金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的實(shí)踐
2016-04-23 14:04:05 安裝信息網(wǎng)
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論文摘要：文章運(yùn)用1978-2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)，利用基于VAR模型上的協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)甘肅省金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系做出了實(shí)證分析。結(jié)果顯示，金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，且金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān)。最后文章從金融抑制的角度對(duì)這一實(shí)證結(jié)果做出了解釋，并從金融方面入手提出了縮小城鄉(xiāng)收入差距的政策建議。
論文關(guān)鍵詞：金融發(fā)展,城鄉(xiāng)收入差距,向量自回歸模型,協(xié)整檢驗(yàn),金融抑制
一、引言
改革開(kāi)放三十年來(lái)，中國(guó)在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域取得了舉世矚目的成就，也創(chuàng)造了人所共知的“中國(guó)奇跡”，然而，與此同時(shí)，中國(guó)的收入差距也在日趨擴(kuò)大。收入差距的擴(kuò)大不利于和諧社會(huì)的建設(shè)，許多學(xué)者為此研究了影響收入差距的原因，并在羅納德·麥金農(nóng)和E.S.肖論述金融和經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的基礎(chǔ)上，將金融發(fā)展納入到解釋收入差距的框架之中，從而開(kāi)創(chuàng)了一個(gè)新的視角�？上У氖茄芯恐谢趪�(guó)家宏觀層面的分析較多，微觀層面的區(qū)域研究則較少，尤其鮮有涉及西部落后地區(qū)的研究。本文即立足于這樣一個(gè)現(xiàn)實(shí)，以西部落后省份甘肅為代表，用金融規(guī)模代表甘肅省的金融發(fā)展水平，實(shí)證甘肅省金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間是否存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，以及二者之間存在著怎樣的相互影響。
二、國(guó)內(nèi)外對(duì)金融發(fā)展與收入差距的關(guān)系研究
金融發(fā)展和收入分配的研究始于20世紀(jì)90年代，Greenwood和Jovanovic(1990)開(kāi)創(chuàng)了研究金融發(fā)展和收入分配的先河。他們將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融發(fā)展和收入分配三者納入一個(gè)動(dòng)態(tài)模型（即GJ模型），證明出金融發(fā)展和收入分配之間存在著倒“U”型關(guān)系。其后的Townsend和Ueda(2003)以更統(tǒng)一的動(dòng)態(tài)模型（即TU模型）討論了金融深化對(duì)收入分配的影響及其動(dòng)態(tài)演化路徑，再次印證金融發(fā)展與收入差距之間遵循庫(kù)茲涅茨曲線。
然而另外一些學(xué)者在研究中卻得出了并非一致的結(jié)論，PaulHoldenVassiliProkopenko(2001)、Clarke，Xu和Zou(2003)、Beck，Demirguc–Kunt和Levine（2004）利用跨國(guó)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了金融發(fā)展與收入差距和貧困水平的關(guān)系，并一致認(rèn)為金融發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，縮小了貧富差距。
在這個(gè)研究領(lǐng)域中持金融發(fā)展會(huì)擴(kuò)大收入差距論點(diǎn)的主要以我國(guó)學(xué)者為代表。章奇、劉明興、陶然和Vincent，YiuPorChen（2003）發(fā)現(xiàn)金融中介的發(fā)展顯著拉大了城鄉(xiāng)收入差距，而且，金融機(jī)構(gòu)在向農(nóng)村和農(nóng)業(yè)配置資金方面缺乏效率。姚耀軍（2005）的結(jié)論是金融發(fā)展規(guī)模擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，而金融發(fā)展效率縮小了城鄉(xiāng)收入差距。張立軍和湛泳(2005，2006)、楊俊，李曉羽，張宗益(2006)從實(shí)證角度也得出了類似的結(jié)論，但他們的研究中沒(méi)有證實(shí)金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。尹希果等從區(qū)域的角度出發(fā)運(yùn)用面板單位根和VAR模型分析認(rèn)為東西部的金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距沒(méi)有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但短期看來(lái)，西部金融發(fā)展顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。
三、指標(biāo)體系的構(gòu)建、實(shí)證方法及數(shù)據(jù)說(shuō)明
�。ㄒ唬┲笜�(biāo)體系的構(gòu)建及數(shù)據(jù)處理方法
1.城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)（IG）=城鎮(zhèn)居民實(shí)際可支配收入/農(nóng)村居民實(shí)際人均純收入
城鄉(xiāng)差距是中國(guó)收入差距最主要的來(lái)源，在全國(guó)個(gè)人收入差距中的貢獻(xiàn)率超過(guò)40%。因此，本文采用該指標(biāo)來(lái)測(cè)度收入差距。并以1978年為基期對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行消脹處理，得到城鎮(zhèn)居民實(shí)際可支配收入和農(nóng)村居民實(shí)際人均純收入，二者之比即為城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)。
2.金融發(fā)展指標(biāo)（FD）=金融機(jī)構(gòu)年底貸款余額/地區(qū)GDP
本文用反映金融規(guī)模的指標(biāo)來(lái)衡量金融發(fā)展程度，由于中國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)展極不完善，且存在一個(gè)明顯的銀行導(dǎo)向型金融結(jié)構(gòu)，所以用銀行貸款占GDP的比重來(lái)衡量金融發(fā)展水平更切合實(shí)際。為了減輕通貨膨脹帶來(lái)的失真，文中用官方公布的甘肅省各年零售價(jià)格指數(shù)（以1978年為基年）對(duì)GDP加以調(diào)整。而對(duì)貸款余額這一存量指標(biāo)，則按照King和Levine的方法，用上年和本年名義值的平均值來(lái)表示剔除了價(jià)格影響后的實(shí)際值。
