摘要：金融抑制被認(rèn)為是導(dǎo)致我國扭曲的金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距的最主要原因，而東西部金融發(fā)展的市場化水平差異使得金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距也表現(xiàn)出非完全一致的關(guān)系。本文運(yùn)用面板單位根和VAR模型的實(shí)證結(jié)果表明，無論是東部還是西部地區(qū)，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，從而并未支持二者之間長期均衡關(guān)系的存在；但從短期來看，西部金融發(fā)展顯著的構(gòu)成了城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的Granger原因，而這種因果關(guān)系在東部地區(qū)卻并不顯著。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；金融抑制；城鄉(xiāng)收入差距

中圖分類號(hào)：F832 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1002—2848—2007(01)－0015—10

一、引 言

金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是一個(gè)古老而永恒的話題。斯密、李嘉圖等古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家早就認(rèn)識(shí)到銀行可以通過信用流通工具的創(chuàng)造，節(jié)省流通費(fèi)用，減少一國非生產(chǎn)性資本的占用，以及積聚零散的民間資本，促進(jìn)社會(huì)現(xiàn)實(shí)資本的流動(dòng)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。后來，熊比特(1934)發(fā)現(xiàn)，銀行不僅有媒介資本的功能，而且還有信用創(chuàng)造的功能，即銀行通過購買力的創(chuàng)造，將資金不斷的投向創(chuàng)新活動(dòng)領(lǐng)域，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。隨著戈德史密斯，麥金農(nóng)和肖對(duì)金融發(fā)展理論所做出的開創(chuàng)性研究以來，學(xué)者們繼續(xù)深化了該領(lǐng)域的研究，并逐漸認(rèn)識(shí)到金融體系在動(dòng)員儲(chǔ)蓄、分散風(fēng)險(xiǎn)、甄別項(xiàng)目、監(jiān)控企業(yè)以及平滑交易等方面所發(fā)揮的積極作用，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向作用，大量的實(shí)證研究也支持了這種看法。

但麥金農(nóng)(1973)和肖(1973)同樣也注意到了發(fā)展中國家普遍存在的金融抑制現(xiàn)象，主要表現(xiàn)為政府為了刺激投資，利用行政力量人為的壓低利率，并對(duì)信貸實(shí)行配額配給，扭曲了資源的配置。其結(jié)果是政府所能滿足的往往只是重點(diǎn)發(fā)展的現(xiàn)代部門和國營大中型企業(yè)或少數(shù)特權(quán)階層的資金需求，而為數(shù)眾多的小企業(yè)、小商人和農(nóng)戶則被排斥在金融市場之外，這必然會(huì)加劇經(jīng)濟(jì)和金融的二元化傾向。

中國是一個(gè)典型的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的國家，其城鄉(xiāng)收入差距堪稱“世界之最”(李實(shí)，岳希明)。西方學(xué)界普遍認(rèn)為發(fā)展中國家的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)主要是源于這些國家所采取的城市偏向的經(jīng)濟(jì)政策，并主要從一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策和政治結(jié)構(gòu)出發(fā)給予了解釋^①。國內(nèi)學(xué)者也主要從我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略(林毅夫，等)和政治結(jié)構(gòu)(蔡防，楊濤)出發(fā)很好的解釋了我國城市偏向的經(jīng)濟(jì)政策。由于金融部門在資本形成及配置中的核心作用，其也成為了政府部門為推行城市偏向的經(jīng)濟(jì)政策而被重點(diǎn)壓抑的部門，可以說金融抑制是我國金融體系最主要的特征之一。正是基于這樣的立論基礎(chǔ)，近年來國內(nèi)學(xué)者開始關(guān)注我國的金融發(fā)展對(duì)收入差距的影響。(章奇，等)在這方面做出了開創(chuàng)性的研究，他們認(rèn)為：首先，中國高度壟斷的金融結(jié)構(gòu)不利于向農(nóng)戶和中小鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)提供貸款。其次，由于政府對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和金融體制的管制，導(dǎo)致中國的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)無意向農(nóng)村和農(nóng)業(yè)提供貸款或在這方面缺乏效率。最后，隨著中國金融發(fā)展程度的提高，政府從80年代末開始越來越依賴于金融系統(tǒng)來干預(yù)經(jīng)濟(jì)，并向少數(shù)國有大企業(yè)提供資金。所有這些因素都導(dǎo)致中國扭曲的金融發(fā)展會(huì)拉大城鄉(xiāng)收入差距。他們的實(shí)證結(jié)果顯著地支持了這一點(diǎn)。但陸銘、陳釗采用同章奇，等(2004)同樣的指標(biāo)來度量金融發(fā)展水平，其實(shí)證結(jié)果卻并不支持章奇，等(2004)的結(jié)論。對(duì)此的一個(gè)合理理解是，他們采用的面板回歸沒能消除變量的內(nèi)生性，以及沒有考慮到數(shù)據(jù)的生成過程，從而導(dǎo)致了模型估計(jì)結(jié)果的偏誤。為此，姚耀軍叫在一系列論文中采用1978—2002年全國層面上的總量數(shù)據(jù)，運(yùn)用向量誤差修正模型(VAR)和Granger因果檢驗(yàn)再次驗(yàn)證了中國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，并得出金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大之間存在Granger因果關(guān)系的結(jié)論。但由于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的適用前提是大樣本信息量Sims，姚耀軍(2004；2005)的研究結(jié)論由于其所采用的樣本量過小而缺乏足夠的說服力。

