基于中部六省面板數(shù)據(jù)的金融發(fā)展與收入差距研究

基于中部六省面板數(shù)據(jù)的金融發(fā)展與收入差距研究

自20世紀(jì)70年代末改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，2011年成為世界第二大經(jīng)濟(jì)帶。中國的國民收入和生活水平顯著提高，但人們的收入差距正在繼續(xù)上升。以山西省為例,根據(jù)《山西統(tǒng)計年鑒-2012》提供的數(shù)據(jù)測算,山西省城鄉(xiāng)人均收入比從2000年的2.48上升到2011年的3.24,與此對應(yīng),以基尼系數(shù)衡量的城鄉(xiāng)收入差距也從2000年的0.222上升到2011年的0.265。中部六省其他五省的城鄉(xiāng)人均收入比金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響大多數(shù)年份都在2.5以上,不少年份超過3,按照我們的計算方法,基尼系數(shù)一般大于0.25。近些年雖有下降趨勢,但仍在高位運(yùn)行,居民收入差距過大。正所謂“不患寡,而患不均”,收入分配的不均也會反過來對經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康增長帶來不利的影響,威脅社會和諧穩(wěn)定,這樣全面建設(shè)小康社會的目標(biāo)就不能真正實現(xiàn)。居民收入差距的主要表現(xiàn)在城鄉(xiāng)之間、區(qū)域之間、行業(yè)之間,其中城鄉(xiāng)收入差距對我國居民整體收入差距的貢獻(xiàn)最大。高帆(2012)［1］基于Theil指數(shù)二階嵌套分解,利用1978-2009年31個省份的數(shù)據(jù)實證研究了中國居民收入差距變動的趨勢和內(nèi)在機(jī)理,結(jié)果顯示,改革開放以來中國居民收入差距存在波動特征,城鄉(xiāng)居民收入差距對TheilT和TheilL變動的年均貢獻(xiàn)度分別為84.19%和75.33%。影響城鄉(xiāng)居民收入差距的因素眾多,作用機(jī)制也比較復(fù)雜,本文在吸收前人的研究成果的基礎(chǔ)上,以中部六省為研究對象,依據(jù)Chen,Hou和Jin提出的修正基尼系數(shù)方法對城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行測度,從金融發(fā)展角度探索中部六省城鄉(xiāng)收入差距的變化規(guī)律并給出相關(guān)的政策建議。本文根據(jù)《中共中央、國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)中部地區(qū)崛起的若干意見》和國家統(tǒng)計局最新的劃分辦法將我國的經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域。其中,中部包括山西、河南、湖北、安徽、江西和湖南共六個省。中部六省依靠全國10.7%的土地,承載全國28.1%的人口,創(chuàng)造全國約20%的GDP,是我國的人口大區(qū)、經(jīng)濟(jì)腹地和重要市場,在中國地域分工中扮演著重要角色。中部六省多是農(nóng)業(yè)大省,我國重要的糧棉油生產(chǎn)基地,六省區(qū)的面積約占全國的10%,糧食產(chǎn)量占全國的30%以上,油料占全國的40%以上。農(nóng)業(yè)人口比重較大,金融發(fā)展水平不能滿農(nóng)業(yè)增長、農(nóng)民增收的要求,農(nóng)民收入增長滯后于城市居民,所以本文以中部六省為例,找到金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響的機(jī)制、強(qiáng)度和方向,據(jù)此提出合理化建議,對縮小城鄉(xiāng)收入差距,實現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義,對其他地區(qū)也具有重要的示范和啟發(fā)意義。1金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距20世紀(jì)90年代以來,隨著大部分國家選擇市場經(jīng)濟(jì)體制,金融成為現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)的核心,金融發(fā)展與收入分配、經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系開始引起經(jīng)濟(jì)學(xué)者的興趣和研究。有些學(xué)者的研究表明金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長、收入分配之間存在一種動態(tài)的關(guān)系,或者金融發(fā)展需要一定的條件才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。GreengoodandJovanovic(1990)［2］率先建立一個內(nèi)生增長模型(簡稱“GJ”模型)來論證經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展和收入分配之間關(guān)系的變動趨勢,該模型認(rèn)為,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期,由于銀行根據(jù)個人的收入狀況向其提供金融服務(wù),收入較高的人能夠充分享受金融服務(wù),獲得融資,并進(jìn)而獲得投資收益,收入較低的人不愿支付金融服務(wù)的成本,沒有得到融資,很難進(jìn)行投資,也不會得到投資收益,因而收入分配狀況會惡化;而隨著經(jīng)濟(jì)的增長和金融中介組織的成長,原來收入較低的一些人積累了足夠的財富,能夠獲得金融服務(wù),進(jìn)而獲得投資收益,收入差距會縮小。收入分配隨金融發(fā)展呈現(xiàn)先惡化后改善的倒“U”形函數(shù)關(guān)系,這是庫茲涅茨“U”形曲線的擴(kuò)展。韓廷春(2001)［3］較早建立了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)機(jī)制的計量模型,采用中國1978-1999年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析,主要結(jié)論是技術(shù)進(jìn)步與制度創(chuàng)新是中國經(jīng)濟(jì)增長的最關(guān)鍵因素,只有與經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程相適應(yīng)的金融深化與利率政策才能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,單純追求金融發(fā)展和資本市場的數(shù)量擴(kuò)張的做法不能夠推動經(jīng)濟(jì)增長。也有學(xué)者認(rèn)為金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有時空差異。艾洪德、徐明圣、郭凱(2004)［4］的研究表明金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長存在因果關(guān)系,與投資增長之間存在因果關(guān)系,后者的結(jié)論不穩(wěn)定,東部和全國的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān),可是中、西部二者基本上是負(fù)相關(guān),且存在明顯的滯后效應(yīng)。