這篇金融論文投稿發表了金融發展差異擴大了城鄉居民收入差距嗎?本文利用我國1981―2011年的數據，采用分位數回歸方法對城鄉居民收入差距與金融發展差異以及其他因素的關系進行了實證分析。
 

　　關鍵詞：金融論文投稿,城鄉居民收入差距

　　一、引言

　　1978年以來，我國經濟保持快速增長的同時，城鄉居民收入差距也逐步擴大。城鎮名義人均可支配收入與農村名義人均純收入之比由1978年的2.57∶1下降到1983年的1.82∶1低點后，逐步攀升至2009年的最高點3.33∶1，之后略微下降，2010―2012年間的城鄉人均收入比分別為3.23∶1、3.13∶1及3.11∶1，城鄉人均收入之差也連年擴大至2012年的16 648.1元，城鄉居民收入差距擴大的現象較為突出。對此，國內外學者的解釋很多，涉及經濟水平、金融發展、產業特性、人力資本、體制變遷和制度變革等諸多方面(唐禮智 等，2008)。其中，金融發展被普遍認為與收入差距的關系密切。

　　Greenwood等(1990)首次提出“庫茲涅茨效應”，認為在經濟發展初期，低水平的金融發展擴大了收入分配差距;但隨著經濟增長和金融發展水平的提升，收入差距逐漸縮小，直至收斂到均衡狀態。隨后國內外諸多學者對該問題產生了很多爭論，按支持結論的不同可分成兩派：一派是支持金融發展擴大了收入差距(Galor et al，1993;Banerjee et al，1993;張立軍 等，2005;樓裕勝，2008;張前程 等，2010;周才云，2010;葉志強 等，2011);另一派卻認為金融發展有助于縮小收入差距(C1arke et al，2003;溫濤 等，2005;胡宗義，2010)。

　　中國金融資源分布和發展水平的不均衡對城鄉收入差距究竟有怎樣的影響?姚耀輝(2005)、樓裕勝(2008)、張前程等(2010)、周才云(2010)使用協整和Granger因果檢驗方法，分析認為金融非均衡發展與收入差距間存在長期協整關系，金融發展規模和效率非均衡在一定程度上拉大了城鄉收入差距，但各位學者對兩者究竟存在單向還是雙向因果關系出現了分歧。胡宗義(2010)利用 2007 年中國縣級截面數據，首次運用非參數檢驗方法證實了“庫茲涅茨效應”的存在，認為隨著金融深度的提高，城鄉收入差距逐漸縮小，在空間上城鄉收入不平等也逐步收斂。張鵬等(2011)利用全國的時間序列數據采用OLS回歸方法分析得出了同樣的結論，強調農村金融資源的匱乏阻礙了農民收入的增長。葉志強等(2011)利用省際面板數據，同時采用混合回歸、固定效應估計和系統GMM估計三種方法分析發現：金融發展顯著地擴大了城鄉收入差距，其與農村居民收入增長顯著負相關，與城市居民收入增長之間的相關關系卻不顯著。劉亭亭等(2011)基于 VAR 模型及協整檢驗，同樣驗證了金融發展與城鄉收入差距長期協整關系的存在，但金融發展規模和農村金融發展與城鄉收入差距正相關，金融發展效率卻與城鄉收入差距負相關。孫永強(2012)采用向量誤差修正模型構建了城鄉二元分析框架，認為在二元金融結構條件下，外部融資度的提高將相應的提高各部門居民的收入水平，但整體金融發展水平的提高將擴大城鄉居民收入差距，且其影響具有滯后性，金融城鄉二元結構的緩釋和城市化都有利于縮小城鄉居民收入差距。賀建清(2013)也使用向量誤差修正模型，以城鄉收入差距為被解釋變量，引入城鄉金融規模差異、城鄉金融效率差異及其他控制變量，分析表明：長期內金融規模差異擴大了城鄉收入差距，金融效率差異的效應并不顯著;而短期內金融規模差異縮小了城鄉收入差距，金融效率差異對城鄉收入差距沒有影響。