我國當(dāng)前的金融體制改革已經(jīng)進(jìn)入了相當(dāng)艱苦的攻堅(jiān)階段，同時(shí)城鄉(xiāng)差距的拉大也令人感到憂慮，能否更為全面和深入的了解金融發(fā)展與各種經(jīng)濟(jì)社會(huì)現(xiàn)象之間的關(guān)系將直接關(guān)系到金融體制改革的成敗以及經(jīng)濟(jì)社會(huì)的和諧發(fā)展。有鑒于此，本文將采用面板單位根和VAR模型再次驗(yàn)證我國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系。另外，由于我國的經(jīng)濟(jì)改革在空間上的非均衡性，不僅導(dǎo)致了省際間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在巨大差距，而且金融發(fā)展的規(guī)模和效率(包括農(nóng)村金融發(fā)展的規(guī)模和效率)也存在明顯的地區(qū)差異(周立、胡鞍鋼；尹希果，等)，因而金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系在地區(qū)層面上必然也會(huì)表現(xiàn)出非完全一致的關(guān)系。因此，我們將把樣本劃分為東西兩大區(qū)域進(jìn)行實(shí)證。

本文第二部分是對(duì)金融發(fā)展和收入分配相關(guān)研究文獻(xiàn)的綜述；第三部分描述了地區(qū)金融發(fā)展在規(guī)模和市場化水平上的差異，并分析了這些差異可能對(duì)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的影響；第四部分是對(duì)相關(guān)研究方法的介紹，以及構(gòu)建本文的計(jì)量模型；第五部分是計(jì)量檢驗(yàn)以及對(duì)結(jié)果的討論；最后，是全文的總結(jié)。

二、金融發(fā)展與收入分配：文獻(xiàn)綜述

在對(duì)收入分配問題的理論研究文獻(xiàn)中，美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Kuznets提出了著名的“庫茲涅茨”假說(也稱“倒U型假說”)，他認(rèn)為：一國在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，如果按照經(jīng)濟(jì)增長水平的高低劃分為不同階段，則早期的經(jīng)濟(jì)增長將帶來收入差距的擴(kuò)大；中期經(jīng)濟(jì)增長趨于穩(wěn)定，收入差距隨之保持穩(wěn)定；后期經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)入成熟階段，經(jīng)濟(jì)增長水平放慢，此時(shí)收入差距則將不斷縮小，即收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間服從倒U型曲線關(guān)系。雖然“倒U型假說”從提出以來就存在不斷的爭論，但其無疑也成為每一位研究收入分配的學(xué)者首先考慮和討論的問題。自戈德史密斯(1969)、麥金農(nóng)(1973)和肖(1973)創(chuàng)立了金融發(fā)展理論以來，經(jīng)濟(jì)學(xué)家普遍認(rèn)識(shí)到金融體系在動(dòng)員儲(chǔ)蓄、分散風(fēng)險(xiǎn)、甄別項(xiàng)目、監(jiān)控企業(yè)以及平滑交易等方面對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向作用。因而，經(jīng)濟(jì)增長被理所當(dāng)然的看作金融發(fā)展作用于收入分配的重要渠道。