3.城市化指標(biāo)（CI）=城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝?br> Granger指出，如果在信息集中遺漏重要變量很可能導(dǎo)致虛假性的因果關(guān)系推斷。如能應(yīng)適當(dāng)擴(kuò)展信息集合，把重要的變量引入信息集，將能夠有助于消除原來(lái)的虛擬因果關(guān)系。因此，為了避免因遺漏重要信息而推斷出虛假因果關(guān)系的可能，本文加入了城市化指標(biāo)作為控制變量。需要特別說(shuō)明的是，我國(guó)的城鎮(zhèn)人口統(tǒng)計(jì)是建立在城鎮(zhèn)戶籍制度基礎(chǔ)上的，由于城鎮(zhèn)居民有一部分并沒(méi)有城鎮(zhèn)戶籍，所以用城鎮(zhèn)人口加以計(jì)算的城市化率會(huì)低于實(shí)際的城市化水平。
4.人均GDP指標(biāo)（PGDP）=地區(qū)GDP/地區(qū)人口總數(shù)
文中引入的另一個(gè)控制變量是人均GDP指標(biāo)，用以控制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。并對(duì)相應(yīng)年份數(shù)據(jù)加以處理以消除通貨膨脹帶來(lái)的失真。
為減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)性，本文對(duì)所有變量均進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，消除了數(shù)據(jù)間存在的異方差性。
(二)實(shí)證分析方法
單方程模型得出的結(jié)論對(duì)模型選擇和函數(shù)形式非常敏感，相比較而言，向量自回歸（VAR）模型可能具有更高的可靠性。本文即采用向量自回歸模型，對(duì)甘肅省金融規(guī)模和城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系做相關(guān)實(shí)證檢驗(yàn)。為避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，首先利用ADF單位根檢驗(yàn)法，確定變量是否平穩(wěn)，對(duì)于非平穩(wěn)的變量通過(guò)差分處理使之平穩(wěn)，若變量為同階單整，則對(duì)其進(jìn)行基于VAR系統(tǒng)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，以確定金融規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距之間的長(zhǎng)期關(guān)系。 然而相關(guān)未必因果，最后再利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)金融規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)中選用的滯后時(shí)間長(zhǎng)度將直接影響實(shí)際分析中檢驗(yàn)的功效，甚至導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)果，因此，最優(yōu)滯后階數(shù)的選取將按照AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則予以確定。
�。ㄈ⿺�(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明
本文所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《甘肅統(tǒng)計(jì)年鑒》(2005-2009年)、《中國(guó)金融年鑒》，樣本區(qū)間為1978—2008年。本文使用的計(jì)量軟件為EViews6.0。
四、實(shí)證過(guò)程分析
（一）變量的ADF檢驗(yàn)
單位根檢驗(yàn)（即ADF檢驗(yàn)）是檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性的有效方式，一般而言所有水平形式的宏觀經(jīng)濟(jì)變量序列都是非平穩(wěn)的，因此要對(duì)其加以檢驗(yàn)。根據(jù)序列性質(zhì)的不同，可以將ADF檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛥^(qū)分為以下三種：含有截距項(xiàng)、含有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)、不含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。針對(duì)數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，進(jìn)行正確設(shè)定尤為重要。文中檢驗(yàn)?zāi)Ｐ透鶕?jù)數(shù)據(jù)圖形加以確定，采用AIC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，分別對(duì)LIG、LFD、LCI、LPGDP四個(gè)變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。
表1變量的ADF檢驗(yàn)
通過(guò)ADF檢驗(yàn)可以看出，原變量的檢驗(yàn)值均大于其相應(yīng)顯著性水平下的臨界值，說(shuō)明這些數(shù)列都是不平穩(wěn)的，而一階差分后的序列均拒絕單位根的假設(shè)，說(shuō)明這些變量皆為一階單整變量，即為I(1)過(guò)程。
�。ǘ﹨f(xié)整檢驗(yàn)
由于序列皆為一階單整序列，它們本身是不平穩(wěn)的，但它們之間可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，即存在著某種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。這種均衡關(guān)系將通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)證明。因?yàn)镴ohensen檢驗(yàn)是一種基于VAR模型上的檢驗(yàn)方法，所以在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)之前必須先建立VAR模型。
采用表1中的四個(gè)時(shí)間序列建立VAR(P)模型，模型的滯后期根據(jù)AIC和SC取值最小的原則（分別為-15.33和-11.26）加以確定，經(jīng)過(guò)反復(fù)試驗(yàn)，并根據(jù)VAR模型輸出的結(jié)果最終確定選擇的滯后階數(shù)為5。
在此基礎(chǔ)上對(duì)四個(gè)變量做協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示，表中數(shù)據(jù)說(shuō)明VAR模型中的四個(gè)變量有兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，因?yàn)楸疚闹饕紤]金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，所以選取第一個(gè)協(xié)整關(guān)系進(jìn)行分析，得到正規(guī)化的協(xié)整向量為：
β’=(1,-4.544226,-1.855160,11.896)
表2Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果
注：*分別代表在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)。
則這四個(gè)變量的協(xié)整方程為：
LIG=4.54426*LFD+1.85516*LCI-11.896*LPGDP
(0.19719)(0.18964)(0.44674)