　　綜上可見，已有文獻關于我國金融發展規模和效率差異對城鄉收入差距的擴大究竟有無影響尚未取得一致的結論，而且金融發展差異對收入差距有顯著正向或負向影響的結論也基本是基于傳統回歸方法得出的。傳統回歸方法僅僅關注因變量的條件均值，旨在描述自變量取值對因變量條件均值的影響，通常假定隨機擾動來自于零均值同方差的正態分布，但實際經濟生活中得到的數據很難滿足這一假定條件。Koenker & Bassett(1978)提出的分位數回歸方法則無需假定隨機擾動項的分布特征，通過選擇不同的分位點(τ)，依據被解釋變量條件分位數對解釋變量進行回歸，將不同的分位數回歸結果綜合就得到了該條件分布的完整描述。因此，與傳統回歸方法相比，分位數回歸能更精確地描述解釋變量對被解釋變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響。通常情況下，當隨機擾動項存在異方差或服從非正態分布時，解釋變量對不同分位數水平下被解釋變量會產生不同影響，此時采用分位數回歸不僅能使得到的參數估計比OLS回歸系數更穩健，而且能更加全面地刻畫分布的特征，從而有效地捕捉分布的尾部特征。因此，本文借助分位數回歸方法，通過引入金融發展規模差異、金融發展效率差異以及其他控制變量，采用我國1981―2011年的樣本數據，對不同分位數水平的城鄉收入差距進行回歸，進而詳細地刻畫出不同分位數水平下城鄉收入差距受金融發展規模和效率差異及其他控制變量影響的不同及其變化過程，并與OLS回歸結果進行比較分析，以期豐富和拓展相關研究，進而在此基礎上提出縮小城鄉收入差距的有效措施，為未來宏觀調控政策的制定提供決策參考。 　　喬紅芳，何金麗：金融發展差異擴大了城鄉居民收入差距嗎?二、變量選取、數據來源及模型構建

　　衡量城鄉收入差距的指標主要有三種：一是城鄉居民收入之差(周才云，2010)，二是城鄉居民收入之比(張立軍 等，2005;姚耀輝，2005;樓裕勝，2008;唐禮智 等，2008;胡宗義，2010;張前程 等，2010;張鵬，2011;葉志強 等，2011;丁志國，2011;劉亭亭 等，2011)，三是使用泰爾指數(賀建清，2013)。城鄉收入之差是一個絕對數額，其大小無法反映城鄉居民收入的相對變化，故本文參考大多數學者的做法，選擇城鄉居民收入之比來衡量收入差距的大小，并定義為GAP=城鎮居民人均實際可支配收入農村居民人均實際純收入。其中，城鎮人均實際可支配收入為名義收入通過城鎮家庭人均可支配收入指數平減后得到，農村人均實際純收入為名義純收入通過農村居民消費價格指數平減后得到，所有數據來源于中經網數據庫。

　　通過梳理相關文獻，可以將影響城鄉居民收入差距的因素分為以下幾類：

　　1.城鄉金融發展差異

　　城鄉金融發展差異主要表現為金融發展規模差異和金融發展效率差異，前者反映了金融資源總量上的不均衡，后者反映了金融運行效率的不均衡。盡管貸款并不是金融資源的全部，但是基于銀行信貸在中國金融市場中的重要地位以及數據可得性考慮，本文仍使用貸款余額來表征金融資源的總量，并利用儲蓄向貸款的轉化效率來衡量金融運行的效率。在此基礎上，借鑒張前程等(2010)、樓裕勝(2008)提出的衡量城鄉金融差異指標的思想，對金融發展規模差異(FSR)和金融發展效率差異(FER)兩類指標重新進行了界定：