Greenwood and Jovanovic在一個(gè)動(dòng)態(tài)模型中討論了經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展和收入分配三者之間的關(guān)系。在他們的模型中，經(jīng)濟(jì)增長將能為金融中介的發(fā)展提供必要的資金，而金融中介的發(fā)展反過來也將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的早期，由于金融中介不發(fā)達(dá)，經(jīng)濟(jì)增長緩慢，同時(shí)由于利用金融市場融資需要支付一定的固定成本，此時(shí)只有富人才能支付該成本，利用金融市場融資去經(jīng)營高風(fēng)險(xiǎn)、高收益的投資項(xiàng)目。窮人和富人由于初始財(cái)富的不同，其財(cái)富積累的速度也不同，此時(shí)收入差距將擴(kuò)大。但由于進(jìn)人金融市場融資的成本是固定的，隨著經(jīng)濟(jì)和金融中介的發(fā)展，窮人由于收入的增加也具備了進(jìn)入金融市場融資的能力，此時(shí)收入差距將趨于縮小。因而，Greenwood and Jovanovic(1990)的模型預(yù)言了金融發(fā)展與收入分配之間的倒u型關(guān)系。Agihon and Bohon和Matsuyama分別構(gòu)建模型分析了初始財(cái)富的分配和信用市場的發(fā)展如何通過財(cái)富的“涓流效應(yīng)”(Trickle—Down Effects)而影響長期財(cái)富的分配，其模型也都預(yù)言了金融發(fā)展與收入分配之間的倒U型關(guān)系。所不同-的是，在Agihon and Bohon(1997)的模型中，財(cái)富由富人向窮人轉(zhuǎn)移的“涓流效應(yīng)”的作用機(jī)制是由于富人財(cái)富積累的增加使得市場利率降低，而利率的降低使得窮人也能進(jìn)人金融市場融資，從而收入分配趨于收斂。而在Matsuyama(2000)的模型中，窮人由于初始財(cái)富積累的不足而不能進(jìn)人金融市場融資，只能是金融市場上的資金供應(yīng)者。富人由于財(cái)富的不斷積累將刺激其進(jìn)一步通過金融市場進(jìn)行融資，從而導(dǎo)致利率的上升，利率的上升將使得窮人獲益更多，加快其財(cái)富積累速度。

與Greenwood and Jovanovic(1990)、Agihon andBohon(1997)和Matsuyama(2000)的結(jié)論相反，Galorand Zeira和Banerjee and Newman，在一個(gè)資本市場不完善，以及個(gè)人人力資本和物質(zhì)資本投資不可分的經(jīng)濟(jì)中，窮人與富人的收入并不會(huì)必然的趨于收斂。Galor and Zeira(1993)構(gòu)造了一個(gè)存在代際間遺產(chǎn)饋贈(zèng)的兩部門模型。在他們的模型中，由于資本市場不完善，此時(shí)只有那些繼承遺產(chǎn)足夠多(或能夠借入足夠多的資金)的人才能夠完成對(duì)人力資本和物質(zhì)資本的投資。因而收入不平等會(huì)通過遺產(chǎn)饋贈(zèng)的方式持續(xù)下去，且初始財(cái)富分配不平等的經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長也會(huì)慢于初始財(cái)富分配更為平均的經(jīng)濟(jì)體。Baneljee and Newman(1993)構(gòu)造的三部門模型也得出了類似的結(jié)論。因而，他們認(rèn)為一個(gè)完善的金融市場是金融發(fā)展能夠縮小收入差距的前提。

金融發(fā)展與收入差距關(guān)系理論研究的繁榮引發(fā)了相關(guān)領(lǐng)域?qū)嵶C研究的興起。Li etc．的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展顯著的降低了收入不平等，并提高了占總?cè)丝?0％的低收入者的平均收入。Holdenand Pmkopenko Jalilian and Kirkpatrick 和Ho—nohan以一些發(fā)展中國家為樣本，均觀察到了金融發(fā)展與貧困之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。Iyigun and Ow-en通過比較發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的經(jīng)驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展、收入分配和短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)之間表現(xiàn)出庫茲涅茨效應(yīng)特征。

Clarke etc．以1960～1995年間91個(gè)國家的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)為樣本，首次對(duì)金融發(fā)展與收入分配之間的關(guān)系進(jìn)行了系統(tǒng)的驗(yàn)證，得出了金融發(fā)展會(huì)顯著降低收入差距的結(jié)論，而金融發(fā)展與收入分配之間的“倒U型假說”并未得到支持。同時(shí)，他們認(rèn)為一國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的特征將會(huì)影響到金融發(fā)展對(duì)收入分配的作用，即如果金融發(fā)展使得勞動(dòng)力由傳統(tǒng)部門向現(xiàn)代部門轉(zhuǎn)移的門檻降低，那么隨著現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門比重的上升，收入差距會(huì)拉大，他們稱這為金融發(fā)展的擴(kuò)展“庫茲涅茨效應(yīng)”^①。Beck etc．采用52個(gè)國家1960～1999年間的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證也再次證實(shí)了金融發(fā)展與收入不平等，以及和貧困率之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