圓括號(hào)內(nèi)的數(shù)表示近似的標(biāo)準(zhǔn)誤差，協(xié)整方程說(shuō)明了甘肅省的這四個(gè)變量在1978~2008年間具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。為驗(yàn)證這種協(xié)整關(guān)系的正確性，本文又利用基于殘差的協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示殘差平穩(wěn)，說(shuō)明各變量之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整結(jié)果表明：城鄉(xiāng)收入差距和金融發(fā)展水平、城市化水平正相關(guān)，和人均GDP負(fù)相關(guān)。即金融發(fā)展、城市化擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)縮小了收入差距。
�。ㄈ└裉m杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)
由于VAR模型是非結(jié)構(gòu)化的，且模型形式已被確定為線性形式，前面的協(xié)整檢驗(yàn)也只是說(shuō)明了變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，厘清變量間存在的確定性的相互關(guān)系需要通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)行，具體結(jié)果見(jiàn)表3。
表3Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果
檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，在5%的顯著性水平下，金融發(fā)展不是城鄉(xiāng)收入差距的Granger原因，而城鄉(xiāng)收入差距是金融發(fā)展的Granger原因；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是城鄉(xiāng)收入差距的Granger原因，但城鄉(xiāng)收入差距不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因；城市化水平和城鄉(xiāng)收入差距之間沒(méi)有相互的Granger因果關(guān)系（檢驗(yàn)值在表中從略）。
五、實(shí)證結(jié)果解析——基于金融抑制的視角
從實(shí)際數(shù)據(jù)來(lái)看，1978-2008年的三十多年里，甘肅省的年均經(jīng)濟(jì)增幅達(dá)到8.65%，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入扣除物價(jià)因素分別增長(zhǎng)了5倍以上。然而，各階層的收入差距也在逐步擴(kuò)大，圖1的趨勢(shì)反映出：自二十世紀(jì)八十年代以來(lái)，城鄉(xiāng)間的收入差距就維持在一個(gè)小幅上揚(yáng)的區(qū)間里，1999年后升幅加大。2007年城鄉(xiāng)收入比達(dá)到最大值4.18:1，高于全國(guó)同期水平的3.33:1。城鄉(xiāng)居民的絕對(duì)收入差距從1978年的307元擴(kuò)大到2008年的8245.62元。
經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶來(lái)了金融規(guī)模的擴(kuò)張，金融機(jī)構(gòu)年底貸款余額與GDP的比值由不足0.5增加到2003年的最大值1.2，一定程度上擬合了收入差距擴(kuò)大的趨勢(shì)，也和協(xié)整方程反映出的關(guān)系相符，然而這個(gè)結(jié)果卻有悖于一般理論分析上的結(jié)論。
圖1甘肅省金融規(guī)模和城鄉(xiāng)收入差距的變動(dòng)趨勢(shì)
資料來(lái)源：根據(jù)《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及相關(guān)年份《中國(guó)金融年鑒》、《甘肅統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)整理。
理論上的分析認(rèn)為：在中國(guó)現(xiàn)有的以銀行間接融資為主的融資結(jié)構(gòu)下，以銀行指標(biāo)衡量的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間應(yīng)該存在著一種強(qiáng)正相關(guān)關(guān)系，即金融發(fā)展有利于長(zhǎng)期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又是縮小收入差距的根本途徑，繼而，金融發(fā)展也應(yīng)該在一定程度上縮小收入差距。而實(shí)證結(jié)果恰好相反，原因在于甘肅省普遍存在的金融抑制現(xiàn)象。金融抑制往往表現(xiàn)為政府通過(guò)過(guò)分干預(yù)或管制的政策，人為壓低利率和外匯匯率，造成金融體系和實(shí)際經(jīng)濟(jì)二者之間相互制約，導(dǎo)致資金大多流向了重點(diǎn)發(fā)展的現(xiàn)代部門、國(guó)有大中型企業(yè)或少數(shù)特權(quán)階層，而許多小企業(yè)、小商人和農(nóng)戶則被排斥在金融市場(chǎng)之外，這種金融資源的分配加劇了金融的二元化傾向，出現(xiàn)了金融規(guī)模擴(kuò)大城鄉(xiāng)的收入差距也隨之?dāng)U大的局面。
具體來(lái)說(shuō)，金融抑制分別通過(guò)門檻約束、交易成本過(guò)高和利率管制這樣三個(gè)渠道影響了城鄉(xiāng)收入差距。
�。ㄒ唬┙鹑谝种葡碌拈T檻約束對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的傳導(dǎo)渠道分析
Greenwood和Jovanovic指出：使用金融中介服務(wù)時(shí)需要支付成本，窮人因?yàn)槌跏挤e累較少，無(wú)法達(dá)到享受金融服務(wù)的門檻，從而無(wú)法投資于高收益的項(xiàng)目；而富人則可以通過(guò)獲得金融服務(wù)實(shí)現(xiàn)高收益回報(bào)，城鄉(xiāng)收入差距因而拉大。在甘肅省，金融發(fā)展的門檻約束突出地表現(xiàn)在城市居民和農(nóng)戶之間、大型企業(yè)和涉農(nóng)小企業(yè)之間。金融機(jī)構(gòu)在提供貸款時(shí)不僅對(duì)抵押物有特殊規(guī)定，而且針對(duì)不同貸款主體還設(shè)定了不同的貸款利率。由于農(nóng)戶的抵押物有限，收入來(lái)源單一而不足，涉農(nóng)小企業(yè)在銀行系統(tǒng)中的信用評(píng)級(jí)也較低，所以他們很難從金融機(jī)構(gòu)取得貸款。而城鎮(zhèn)居民和大型企業(yè)則很容易因?yàn)槭杖雭?lái)源的廣泛而跨過(guò)享受金融服務(wù)的門檻，獲得高投資回報(bào)，城鄉(xiāng)收入差距由此拉大。
（二）金融抑制下的交易成本過(guò)高對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的傳導(dǎo)渠道分析
在信息不對(duì)稱、信貸市場(chǎng)不完善的情況下，銀行甄別貸款人的信用水平需要花費(fèi)一定的成本。農(nóng)戶和涉農(nóng)小企業(yè)由于貸款規(guī)模小、經(jīng)營(yíng)分散，無(wú)法使銀行實(shí)現(xiàn)自身的規(guī)模效益。據(jù)調(diào)查，中小企業(yè)貸款的頻率是大企業(yè)的5倍，而戶均貸款數(shù)量?jī)H僅是大企業(yè)的0.5%，銀行對(duì)中小企業(yè)貸款的信息成本和管理成本是大企業(yè)的5～8倍。在金融抑制下，這種交易成本得不到彌補(bǔ)，因而，即使涉農(nóng)小企業(yè)跨過(guò)了金融門檻，銀行也不愿將資金貸放給他們。隨著商業(yè)銀行在農(nóng)村地區(qū)的大規(guī)模退出，農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)更加單一。在甘肅省，中國(guó)農(nóng)村信用合作社已經(jīng)成為個(gè)體農(nóng)戶金融活動(dòng)的主要中介，金融機(jī)構(gòu)空間分布不均衡、金融市場(chǎng)容量小，無(wú)疑擴(kuò)大了城鄉(xiāng)間的收入差距。
