基于Panel-VAR模型的金融发展和城乡收入差距研究

王伟涛，董雅洁

1.兰州商学院金融学院，甘肃兰州，730020；2.兰州商学院国际经济与贸易学院，甘肃兰州，730020

金融发展过程中出现的收入差距问题已经成为当前社会关注的焦点，作为经济社会发展的重要部分，金融发展和收入差距间究竟存在着什么样的关系？改革开放以来，我国经济社会发展取得了举世瞩目的成就，为世界经济发展做出了重要的贡献。经济增长的同时，我国金融业发展也取得了较大的进展，经济金融化程度逐渐加深，国内金融业逐步和国际接轨。但随着我国经济、金融的发展，国民整体收入差距却不断拉大，经济失衡现象越来越严重，地区和城乡收入的差距较大，不利于社会稳定和经济的可持续发展。长期以来，这些问题引起了理论界和政府部门的广泛关注。当前,我国金融体制改革逐渐深入，能否全面和深入地把握金融发展收入和分配差距之间的关系，将直接关系到新时期改革的成败以及经济社会的和谐可持续发展，因此，研究金融发展和收入差距的动态关系具有重要的意义。

1 文献回顾

金融发展和收入差距问题一直是国内外学者研究和关注的重点问题，研究的成果也较多。本文对近年来的一些主要文献进行概要性回顾。Jeremy和Boyan研究了金融发展和收入差距的关系，发现两者存在“倒U”型库兹尼茨曲线关系[1]。他们对这种“倒U”型关系的解释是：在金融发展初期，由于金融发展水平较低，收入分配不平等现象比较严重；而到了金融发展逐渐完善的时期，收入分配状况不断合理化，差距就逐渐缩小。Clarke、Xu和Zou采集91个国家1960～1995年的数据，对金融中介发展和收入分配状况进行了实证研究，得出金融发展水平的提高会使一个国家的收入分配状况趋向合理化的结论[2]。Beck、Kunt和Levine对99个国家1960～1999年的数据进行研究，发现金融支持和投资对解决贫困是有益处的，金融发展有利于减少贫困，缩小穷富之间的收入差距[3]。

我国学者也对金融发展和城乡收入差距的问题进行了切实的研究。张立军用广义货币和国内生产总值的比值，即金融相关率衡量金融发展水平，来研究金融发展和城乡收入差距的关系，得出中国金融发展很大程度上造成了收入差距增大[4]。乔海曙和陈力根据中国城乡二元经济结构的特征，选用非参数相关检验等方法进行实证研究，得出我国金融发展与收入分配间呈现“倒U”形的库兹尼茨曲线关系[5]。杨俊、李晓羽和张宗业从国家、城镇以及农村角度研究了金融发展与收入分配的关系，得出金融发展会扩大收入差距的结论[6]。李勇辉、蒋序全对国内1952～2005年的数据进行研究，发现我国的金融深化和居民收入分配状况之间呈现“倒U”关系[7]。陈志刚、师文明根据1990～2004年我国各省、市、区数据，研究了各个不同地区金融发展以及人力资本、收入分配状况的关系，得出我国金融发展能完善收入分配格局的结论[8]。

综上所述，国内外不同的学者对金融发展和收入分配的研究既有成果，又有困惑，由于研究方法、时间等因素的影响，对金融发展和收入差距关系的研究结论差异性较大。本文采用Panel-VAR模型，基于全国范围的省际数据，通过动态面板模型来进一步研究金融发展和收入差距问题，以期得到更加准确的研究结论。

2 数据、变量与模型

2.1 变量选取和数据来源

为了有效考察金融发展与城乡收入差距之间的关系，选取各地金融发展水平(fd)、城乡收入差距(lcv)指标来衡量。同时，将人均国内生产总值(pgdp)作为控制变量引入模型，以期得出更加全面、准确的研究结果。本文利用1991～2011年全国省级行政单位的数据进行实证研究，西藏由于有较多年份缺少数据而没有考虑，重庆市由于1997年单独设立直辖市，1990～1997年数据缺失，为了考虑省际数据的一致性，仍将重庆市并入四川省计算，最终样本中包含横截面单元共29个，未包含港、澳、台地区。各变量数据来源于中经网数据库、中宏数据库、国研网数据库、国家统计局网站、中国金融年鉴、中国工业经济统计年鉴、中国人口统计年鉴、各省统计年鉴、各省统计局网站等。

(1)金融发展水平指标。国内的实证研究，在衡量省际单位的金融发展水平时，通常采用金融机构贷款/GDP，然而，由于贷款配给的行政色彩较重，这个指标并不能反映出实际的省际金融发展水平。本文借鉴张军、金煜的方法，通过面板模型一阶残差自相关回归的方法，对我国省际非国有部门信贷比率指标进行估计[9]。以假定各地分配给国有企业的贷款与各地区国有企业产值成正比来估算国有企业贷款的数量，估计过程如下：

loanit=α+βsoeit+ηi+γit

①

fdit=loanit-βsoeit

②

表1 省际非国有部门信贷比率的面板回归(1991～2011，AR1/固定效应)