國內(nèi)學(xué)者在該方面的研究，不得不再次提到章奇，等(2004)的研究，他們的研究表明中國金融中介發(fā)展會(huì)顯著的拉大城鄉(xiāng)收入差距，但是卻并不支持Greenwood and Jovanovic(1990)的“倒U型假說”和Clarke etc．(2002)的擴(kuò)展“庫茲涅茨效應(yīng)”。楊俊，等采用1978～2003年全國的時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究顯示，我國金融發(fā)展顯著的拉大了全國、農(nóng)村和城鄉(xiāng)居民的收入差距，并具有從金融發(fā)展到收入差距擴(kuò)大的單向因果關(guān)系，金融發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響卻并不顯著。但楊俊，等(2006)采用的回歸分析同樣也存在如前文所說的變量間的內(nèi)生性，以及因果檢驗(yàn)中的樣本規(guī)模過小等問題。

三、中國金融發(fā)展的地區(qū)差異：規(guī)模與效率

正如前文指出，由于中國的經(jīng)濟(jì)改革在空間上的非均衡性不僅導(dǎo)致了省際問經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在巨大差距，而且金融發(fā)展規(guī)模和效率也存在明顯差異。因而，金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系在地區(qū)層面上可能會(huì)表現(xiàn)出非一致性的關(guān)系。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上來說，到2004年，東部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重為9．1％，第二產(chǎn)業(yè)為52．9％，第三產(chǎn)業(yè)為33．8％，與之相對(duì)應(yīng)的是西部地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)仍然占有較大比重，其增加值占GDP的比重為19．5％，第二產(chǎn)業(yè)則為44．3％，第三產(chǎn)業(yè)為36．2％，中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)則介于東西部之間^①。如果Clarke etc．(2002)所提出的金融發(fā)展的“庫茲涅茨效應(yīng)”存在，那么東部地區(qū)由于其二、三產(chǎn)業(yè)所占的比重遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于西部地區(qū)，其金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響就應(yīng)比西部地區(qū)更為顯著。當(dāng)然，該理論在中國可能并不成立，因?yàn)椤皫炱澞男?yīng)”存在的前提是金融發(fā)展可以降低勞動(dòng)力由傳統(tǒng)部門轉(zhuǎn)移進(jìn)入現(xiàn)代部門的門檻。但在中國，城鄉(xiāng)分割的戶籍制度可能是阻礙農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的更為重要的因素，在沒有根本改革城鄉(xiāng)戶籍制度之前，金融發(fā)展對(duì)于農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響可能并不顯著。

同時(shí)，由于我國地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異和經(jīng)濟(jì)制度轉(zhuǎn)軌步伐快慢各異，導(dǎo)致了我國金融發(fā)展在地區(qū)層面上不論是在規(guī)模上還是在效率上都存在顯著的差異。我們以金融機(jī)構(gòu)存貸款總額占GDP比重的金融相關(guān)比率從量上來衡量各地區(qū)的金融發(fā)展水平。圖1顯示，我國三大地區(qū)的金融相關(guān)比率都在逐步上升，均處于金融深化狀態(tài)中，但也表現(xiàn)出了明顯的地區(qū)金融深化程度的不平衡。東部地區(qū)的金融深化水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)，到2004年，東部地區(qū)金融相關(guān)比率為336％，而中部只有202％，西部則是249％。如果Greenwood and Jovanovic(1990)的“倒U型假說”成立，由于中國地區(qū)間金融深化處于不同的發(fā)展階段，則金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響在地區(qū)層面上也可能會(huì)表現(xiàn)出非一致性的關(guān)系。

