农村金融发展对城乡收入差距影响的实证研究——基于ARDL-ECM模型

陈 敏，王 亭，刘 磊

(哈尔滨商业大学 金融学院，哈尔滨 150028)

金融理论与实务

农村金融发展对城乡收入差距影响的实证研究
——基于ARDL-ECM模型

陈 敏，王 亭，刘 磊

(哈尔滨商业大学 金融学院，哈尔滨 150028)

基于中国1978—2015年的年度数据，采用协整检验和自回归分布滞后模型(ARDL)方法，对我国农村金融发展与城乡收入差距之间的关系进行实证分析。研究发现，在控制其他变量的前提下，中国农村金融发展水平与城乡收入差距之间存在均衡关系，但“倒U型”假说在我国农村金融发展过程中并未得到验证，农村金融发展水平的提高显著扩大了城乡收入差距。为此，我国政府应重点关注惠农资金流向问题，进一步完善农村金融体系。

农村金融发展；城乡收入差距；ARDL模型；倒U型关系

一、引言

我国自改革开放以来，国民经济发展蒸蒸日上，人们生活得到极大改善。但统计数据显示，1978年至2015年间我国城乡居民人均名义收入比从2.56增长至2.73，其中2002—2013年一直在三倍以上。农民收入增长缓慢，城乡收入差距持续扩大的趋势已成为我国农村改革和发展面临的一大社会难题。

对于城乡收入差距持续扩大的原因，长期以来国内外学者主要从户籍制度、分配政策、重工业化战略等角度予以阐释。然而，随着金融中介在社会经济发展中的作用日益凸显，学者们在研究城乡收入动态变化的基础上，越来越关注金融发展这一重要变量，两者之间关系归纳起来主要有以下三种观点：(1)金融发展与城乡收入差距之间存在“倒U型”关系；(2)金融发展有利于缩小城乡收入差距；(3)金融发展会扩大城乡收入差距。作为现代经济增长的核心要素，金融发展已被证明是能够减少农村贫困行为的有效途径之一(Galor and Zeira，1993)[1]。但是在中国人口众多的乡村地区，金融服务却作为一种奢侈品，被少数人群享有，多数人依然处在正规金融服务体系之外。虽然政府近年来积极致力于农村金融改革，努力解决三农金融需求得不到有效满足的突出问题，但是，农村金融发展在缩小城乡收入差距上是否起到切实效果还有待研究。

本文首次采用更具稳健性和小样本特性的自回归分布滞后(Autoregressive Distributed lag，ARDL)模型，运用我国1978—2015年的数据，动态检验我国农村金融发展和城乡收入差距之间短期和长期协整关系，并在此基础上验证它们之间是否存在“倒U型”关系。

二、文献综述

收入分配领域一直是学者们研究的热点领域。美国经济学家Kuznets(1965)首次将经济发展引入收入分配领域，并提出著名的“库茨涅兹”假说，即经济增长和收入差距存在“倒U型”关系[2]。这一开创性理论自诞生之日起就饱受争议，但它无疑也成为收入分配领域探讨的焦点。此后，随着Mickinnon(1973)[3]和Shaw(1973)[4]金融发展理论的问世，尤其是金融深化有助于缩小收入差距这一思想，使经济学家逐渐认识到金融体系对经济增长具有促进作用(Mikinnon，1973；King & Levine，1993)[5]。梳理金融发展和收入分配方面的相关研究文献发现，两者之间的关系可总结为如下三种观点：

第一种观点是金融发展与收入差距呈现“倒U型”关系，即二者存在库茨涅兹效应。这一开创性理论是由Greenwood和Jovanovic于20世纪90年代提出，通过在库茨涅兹假说基础上建立经济增长、金融发展与收入分配的动态模型，他们论证了后两者之间服从“倒U型”轨迹。其主要思想是，在经济发展早期阶段，由于金融市场存在财富门槛效应，使得金融市场上只有极少数人能够获得金融服务，收入差距拉大。但随着经济不断发展，金融市场逐渐趋于成熟，金融服务门槛的降低使更多人能够享受到较高的投资收益，穷人与富人的收入差距逐渐趋于均衡[6]。Aghion和Bolton(l997)研究认为，金融发展程度与经济生产效率具有相关性，而社会总生产效率又与收入差距相关，并从边际生产率角度进行阐释，研究结果也符合“倒U型”假说[7]。Townsend和Ueda(2003)通过对GJ模型不断优化，再次论证二者之间存在“倒U型”关系，值得说明的是，他们还进一步对金融发展和收入分配之间动态变化的过程予以演示[8]。