注：*P<0.1，**P<0.05，***P<0.01表示显著性水平。

①式中，loan表示银行信贷总额与GDP之比，soe表示国有工业企业产值占工业总产值的份额，βsoeit表示银行信贷总额分配到国有部门的比例，剩余部分为分配到非国有部门的贷款占总产出的比例。

可知，在1991～2011年国有部门贷款比例的相关系数β为0.142 9时，非国有部门的信贷从全部银行信贷中减去回归模型中由国有企业产出比重解释的部分可得。根据②式最终估算出各地区非国有部门信贷比率，用来衡量省际金融发展水平，用fd表示。

(2)经济增长指标。已有的实证研究中，大多采用国内生产总值或者人均国内生产总值来衡量经济增长。但前者忽略了人口因素，不能反映出真实的经济水平和均衡程度，后者则能最直接地反映出人口对经济发展的影响，能较为合理地反映出真实的经济增长和发展水平。本文选取人均国内生产总值来衡量经济的增长，用pgdp表示。

(3)城乡收入差距指标。衡量城乡居民收入差距的指标和方法较多，如城乡居民人均收入比率、基尼系数、泰尔指数等。考虑到面板数据的可得性，本文采用省际城市居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入的比率来衡量城乡居民收入差距，用lcv表示。

2.2 Panel-VAR模型构建

通过Panel-VAR模型对动态面板数据协定进行分析。根据研究过程选取指标，参照Panel-VAR模型的基本原理，构建如下的Panel-VAR模型:

yit=αit+Φ1yit-1+Φ2yit-2+fi+uit

其中yit=(fdit,pgdpit,lcvit)是基于面板可观测随机变量的3×1阶向量，Φ1、Φ2表示一阶和二阶滞后的系数矩阵，fi表示不可观测的个体效应向量，uit为模型误差项。

3 实证检验

3.1 面板数据的单位根检验和协整检验

为避免数据分析过程中出现伪回归问题，首先对面板数据进行单位根检验，以消除异方差。为保障检验结果的准确性，本文采用面板数据单位根检验的4种常用形式，对fd、pgdp和lcv三个变量进行检验，以使检验结果更加可靠。面板数据的单位根检验结果如表2所示。

表2 面板单位根检验

由表2可以看出，fd、pgdp、lcv三个变量的二阶差分在1%的显著水平下均能够拒绝存在单位根的原假设，满足二阶差分平稳，具有同阶单整性，可以进行面板协整检验。

面板数据的协整检验采用Pedroni检验和Kao检验两种方法。从表3的结果看，Pedroni各统计量基本上在10%的显著水平，可以拒绝不存在协整关系的原假设，Kao检验的t值在5%水平下显著。两种检验方法均表明变量之间存在着长期协整关系。

表3 Kao检验和Pedroni检验结果

3.2 Panel-VAR分析

本文使用Stata 11软件，运用Inessa love设计的程序来实现Panel-VAR 模型的完整估计。Panel-VAR主要包括三个部分：第一是面板GMM估计，用来说明变量之间的回归关系；第二是误差项的方差分解，用来说明误差项的影响因素大小；第三是脉冲响应分析，可以通过动态的冲击反映图观察各变量对冲击的反映情况。

3.2.1 面板GMM估计

为避免GMM估计过程出现偏误，首先对样本数据的固定效应进行处理，但通常的均值差分方法可能会造成统计结果出现较大误差。因此，本文在广义矩估计之前，采用Helmert过程，运用前向均值差分的方法来消除模型的固定效应，进而提供一种转换变量和滞后回归系数的正交变换，减少估计误差。然后利用广义矩估计法(GMM)对面板模型的参数进行估计。模型一阶滞后的GMM估计结果如表4所示。

表4 模型GMM估计结果

注：括号内为p值，*p<0.1, **p<0.05,***p<0.01。

3.2.2 面板误差项方差分解

通过方差分解，可以进一步了解变量之间贡献的相对重要性，面板误差项方差分解结果如表5所示。从表5中可以得到：fd误差项分解在第5期pgdp、lcv对fd误差项的解释力分别为9.2%、0.6%；在第10期解释力分别为10.5%、1.2%；到第15期解释力13.4%、1.4%。lcv误差项分解，在第5期fd、pgdp对fd误差项的解释力分别为7%、1.1%；第10期解释力分别为16.4%、0.9%；在第15期，其解释力分别为 20.8%、0.8%。