當(dāng)然，在Greenwood and Jovanovic(1990)模型的假設(shè)是進(jìn)入金融市場融資的成本是固定不變的，其中并不存在政府對(duì)金融部門的抑制。這點(diǎn)在中國是顯然不成立的，因?yàn)椤敖鹑趬阂质俏覈y行體系最主要的特征之一”(盧峰，姚洋)。農(nóng)戶和中小鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)進(jìn)入金融市場融資不僅面臨著進(jìn)人成本上的約束，更為重要的是政府對(duì)金融部門的管制所導(dǎo)致的金融部門在信貸資金配置上對(duì)農(nóng)戶和中小鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的歧視。因此Greenwood and Jovanovic(1990)的“倒U型假說”在中國可能也并不成立，而政府對(duì)金融部門的抑制才是導(dǎo)致中國扭曲了的金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距的最重要原因。

中國地區(qū)金融發(fā)展不僅在量上存在巨大差距，而且地區(qū)間在金融結(jié)構(gòu)，從而是金融發(fā)展的效率上也存在明顯差異，政府對(duì)金融部門的抑制強(qiáng)度在地區(qū)間并非完全一致。具體來說，就是中國的金融制度呈現(xiàn)出計(jì)劃金融與市場金融并存的“二元金融制度”，葛兆強(qiáng)。即東部地區(qū)市場金融成分較高，計(jì)劃金融成分較弱；中西部地區(qū)計(jì)劃金融占支配地位，而市場金融發(fā)育程度微弱(周立，胡鞍鋼，2002)。政府的金融抑制的一個(gè)重要方面就表現(xiàn)為其對(duì)國有金融機(jī)構(gòu)施加行政性干預(yù)來影響信貸資金流向，而其對(duì)改革開放后發(fā)展起來的非國有金融機(jī)構(gòu)卻并不具有足夠的影響力。因此我們可以用全部金融比率與國有金融比率之差來衡量各地區(qū)金融市場化水平的高低，同時(shí)該指標(biāo)也可以反映政府對(duì)金融部門的抑制強(qiáng)度。該指標(biāo)值越高，表明金融市場化程度較高，政府對(duì)金融部門壓抑的強(qiáng)度較弱。我們分東中西三大地區(qū)繪制了1996—1998年該指標(biāo)值的變動(dòng)情況(見圖2)。雖然由于數(shù)據(jù)的限制，我們無法判斷出該指標(biāo)值在長期內(nèi)的變化趨勢，但圖2無疑直觀的顯出了其在東部與中西部地區(qū)間的巨大差異，東部地區(qū)的全部金融與國有金融比率之差為70％左右，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中部與西部地區(qū)，這表明東部地區(qū)市場金融成分已經(jīng)達(dá)到了相當(dāng)?shù)乃?，以?jì)劃金融成分為主。

有金融相關(guān)比率之差(％)

數(shù)據(jù)來源：國有金融數(shù)據(jù)來源于《新中國五十年統(tǒng)計(jì)匯編》，全部金融數(shù)據(jù)來源于1997—1999年中國金融年鑒。1997～2005年《中國金融年鑒》

市場金融成分已達(dá)到了相當(dāng)?shù)乃?，而中西部地區(qū)綜合上面的分析，似乎可以得出這樣的推論：金融壓抑是導(dǎo)致我國扭曲的金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距的最主要原因，而由于東部地區(qū)金融的市場化程度已經(jīng)達(dá)到了一定水平，中西部地區(qū)仍以計(jì)劃金融為主，因此中西部地區(qū)的金融發(fā)展應(yīng)顯著的拉大了城鄉(xiāng)收入差距，而在東部地區(qū)則并不明確。

四、方法、模型和數(shù)據(jù)

(一)分析方法

經(jīng)濟(jì)變量間的因果關(guān)系最早是由Granger(1969)所定義的因果關(guān)系及其檢驗(yàn)，后來經(jīng)過Sims(1972)對(duì)此進(jìn)行了重新表述，并經(jīng)過后來學(xué)者的發(fā)展和完善，已經(jīng)成為了經(jīng)濟(jì)實(shí)證研究中應(yīng)用非常廣泛的統(tǒng)計(jì)工具。早期Granger因果檢驗(yàn)方法是估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)VAR模型，并通過對(duì)解釋變量滯后項(xiàng)總體是否具有顯著解釋作用進(jìn)行F檢驗(yàn)來判斷是否存在Granger意義上的因果關(guān)系及其走向。我們以兩變量的時(shí)序數(shù)據(jù)為例，建立VAR模型。

原假設(shè)風(fēng)為： 若接受原假設(shè)，則說明沒有從X到y(tǒng)的因；若拒絕原假設(shè)，則說明有從X到y(tǒng)的因。這樣，進(jìn)行，檢驗(yàn)：