尹希果、陳剛、程世騎(2007)［5］采用1978-2004年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析分析,金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距均表現(xiàn)為非同階單整變量,從而兩者不存在長期均衡關(guān)系,但從短期來看,在西部地區(qū)金融發(fā)展是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的Granger原因,而在東部地區(qū)這種關(guān)系不顯著。溫濤、董文杰(2011)［6］運(yùn)用1997-2008年的面板數(shù)據(jù)實證分析了財政金融支農(nóng)政策對城鄉(xiāng)收入差距的總體效應(yīng)與時空差異,發(fā)現(xiàn)財政金融支農(nóng)政策對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展均有顯著的正效應(yīng),財政支農(nóng)的正向促進(jìn)作用更強(qiáng),在2004年以后效應(yīng)明顯加強(qiáng),而金融支農(nóng)的促進(jìn)效應(yīng)有所下降。胡宗義、李鵬(2013)［7］運(yùn)用空間計量方法,利用從2003-2010年31個省市的相關(guān)數(shù)據(jù),對農(nóng)村正規(guī)金融與非正規(guī)金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響進(jìn)行了實證分析,發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距之間存在顯著的空間自相關(guān),農(nóng)村正規(guī)金融與非正規(guī)金融都對縮減城鄉(xiāng)收入差距具有積極的促進(jìn)作用,但是后者的影響更顯著,兩者的空間變量對縮減城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著。還有一些學(xué)者認(rèn)為金融發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。張立軍、湛泳(2006)［8］從農(nóng)村自身金融發(fā)展層面出發(fā),采用1978-2004年的全國相關(guān)數(shù)據(jù),分析了農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系。結(jié)果表明,因為農(nóng)村資金的不斷外流和非正規(guī)金融的不規(guī)范發(fā)展,導(dǎo)致農(nóng)村金融發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。陳斌開、林毅夫(2012)［9］理論模型和數(shù)值模擬結(jié)果表明政府發(fā)展戰(zhàn)略是金融抑制背后的根本原因,而金融抑制造成金融市場“機(jī)會不平等”,不利于窮人財富增長,甚至陷入貧困陷阱。若政府實施比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略,地方收入分配將不斷改善,若一再推行重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略,地方收入分配將趨于惡化,甚至導(dǎo)致長期“兩極分化”。與以上結(jié)論相反,部分學(xué)者認(rèn)為金融發(fā)展縮小了城鄉(xiāng)收入差距。Clarke、Xu和Zou(2003)［10］運(yùn)用全球91個國家1960-1995年的數(shù)據(jù)對金融部門的發(fā)展和收入差距進(jìn)行回歸分析,認(rèn)為金融發(fā)展會顯著降低收入分配的差距。Burgess和Pande(2005)［11］的研究發(fā)現(xiàn)1977-1990年間印度政府對商業(yè)銀行的干預(yù)政策使得大量商業(yè)商業(yè)銀行支行在農(nóng)村開設(shè),降低了印度農(nóng)村的貧困程度,大幅度縮小了城鄉(xiāng)收入差距。也有學(xué)者認(rèn)為,金融發(fā)展對收入分配的影響不顯著。陸銘、陳釗(2004)［12］的一個估計結(jié)果結(jié)果表明,在加入控制變量后,無論是否加入三個直轄市,金融發(fā)展指標(biāo)和金融支農(nóng)指標(biāo)對城鄉(xiāng)收入差距的的影響均不顯著。另有學(xué)者分別考察了金融發(fā)展的兩個指標(biāo),即金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率對城鄉(xiāng)收入差距的影響。姚翟軍(2005)［13］采用1978-2002的全國數(shù)據(jù)對金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系做出實證研究,結(jié)果表明兩者存在一種長期均衡的關(guān)系,金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距都具有雙向的Granger因果關(guān)系,前者與城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān),后者與城鄉(xiāng)收入差距負(fù)相關(guān)。胡金焱、盧立香(2009)［14］采用1986-2007年的省級面板數(shù)據(jù)對我國各省份金融發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距的因果關(guān)系進(jìn)行的實證分析表明,從長期看兩者的因果關(guān)系并不顯著,從短期看,金融發(fā)展規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距存在較明顯的雙向Granger關(guān)系,金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距之間的這種關(guān)系不明顯。以上文獻(xiàn)就金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長、收入分配的論述為本文提供了寶貴的借鑒。但是通過文獻(xiàn)梳理還發(fā)現(xiàn):第一,大多數(shù)的理論分析不夠深入,作用機(jī)制的闡述還不夠詳細(xì),大多數(shù)研究在文獻(xiàn)綜述后直接進(jìn)行實證研究,把實證研究所依據(jù)的計量經(jīng)濟(jì)理論模型及各種檢驗闡述得比較詳細(xì),而對背后所依據(jù)的經(jīng)濟(jì)理論、作用機(jī)制闡述得不夠深刻充分,如艾洪德、徐明圣、郭凱(2004);姚翟軍(2005);張立軍、湛泳(2006);葉志強(qiáng)、陳習(xí)定、張順明(2011)［15］;胡宗義、李鵬(2013)等,這樣單純依靠實證分析得出的結(jié)論難以讓人信服。第二,由于他們所使用的數(shù)據(jù)、指標(biāo)選擇、分析方法不同,得出的結(jié)論也不完全一致,所以還有進(jìn)一步深入研究的必要。