　　FSR=城市貸款余額/城市GDP農村貸款余額/農村GDP

　　FER=城市貸款余額/城鎮儲蓄余額農村貸款余額/農戶儲蓄余額

　　其中，農村貸款余額在2008年前為農業貸款和鄉鎮企業貸款余額之和，2008年及以后直接使用《中國農村金融發展報告》公告的農村貸款數據;城市貸款余額為全國金融機構貸款余額減掉農村貸款余額; 農村GDP=第一產業增加值+鄉鎮企業增加值-鄉鎮企業農業增加值;城市GDP等于全國GDP與農村GDP之差。相關數據來源于《中國統計年鑒》《中國金融年鑒》《中國鄉鎮企業統計資料》及中經網數據庫。

　　2.城鄉固定資產投資差異

　　固定資產投資在拉動經濟增長、創造就業崗位、增加居民收入、改善人們生活條件等方面具有重要作用，城鄉固定資產投資差異可能會對城鄉收入差距產生影響。周才云(2008)使用了城鄉固定資產投資比例之差來衡量固定資產投資差異，本文基于兩方面的考慮對其進行了修正：一是采用比例的相對值指標在某種程度上優于采用差值的絕對值指標;二是固定資產投資比例的絕對差異與城鄉收入比計算方式上的不一致性可能導致較大的偏誤。于是，將城鄉固定資產投資差異指標定義為：

　　FAIR=城鎮固定資產投資額農村固定資產投資額

　　其中，相關數據來源于中經網數據庫。

　　3.城鄉勞動生產率差異

　　高勞動生產率會引致較高的產出，在其他條件不變情況下，可以提高人均GDP水平和居民收入;而低勞動生產率則意味著低產出和低人均收入，于是，城鎮和農村勞動生產率的差異可能會為城鄉收入差距提供合理的解釋。周才云(2008)構造了城鄉勞動生產率之差這一指標來衡量城鄉勞動生產率差異。與固定資產投資差異指標類似，本文將其修訂為城鄉勞動生產率之比：

　　LER=城鎮勞動生產率農村勞動生產率

　　其中，城鎮勞動生產率=城市GDP城鎮就業總人數，農村勞動生產率=農村GDP農村就業總人數;城市GDP與農村GDP采用前文公式計算，城鎮與農村就業總人數來源于中經網數據庫。

　　4.城鎮化水平

　　從理論上講，城鎮化水平越高，農民可獲得的就業機會越多，享受和擁有的資源稟賦也越多，收入水平也會隨之不斷提升。因而，眾多經濟學家認為城鎮化可以有效地縮小城鄉收入差距。于是，本文也引入該指標，并與唐禮智(2008)、張鵬(2011)等的處理方法一致，選擇城鎮人口占總人口的比重來衡量城鎮化水平的高低：

　　UR=城鎮人口總人口

　　對各指標進行對數化處理，基本的回歸模型可以設定如下：

　　三、實證分析

　　1.變量的平穩性檢驗

　　本文利用ADF方法對各變量進行單位根檢驗，以確定所涉及變量的平穩性，檢驗結果見表1。在5%的顯著性水平下，各變量均為非平穩序列，但其一階差分序列均為平穩序列。因此，上述6個變量皆為I(1)序列，故可以利用Johansen協整檢驗方法判斷它們之間是否存在長期均衡關系，并進一步確定變量之間協整關系的形式。

　　2.Johansen協整檢驗

　　采用最大特征根統計量，選擇協整等式中有截距不帶時間趨勢的形式進行檢驗，結果如表2所示�？梢园l現，在5%的顯著性水平下存在3個協整等式，表明6個變量之間存在長期協整關系，其中的一個協整方程如下：