則可實(shí)現(xiàn)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。其中，RSSR為施加約束時(shí)的殘差平方和；RSS為沒有施加約束時(shí)的殘差平方和；T為樣本容量；K為最大滯后階數(shù)。由于Granger(1969)提出因果性定義的時(shí)候，非平穩(wěn)變量在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的研究才剛剛起步，因此當(dāng)時(shí)數(shù)據(jù)的生成過程對(duì)因果檢驗(yàn)的影響并沒有被考慮。但He and Maekawa(2001)運(yùn)用維納過程推導(dǎo)出，如果變量為非平穩(wěn)時(shí)間序列時(shí)，該統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布將不再是F分布。因此，在進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)之前，應(yīng)先檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。

由于Granger因果檢驗(yàn)和單位根檢驗(yàn)適用的前提均是基于大樣本信息(Sims，1972；Campbell andPerron，1991)，使其的運(yùn)用受到了很大的限制。面板數(shù)據(jù)由于能夠克服時(shí)間序列分析中經(jīng)常面臨的多重共線性的困擾，且能夠提供更多的信息、更多的變化、更多的自由度和更高的估計(jì)效率，其在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域中的運(yùn)用越來越廣泛。而最近面板單位根檢驗(yàn)理論研究的興起和發(fā)展也為運(yùn)用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)奠定了基礎(chǔ)。

面板單位根檢驗(yàn)是對(duì)時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)理論的繼續(xù)和發(fā)展，它綜合了時(shí)間序列和橫截面的特征，能夠更加直接、更加精確的推斷單位根的存在。在非平穩(wěn)的面板數(shù)據(jù)漸進(jìn)過程中，Levin and Lin(1993)很早就發(fā)現(xiàn)這些估計(jì)量的極限分布是高斯分布，這些結(jié)果也被應(yīng)用在有異方差的面板數(shù)據(jù)中，并建立了對(duì)面板單位根進(jìn)行檢驗(yàn)的早期版本。后來經(jīng)過Levin etc．(2002)的改進(jìn)，提出了檢驗(yàn)面板單位根的LLC法。Levin etc．(2002)指出，該方法允許不同截距和時(shí)間趨勢，異方差和高階序列相關(guān)，適合于中等維度(時(shí)間序列介于25—250之間，截面數(shù)介于10—250之間)的面板單位根檢驗(yàn)。Im etc．(1997)也提出了檢驗(yàn)面板單位根的IPS法，但Brei—tung(2000)發(fā)現(xiàn)IPS法對(duì)限定性趨勢的設(shè)定極為敏感，并提出了面板單位根檢驗(yàn)的Breitung法。Madd．a(chǎn)la and Wu(1999)又提出了ADF—Fisher和PP—Fisher面板單位根檢驗(yàn)方法。關(guān)于這些方法的詳細(xì)介紹，請(qǐng)讀者參考原文或參考汪濤等(2002)和Westerhund(2005)的綜述文章。

(二)計(jì)量模型

Granger(1980)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，我們需要控制住其他一些影響城鄉(xiāng)收入差距的重要變量。雖然Kuznets(1955)的“倒U型假說”并未能獲得太多實(shí)證研究的支持，但是經(jīng)濟(jì)增長對(duì)收入差距的影響卻是顯而易見的，另外，中國的經(jīng)濟(jì)開放政策以及政府在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的作用均對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有十分顯著的影響(陳釗、陸銘，2004)。因此我們的設(shè)定基本的VAR模型如下：

在(3)式中，下標(biāo)i和t分別表示第i個(gè)省份的第t年；g為隨即擾動(dòng)項(xiàng)。URID為城市居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比率，我們用其來代理反映城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)；FINDEV為反映金融發(fā)展的指標(biāo)，我們定義其為國有及國有控股銀行貸款總額(1999年及以后以全部金融機(jī)構(gòu)貸款總額來代理)占GDP的比例。X為一組控制變量，包括：以1978年不變價(jià)格衡量的各省份真實(shí)人均GDP，我們用其來控制經(jīng)濟(jì)增長對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，在具體估計(jì)時(shí)我們將對(duì)其取自然對(duì)數(shù)；OPEN和FISC，分別為出口貿(mào)易額和財(cái)政支出占GDP的比重，我們用這兩個(gè)變量來控制對(duì)開放的經(jīng)濟(jì)政策和地方政府的財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