第三,部分學(xué)者使用時間序列數(shù)據(jù)或橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析,如韓廷春(2001);張立軍、湛泳(2005);胡宗義、劉義文(2010)［16］;孫君、張前程(2012)［17］等,其中有的采用1950年以來的數(shù)據(jù),樣本量雖然相對大一些,但是卻忽略了中國改革開放帶來的金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長與收入差距的結(jié)構(gòu)變化問題,即便采用虛擬變量或變結(jié)構(gòu)協(xié)整或分階段回歸分析(卻導(dǎo)致樣本量減小,自由度降低),但效果十分有限;有的是采用1978年以來的數(shù)據(jù),能夠避免結(jié)構(gòu)變化的問題,但樣本量太少,單純時間序列數(shù)據(jù)分析中單位根和協(xié)整檢驗難以得到穩(wěn)健的結(jié)論。筆者認(rèn)為面板數(shù)據(jù)應(yīng)該將來自時間序列的信息和來自橫截面的信息結(jié)合起來,使其對單位根和協(xié)整關(guān)系的推斷檢驗更為直接和精確,才能更有效地克服時間序列中常見的多重共線性問題,提供更多的自由度,更好地測定單純時間序列和橫截面模型無法發(fā)現(xiàn)的影響因素,從而得到更準(zhǔn)確、穩(wěn)健的結(jié)論。第四,有的學(xué)者采用面板數(shù)據(jù),缺乏面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗,對全國進(jìn)行整體分析,卻忽略了地區(qū)差異,沒有把握某一地區(qū)的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長、收入差距的變化規(guī)律,如陸銘、陳釗(2004)等。基于以上四點(diǎn),本文首先對金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響的機(jī)制進(jìn)行深入地闡述,然后分析中部六省城鄉(xiāng)收入差距的現(xiàn)狀,接著采用2000-2011年中部六省的省級面板數(shù)據(jù),采用合理的指標(biāo),選擇合理的控制變量,進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗、協(xié)整檢驗、回歸分析,在這一過程中反復(fù)嘗試,最后得到了穩(wěn)健的結(jié)論。2金融結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距金融,顧名思義,就是資金的融通。Goldsmith(1969)［18］金融發(fā)展是指金融結(jié)構(gòu)的變化,這種變化既包括短期的變化也包括長期內(nèi)的變化,既是各個連續(xù)時期內(nèi)的金融交易流量也是對不同時點(diǎn)上的金融結(jié)構(gòu)的比較變化。而金融結(jié)構(gòu)則是指各種金融工具和金融機(jī)構(gòu)的形式、性質(zhì)及其相對規(guī)模,也就是說金融結(jié)構(gòu)是由金融工具與金融機(jī)構(gòu)共同決定的。關(guān)于金融發(fā)展對收入分配的作用機(jī)制,溫濤、冉光和、熊德平(2005)［19］認(rèn)為金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關(guān)系一直被隱含在金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的研究中,這說明要研究金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響就離不開研究其對經(jīng)濟(jì)增長的影響。金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的機(jī)制蘊(yùn)含著金融發(fā)展對收入增長的影響機(jī)制,金融發(fā)展通過影響經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)而影響城鄉(xiāng)收入差距。大體上說,金融發(fā)展主要通過以下途徑影響城鄉(xiāng)收入差距。2.1小額信貸主要體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級中弱化貧困效應(yīng)是指金融發(fā)展通過推動經(jīng)濟(jì)增長使低收入群體加快收入增加來縮小收入差距。這種效應(yīng)是通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和發(fā)揮微型金融功能實現(xiàn)的。金融作為資金需求者(借方)和資金供給者(貸方)的中介,將社會上的閑散資金集中起來,并將其貸給資金的需求者,提高資本的使用效率,加快資本的集聚和形成,有利于儲蓄轉(zhuǎn)化為投資,有效配置資源。而金融的發(fā)展加快資本的集聚和形成通過教育、培訓(xùn)等提高人力資本來提高加快技術(shù)進(jìn)步,提高全要素生產(chǎn)率,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。伍海華、張旭(2001)［20］產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長的核心特征,主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的變遷是經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)力量,而金融發(fā)展通過資本形成、資本導(dǎo)向、信用擴(kuò)張、產(chǎn)業(yè)整合等機(jī)制來推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。金融發(fā)展還能通過家庭教育提高人力資本和中小企業(yè)投資擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模實現(xiàn)就業(yè)來增加居民收入,從而抑制城鄉(xiāng)收入差距。通過發(fā)揮微型金融功能,金融機(jī)構(gòu)發(fā)展小額信貸為居民提供直接金融服務(wù),提高其收入。小額信貸主要為有生產(chǎn)能力的低收入群體如小企業(yè)主、個體工商戶、廣大農(nóng)民服務(wù)。小企業(yè)主、個體工商戶利用小額信貸改變初始資源稟賦,擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模,增加對非熟練勞動力的需求提高工資報酬率,增加低收入群體的收入。農(nóng)民利用小額信貸可以根據(jù)市場需求優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),特別是種植業(yè)結(jié)構(gòu),發(fā)展多種經(jīng)營,從而增加收入。彭建剛、吳玉梅(2010)［21］的調(diào)查研究表明,海南瓊中縣農(nóng)民利用小額信貸為其帶來的收入已經(jīng)占到家庭總收入的40%以上。2.2金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入差距非均衡性的影響非均衡效應(yīng)是指經(jīng)濟(jì)體由于金融資源有限或投資回報率差異使金融資源分布不均衡,從而對收入差距產(chǎn)生不利的影響。