第二种观点是金融发展会扩大收入差距。Bourguignon和Verdier(2000)研究发现，低收入人群对非正规信贷市场存在高度依赖，金融发展对低收入人群的收入增长效应不显著[9]。Townsend and Ueda(2006)认为，金融发展意味着那些处于金融体系内的高净值客户可以享受到更全面的金融服务，由此可见，这会更有益于高净值客户而扩大收入差距[10]。Maurer and Haber(2007)再次论证了上述观点，他认为在金融发展和深化过程中，由于缺乏有效的竞争机制，贫困人群受益有限[11]。

第三种观点是金融发展有利于缩小收入差距。Galor和Zeira(1993)通过两部门跨时期模型研究发现，投资具有门槛效应，初始财富低的人群在发展初期由于无法承担门槛效应的高额投资成本而得不到相应金融支持。但随着金融中介不断发展和深化，投资门槛会逐渐降低，使越来越多的人群有能力跨过投资门槛，获得较高投资收益，从而化解贫富两极分化的突出矛盾[12]。Banerjee和Newman(1993)通过对三部门模型分析发现，金融发展能够提高资本配置效率，信贷约束放松会扭转收入差距日趋恶化的趋势[13]。这一理论在实证研究方面也得到学者们的普遍认同。Beck and Kunt等(2007)基于跨国数据和面板回归方法，分析金融发展对低收入者收入水平的影响，结果表明金融发展能够有效促进其收入水平的提高，进而降低基尼系数[14]。从20世纪70年代中期以来，美国逐步放松对各州商业银行的管制，极大提高了金融发展水平。根据上述背景，Beck and Levine等(2009)研究金融发展对收入分配的影响，发现当一个州放松商业银行经营的区域限制后，低收入者收入显著上升，而高收入者收入并未下降，基尼系数显著下降[15]。

城乡收入分配差距在中国收入不平等中贡献最大(陈宗胜，2002)[16]。为此，国内学者基于我国二元经济的背景，通过多种实证分析方法，验证国外研究成果在我国的适用程度。其中，章奇、刘明兴等(2003)利用中国1978—1998年的省级数据分析认为，由于金融机构向三农配置资金缺乏效率，金融发展对城乡收入差距的负向作用明显，但库茨涅兹的“倒U型”关系在我国金融发展过程中并未得到验证[17]。陆铭、陈钊(2004)通过实证分析发现，我国金融发展水平与城乡收入差距之间并没有显著的相关关系[18]。对比章奇等(2003)和陆铭等(2004)的研究发现，虽然都是基于面板数据单方程模型，在指标变量选取上基本相同，但由于单方程模型的自变量可能存在内生性问题，导致研究结论存在较大差异。基于此考虑，姚耀军(2005)运用VAR模型进行实证研究，研究结果发现在一定的显著性水平下，城乡收入差距与金融发展指标存在双向的Granger因果关系，并且与金融发展规模显著正相关，与金融发展效率显著负相关[19]。其研究视角和方法较为新颖，但其研究存在样本量过小问题。尹希果等(2007)进一步运用面板单位根和VAR模型进行研究，结果发现在我国西部和东部地区，金融发展和城乡收入差距之间均不存在长期均衡关系，但在短期，西部金融发展与城乡收入差距存在正向Granger因果关系，而在东部地区却并不显著[20]。此外，乔海曙和陈立(2009)基于金融集聚理论，研究证实我国金融发展和收入分配之间存在“倒U型”曲线关系[21]。