�。ㄈ┙鹑谝种葡碌睦使苤茖�(duì)城鄉(xiāng)收入差距的傳導(dǎo)渠道分析
在金融抑制下，我國(guó)主要以計(jì)劃利率為主，利率市場(chǎng)化的步伐較慢，利率的浮動(dòng)權(quán)也比較有限。導(dǎo)致不同風(fēng)險(xiǎn)水平的金融資產(chǎn)卻具有相同的利率，不符合高風(fēng)險(xiǎn)高收益的投資特征。直接的后果是，金融機(jī)構(gòu)不愿以較低的利率向具有較大風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)戶貸款，這樣，金融機(jī)構(gòu)自然而然會(huì)通過(guò)嚴(yán)格的申請(qǐng)程序限制農(nóng)戶的貸款請(qǐng)求，而農(nóng)村金融市場(chǎng)又缺乏有效的投資渠道，富足的農(nóng)戶只能將資金存放到金融機(jī)構(gòu)，在金融機(jī)構(gòu)的運(yùn)作之下，這些資金絕大部分都流出了農(nóng)村，貸給了城市金融部門。從甘肅省郵政儲(chǔ)蓄的歷年情況來(lái)看，1998-2002年間存款余額的平均增長(zhǎng)率達(dá)到了23.7%（見(jiàn)表4）。只存不貸使得郵政儲(chǔ)蓄已經(jīng)成為落后地區(qū)資金的“抽水機(jī)”，農(nóng)村資金未能作用于農(nóng)村地區(qū)，民間金融機(jī)構(gòu)尚處于不被認(rèn)可的階段，金融抑制下的利率管制進(jìn)一步拉大了城鄉(xiāng)間的收入差距。
表4甘肅省郵政儲(chǔ)蓄歷年情況（單位：萬(wàn)元）
資料來(lái)源：2003年《甘肅金融年鑒》
六、相關(guān)政策建議
基于上面的分析，在金融抑制下，甘肅省形成了特殊的“二元”金融結(jié)構(gòu)，它內(nèi)生于工業(yè)和城市的發(fā)展戰(zhàn)略，對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)而言卻是外生的。金融的發(fā)展不僅沒(méi)有縮小城鄉(xiāng)收入差距，反而起到了加劇作用。因此解除金融抑制、扶持農(nóng)村金融發(fā)展是縮小甘肅省城鄉(xiāng)收入差距的有效途徑，本文提出以下政策建議。
�。ㄒ唬⿵钠平饨鹑谝种迫胧�，通過(guò)活躍農(nóng)村的商品市場(chǎng)、資本市場(chǎng)以及土地產(chǎn)權(quán)制度改革等措施來(lái)緩解農(nóng)村有效抵押物不足的問(wèn)題，創(chuàng)新抵押方式，尤其要重視培育農(nóng)村的土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，使農(nóng)戶貸款有物可押。
（二）加大農(nóng)村信貸支持力度，特別要重視小額貸款的作用。充分利用已有的金融組織（如信用合作社），降低交易成本，將吸納的農(nóng)村儲(chǔ)蓄及時(shí)有效地轉(zhuǎn)化為農(nóng)村貸款，通過(guò)擴(kuò)大小額信貸的范圍和內(nèi)涵滿足涉農(nóng)小企業(yè)和農(nóng)戶的貸款需求。
（三）建立完善、健全、合理和真正為經(jīng)濟(jì)服務(wù)的金融機(jī)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)金融經(jīng)濟(jì)的良性循環(huán)。尤其是要改革現(xiàn)有的郵政儲(chǔ)蓄結(jié)構(gòu)，賦予郵政儲(chǔ)蓄更多金融職能，改變它只存不貸的現(xiàn)狀，防止農(nóng)村資金外流。
�。ㄋ模p少低收入者的貸款約束，認(rèn)識(shí)到非正規(guī)金融的重要作用，創(chuàng)新融資方式，引導(dǎo)非正規(guī)金融正規(guī)化，切實(shí)有效地為低收入階層解決融資難的問(wèn)題。
參考文獻(xiàn)
1 Greenwood J, Jovanovic B, Financial development , growth , and the distribution of Income [J ] Journal ofPolitical Economy , 1990
2 Townsend,Robert M.and Kenichi Ueda. Financial Deepening,Inequality,and Growth:A Model-Based Quantitative Evaluation[R].IMFWorking Paper,2003
3 Paul Holden,Vassili Prokopenko,Finaneial Development and Poverty
4 Clarke,George,Linxin Colin Xu,Heng-fu Zou,Finance and Income Inequality:Test of Alternative Theories[R].World Bank Policy Research WorkingPaper No.2984,2003
5 Beck,Thorsten, Asli Demirgue一Kunt, Ross Levine.Finanee,Inequality,and Poverty:Cross-Country Evidence[R].NBER Working Paper w3338,2004
6 章奇、劉明興、陶然, Vincent,Chen.中國(guó)的金融中介增長(zhǎng)與城鄉(xiāng)收入差距[J].中國(guó)
7 姚耀軍, 金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)分析[J].財(cái)經(jīng)研究, 2005, (2):49-59
8 張立軍、湛泳, 我國(guó)金融發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入差距的關(guān)系[J]. 中國(guó)人民大學(xué)書報(bào)資料
9 楊俊,李曉羽,張宗益. 中國(guó)金融發(fā)展水平與居民收入分配的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué),2006(2):23-33
10 尹希果,陳剛,程世騎.中國(guó)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的再檢驗(yàn)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),2007(1):15-24
11 李實(shí),岳希明.中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距世界最高[J].理論參考,2005(4):50-51
12 Franklin Allen .中國(guó)金融體系的比較:現(xiàn)在和未來(lái)[J ].新金融,2003 , (8):7-8
13 易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用[M]. 北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,2005:143
14 彭建剛,李關(guān)政.我國(guó)金融發(fā)展與二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)內(nèi)在關(guān)系實(shí)證分析[J].金融研究,2006(4):90-100
論文關(guān)鍵詞：金融發(fā)展,城鄉(xiāng)收入差距,向量自回歸模型,協(xié)整檢驗(yàn),金融抑制
一、引言