這種非均衡既包括地區(qū)非均衡,也包括城鄉(xiāng)非均衡。金融發(fā)展能推動經(jīng)濟(jì)增長,通過經(jīng)濟(jì)增長來影響收入分配,金融發(fā)展的非均衡也會影響經(jīng)濟(jì)增長,進(jìn)而影響收入分配。王婷(2010)［22］使用2000-2008年中國省際面板數(shù)據(jù)研究了區(qū)域金融資源配置差異與區(qū)域發(fā)展的非均衡性之間的關(guān)系進(jìn)行了研究,結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國各地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會發(fā)育程度以及開放程度等方面的差異對區(qū)域金融資源配置有著顯著影響,而且社會發(fā)展程度對金融發(fā)展的影響可能更加深遠(yuǎn)。張立軍、湛泳(2006)［23］使用1978-2004年的省級面板數(shù)據(jù)來實證檢驗金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距非均衡效應(yīng),結(jié)果發(fā)現(xiàn)東部和西部銀行貸款顯著擴(kuò)大了各自內(nèi)部的城鄉(xiāng)收入差距,但兩者存在差異,中部地區(qū)銀行貸款的影響不顯著;東部和中部農(nóng)業(yè)貸款對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的正向影響,西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)貸款的影響不顯著,這都說明金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的非均衡效應(yīng)是客觀存在的。我國,由于地域遼闊,東西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異明顯,投資回報率也必然存在差異,因為資本的逐利性促使金融發(fā)展相對集中于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),而經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)金融資源供給不足,從而制約經(jīng)濟(jì)增長,不利于收入差距的改善。另外,城鄉(xiāng)金融發(fā)展差距顯著,相對城市來說,農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)較少,農(nóng)村金融服務(wù)的覆蓋面低,金融服務(wù)產(chǎn)品比較單一,資金供給總量不足,這會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。2.3基于金融發(fā)展的兩因素政策設(shè)定門檻效應(yīng),通俗地講就是企業(yè)、居民等經(jīng)濟(jì)個體必須向金融機(jī)構(gòu)支付一定的金融服務(wù)成本才能獲取金融服務(wù),不同的經(jīng)濟(jì)個體由于初始財富水平不同,導(dǎo)致其獲取金融服務(wù)的能力也不同,從而影響他們的投資收益,進(jìn)而影響收入差距。在金融市場上,窮人的初始財富水平低,信譽(yù)差,無法獲得信貸支持,而城市或發(fā)達(dá)地區(qū)的生產(chǎn)者由于自身初始財富水平高,容易獲得金融市場的信貸規(guī)模來擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模,改善經(jīng)營管理,改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù),從而提高競爭力,謀取高額利潤,從而導(dǎo)致收入差距的擴(kuò)大。這種效應(yīng)同非均衡效應(yīng)一樣,都會形成惡性循環(huán),即不同經(jīng)濟(jì)體初始財富的差異,隨著時間的推移,也意味著未來收入差距的擴(kuò)大。GreengoodandJovanovic(1990)率先建立一個內(nèi)生增長模型(簡稱“GJ”模型)來論證經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展和收入分配之間的關(guān)系變動趨勢,該模型認(rèn)為,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期,由于銀行根據(jù)個人的收入狀況向其提供金融服務(wù),收入較高的人能夠充分享受金融服務(wù),獲得融資,并進(jìn)而獲得投資收益,收入較低的人不愿支付金融服務(wù)的成本,沒有得到融資,很難進(jìn)行投資,也不會得到投資收益,因而收入分配狀況會惡化;而隨著經(jīng)濟(jì)的增長和金融中介組織的成長,原來收入較低的一些人積累了足夠的財富,能夠獲得金融服務(wù),進(jìn)而獲得投資收益,收入差距會縮小。收入分配隨金融發(fā)展呈現(xiàn)先惡化后改善的倒“U”形函數(shù)關(guān)系,這是庫茲涅茨“U”形曲線的擴(kuò)展。這種效應(yīng)可以從供求兩方面來講,供給方面是金融部門的必須獲得一定的收益,需求方面是指需求者的財富水平、經(jīng)濟(jì)行為有關(guān)。在我國,城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)長期存在,農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民由于各自的財富水平和信譽(yù)存在較大的差異,所以他們獲得的金融服務(wù)如貸款、理財服務(wù)也相應(yīng)存在較大的差異,導(dǎo)致他們的投資收益也有較大的差異,于是形成了有差距的城鄉(xiāng)居民收入增長態(tài)勢,并且這種態(tài)勢如果沒有其他因素的介入將難以扭轉(zhuǎn)。以上幾點(diǎn)深入地闡述了金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長、收入分配的機(jī)制,不可否認(rèn)前人也對此有過論述,但是本文的論述相對貼近我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的現(xiàn)實。在現(xiàn)實的社會經(jīng)濟(jì)生活中,以上三種效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距是綜合發(fā)揮效應(yīng)的,究竟哪一種效應(yīng)占主導(dǎo),我們不敢妄加判斷,因此還需要借助于實證分析。