关于我国城乡收入差距问题，从农村金融发展角度进行研究的文献较少。张立军和湛泳(2006)首次从农村金融发展角度研究我国城乡收入分配问题，分析结论是1978—2004年中国农村金融发展水平的提高在一定程度上恶化了城乡收入差距，其根源在于农村金融资源过度流失和非正规金融的无序发展[22]。王征、鲁钊阳(2011)通过实证研究发现，我国农村金融发展的规模、效率与结构均和城乡收入差距正向相关，由此可见，农村金融发展扩大了城乡收入差距[23]。张宏彦、何清等(2013)基于我国1983—2009年的年度数据，运用VAR模型研究发现，农村金融发展和城乡收入差距之间存在着长期均衡关系，并且前者是后者扩大的格兰杰原因[24]。

上述研究文献表明，国内文献多是从我国城乡金融发展的整体角度来研究我国城乡收入分配问题，从农村金融发展角度进行研究的文献较少，且国内已有文献普遍认为农村金融发展扩大了城乡收入差距，但其是否已经达到“倒U型”轨迹的顶点，转而向下，目前文献研究较少。基于此，本文在借鉴已有研究成果的基础上，运用ARDL模型对我国农村金融发展和城乡收入差距之间的“倒U型”关系进行实证检验。

三、变量选取与模型构建

(一)变量选取与数据说明

1.变量选取

(1)城乡收入差距指标(JN)。本文基于数据获取和统计便利性的考虑，借鉴蔡继明(1998)的做法，用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入之比来衡量[25]。需要说明的是，在我国现行统计制度中，尚未对农村居民可支配收入进行统计，但根据农村居民人均纯收入的定义可知，其内容与可支配收入基本一致，可以作为替代变量。该指标具有连续性和可比性，目前在国内研究中被普遍采用。

(2)农村金融发展指标(FIR)。衡量一国或一个地区金融发展水平通常有两个指标：麦氏指标(M2/GDP)和戈氏指标(FIR)。由于麦氏指标M2/GDP在实际应用过程中出现的问题而受到国内外学者的普遍质疑，因此戈式指标FIR被学术界广泛认可。Levine和Zervos(1998)认为负债资金的获取以及金融资金配置效率不能通过M2/GDP进行有效度量[26]。王毅(2002)指出，麦氏指标在刻画中国金融深化程度上缺乏准确性。因此，采用FIR来衡量农村金融发展规模更符合中国实际[27]。本文借鉴张立军、湛泳(2006)的做法，用农村存贷款余额和农业生产总值的比值代表农村金融发展规模指标。由于数据统计的限制，农村存款余额和农村贷款余额分别用历年农户储蓄和农业贷款数据来衡量。本文金融指标的选取与多数研究(张立军等，2006；尹希果，2007；叶志强等，2011；张宏彦等，2013)一致，说明该指标基本能够满足研究需要。

(3)其他控制变量。本文选取对外开放程度和财政支农占比作为影响城乡收入差距的控制变量，且这两个变量与城乡收入差距的相关性均在相关文献中予以证明。影响城乡收入差距的其他变量还有人力资本、制度因素等，但由于数据限制并未进行检验。

对外开放程度(TR)，本文用进出口总额与GDP之比来刻画经济的对外开放程度。1978年以来，我国对外贸易取得很大进展，由于我国贸易产业的城市化倾向导致贸易的发展主要有利于城镇居民而扩大城乡收入差距(孙永强等，2011)[28]；财政支农占比(FA)，本文用财政支农支出和一般预算支出之比表示政府的经济行为指标。喻微锋等人(2011)指出，我国政府干预行为会对城乡收入分配产生重大影响，而财政支出是政府干预的主要体现，农业支出占财政总支出的比例对农村经济发展作用很大，直接影响农村居民的收入[29]。

2.数据说明

本文选取1978—2015年的年度数据，考察改革开放以来我国农村金融发展对城乡收入差距的影响。全部数据来源于《中国金融年鉴》、《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》以及Wind数据库。2010年之后，农村贷款数据统计口径发生变化，本文2010—2015年的农业数据根据农村贷款数据测算得出。变量定义如下:

表1 变量定义说明

(二)模型构建

1.计量方法

自回归分布滞后模型(ARDL)是一种相对较新的研究方法。其开创者是Charemza和Deadman，而后Pesaran and Smith(1999)以及Pesaran等人(2001)对该模型进行了优化和推广。相比于传统的协整检验，自回归分布滞后模型(ARDL)的边界检验法有其独特的优势：(1)不管回归项是I(0)还是I(1)单整性，都可以纳入模型进行检验和估计；(2)短期和长期的参数能够进行同步估计；(3)当解释变量存在内生性问题时，ARDL模型估计结果也不会受到影响；(4)它更具稳健性和小样本特性。同时，本文由于受到变量单整性以及样本容量相对较少的局限，无法通过传统协整检验得出可信度较高的研究结果。因此，基于自回归分布滞后模型(ARDL)具备上述优良特性，本文选取该方法进行研究。

2.模型构建

本文在Ang(2010)[30]的基础上，采用我国1978—2015年相关变量的年度数据，对中国农村金融发展与城乡收入差距的关系进行研究。为减少异方差波动，文章对全部变量分别取自然对数处理，估计模型:

InJNt=δ0+δ1InFIRt+δ2InTRt+δ3InFAt+εt

(1)

其中，JNt表示城乡收入差距，FIRt表示农村金融发展水平指标，TRt表示经济开放程度，FAt表示农业财政支出占比，TRt和FAt是影响城乡收入差距的控制变量，εt表示回归方程扰动项。

同时，为了检验两个变量间的关系是否会呈现“倒U型”，本文在方程中增加lnFIR的平方项，当lnFIRt的系数为正、ln2FIRt系数为负，且统计上通过检验时，表明农村金融发展与城乡收入差距之间存在“倒U型”关系，反之亦然。估计模型见方程(2)：

InJNt=δ4+δ5InFIRt+δ6In2In2FIRt+δ7InTRt+δ8InFAt+εt

(2)

一般来讲，在应用ARDL模型时需要经过以下两步：

第一步：检验变量间是否存在长期协整关系。首先，对原解释变量进行差分处理。其次，依据方程(1)构建模型(3)所示的回后归分布之后模型，以检验变量间是否存在长期稳定关系及估算长期系数。模型如下，

(3)

其中，为一阶差分，β0为常数项，εt为白噪音，ρi、γj、σm、θn为短期弹性系数，α1、α2、α3、α4为长期弹性系数，表示变量间的协整关系，而P、Q、K、I表示变量的滞后阶数。若要分析变量之间是否存在均衡关系，其原假设为不存在稳定的长期关系，即：

原假设：H0：α1=α2=α3=α

备择假设：H1：α1≠0，或α2≠0，或α3≠0，或α4≠0

根据联合显著F值对原假设中的长期均衡关系予以确定。若F统计量值大于上限值，则拒绝原假设H0，接受备择假设H1；若F统计量值小于下限值，则接受原假设H0；若F统计量值介于上下限之间，则结果无法判断。基于本文小样本数据的考虑，在临界值选取方面，参考Narayan(2005)提供的恰当临界值。

第二步：估计变量间长期和短期弹性系数。在估计长期关系时，我们可以根据AIC或SBC信息准则对最优滞后阶数进行选取确定，进而对模型(3)进行长期系数的估算，以判断变量间长期相关关系。在估计短期弹性系数时，基于ARDL的误差修正模型进行参数有效性检验。根据模型(1)构造的短期动态误差修正模型ARDL-ECM如模型(4)所示：

(4)

四、实证分析

(一)单位根检验

在应用ARDL模型进行边限协整检验时，其前提是所有变量须满足一阶单整或零阶单整。因此，在实证分析之前，有必要对各变量进行单位根检验。本文数据选取期间为1978—2015年，由于样本数较小，所以不能使用ADF检验等方法。为提高各变量单位根检验的可靠性，本文应用Ng-Perron检验，该检验基于GLS趋势剥离数据，并根据AIC/SIC信息准则进行修正，是一种更适合小样本数据的单位根检验方法。所有变量符合I(0)或I(1)的NP检验结果，如表2所示。