改革開(kāi)放三十年來(lái)，中國(guó)在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域取得了舉世矚目的成就，也創(chuàng)造了人所共知的“中國(guó)奇跡”，然而，與此同時(shí)，中國(guó)的收入差距也在日趨擴(kuò)大。收入差距的擴(kuò)大不利于和諧社會(huì)的建設(shè)，許多學(xué)者為此研究了影響收入差距的原因，并在羅納德·麥金農(nóng)和E.S.肖論述金融和經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的基礎(chǔ)上，將金融發(fā)展納入到解釋收入差距的框架之中，從而開(kāi)創(chuàng)了一個(gè)新的視角�？上У氖茄芯恐谢趪�(guó)家宏觀層面的分析較多，微觀層面的區(qū)域研究則較少，尤其鮮有涉及西部落后地區(qū)的研究。本文即立足于這樣一個(gè)現(xiàn)實(shí)，以西部落后省份甘肅為代表，用金融規(guī)模代表甘肅省的金融發(fā)展水平，實(shí)證甘肅省金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間是否存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，以及二者之間存在著怎樣的相互影響。
二、國(guó)內(nèi)外對(duì)金融發(fā)展與收入差距的關(guān)系研究
金融發(fā)展和收入分配的研究始于20世紀(jì)90年代，Greenwood和Jovanovic(1990)開(kāi)創(chuàng)了研究金融發(fā)展和收入分配的先河。他們將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融發(fā)展和收入分配三者納入一個(gè)動(dòng)態(tài)模型（即GJ模型），證明出金融發(fā)展和收入分配之間存在著倒“U”型關(guān)系。其后的Townsend和Ueda(2003)以更統(tǒng)一的動(dòng)態(tài)模型（即TU模型）討論了金融深化對(duì)收入分配的影響及其動(dòng)態(tài)演化路徑，再次印證金融發(fā)展與收入差距之間遵循庫(kù)茲涅茨曲線。
然而另外一些學(xué)者在研究中卻得出了并非一致的結(jié)論，PaulHoldenVassiliProkopenko(2001)、Clarke，Xu和Zou(2003)、Beck，Demirguc–Kunt和Levine（2004）利用跨國(guó)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了金融發(fā)展與收入差距和貧困水平的關(guān)系，并一致認(rèn)為金融發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，縮小了貧富差距。
在這個(gè)研究領(lǐng)域中持金融發(fā)展會(huì)擴(kuò)大收入差距論點(diǎn)的主要以我國(guó)學(xué)者為代表。章奇、劉明興、陶然和Vincent，YiuPorChen（2003）發(fā)現(xiàn)金融中介的發(fā)展顯著拉大了城鄉(xiāng)收入差距，而且，金融機(jī)構(gòu)在向農(nóng)村和農(nóng)業(yè)配置資金方面缺乏效率。姚耀軍（2005）的結(jié)論是金融發(fā)展規(guī)模擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，而金融發(fā)展效率縮小了城鄉(xiāng)收入差距。張立軍和湛泳(2005，2006)、楊俊，李曉羽，張宗益(2006)從實(shí)證角度也得出了類似的結(jié)論，但他們的研究中沒(méi)有證實(shí)金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。尹希果等從區(qū)域的角度出發(fā)運(yùn)用面板單位根和VAR模型分析認(rèn)為東西部的金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距沒(méi)有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但短期看來(lái)，西部金融發(fā)展顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。
三、指標(biāo)體系的構(gòu)建、實(shí)證方法及數(shù)據(jù)說(shuō)明
�。ㄒ唬┲笜�(biāo)體系的構(gòu)建及數(shù)據(jù)處理方法
1.城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)（IG）=城鎮(zhèn)居民實(shí)際可支配收入/農(nóng)村居民實(shí)際人均純收入
城鄉(xiāng)差距是中國(guó)收入差距最主要的來(lái)源，在全國(guó)個(gè)人收入差距中的貢獻(xiàn)率超過(guò)40%。因此，本文采用該指標(biāo)來(lái)測(cè)度收入差距。并以1978年為基期對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行消脹處理，得到城鎮(zhèn)居民實(shí)際可支配收入和農(nóng)村居民實(shí)際人均純收入，二者之比即為城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)。
2.金融發(fā)展指標(biāo)（FD）=金融機(jī)構(gòu)年底貸款余額/地區(qū)GDP
本文用反映金融規(guī)模的指標(biāo)來(lái)衡量金融發(fā)展程度，由于中國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)展極不完善，且存在一個(gè)明顯的銀行導(dǎo)向型金融結(jié)構(gòu)，所以用銀行貸款占GDP的比重來(lái)衡量金融發(fā)展水平更切合實(shí)際。為了減輕通貨膨脹帶來(lái)的失真，文中用官方公布的甘肅省各年零售價(jià)格指數(shù)（以1978年為基年）對(duì)GDP加以調(diào)整。而對(duì)貸款余額這一存量指標(biāo)，則按照King和Levine的方法，用上年和本年名義值的平均值來(lái)表示剔除了價(jià)格影響后的實(shí)際值。
3.城市化指標(biāo)（CI）=城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝?br> Granger指出，如果在信息集中遺漏重要變量很可能導(dǎo)致虛假性的因果關(guān)系推斷。如能應(yīng)適當(dāng)擴(kuò)展信息集合，把重要的變量引入信息集，將能夠有助于消除原來(lái)的虛擬因果關(guān)系。因此，為了避免因遺漏重要信息而推斷出虛假因果關(guān)系的可能，本文加入了城市化指標(biāo)作為控制變量。需要特別說(shuō)明的是，我國(guó)的城鎮(zhèn)人口統(tǒng)計(jì)是建立在城鎮(zhèn)戶籍制度基礎(chǔ)上的，由于城鎮(zhèn)居民有一部分并沒(méi)有城鎮(zhèn)戶籍，所以用城鎮(zhèn)人口加以計(jì)算的城市化率會(huì)低于實(shí)際的城市化水平。
4.人均GDP指標(biāo)（PGDP）=地區(qū)GDP/地區(qū)人口總數(shù)
文中引入的另一個(gè)控制變量是人均GDP指標(biāo)，用以控制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。并對(duì)相應(yīng)年份數(shù)據(jù)加以處理以消除通貨膨脹帶來(lái)的失真。
為減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)性，本文對(duì)所有變量均進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，消除了數(shù)據(jù)間存在的異方差性。
(二)實(shí)證分析方法