3金融交易的發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的驗證分析3.1城鄉(xiāng)收入差距的定量分析我們借鑒Clark,Xu和Zou(2003)的研究模型,為了深入探討金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響,本文首先建立了如下的回歸方程:一般地,在社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中,如果在初期時某一經(jīng)濟(jì)體的城鄉(xiāng)收入差距就已經(jīng)存在,那么這種差距也會對未來幾年該經(jīng)濟(jì)體的城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生一定的影響,在其他條件變的情況下,這種差距會持續(xù)下去,這說明城鄉(xiāng)收入差距的演變具有某種慣性,為了在定量分析這種慣性的影響,為了簡單起見,我們只對被解釋變量滯后一期,我們因此在方程(1)中添加,于是有方程(2):在回歸方程(2)中,GINI:衡量城鄉(xiāng)收入差距的基尼系數(shù);JRFZ:金融發(fā)展,包括金融發(fā)展規(guī)模JRGM和金融發(fā)展效率JRXL;Xj:一系列控制變量,包括城鎮(zhèn)化URBAN、人力資本HC、農(nóng)林水事務(wù)支出NLS、第一產(chǎn)業(yè)比重DYCY、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)比重DERCY,就是我們所要估計的方程。3.2《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》中8年數(shù)據(jù)是什么本文所使用的數(shù)據(jù)來自于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、中部六省各省份統(tǒng)計年鑒2009-2012、中國統(tǒng)計年鑒-2000-2012、《湖南省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報2009-2011》推算。需要說明的是,因為《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》編寫時,第二次全國經(jīng)濟(jì)普查數(shù)據(jù)尚在審核匯總中,所以《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》中2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)如果與中部六省2008年的統(tǒng)計年鑒中的對應(yīng)數(shù)據(jù)不相符時,我們以中部六省2008年的統(tǒng)計年鑒中的對應(yīng)數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。我們的數(shù)據(jù)或者直接來自于以上統(tǒng)計資料,或根據(jù)以下給出的計算方法推算得到。3.2.1城鄉(xiāng)收入差距基尼系數(shù)目前衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)有很多,比如城鄉(xiāng)人均收入比、變異系數(shù)、泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)等,其中基尼系數(shù)的使用較為廣泛,基尼系數(shù)的計算方法也比較多,我們采用李小克、鄭小三(2012)［24］的城鄉(xiāng)居民收入差距的基尼系數(shù)GINI計算公式:其中,GINIit是衡量城鄉(xiāng)收入差距的基尼系數(shù),Wr、Wu分別表示農(nóng)村、城鎮(zhèn)人口比重,Yr、Yu分別表示農(nóng)村居民家庭人均純收入、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入。顯然式(3)表示GINIit以城鄉(xiāng)人口之比為權(quán)重,對城鄉(xiāng)居民人均收入比進(jìn)行加權(quán)的平均值。根據(jù)我們的計算,我國整體和中部六省的城鄉(xiāng)收入差距基尼系數(shù)如圖1。從圖1可以看出,中部六省和全國的城鄉(xiāng)收入差距的基尼系數(shù)波動基本一致。2004年之前都呈上升趨勢,2004年都明顯下降,此后到2006年,七條折線再次向上凸起,表明這一時期,城鄉(xiāng)收入差距又一次拉大,從2006年-2008年,折線非常平穩(wěn),2009年以來,基尼系數(shù)都有明顯下降,山西最高,湖北最低,全國居中。從2009-2010年只有山西的基尼系數(shù)在上升。3.2.2對金融發(fā)展規(guī)模的評價(1)金融發(fā)展規(guī)模JRGM。Goldsmith(1969)提出,可以用金融相關(guān)率來衡量金融發(fā)展規(guī)模,金融相關(guān)率是度量區(qū)域金融發(fā)展規(guī)模的綜合指標(biāo),指的是某一時點(diǎn)上現(xiàn)存金融資產(chǎn)與當(dāng)期國民財富之比,采用金融資產(chǎn)總值占GDP(生產(chǎn)總值)的比重來計算,但是分省的金融資產(chǎn)總值難以估計,我們只好采用金甌(2011)［25］金融機(jī)構(gòu)年底貸款余額與城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額之和與地區(qū)GDP的比值作為金融發(fā)展規(guī)模的指標(biāo)JRGM,該指標(biāo)越大,表明城鄉(xiāng)居民存款越多,利息收入越高,還表明中小企業(yè)主、個體工商戶、農(nóng)民獲得的貸款規(guī)模和機(jī)會就有可能越大,改變初始資源稟賦,越能擴(kuò)大投資規(guī)模,加快資本的形成和集聚,他們的收入增長越快,城鄉(xiāng)收入差距越小,前面的符號應(yīng)該為顯著為負(fù)。即JRGM=(金融機(jī)構(gòu)年底貸款余額+城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額)/地區(qū)GDP。3.2.3城鄉(xiāng)收入差距的縮小(1)城市化URBAN。城市化也被稱為城鎮(zhèn)化,是由農(nóng)業(yè)為主的傳統(tǒng)鄉(xiāng)村社會向以工業(yè)和服務(wù)業(yè)為主的現(xiàn)代城市社會逐漸轉(zhuǎn)變的歷史過程。城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有雙重性。一方面,農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn),有利于增加農(nóng)村人均耕地面積,可以提高農(nóng)業(yè)邊際勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入,農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工經(jīng)商獲得的收入一般相對高于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收入,其中一部分收入回寄到農(nóng)村,進(jìn)城的農(nóng)村勞動力同城市的勞動力競爭,會降低城市居民的工資率,也都會促使城鄉(xiāng)收入差距縮小。另一方面,進(jìn)城的勞動力大多是青壯年,受教育程度高,而留在農(nóng)村的大多是老人、婦女、兒童等,這不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的推廣,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整,加上農(nóng)產(chǎn)品的需求彈性低,這樣能農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件會惡化,城市能夠吸引人才、技術(shù)、資本,城市的經(jīng)濟(jì)增長快于農(nóng)村,城市居民的收入增長比農(nóng)民快,這又不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。