　　長期來看，金融發展規模差異、固定資產投資差異、勞動生產率差異對城鄉收入差距有正影響，其彈性系數分別為0.285 1、1.826 0和1.031 5;但是金融發展效率差異和城鎮化水平則對城鄉收入差距有負的影響，其彈性系數分別為-0.342 6和-1.086 5。通過比較可以發現：固定資產投資差異的彈性系數分別是金融發展規模和效率差異系數的6.4倍和5.3倍，勞動生產率差異的彈性系數亦分別是金融發展規模和效率差異系數的3.6倍和3倍。那么直觀的結論是：固定資產投資差異和勞動生產率差異對城鄉收入差距的解釋力明顯大于金融發展規模和效率差異，因此，簡單地將當前較高的城鄉收入差距歸因于城鄉金融發展的不均衡并不妥當。此外，在城鄉人均收入比不斷波動調整的過程中，城市與農村間金融發展規模和效率差異所起的作用是否也有變化?為探究這一問題，下文將使用分位數回歸方法，詳細分析和刻畫不同水平下的城鄉收入差距受到各解釋變量影響的差異和變動。 　　3.分位數回歸

　　本文采用1981―2011年中國城鄉收入比、城鄉金融發展規模差異、金融發展效率差異、固定資產投資差異、勞動生產率差異、城鎮化水平的相關數據，使用Eviews 7.2軟件進行分位數回歸，參數估計結果如表3所示。

　　從上述回歸結果可以看到：

　　(1)在不同分位點上，各解釋變量對被解釋變量的影響方向與協整方程估算結果一致，但是部分系數在統計上變得不再顯著。在低分位數0.2水平上，金融發展規模差異、固定資產投資差異、勞動生產率差異三個變量對城鄉收入差距有顯著的正影響;而金融發展效率差異和城鎮化水平在10%的顯著水平下無法拒絕原假設，對城鄉收入差距沒有解釋力;在中低分位數0.4水平上，除城鎮化水平系數不顯著之外，其余系數均在10%的顯著水平下拒絕原假設;在中高分位數水平0.6上，固定資產投資差異系數在5%水平下顯著為正，金融發展效率差異系數為負且在10%的水平下接近顯著，而包括金融發展規模差異在內的其余系數均不顯著;在高分位數0.8水平上，只有固定資產投資差異和勞動生產率差異系數在5%水平下顯著為正，而金融發展規模和效率差異系數均不顯著。

　　(2)在不同分位點上，相同解釋變量對被解釋變量的影響程度呈現出較大差異。具體表現為以下幾個方面：

　　第一，隨著城鄉收入差距的分位數水平由0.2逐步增加到0.8，城鄉金融發展規模差異的系數變得不再顯著且越來越小。當處于0.2分位數水平時，金融發展規模差異系數在5%水平下顯著，且彈性值為0.138 7;當處于0.4分位數水平時，金融發展規模差異系數變得在10%的水平下接近顯著，而彈性值降為0.113 1;在隨后的中、中高及高分位數水平下，其系數均不再顯著，彈性值也一直下降至0.045 6。這說明：城鄉金融發展規模的差異只能解釋低分位數水平的城鄉收入差距，而不能解釋高分位數水平的城鄉收入差距。也就是說，金融資源總量上的差異只有在較小的收入差距水平下才對收入差距有較大的貢獻，金融發展規模差異并不是造成當前較大城鄉收入差距的主要原因，這有悖于諸多文獻中所得出的結論。

　　第二，在低分位數0.2和高分位數0.8水平上，金融發展效率差異的系數較小且不顯著，但是當處于中間分位數水平時，系數顯著為負且隨著分位數水平的提高變得越來越小。當處于0.4分位數水平時，金融發展效率差異系數在5%水平下顯著，且彈性值為-0.133 9;當處于0.5和0.6分位數水平時，金融發展效率差異系數在10%的水平下接近顯著，且彈性值分別降為-0.123 2和-0.120 2;而在低及高分位數水平下，其系數均不顯著，彈性值也大幅下降至-0.096 6和-0.094 1。這說明：城鄉金融發展效率的差異并不是影響城鄉收入差距的主要因素，對當前較高水平的城鄉收入差距并不能提供有效的解釋。