單方程模型得出的結(jié)論對(duì)模型選擇和函數(shù)形式非常敏感，相比較而言，向量自回歸（VAR）模型可能具有更高的可靠性。本文即采用向量自回歸模型，對(duì)甘肅省金融規(guī)模和城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系做相關(guān)實(shí)證檢驗(yàn)。為避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，首先利用ADF單位根檢驗(yàn)法，確定變量是否平穩(wěn)，對(duì)于非平穩(wěn)的變量通過(guò)差分處理使之平穩(wěn)，若變量為同階單整，則對(duì)其進(jìn)行基于VAR系統(tǒng)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，以確定金融規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距之間的長(zhǎng)期關(guān)系。 然而相關(guān)未必因果，最后再利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)金融規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)中選用的滯后時(shí)間長(zhǎng)度將直接影響實(shí)際分析中檢驗(yàn)的功效，甚至導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)果，因此，最優(yōu)滯后階數(shù)的選取將按照AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則予以確定。
�。ㄈ⿺�(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明
本文所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《甘肅統(tǒng)計(jì)年鑒》(2005-2009年)、《中國(guó)金融年鑒》，樣本區(qū)間為1978—2008年。本文使用的計(jì)量軟件為EViews6.0。
四、實(shí)證過(guò)程分析
（一）變量的ADF檢驗(yàn)
單位根檢驗(yàn)（即ADF檢驗(yàn)）是檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性的有效方式，一般而言所有水平形式的宏觀經(jīng)濟(jì)變量序列都是非平穩(wěn)的，因此要對(duì)其加以檢驗(yàn)。根據(jù)序列性質(zhì)的不同，可以將ADF檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛥^(qū)分為以下三種：含有截距項(xiàng)、含有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)、不含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。針對(duì)數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，進(jìn)行正確設(shè)定尤為重要。文中檢驗(yàn)?zāi)Ｐ透鶕?jù)數(shù)據(jù)圖形加以確定，采用AIC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，分別對(duì)LIG、LFD、LCI、LPGDP四個(gè)變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。
表1變量的ADF檢驗(yàn)
|
變量 |
檢驗(yàn)類型 |
檢驗(yàn)值（ADF值） |
臨界值 |
滯后階數(shù) |
|
LIG |
含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng) |
-2.075088 |
-3.580623 (5%) |
2 |
|
LIG(-1) |
不含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng) |
-3.477160 |
-2.660720 (1%) |
4 |
|
LFD |
含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng) |
2.473551 |
-3.603202 (5%) |
5 |
|
LFD(-1) |
含截距項(xiàng)不含趨勢(shì)項(xiàng) |
-4.328570 |
-3.679322 (1%) |
0 |
|
LCI |
含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng) |
-1.882534 |
-3.568379 (5%) |
0 |
|
LCI(-1) |
含截距項(xiàng)不含趨勢(shì)項(xiàng) |
-4.713170 |
-3.679322 (1%) |
0 |
|
LPGDP |
含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng) |
0.041946 |
-3.568379(5%) |
0 |
|
LPGDP(-1) |
含截距項(xiàng)不含趨勢(shì)項(xiàng) |
-3.174931 |
-2.967767(5%) |
0 |
通過(guò)ADF檢驗(yàn)可以看出，原變量的檢驗(yàn)值均大于其相應(yīng)顯著性水平下的臨界值，說(shuō)明這些數(shù)列都是不平穩(wěn)的，而一階差分后的序列均拒絕單位根的假設(shè)，說(shuō)明這些變量皆為一階單整變量，即為I(1)過(guò)程。
�。ǘ﹨f(xié)整檢驗(yàn)
由于序列皆為一階單整序列，它們本身是不平穩(wěn)的，但它們之間可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，即存在著某種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。這種均衡關(guān)系將通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)證明。因?yàn)镴ohensen檢驗(yàn)是一種基于VAR模型上的檢驗(yàn)方法，所以在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)之前必須先建立VAR模型。
采用表1中的四個(gè)時(shí)間序列建立VAR(P)模型，模型的滯后期根據(jù)AIC和SC取值最小的原則（分別為-15.33和-11.26）加以確定，經(jīng)過(guò)反復(fù)試驗(yàn)，并根據(jù)VAR模型輸出的結(jié)果最終確定選擇的滯后階數(shù)為5。
在此基礎(chǔ)上對(duì)四個(gè)變量做協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示，表中數(shù)據(jù)說(shuō)明VAR模型中的四個(gè)變量有兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，因?yàn)楸疚闹饕紤]金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，所以選取第一個(gè)協(xié)整關(guān)系進(jìn)行分析，得到正規(guī)化的協(xié)整向量為：
β’=(1,-4.544226,-1.855160,11.896)
表2Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果
|
零假設(shè)：協(xié)整向量的數(shù)目 |
特征值 |
跡統(tǒng)計(jì)量 |
5%顯著性水平的臨界值 |
顯著性 |
|
0 * |
0.990425 |
197.8568 |
47.85613 |
0.0000 |
|
至多1個(gè)* |
0.91407 |
76.99428 |
29.79707 |
0.0000 |
|
至多2個(gè) |
0.337496 |
13.18453 |
15.49471 |
0.1082 |
|
至多3個(gè) |
0.090962 |
2.479581 |
3.841466 |
0.1153 |
則這四個(gè)變量的協(xié)整方程為：
LIG=4.54426*LFD+1.85516*LCI-11.896*LPGDP
(0.19719)(0.18964)(0.44674)