单位根检验结果表明，变量lnJN、lnFA、lnFIR、lnTR均为I(0)或I(1)，并且各变量一阶差分项MZa、MZt、MSB、MPT的检验指标均在5%或1%的显著水平下显著。这表明Ng-Perron单位根检验通过，但由于并非所有变量都具有同阶单整性，所以不能运用Granger因果检验和Johanse协整检验方法来判断变量之间是否存在长期关系。同时，各个变量是I(0)或I(1)，与ARDL模型的使用条件相符，因此本文运用该方法进行协整关系检验。

表2 Ng-Perron单位根检验

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平

(二)协整检验

在验证完单位根检验后，要确定各变量之间是否存在协整关系。本文利用Mirofit4.1软件，对公式(3)进行协整关系分析并计算F值，判断变量间的协整关系。本文综合考虑实际数据以及各变量的自由度，并通过施瓦茨贝叶斯准则SBC确定模型的滞后阶数，最终确定模型(3)最优滞后阶数为2。滞后阶数确定过程和协整检验结果分别如下表3和表4所示。

表3显示，常数项、被解释变量lnJNt的1阶滞后项在1%的显著水平下显著，其系数分别为1.8225、0.89847；被解释变量lnJNt的2阶滞后项、解释变量lnFIRt在5%的显著水平下显著，其系数分别为-0.30165、0.070299；根据滞后阶数确定准则，最终确定估计方程lnJNt= f(lnFIRt, lnTRt, lnFAt)的最优滞后阶数为(2,0,0,0)。因此，接下来可对模型进行长期估计和短期估计。其中，用ARDL模型进行长期估计的同时，还要对lnJNt、lnFIRt这两个变量之间是否存在“倒U型”关系进行验证。ARDL模型长期估计结果如下表5所示。

表3 模型滞后阶数确定

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平

表4 协整检验结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平；临界值取自Narayan计算的k=4所对应的取值

从表4中F统计量值以及相应临界值可以看出，F统计量值为3.7912，该值在5%显著水平下大于其临界值上限3.48，拒绝原假设H0，接受备择假设H1，这表明各变量间确实存在长期的协整关系。因此，可以应用ARDL模型对各变量间的长期系数和短期系数做进一步的估计。

(三)模型估计

在最优滞后阶数确定和协整关系存在的基础上，分别对模型I和模型II进行长期系数的估计，进而验证农村金融发展与城乡收入差距之间的“倒U型”关系。

表5 ARDL模型长期估计结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

表5显示，从模型1数据结果来看，农村金融发展水平对城乡收入差距影响的弹性系数为0.17436，且在1%的置信水平显著，即从长期来看，农村金融发展水平的提高会显著扩大城乡收入差距，这一结论与很多国内学者的研究结果基本一致(张立军，2005；鲁钊阳等，2011)；同时，从模型2中可以看出，ln2FIRt系数为-0.069146；lnFIRt的系数为0.82347。虽然lnFIRt系数为正、ln2FIRt系数为负，表明模型已形成“倒U型”形态，但其结果并没有通过显著性检验。因此不能证明，我国农村金融发展和城乡收入差距之间一定存在“倒U型”关系。ARDL模型短期估计结果如表6所示。

表6 ARDL-ECM短期估计结果

注：***，**，*，分别表示1%，5%，10%的显著水平

ARDL-ECM的短期动态模型估计结果显示，从短期来看，城乡收入差距的滞后项△lnJNt-1在5%的显著水平下显著，上期值每变动1%，下期将会相应同向变动0.30165%，这说明城乡收入差距存在持续性。农村金融发展水平△lnFIRt对城乡收入差距影响的弹性系数为0.070299，并在5%的显著水平下显著，即农村金融发展水平的提高在短期内没有扭转城乡收入差距扩大的趋势。误差修正模型的修正项ECMt-1系数为-0.40318，且在1%的显著水平下通过检验，这表明该模型存在较强的收敛性，我国城乡收入差距受到短期影响偏离长期均衡状态后，会较为快速地调整回长期均衡状态，即这种偏差在短期内能够得到40.318%的修正。