3.2.3 脉冲响应冲击分析

Panel-VAR 模型估计系数只能够反映变量之间的局部关系，解释力有限，因此，需要进一步采用面板模型的脉冲响应分析方法研究内生变量受到正交化冲击后，对其他变量的动态影响路径。面板向量自回归模型的脉冲响应函数描述了模型中某一变量的正交化信息对系统中每一个变量的动态影响。本文给出95%的置信水平下经过200次蒙特卡洛模拟的脉冲响应函数，如图1所示。位于图中间的线条表示IRF点估计值序列，在点估计序列两侧的两条线分别表示95%的置信区间带。

由图1中左图可知，当本期给金融发展水平的一个标准的正交化冲击后，城乡收入差距的长期波动在同期没有变化，随后表现出正向的响应，逐渐上升至平稳，其滞后6期的冲击响应显著为正。这说明金融发展水平的提高对城乡收入差距的波动具有正向的影响，原因在于目前我国金融发展很大程度上是城市金融的发展，农村金融水平较低，金融更多地支持了城市发展，使得城乡收入差距不断扩大。由图1中右图可知，面对城乡收入差距的一个正交化冲击，金融发展水平长期波动，在同期没有变化，随后逐渐表示出正向的冲击响应，且冲击效应较为稳定，滞后6期内均为正向影响。说明城乡收入差距的扩大在滞后6期内，有利于提高金融发展水平。原因可能在于，我国整体金融发展水平和效率较低，收入差距的扩大，使得城市地区的金融得到优先发展，从而带动整个金融市场发展水平的提高。但从理论和现实国情考虑，由于我国农村人口较多，城乡收入差距的长期扩大，必然不利于整个金融市场发展，阻碍金融发展水平的提高。

图1 面板脉冲响应函数图

4 结论及政策启示

4.1 结论

通过省际面板数据的Panel-VAR模型实证研究，可以得出以下结论：金融发展水平的提高，扩大了我国的城乡收入差距。原因在于，目前我国的金融发展起步较晚，城市金融发展占据主导地位，农村金融发展滞后。金融发展水平的提高，很大程度上可以理解为城市金融发展水平的提高，城市地区居民享受到金融发展的益处远高于农村地区，才使得金融发展扩大了城乡收入差距；城乡收入差距扩大，使得金融发展水平不断提高。原因在于金融资源的配置结构欠佳，由于优先发展城市，使得城市地区收入水平较高，刺激金融需求，在原先整个金融市场效率较低的情况下，带动了金融发展水平的提高。这与我国处于工业化中前期阶段采取的“先城市，后农村”发展政策是相关的。

4.2 政策建议

(1)提高金融发展水平，注重金融发展的质量。把反贫困作为发展金融的一个重要任务，金融部门要积极支持国家收入分配制度改革，减少收入差距的政策。只有当农村地区人民享受到金融发展的相对益处大于城市地区时，才能真正地扭转金融扩大收入差距的局面。

(2)提高农村金融发展水平，改善城乡金融资源配置失调状况。扩大农村金融机构规模，建立多元化农村金融体系，提高农村金融效率，使金融能更好地为农民和农村经济服务。推动农村经济在金融的支持下健康良性发展，缩小收入差距，促进城乡经济和金融协调发展。

(3)科学合理地推动城乡二元制结构转变，推进城镇化发展进程。在城市发展的同时，积极实现工业反哺农业，实现城乡在空间上的整合发展。金融部门要积极支持乡镇企业发展，解决农村劳动力转移问题，缩小城乡收入差距。同时，加大对落后地区教育事业的金融支持，提高人力资本水平，减少城乡收入差距。

参考文献：

[1]Greenwood Jeremy，Boyan Jovanovic.Financial Development,Growth,and the Distribution of Income[J].Journal of Political Economy,1990(5):1076-1107

[2]Clark,Xu,Zou,et al.Finance and Income Inequality:Test of alternative Theories[R].World Bank Policy Research Working Paper，2002：2984

[3]Beck,Asli Demirguc-Kunt and Ross Levine.Finance,Inequality and Poverty:Cross-Country Evidence[R].World Bank Policy Research Working Paper,2004：3338

[4]张立军.金融发展与收入分配关系研究综述[J].经济学动态,2005(3):101-104

[5]乔海曙,陈力.金融发展与城乡收入差距“倒U型”关系再检验[J].中国农村经济,2009(7):68-85

[6]杨俊,李晓别,张宗业.中国金融发展水平与居民收入分配的实证分析[J].经济科学,2006(2):23-33

[7]李勇辉,蒋序全.中国居民收入差距的演变：基于金融深化视角的实证研究[J].华北电力大学学报：社会科学版,2008(6):32-38

[8]陈志刚,师文明.金融发展、人力资本和城乡收入差距[J].中南民族大学学报,2008(3):144-149

[9]张军,金煜.我国的金融深入与生产率关系的再检验1987～2001[J].经济研究,2005(11):34-44