圓括號(hào)內(nèi)的數(shù)表示近似的標(biāo)準(zhǔn)誤差，協(xié)整方程說(shuō)明了甘肅省的這四個(gè)變量在1978~2008年間具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。為驗(yàn)證這種協(xié)整關(guān)系的正確性，本文又利用基于殘差的協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示殘差平穩(wěn)，說(shuō)明各變量之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整結(jié)果表明：城鄉(xiāng)收入差距和金融發(fā)展水平、城市化水平正相關(guān)，和人均GDP負(fù)相關(guān)。即金融發(fā)展、城市化擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)縮小了收入差距。
�。ㄈ└裉m杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)
由于VAR模型是非結(jié)構(gòu)化的，且模型形式已被確定為線性形式，前面的協(xié)整檢驗(yàn)也只是說(shuō)明了變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，厘清變量間存在的確定性的相互關(guān)系需要通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)行，具體結(jié)果見(jiàn)表3。
表3Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果
|
原假設(shè) |
樣本數(shù) |
F-統(tǒng)計(jì)量 |
相伴概率 |
|
LFD不是LIG的Granger原因 |
26 |
1.95952 |
0.14368 |
|
LIG不是LFD的Granger原因 |
6.12144 |
0.00278 |
|
|
LPGDP不是LIG的Granger原因 |
26 |
8.16375 |
0.00068 |
|
LIG不是LPGDP的Granger原因 |
1.80907 |
0.17155 |
五、實(shí)證結(jié)果解析——基于金融抑制的視角
從實(shí)際數(shù)據(jù)來(lái)看，1978-2008年的三十多年里，甘肅省的年均經(jīng)濟(jì)增幅達(dá)到8.65%，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入扣除物價(jià)因素分別增長(zhǎng)了5倍以上。然而，各階層的收入差距也在逐步擴(kuò)大，圖1的趨勢(shì)反映出：自二十世紀(jì)八十年代以來(lái)，城鄉(xiāng)間的收入差距就維持在一個(gè)小幅上揚(yáng)的區(qū)間里，1999年后升幅加大。2007年城鄉(xiāng)收入比達(dá)到最大值4.18:1，高于全國(guó)同期水平的3.33:1。城鄉(xiāng)居民的絕對(duì)收入差距從1978年的307元擴(kuò)大到2008年的8245.62元。
經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶來(lái)了金融規(guī)模的擴(kuò)張，金融機(jī)構(gòu)年底貸款余額與GDP的比值由不足0.5增加到2003年的最大值1.2，一定程度上擬合了收入差距擴(kuò)大的趨勢(shì)，也和協(xié)整方程反映出的關(guān)系相符，然而這個(gè)結(jié)果卻有悖于一般理論分析上的結(jié)論。
圖1甘肅省金融規(guī)模和城鄉(xiāng)收入差距的變動(dòng)趨勢(shì)
資料來(lái)源：根據(jù)《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及相關(guān)年份《中國(guó)金融年鑒》、《甘肅統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)整理。
理論上的分析認(rèn)為：在中國(guó)現(xiàn)有的以銀行間接融資為主的融資結(jié)構(gòu)下，以銀行指標(biāo)衡量的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間應(yīng)該存在著一種強(qiáng)正相關(guān)關(guān)系，即金融發(fā)展有利于長(zhǎng)期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又是縮小收入差距的根本途徑，繼而，金融發(fā)展也應(yīng)該在一定程度上縮小收入差距。而實(shí)證結(jié)果恰好相反，原因在于甘肅省普遍存在的金融抑制現(xiàn)象。金融抑制往往表現(xiàn)為政府通過(guò)過(guò)分干預(yù)或管制的政策，人為壓低利率和外匯匯率，造成金融體系和實(shí)際經(jīng)濟(jì)二者之間相互制約，導(dǎo)致資金大多流向了重點(diǎn)發(fā)展的現(xiàn)代部門、國(guó)有大中型企業(yè)或少數(shù)特權(quán)階層，而許多小企業(yè)、小商人和農(nóng)戶則被排斥在金融市場(chǎng)之外，這種金融資源的分配加劇了金融的二元化傾向，出現(xiàn)了金融規(guī)模擴(kuò)大城鄉(xiāng)的收入差距也隨之?dāng)U大的局面。
具體來(lái)說(shuō)，金融抑制分別通過(guò)門檻約束、交易成本過(guò)高和利率管制這樣三個(gè)渠道影響了城鄉(xiāng)收入差距。
�。ㄒ唬┙鹑谝种葡碌拈T檻約束對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的傳導(dǎo)渠道分析
Greenwood和Jovanovic指出：使用金融中介服務(wù)時(shí)需要支付成本，窮人因?yàn)槌跏挤e累較少，無(wú)法達(dá)到享受金融服務(wù)的門檻，從而無(wú)法投資于高收益的項(xiàng)目；而富人則可以通過(guò)獲得金融服務(wù)實(shí)現(xiàn)高收益回報(bào)，城鄉(xiāng)收入差距因而拉大。在甘肅省，金融發(fā)展的門檻約束突出地表現(xiàn)在城市居民和農(nóng)戶之間、大型企業(yè)和涉農(nóng)小企業(yè)之間。金融機(jī)構(gòu)在提供貸款時(shí)不僅對(duì)抵押物有特殊規(guī)定，而且針對(duì)不同貸款主體還設(shè)定了不同的貸款利率。由于農(nóng)戶的抵押物有限，收入來(lái)源單一而不足，涉農(nóng)小企業(yè)在銀行系統(tǒng)中的信用評(píng)級(jí)也較低，所以他們很難從金融機(jī)構(gòu)取得貸款。而城鎮(zhèn)居民和大型企業(yè)則很容易因?yàn)槭杖雭?lái)源的廣泛而跨過(guò)享受金融服務(wù)的門檻，獲得高投資回報(bào)，城鄉(xiāng)收入差距由此拉大。
（二）金融抑制下的交易成本過(guò)高對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的傳導(dǎo)渠道分析
在信息不對(duì)稱、信貸市場(chǎng)不完善的情況下，銀行甄別貸款人的信用水平需要花費(fèi)一定的成本。農(nóng)戶和涉農(nóng)小企業(yè)由于貸款規(guī)模小、經(jīng)營(yíng)分散，無(wú)法使銀行實(shí)現(xiàn)自身的規(guī)模效益。據(jù)調(diào)查，中小企業(yè)貸款的頻率是大企業(yè)的5倍，而戶均貸款數(shù)量?jī)H僅是大企業(yè)的0.5%，銀行對(duì)中小企業(yè)貸款的信息成本和管理成本是大企業(yè)的5～8倍。在金融抑制下，這種交易成本得不到彌補(bǔ)，因而，即使涉農(nóng)小企業(yè)跨過(guò)了金融門檻，銀行也不愿將資金貸放給他們。隨著商業(yè)銀行在農(nóng)村地區(qū)的大規(guī)模退出，農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)更加單一。在甘肅省，中國(guó)農(nóng)村信用合作社已經(jīng)成為個(gè)體農(nóng)戶金融活動(dòng)的主要中介，金融機(jī)構(gòu)空間分布不均衡、金融市場(chǎng)容量小，無(wú)疑擴(kuò)大了城鄉(xiāng)間的收入差距。