(三)數(shù)據(jù)說明

我們所采用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)為1978～2004年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，其中1999～2004年全部金融機(jī)構(gòu)貸款總額則來源于2000～2005年《中國金融年鑒》，其他未做特別說明的數(shù)據(jù)均來源于《新中國五十年統(tǒng)計(jì)匯編》和2000—2005年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。在西部地區(qū)的樣本中，由于西藏的數(shù)據(jù)缺失較多，因此我們是刪除了該樣本，同時(shí)，直轄后的重慶我們?nèi)詫⑵錃w入四川省。因此，我們用于計(jì)量檢驗(yàn)的樣本東部仍包括11個(gè)省市，西部則包括10個(gè)省市。

五、檢驗(yàn)結(jié)果與討論

我們將首先檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，若各變量為同階單整，則我們可以通過檢驗(yàn)變量間的協(xié)整性，進(jìn)而通過向量誤差修正模型以檢驗(yàn)變量問的長期因果關(guān)系。若變量為非同階單整變量，則我們將其通過差分變換以后，采用VAR模型以檢驗(yàn)變量間的短期因果關(guān)系。

(一)單位根檢驗(yàn)

為了避免因檢驗(yàn)方法本身的局限而對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果帶來的負(fù)面影響，本文將同時(shí)采用LLC、IPS、Brein-tung、ADF—Fisher和PP—Fisher這五種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由于URID、GDP、FINDEV、OPEN和FISC五個(gè)變量的水平值均含有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢項(xiàng)，因此我們對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)所選取的也就是包含了截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢項(xiàng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。這些變量在經(jīng)過差分變換后，均表現(xiàn)為包含截距項(xiàng)，而不含時(shí)間趨勢項(xiàng)，因此我們對(duì)其一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，是選取了只含截距，不含時(shí)間趨勢項(xiàng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。因考慮到樣本時(shí)序區(qū)間的限制，對(duì)于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜏笃跀?shù)的選擇我們是在設(shè)定最大滯后期數(shù)為4的范圍內(nèi)，根據(jù)AIC的準(zhǔn)則來選取。單位根檢驗(yàn)的結(jié)果見表1。

東部地區(qū)各變量單位根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，除去Breintung檢驗(yàn)沒有拒絕URID存在單位根的原假設(shè)外，其他檢驗(yàn)均拒絕了URID存在單位根的原假設(shè)，因此我們綜合判斷認(rèn)為URID并不存在單位根。對(duì)GDP檢驗(yàn)的結(jié)果中，IPS和ADF—Fisher檢驗(yàn)拒絕了其存在單位根的原假設(shè)，但其他三種檢驗(yàn)方法的檢驗(yàn)結(jié)果均未拒絕其存在單位根的原假設(shè)，因此我們認(rèn)為GDP存在單位根。而對(duì)FINDEV、OPEN和FISC的檢驗(yàn)結(jié)果均未拒絕他們存在單位根的原假設(shè)。我們對(duì)變量的一階差分的單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有變量的一階差分均不存在單位根。由此，我們對(duì)東部地區(qū)單位根檢驗(yàn)得出的綜合判斷為：URID為平穩(wěn)的變量；而GDP、FINDEV、OPEN和FISC均為一階單整變量。同樣，對(duì)西部地區(qū)各變量的檢驗(yàn)結(jié)果也使我們得出了以上結(jié)論。

(二)一階差分VAR模型估計(jì)

由于URID為平穩(wěn)變量，而FINDEV等四個(gè)變量均為一階單整變量，表明他們之間不可能存在長期均衡的關(guān)系。但它們經(jīng)過一階差分變換以后均為平穩(wěn)變量，因此我們可以通過構(gòu)建一階差分VAR模型，采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證它們之間的短期因果關(guān)系。我們構(gòu)建其一階差分的標(biāo)準(zhǔn)VAR模型為：

(4)式中△表示一階差分，其余變量的定義與(3)類似。我們通過估計(jì)VAR模型(4)，然后采用如前文所述的F檢驗(yàn)以判斷是否存在從FINDEV到URID的因果關(guān)系。在估計(jì)VAR模型(4)之前，我們需要確定其的最佳滯后期數(shù)m。對(duì)于m的選擇是通過從一般到特殊，從較大的滯后階數(shù)開始，通過LR、FPE、AIC、Sc和HQ值等來確定。同樣考慮到樣本時(shí)序區(qū)間的限制，我們從最大滯后期數(shù)3開始。各檢驗(yàn)值的輸出結(jié)果見表2。根據(jù)表2的輸出結(jié)果，我們初步確定東部的確一階差分VAR模型的最佳滯后期為2，西部地區(qū)為3，并最終根據(jù)VAR模型的穩(wěn)定性來進(jìn)一步確認(rèn)最佳滯后期數(shù)。