潘文軒(2010)［27］的研究表明城市化與工業(yè)化對農(nóng)民收入的提高具有正效應(yīng),但是,城市化縮小了城鄉(xiāng)收入差距,而李憲印(2011)［28］的研究認(rèn)為城市化進(jìn)程對擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距具有長期影響。本文使用城鎮(zhèn)人口比重來衡量城鎮(zhèn)化。而中部六省農(nóng)業(yè)人口多,耕地面積有限,人均占有耕地少,加上農(nóng)業(yè)技術(shù)、機(jī)械化在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的推廣,農(nóng)村剩余勞動力增加,農(nóng)業(yè)剩余勞動力到城市務(wù)工,可以使他們獲得相對于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)高的收入,反過來也可以減緩人地矛盾壓力,增加農(nóng)業(yè)投入,從而增加農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入,這有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。(2)人力資本HC。受教育水平的提高可以使勞動者豐富知識,提高勞動技能,而勞動能力是所有健康的窮人最可貴的資本。一般地,一個人受教育水平越高,在勞動力市場上的競爭力越強(qiáng),工資率越高。楊俊、黃蕭、李曉羽(2008)［29］認(rèn)為收入分配不平等導(dǎo)致教育不平等,教育不平等的改進(jìn)并沒有促進(jìn)收入分配的改善,兩者并非簡單的線性關(guān)系,但是教育擴(kuò)展有利于教育和收入分配不平等的改善。人力資本越高,意味著全社會成員普遍接受的教育水平越高,教育水平不均等相應(yīng)減小,人力資本存量的趨同有利于縮小城鄉(xiāng)收入收入差距,所以人力資本對城鄉(xiāng)收入差距的影響應(yīng)該顯著為負(fù)。我們采用每萬人口中在校大學(xué)生的數(shù)量來衡量人力資本(HC)。(3)農(nóng)林水事務(wù)支出NLS。政府農(nóng)林水事務(wù)支出,包括農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出、水利支出、扶貧支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出等。這些支出有利于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件,加快農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣,提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力,促進(jìn)農(nóng)民增產(chǎn)增收,我們預(yù)測農(nóng)林水事務(wù)支出前的系數(shù)應(yīng)該顯著為負(fù)。鄧璇(2011)［30］的研究表明政府的農(nóng)林水事務(wù)支出能夠顯著縮小城鄉(xiāng)間相對收入差距。需要指出的是,我國財政支出科目在2007年做出重大調(diào)整,因此為了具有可比性,2000-2006年的數(shù)據(jù)來自于新中國六十年統(tǒng)計資料匯編,2007-2011年的數(shù)據(jù)來自于中部各省統(tǒng)計年鑒。我們以政府的農(nóng)林水事務(wù)支出占政府一般預(yù)算支出的比重來衡量。(4)第一產(chǎn)業(yè)比重、第二產(chǎn)業(yè)比重DYCY、DERCY。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是指各產(chǎn)業(yè)的構(gòu)成及各產(chǎn)業(yè)之間的聯(lián)系和比例關(guān)系。經(jīng)濟(jì)增長不僅表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)總量的增長,還表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定著資本的技術(shù)構(gòu)成,從理論上說,隨著技術(shù)的進(jìn)步,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的資本的技術(shù)構(gòu)成不斷提高,對勞動力的需要是逐漸降低的。所以陳斌開、林毅夫(2012)我國曾長期實行重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略,導(dǎo)致資本吸納的勞動力降低,農(nóng)業(yè)從業(yè)人員增加,農(nóng)村從業(yè)人員的工資率降低,從而不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。資本的技術(shù)構(gòu)成決定著對勞動力的需求,由于第一產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員大多是農(nóng)民,第一產(chǎn)業(yè)的增加值占GDP的比重越大,農(nóng)民的收入就越高,就越有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。第二產(chǎn)業(yè)的增加值占GDP的比重越大,若是技術(shù)、資金密集型產(chǎn)業(yè)的增加值在第二產(chǎn)業(yè)中的占比越大,就意味著資本的技術(shù)構(gòu)成越高,對勞動力的需求越小,在勞動力供給不變的情況下,勞動力要素市場會處于買方壟斷,就會對勞動力的要求提高,從而不利于進(jìn)城務(wù)工的農(nóng)民工資性收入的提高;若是勞動密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展較快,則對勞動力的需求就較大,在勞動力供給不變的情況下,進(jìn)城務(wù)工的農(nóng)民工資性收入提高,從而有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小,至于這兩方面哪方面對農(nóng)民收入增長、城鄉(xiāng)收入差距的作用大一些,還需要實證檢驗。所以第二產(chǎn)業(yè)的比重對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向及顯著性不確定。3.3m-pesaran-可選擇型檢驗amesimp為了平抑?jǐn)?shù)據(jù)的劇烈波動、消除可能出現(xiàn)的異方差和嚴(yán)重的多重共線性,我們的所有指標(biāo)都取自然對數(shù)。為了避免偽回歸的問題,我們需要對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗。常用的檢驗方法有LLC、Breitung、Hadri、Im-Pesaran-Skin、Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗,前三種是相同根情形下的單位根檢驗,后三種是不同根情形下的單位根檢驗,除了Hadri檢驗外,其余的檢驗方法的原假設(shè)都是面板數(shù)據(jù)含有單位根。其檢驗原理和形式詳見高鐵梅(2009)［31］。