展與收入分配關(guān)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(jié)論（Ross Levine，2004），因?yàn)榻鹑诎l(fā)展一方面可能越來越注重對高收入群體的服務(wù)和回報(bào)，這會使金融服務(wù)對象出現(xiàn)更為嚴(yán)重的分化和進(jìn)入門檻等，導(dǎo)致收入差距進(jìn)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(guān)系的研究中，借鑒庫茲涅茨關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入差距之間“倒u型”關(guān)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(guān)系曲線也就是合理的假設(shè)。

進(jìn)一步分析金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應(yīng)。門檻效應(yīng)是指為得到金融服務(wù)需要支付一定的成本，而這一成本對于無能力承擔(dān)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(yīng)的金融服務(wù)。在城鄉(xiāng)金融和經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展程度較低時，相對而言，城市中的微觀經(jīng)濟(jì)主體比農(nóng)村中的經(jīng)濟(jì)主體更有能力支付這一成本而得到相應(yīng)的金融服務(wù)，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(jì)主體，可能因?yàn)闊o法支付這一成本，因而也就無法得到相應(yīng)的金融服務(wù)，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(yīng)會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距增大。隨著城鄉(xiāng)金融和經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展水平的不斷提高，農(nóng)村居民會逐漸積累其財(cái)富，越來越多的農(nóng)村居民能超越金融服務(wù)的門檻而獲得相應(yīng)的金融服務(wù)，這樣金融服務(wù)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(yīng)會導(dǎo)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(wù)門檻而導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，隨著越來越多農(nóng)村居民能跨越金融服務(wù)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(yīng)體現(xiàn)的是市場規(guī)律的作用。

二、城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)構(gòu)建

先通過構(gòu)建指標(biāo)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(biāo)一般有收入之比、消費(fèi)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(jì)算得來，因在統(tǒng)計(jì)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(biāo)是通用的統(tǒng)計(jì)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(biāo)。但這一指標(biāo)沒有考慮到城鎮(zhèn)居民收入中隱性收入和福利對實(shí)際收入的影響，所以其反映的城鄉(xiāng)收入差距比實(shí)際收入差距要小。消費(fèi)之比是指城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出之比，其能較好反映居民的消費(fèi)水平和生活質(zhì)量，但這一指標(biāo)的不足是農(nóng)村居民消費(fèi)中有很大部分是自給自足的消費(fèi)，而這一部分是很難統(tǒng)計(jì)的，故消費(fèi)之比在準(zhǔn)確性上也存在較大的問題。基尼系數(shù)是由意大利經(jīng)濟(jì)學(xué)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(cái)富分配差距程度的。指標(biāo)?；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(jì)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(jì)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(kuò)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(shí)證分析及主要結(jié)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(qiáng)（2012）等的研究，構(gòu)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(biāo)，利用文中構(gòu)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(biāo)，選擇人均存貸款指標(biāo)，由城鄉(xiāng)各項(xiàng)存款和各項(xiàng)貸款之和除以人口數(shù)構(gòu)成，其代表城鄉(xiāng)金融發(fā)展水平。當(dāng)人均存貸款一次項(xiàng)的系數(shù)為正，二次項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)時，對應(yīng)的曲線為“倒U型”，說明可能存在金融發(fā)展的門檻效應(yīng)。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?cè)丝跇?gòu)成，其影響城鄉(xiāng)收入差距，兩者往往表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)。數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)期為1995—2012年，數(shù)據(jù)來源于《浙江60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和歷年《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》、《浙江金融年鑒》。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(jì)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(jì)量軟件，經(jīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭懈髯兞慷即嬖趩挝桓?。?jīng)濟(jì)變量的非平穩(wěn)性會給回歸模型的參數(shù)估計(jì)帶來虛假回歸問題，但同時有內(nèi)在經(jīng)濟(jì)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(jì)變量之間可能存在長期的均衡關(guān)系，具有協(xié)整性的經(jīng)濟(jì)變量之間可進(jìn)行回歸分析。所以，對面板數(shù)據(jù)模型可通過協(xié)整檢驗(yàn)以避免出現(xiàn)虛假回歸問題。面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)方法可以分為兩大類：一類是建立在Engle and Granger二步法檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)，具體方法主要有Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)；另一類是建立在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上的面板協(xié)整檢驗(yàn)。Pe—droni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)遵循相同的基本方法，都是在Engle and Granger二步法基礎(chǔ)上發(fā)展起來的。此處利用Kao檢驗(yàn)方法進(jìn)行面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)，在具體設(shè)定第二階段回歸包含的外生變量時設(shè)定為在模型中體現(xiàn)個體固定效應(yīng)，設(shè)定第二階段回歸所包含的滯后階數(shù)時選擇自動選擇。計(jì)算得到ADF統(tǒng)計(jì)量估計(jì)值為-3.841，其P值為0.0001?？梢?，模型中變量間存在協(xié)整關(guān)系，排除了虛假回歸的可能。經(jīng)檢驗(yàn)應(yīng)建立變系數(shù)模型形式，系數(shù)估計(jì)結(jié)果如表4所示，其中括號內(nèi)為對應(yīng)的p值。

從表4中金融發(fā)展一次項(xiàng)系數(shù)和二次項(xiàng)系數(shù)的關(guān)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(yīng)。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(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)估計(jì)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(guān)系，且決定“倒u型”關(guān)系關(guān)鍵因素的金融發(fā)展二次項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值顯著性在大部分地區(qū)能通過檢驗(yàn)。再看人均產(chǎn)值變量系數(shù)的估計(jì)值，大部分地區(qū)系數(shù)估計(jì)值沒有通過顯著性檢驗(yàn)（有五個地區(qū)系數(shù)估計(jì)值通過檢驗(yàn)），計(jì)量結(jié)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(jì)增長并沒有起到促進(jìn)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(jìn)一步驗(yàn)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(dǎo)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(yīng)的人均存貸款水平?？赡芫哂虚T檻效應(yīng)的八個地區(qū)計(jì)算結(jié)果如表5所示，同時列出了2012年的各地實(shí)際人均存貸款值。從表5中可以看出，湖州計(jì)量結(jié)果不具有經(jīng)濟(jì)意義，其他存在金融發(fā)展門檻效應(yīng)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(diǎn)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(yīng)，且現(xiàn)階段已超越了金融發(fā)展門檻，金融的進(jìn)一步發(fā)展可導(dǎo)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(shí)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(shí)物資本投資中，由于投資都存在一定的進(jìn)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(jì)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(jī)構(gòu)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(jìn)行投資。假設(shè)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?？梢?，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(cái)富的積累，當(dāng)達(dá)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(jìn)行實(shí)物投資，其自有資金不僅能為自己所利用，還進(jìn)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(jìn)的，更高的收入帶來更多的后續(xù)融資和投資，在實(shí)物投資方面農(nóng)村居民跨越了投資門檻，它將成為由導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的因素轉(zhuǎn)化為導(dǎo)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(yīng)。人力資本對經(jīng)濟(jì)增長和收入提高具有積極作用，但人力資本效應(yīng)的發(fā)揮相對于實(shí)物資本是更為復(fù)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(shí)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(jì)發(fā)展的較高階段。如在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對滯后的情況下，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長和收入提高的促進(jìn)作用可能相對有限，而當(dāng)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(yīng)就會發(fā)揮得更為顯著，這樣就會表現(xiàn)為門檻效應(yīng)的特點(diǎn)。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(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，如由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)化、由農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)地位向第三產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展轉(zhuǎn)化。

[責(zé)任編輯：陳瑾]