(四)平稳性检验

在建立长期均衡方程和进行协整检验过程中，通常情况下对待估参数默认为是固定不变的，而实际上，时间序列模型可能存在估计参数随时间波动的问题。为避免由于参数的不稳定而最终导致模型设定的可靠性受到质疑，本文通过CUSUM和CUSUMSQ对已设定的ARDL模型结构的参数进行稳定性检验。这两个检验都是在5%显著水平下进行的，检验结果见图2和图3。

图2 递归残差累积和CUSUM

图3 递归残差平方累积和CUSUMSQ

从图2和3可以看出，CUSUM和CUSUMSQ统计量值均未偏离边界范围，由此可以说明所构建的ARDL(2,0,0,0)模型系数均很稳定，模型可信度较高。

五、结论与政策建议

本文采用协整检验和自回归分布滞后模型ARDL分析方法，利用我国1978—2015年的年度数据，实证分析了我国农村金融发展对城乡收入差距的影响。得到如下研究结论：中国农村金融发展和城乡收入差距两个变量在长期内形成了一个均衡关系，但二者之间的“倒U型”关系并未得到验证，农村金融发展水平的提高在一定程度上扩大了城乡收入差距。这一检验结果与国内多数学者的研究结论相符(张立军等2006；王修华等，2011；王征等，2011)。本文认为，存在这种现象的的原因可能是：(1)我国农村金融发展水平的提高存在假象，存款增长速度远远快于贷款的增长速度。农村金融虽然从规模上看是不断增加的，但由于金融资本具有逐利性的内生特征，农村金融资源会选择利润更高、风险更小的大企业，金融资源不断流向城市，从而促进城镇发展进而拉大贫富差距；(2)农村信贷效率较低，农业贷款大多数投向国有农业经营机构和乡镇企业(叶志强，2011)[31]，资本再生能力较低，不能直接惠民利民，一定程度上导致农民收入增长缓慢、城乡收入差距持续恶化的局面[32]。

鉴于以上研究结论，我国政府和金融机构在农村金融改革实践中应重点关注以下方面：(1)政府对金融部门的管制加剧了金融资本逐利性，农村地区的情况更加明显。为此，政府应采取切实可行的措施，严格贷款资金流向控制，杜绝惠农资金向城市流动，切实保障农民信贷资源的可得性；(2)积极为农业现代化改革提供金融支持，促进农民增产增收。农业现代化改革为金融更好地服务于农村提供了发展契机，为此，农村地区的金融机构应抓住机遇，为农村土地流转提供更多金融支持，进而加快我国农村剩余劳动力向城市转移，不断提高低收入者的收入水平，缩小城乡居民间收入差距。

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[责任编辑：赵春江]

The Empirical Analysis of the Impect of Rural Financial Development on the Rural-Urban Income Gap——Based on ARDL-ECM Model

CHEN Min，WANG Ting,LIU Lei

(School of Finance, Harbin University of Commerce, Harbin 150028,China)

The paper is to examine the relationship between urban-rural income gap and rural financial development using annual data from 1978 to 2015 in China by implementing the autoregressive distributed lag(ARDL)approach to co-integration. The study find that there is a long-term equilibrium relationship between urban-rural income gap and rural financial development, and no matter in the long or the short term, the rural financial development level significantly expand the urban-rural income gap, but the “invertedU”hypothesis in the process of the rural financial development of our country has not been verified. To this end, China’s rural financial reform should focus on problem of rural financial repression and further strengthening the construction of rural financial system in agricultural modernization reform.

rural finance development, urban-rural income gap,iRDL model, Inverted U-shaped relationship

2016-12-10

国家社会科学基金项目(13BJY087)；黑龙江省自然科学基金项目(G0324)；哈尔滨商业大学博士科研启动项目(2012)；哈尔滨商业大学研究生创新科研项目(YJSCX2015-347HSD)

陈 敏(1965-)，女，黑龙江海伦人，教授，经济学博士，博士生导师，主要从事货币政策、金融发展与农村金融问题研究。

F831.5；F830.6

A

1671-7112(2017)02-0003-10