需要指出的是LLC和Fisher-ADF檢驗最為常用,我們采用這兩種檢驗方法,并且兩種檢驗方法的結(jié)果一致時才能得到一致的結(jié)論。檢驗對象是原序列(Level),對于滯后期的選擇依據(jù)施瓦茨(Schwarz)準(zhǔn)則來確定。表1報告了各變量的單位根檢驗結(jié)果。表1表明各變量均至少在10%的顯著下平穩(wěn),這樣接下來進(jìn)行協(xié)整分析和回歸分析也不會出現(xiàn)偽回歸問題。3.4面板變量的協(xié)整檢驗面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗結(jié)果表明各變量都是平穩(wěn)序列,可進(jìn)行協(xié)整檢驗。我們使用Pedroni和Kao提出的檢驗方法來檢驗變量之間是否存在因果關(guān)系。兩種檢驗方法的原假設(shè)都是面板變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。Pedroni提出了基于EngleandGranger二步法的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法,它以協(xié)整方程的回歸殘差為基礎(chǔ)構(gòu)造了七個統(tǒng)計量來檢驗面板變量之間的協(xié)整關(guān)系。這七個統(tǒng)計量是Panelv-Statistic、Panelrho-Statistic、PanelPP-Statistic、PanelADF-Statistic四個組內(nèi)統(tǒng)計量和Grouprho-Statistic、GroupPP-Statistic、GroupADF-Statistic三個組間統(tǒng)計量。對于時間T<20的小樣本來說,PanelADF和GroupADF的檢驗效果較好,PanelPP和GroupPP次之,其余三個檢驗效果較差。本文研究的時間跨度為2000—2011年(T=12),因此根據(jù)PanelADF和GroupADF統(tǒng)計量進(jìn)行協(xié)整檢驗。需要指出的是,Pedroni檢驗最多只能包含7個變量,并且不能檢驗變量的滯后項,可是本文共有8個變量,因此檢驗變量中沒有面板變量lnGI-NI(-1),也沒有包含所有變量,所有變量的檢驗只好用Kao提出的檢驗方法進(jìn)行協(xié)整檢驗。基于以上認(rèn)識,我們只給出Pedroni檢驗的PanelADF、GroupADF兩個統(tǒng)計量和Kao檢驗的結(jié)果,檢驗對象(1)的變量為lnGINI、lnJRGM、lnJRXL,檢驗對象(2)的變量為lnGINI、lnJRGM、lnURBAN、lnHC、lnNLS、lnDYCY、lnDERCY,檢驗對象(3)的變量lnGINI、lnJRXL、lnURBAN、lnHC、lnNLS、lnDYCY、lnDERCY,檢驗對象(4)的變量為lnGINI、lnJRGM、lnJRXL、lnURBAN、lnHC、lnNLS、lnDYCY、lnDERCY。表2報告了面板變量的協(xié)整檢驗結(jié)果。檢驗對象(1)、(2)、(3)中的面板變量的Pedroni檢驗和Kao檢驗均至少在5%的顯著性水平上拒絕了面板變量不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè),檢驗對象(4)在1%的水平上拒絕了面板變量不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。所以,兩種檢驗都表明中部六省城鄉(xiāng)收入差距l(xiāng)nGINI與金融發(fā)展規(guī)模lnJRGM、金融發(fā)展效率lnJRXL、城市化lnURBAN、人力資本lnHC、農(nóng)林水事務(wù)支出比重lnNLS、第一產(chǎn)業(yè)比重lnDYCY、第二產(chǎn)業(yè)lnDERCY存在著協(xié)整關(guān)系。3.5金融發(fā)展效率對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響我們我們對回歸方程(2)進(jìn)行估計,回歸方程中被解釋變量是中部六省的城鄉(xiāng)收入差距的基尼系數(shù)lnGINI,重點(diǎn)解釋變量2個:金融發(fā)展規(guī)模lnJRGM和金融發(fā)展效率lnJRXL,控制變量5個:分別為城市化lnJRXL、人力資本lnHC、農(nóng)林水事務(wù)支出lnNLS、第一產(chǎn)業(yè)lnDYCY、第二產(chǎn)業(yè)lnDERCY。模型1包含所有的重點(diǎn)解釋變量,不包含控制變量;模型2和模型3都分別包含1個重點(diǎn)解釋變量和所有的控制變量,模型4包含所有的重點(diǎn)解釋變量和控制變量。每個模型分別用Hauseman檢驗確定是個體(時間)隨機(jī)效應(yīng)還是是個體(時間)固定效應(yīng),模型1、2、3、4分別有兩個估計結(jié)果。模型2、3、4可以進(jìn)行是時間隨機(jī)效應(yīng)還是時間固定效應(yīng)的Hause-man檢驗,結(jié)果表明均至少在5%的顯著性水平上拒絕個體隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè),所以采用時間固定效應(yīng)來估計?？墒怯捎诒疚闹袡M截面過少,模型2、3、4也無法進(jìn)行個體隨機(jī)效應(yīng)還是個體固定效應(yīng)的Hauseman檢驗,相應(yīng)地,在模型2、3、4中個體固定效應(yīng)的Hauseman檢驗及其P值缺省,不過我們?nèi)匀粓蟾媪四Ｐ?、3、4的個體固定效應(yīng)的估計結(jié)果以便比較。因為模型1、2、3、4均含有被解釋變量的滯后項,因此使得判斷是否序列相關(guān)的D.W.檢驗失效,不過我們?nèi)匀豢梢宰鳛閰⒖?。我們首先對模?、2、3、4的個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)的Adj-R2、F值進(jìn)行比較,我們可以認(rèn)為,模型1、2、3、4的時間固定效應(yīng)相應(yīng)優(yōu)于個體固定效應(yīng)的估計結(jié)果。表3及續(xù)表報告了回歸方程(2)的估計結(jié)果。在不加入任何控制變量的模型1,金融發(fā)展規(guī)模lnJRGM對城鄉(xiāng)收入差距具有非常微弱的負(fù)面影響,在統(tǒng)計上也不顯著,而金融發(fā)展效率lnJRXL能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距,而且在數(shù)值上達(dá)到了-0.032,顯著性達(dá)到了1%。在添加所有控制變量的模型2,金融發(fā)展規(guī)模和模型1中對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向和顯著性相同,都具有非常微弱的負(fù)面影響,且不顯著,而金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距負(fù)相關(guān),數(shù)值上達(dá)到了-0.025,顯著性達(dá)到了1%。在添加所有重點(diǎn)解釋變量和控制變量的模型4中,金融發(fā)展規(guī)模起到了顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用,并且數(shù)值上達(dá)到了0.024,在10%的水平上顯著,這和我們的預(yù)期相符,這也和我們的預(yù)期相符。