�。ㄈ┙鹑谝种葡碌睦使苤茖�(duì)城鄉(xiāng)收入差距的傳導(dǎo)渠道分析
在金融抑制下，我國(guó)主要以計(jì)劃利率為主，利率市場(chǎng)化的步伐較慢，利率的浮動(dòng)權(quán)也比較有限。導(dǎo)致不同風(fēng)險(xiǎn)水平的金融資產(chǎn)卻具有相同的利率，不符合高風(fēng)險(xiǎn)高收益的投資特征。直接的后果是，金融機(jī)構(gòu)不愿以較低的利率向具有較大風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)戶貸款，這樣，金融機(jī)構(gòu)自然而然會(huì)通過(guò)嚴(yán)格的申請(qǐng)程序限制農(nóng)戶的貸款請(qǐng)求，而農(nóng)村金融市場(chǎng)又缺乏有效的投資渠道，富足的農(nóng)戶只能將資金存放到金融機(jī)構(gòu)，在金融機(jī)構(gòu)的運(yùn)作之下，這些資金絕大部分都流出了農(nóng)村，貸給了城市金融部門。從甘肅省郵政儲(chǔ)蓄的歷年情況來(lái)看，1998-2002年間存款余額的平均增長(zhǎng)率達(dá)到了23.7%（見(jiàn)表4）。只存不貸使得郵政儲(chǔ)蓄已經(jīng)成為落后地區(qū)資金的“抽水機(jī)”，農(nóng)村資金未能作用于農(nóng)村地區(qū)，民間金融機(jī)構(gòu)尚處于不被認(rèn)可的階段，金融抑制下的利率管制進(jìn)一步拉大了城鄉(xiāng)間的收入差距。
表4甘肅省郵政儲(chǔ)蓄歷年情況（單位：萬(wàn)元）
|
年份 |
存款余額 |
占當(dāng)年比率 |
增長(zhǎng)率（和上年相比） |
|
1998 |
373450 |
5.72 |
31.6 |
|
1999 |
454511 |
6.08 |
21.71 |
|
2000 |
561630 |
6.86 |
23.57 |
|
2001 |
741187 |
8.05 |
31.94 |
|
2002 |
875810 |
8.43 |
18.16 |
六、相關(guān)政策建議
基于上面的分析，在金融抑制下，甘肅省形成了特殊的“二元”金融結(jié)構(gòu)，它內(nèi)生于工業(yè)和城市的發(fā)展戰(zhàn)略，對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)而言卻是外生的。金融的發(fā)展不僅沒(méi)有縮小城鄉(xiāng)收入差距，反而起到了加劇作用。因此解除金融抑制、扶持農(nóng)村金融發(fā)展是縮小甘肅省城鄉(xiāng)收入差距的有效途徑，本文提出以下政策建議。
�。ㄒ唬⿵钠平饨鹑谝种迫胧�，通過(guò)活躍農(nóng)村的商品市場(chǎng)、資本市場(chǎng)以及土地產(chǎn)權(quán)制度改革等措施來(lái)緩解農(nóng)村有效抵押物不足的問(wèn)題，創(chuàng)新抵押方式，尤其要重視培育農(nóng)村的土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，使農(nóng)戶貸款有物可押。
（二）加大農(nóng)村信貸支持力度，特別要重視小額貸款的作用。充分利用已有的金融組織（如信用合作社），降低交易成本，將吸納的農(nóng)村儲(chǔ)蓄及時(shí)有效地轉(zhuǎn)化為農(nóng)村貸款，通過(guò)擴(kuò)大小額信貸的范圍和內(nèi)涵滿足涉農(nóng)小企業(yè)和農(nóng)戶的貸款需求。
（三）建立完善、健全、合理和真正為經(jīng)濟(jì)服務(wù)的金融機(jī)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)金融經(jīng)濟(jì)的良性循環(huán)。尤其是要改革現(xiàn)有的郵政儲(chǔ)蓄結(jié)構(gòu)，賦予郵政儲(chǔ)蓄更多金融職能，改變它只存不貸的現(xiàn)狀，防止農(nóng)村資金外流。
�。ㄋ模p少低收入者的貸款約束，認(rèn)識(shí)到非正規(guī)金融的重要作用，創(chuàng)新融資方式，引導(dǎo)非正規(guī)金融正規(guī)化，切實(shí)有效地為低收入階層解決融資難的問(wèn)題。
參考文獻(xiàn)
1 Greenwood J, Jovanovic B, Financial development , growth , and the distribution of Income [J ] Journal ofPolitical Economy , 1990
2 Townsend,Robert M.and Kenichi Ueda. Financial Deepening,Inequality,and Growth:A Model-Based Quantitative Evaluation[R].IMFWorking Paper,2003
3 Paul Holden,Vassili Prokopenko,Finaneial Development and Poverty
4 Clarke,George,Linxin Colin Xu,Heng-fu Zou,Finance and Income Inequality:Test of Alternative Theories[R].World Bank Policy Research WorkingPaper No.2984,2003
5 Beck,Thorsten, Asli Demirgue一Kunt, Ross Levine.Finanee,Inequality,and Poverty:Cross-Country Evidence[R].NBER Working Paper w3338,2004
6 章奇、劉明興、陶然, Vincent,Chen.中國(guó)的金融中介增長(zhǎng)與城鄉(xiāng)收入差距[J].中國(guó)
7 姚耀軍, 金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)分析[J].財(cái)經(jīng)研究, 2005, (2):49-59
8 張立軍、湛泳, 我國(guó)金融發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入差距的關(guān)系[J]. 中國(guó)人民大學(xué)書報(bào)資料
9 楊俊,李曉羽,張宗益. 中國(guó)金融發(fā)展水平與居民收入分配的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué),2006(2):23-33
10 尹希果,陳剛,程世騎.中國(guó)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的再檢驗(yàn)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),2007(1):15-24
11 李實(shí),岳希明.中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距世界最高[J].理論參考,2005(4):50-51
12 Franklin Allen .中國(guó)金融體系的比較:現(xiàn)在和未來(lái)[J ].新金融,2003 , (8):7-8
13 易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用[M]. 北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,2005:143
14 彭建剛,李關(guān)政.我國(guó)金融發(fā)展與二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)內(nèi)在關(guān)系實(shí)證分析[J].金融研究,2006(4):90-100
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