　　第三，不管處于何分位數水平上，固定資產投資差異的系數都顯著為正，且呈現出先下降后上升的趨勢。當處于0.2分位數水平時，固定資產投資差異系數在1%水平下顯著，且彈性值為0.732 1;當處于0.4分位數水平時，其系數依舊在1%水平下顯著，彈性值下降為0.575 5;當處于0.5和0.6分位數水平時，固定資產投資差異系數仍可以在5%的水平下顯著，其彈性值也分別下降至0.419 2和0.376 3;當處于0.8分位數水平時，其系數在1%水平下顯著，其彈性值升至0.498 7。這說明：城鄉固定資產投資差異才是影響我國城鄉收入差距至關重要的因素。

　　第四，在中低分位數0.4以下和高分位數0.8水平上，勞動生產率差異的系數顯著為正且較為穩定，但是當處于中間分位數水平時，系數變得不再顯著且越來越小。當處于0.2和0.4分位數水平時，勞動生產率差異的系數在10%水平下接近顯著，彈性值分別為0.224 9和0.250 3;當處于0.5和0.6分位數水平時，系數不再顯著，且分別下降至0148 2和0.125 5;當處于0.8分位數水平時，系數在5%水平下顯著，彈性值為0.209 1。這說明：城鄉勞動生產率差異對中低水平及較高水平的城鄉收入差距表現出了較強的解釋力，對中間分位數水平的城鄉收入差距的解釋力較弱。

　　第五，隨著收入差距分位數水平的提高，城鎮化水平的系數盡管統計上不顯著，但其符號卻呈現出先負后正再負的變化，系數絕對值則表現出先大幅下降后緩慢上升的變化。當處于0.2和0.4分位數水平時，城鎮化水平的彈性值分別為-0.162 3和-0.081 0，這說明，只有當收入差距較小時城鎮化水平的提高才會降低城鄉收入差距，這與經濟理論相吻合;當處于0.5和0.6分位數水平時，其彈性值分別為0.028 4和0.058 4，意味著城鎮化的推進反而提高了收入差距，這一結論看似與經濟理論相悖，卻恰恰反映了“以人為本”的理念在城鎮化過程中未得到重視;當處于0.8分位數水平時，其彈性值僅為-0.000 3，意味著城鎮化水平的提高對緩解當前較高城鄉收入差距的作用微乎其微。

　　(3)在相同分位點上，固定資產投資差異對城鄉收入差距的解釋力最強，勞動生產率差異的解釋力次之，金融發展規模和效率差異的解釋力最弱。當處于 0.2分位數水平時，固定資產投資差異、勞動生產率差異、金融發展規模差異的系數在統計上均顯著，分別為0.732 1、0.224 9和0.138 7，即固定資產投資差異系數分別是勞動生產率差異系數、金融發展規模差異系數的3.26倍和5.28倍，而勞動生產率差異系數亦是金融發展規模差異系數的1.62倍;當處于0.4分位數水平時，固定資產投資差異、勞動生產率差異、金融發展規模和金融發展效率差異的系數在統計上均顯著，分別為0.575 5、0.250 3、0113 1和-0.133 9，即固定資產投資差異系數分別是勞動生產率差異、金融發展規模和金融發展效率差異系數的2.3倍、5.09倍和4.3倍，而勞動生產率差異系數亦分別是金融發展規模和效率差異系數的2.2倍和1.87倍;當處于0.5和0.6分位數水平時，固定資產投資差異與金融發展效率差異的系數在統計上顯著，分別為0.419 2、-0.123 2和0.376 3、-0.120 2，即固定資產投資差異系數分別是金融發展效率差異系數的3.4倍和3.13倍;當處于0.8分位數水平時，只有固定資產投資差異與勞動生產率差異系數在統計上顯著，分別為0.498 7和0.209 1，即固定資產投資差異系數是勞動生產率差異系數的2.38倍。 　　4. 分位數回歸與OLS回歸結果的比較