金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距負(fù)相關(guān),數(shù)值上增加到-0.036,并且在1%的水平上顯著。需要特別指出的是,我們在指標(biāo)選擇時論述過這一指標(biāo)的含義,它表示城鄉(xiāng)居民每向金融機(jī)構(gòu)存款一元錢,商業(yè)銀行對外貸款的數(shù)額,該比值越小,反應(yīng)出商業(yè)銀行的貸款越注重效率,力求降低風(fēng)險,金融效率越高,商業(yè)銀行提高貸款門檻來發(fā)放貸款,這樣中小企業(yè)、農(nóng)民就處于不利地位,因此該指標(biāo)越小,金融發(fā)展效率越高,越拉大城鄉(xiāng)收入差距;該指標(biāo)越大,金融發(fā)展效率越低,銀行貸款越不注重貸款質(zhì)量,中小企業(yè)、農(nóng)民獲得銀行貸款的可能性增大,越有可能縮小城鄉(xiāng)收入差距。而根據(jù)我們對該指標(biāo)的測算,中部六省2000-2011年的這一指標(biāo)數(shù)值都不斷降低,說明銀行對外貸款越來越注重效率。再看我們的估計結(jié)果,顯著為負(fù),這說明,隨著銀行對外貸款越來越注重效率、貸款質(zhì)量,對外貸款越謹(jǐn)慎,金融發(fā)展效率對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大具有有顯著的正向影響。我們可以總結(jié)出,金融發(fā)展規(guī)模在所有變量的綜合作用下能夠顯著縮小城鄉(xiāng)差距,金融發(fā)展效率對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大具有顯著的正向影響,前者的影響弱于后者,因此金融發(fā)展總體上顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。這與劉義文、胡宗義(2010)［32］等的研究結(jié)果相反,王征、魯釗陽(2011)［33］等的研究結(jié)論一致。農(nóng)村存款日益增加,而農(nóng)村、中小企業(yè)貸款困難,可供抵押的資產(chǎn)有限,可獲得的貸款卻日益相對減少,大量農(nóng)村儲蓄流向了城市,相當(dāng)于農(nóng)村在為城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展積累資金,這是金融發(fā)展擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的內(nèi)在機(jī)制。事實上,在中部六省的農(nóng)村,由于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)收入低,再加上信息不對稱,金融機(jī)構(gòu)為了貸款收益,對他們申請貸款,獲取金融服務(wù)采取歧視性的措施,例如撤并農(nóng)村的營業(yè)網(wǎng)點(diǎn)等。這導(dǎo)致鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、農(nóng)民很難從金融機(jī)構(gòu)獲得貸款和其他金融服務(wù),農(nóng)民很少懂得“理財”、投資的概念,這影響他們的農(nóng)業(yè)投入,不利于調(diào)整農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),收入很難以較快的速度增長,因此,城鄉(xiāng)收入差距在這樣的金融發(fā)展背景下拉大了,又因為城鄉(xiāng)收入差距一旦出現(xiàn)、擴(kuò)大,便具有較強(qiáng)的慣性影響,積重難返,城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)擴(kuò)大就成為必然的趨勢了。再來看控制變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響,模型2、3、4的估計結(jié)果表明,第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)的比重的提高顯著降低了城鄉(xiāng)收入差距,且后者的影響強(qiáng)于前者,并且比較穩(wěn)健,前者和我們的討論結(jié)果相符,后者的實證檢驗讓我們得知第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也是有利于顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距的。這與劉叔申、呂凱波(2011)［34］的研究結(jié)論相一致,而與李小克、鄭小三(2012)的結(jié)果相反。本文的這一研究結(jié)論表明,在中部六省,推廣農(nóng)業(yè)技術(shù),培育新型農(nóng)民,發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè),增強(qiáng)農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力,提高農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率,調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),提高農(nóng)業(yè)效益,提高農(nóng)業(yè)增加值和比重,就能增加農(nóng)民的家庭經(jīng)營性收入,使農(nóng)民收入持續(xù)增加,縮小城鄉(xiāng)收入差距。在發(fā)展高產(chǎn)、優(yōu)質(zhì)、高效現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)上,大力發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè),提高農(nóng)產(chǎn)品附加值,就能促進(jìn)剩余勞動力就業(yè),就能夠大幅度增加農(nóng)民的工資性收入,就能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。結(jié)果還表明,城鎮(zhèn)化對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用強(qiáng)于第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)的,這與我們的預(yù)期相符,也與陸銘、陳釗(2004)和潘文軒(2010)的研究結(jié)果一致,但是與李憲印(2011)的研究結(jié)果相反。人力資本就是每萬人中在校大學(xué)生的人數(shù),具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用,但是都不顯著,這不符合我們的預(yù)期。這可能是因為高校畢業(yè)生,無論來自城鎮(zhèn)還是農(nóng)村,幾乎傾向于在城市,特別是在大城市工作,具有較高素質(zhì)的人通過升學(xué)、婚嫁等途徑成為了城市居民,造成了農(nóng)村人力資本的外溢,這在促進(jìn)了城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的同時,這導(dǎo)致農(nóng)村的人力資本降低。留在農(nóng)村的勞動力大多婦女、兒童、老人等弱勢群體,身體素質(zhì)不高,科學(xué)文化素質(zhì)相對低