　　基于同樣數據，采用傳統OLS回歸得到表4的結果。比較表3和4可以發現：

　　第一，OLS回歸中固定資產投資差異和勞動生產率差異對城鄉收入差距的影響最為顯著，方向與分位數回歸結果一致，兩者的彈性系數分別是0.521 3和0.212 4，明顯高于金融發展規模差異、金融效率差異和城鎮化等因素。這說明金融發展差異對城鄉收入差距的貢獻遠不及固定資產投資和勞動生產率差異那么大，且固定資產投資差異系數也是勞動生產率差異系數的2.45倍，說明了固定資產投資差異相對于勞動生產率差異對城鄉收入差距的影響更為重要，這與分位數回歸得到的結論一致。

　　第二，OLS回歸中金融發展規模差異對城鄉收入差距的影響在10%水平下接近顯著(P值為0.114 8);金融發展效率差異對城鄉收入差距的影響則在5%水平下顯著，這一結論貌似與分位數回歸結果有些不同。然而按照前文分位數回歸的結論，當城鄉收入差距位于中高分位數水平上時，金融發展規模差異系數統計上不顯著;當收入差距位于0.2和0.8分位數水平之間時，金融發展效率差異系數統計上顯著。OLS回歸的結論恰好說明城鄉收入差距的總體條件均值處于中高分位數水平上，也從側面證明了隨機擾動并不滿足正態分布的假定，采用分位數回歸得到的結果相對更穩健。

　　第三，金融發展規模和效率差異的彈性系數分別是0.082 9和-0.110 3，與分位數回歸結果的方向一致;同時，城鎮化水平的彈性系數不顯著，方向為負，說明城鎮化水平的提高有助于縮小城鄉收入差距。這些結論與分位數回歸結果相吻合。

　　第四，各變量的OLS回歸系數均介于不同分位數水平回歸相關系數的最大值與最小值之間，這也驗證了分位數回歸結果的合理性。

　　四、結論與政策建議

　　研究表明：(1)金融發展規模和效率差異并不是造成當前較大城鄉收入差距的主要原因，固定資產投資差異和勞動生產率差異才是拉大我國城鄉收入差距的罪魁禍首，且相對于勞動生產率差異，固定資產投資差異對城鄉收入差距擴大的貢獻更大;(2)隨著城鄉收入差距的不斷縮小，金融發展效率差異對城鄉收入差距的作用才慢慢凸顯，其作用方向為負，且影響效力呈現緩慢增長態勢;(3)當城鄉收入差距位于中低及低分位數水平時，金融發展規模差異才成為影響收入差距的重要因素，其彈性系數為正且隨著收入差距的縮小而不斷變大，這說明縮小金融發展規模的差異是該階段降低城鄉收入差距的重要舉措;(4)在相同分位點上，相對于金融發展規模和效率差異，固定資產投資差異和勞動生產率差異對城鄉收入差距的影響力更大;(5)不管處于何分位數水平上，城鎮化水平對收入差距的影響在統計上均不顯著，對高分位數水平的城鄉收入差距的緩解作用更是微乎其微。

　　鑒于以上分析和結論，縮小我國城鄉收入差距的路徑選擇，應根據城鄉收入差距本身所處的不同分位數水平采取差異化策略：(1)在高分位數水平階段，最有效的措施是縮小固定資產投資差異和勞動生產率差異。2010年底我國城鄉固定資產投資比已經攀升至6.64∶1，要解決城鄉收入差距的問題，必須縮小城鄉固定資產投資差異;此外，盡管城鄉勞動效率差異對城鄉收入差距的影響不如固定資產投資差異那么大，但仍需要不斷縮小城鄉勞動生產率差異，以盡快縮小城鄉居民收入差距。(2)在中低及低分位數水平階段，縮小金融發展規模差異成為縮小城鄉收入差距有益的補充措施，縮小金融發展規模差異的著力點在于有效地增加農村地區金融資源總量的供給。

　　推薦期刊：《中國金融》創刊于1950年，是中國人民銀行主管、中國金融出版社主辦的全國性金融政策指導類刊物。