分別對(duì)東部和西部一階差分VAR模型進(jìn)行估計(jì)，并輸出其穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果(見圖3)。

圖3顯示，東部和西部一階差分VAR模型的根均落在單位圓以內(nèi)，因此可以看出東部和西部一階差分VAR模型的穩(wěn)定性條件得以滿足，其估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

由此，我們輸出東部和西部一階差分VAR模型的最終估計(jì)結(jié)果(見表3)。東部地區(qū)的VAR模型估計(jì)結(jié)果顯示，金融發(fā)展變量FINDEV一階差分的滯后一期和滯后二期在模型中均不顯著。我們運(yùn)用聯(lián)合參數(shù)約束F檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果也并未拒絕 的原假設(shè)，由此表明東部地區(qū)的金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間并不構(gòu)成因果關(guān)系。而西部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果顯示，金融發(fā)展變量FINDEV一階差分的滯后二期的估計(jì)系數(shù)是在5％的顯著性水平上為正，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果也是在5．83％的顯著性水平上拒絕了 的原假設(shè)，由此表明西部地區(qū)的金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大之間構(gòu)成了顯著的因果關(guān)系。

正如我們前文所指出，金融抑制是導(dǎo)致中國扭曲的金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距的主要原因。而由于中國經(jīng)濟(jì)改革在空間上的非均衡性，導(dǎo)致了省際間金融市場化程度也存在明顯差異，表現(xiàn)為東部地區(qū)市場化程度較高，而西部地區(qū)仍以計(jì)劃金融為主。因而，金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的負(fù)面影響在西部地區(qū)得到了更多的體現(xiàn)，而在東部地區(qū)卻不顯著。同時(shí)，我們的實(shí)證結(jié)果也并未支持Clarke etc．(2002)的金融發(fā)展的“庫茲涅茨效應(yīng)”。

六、結(jié)論性評(píng)述

近年來，我國金融發(fā)展與收入差距的關(guān)系已成為了國內(nèi)學(xué)者關(guān)注的熱點(diǎn)。我國高度壟斷的金融結(jié)構(gòu)(章奇等，2004)以及政府對(duì)金融系統(tǒng)的行政干預(yù)使得銀行信貸明顯偏斜于國有企業(yè)(Park and Sehrt，2001)和出現(xiàn)了明顯的城市化傾向(Wei andWang)。政府對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和金融體制的管制，導(dǎo)致“農(nóng)村正規(guī)金融市場組織不完善，無法為農(nóng)村提供較好的金融服務(wù)”(章奇)。這些因素均被認(rèn)為導(dǎo)致了中國扭曲的金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距(章奇，等，2004；姚耀軍，2004)。但已有的實(shí)證研究并未取得完全一致的結(jié)論。

本文采用1978—2004年中國的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板單位根和VAR模型再次驗(yàn)證了金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系。我們的研究結(jié)果表明，無論是東部地區(qū)還是西部地區(qū)，金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距均不為同階單整變量，從而否定了二者之間長期均衡關(guān)系的存在性。但我們?cè)谝浑A差分VAR模型估計(jì)的結(jié)果基礎(chǔ)上進(jìn)行的因果檢驗(yàn)卻表明，西部地區(qū)金融發(fā)展顯著的構(gòu)成了城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的Granger原因，而這種因果關(guān)系在東部地區(qū)并不成立。

不可否認(rèn)，政府對(duì)金融部門的抑制是導(dǎo)致中國扭曲的金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距的最主要原因。因此，繼續(xù)加快和深化加快金融體制改革對(duì)于加快農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。同時(shí)，東西部地區(qū)在金融發(fā)展規(guī)模和效率上的巨大差異也要求在推進(jìn)金融體制改革的過程中應(yīng)采取區(qū)域有別的金融政策，以統(tǒng)籌區(qū)域金融和經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。另外，我們應(yīng)該看到，減除政府對(duì)金融部門的干預(yù)，在于釋放被扭曲的金融發(fā)展所壓抑的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的潛力。但由于農(nóng)戶和中小鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的資金規(guī)模普遍較小，它所需要的金融服務(wù)是大型金融機(jī)構(gòu)很難提供的(林毅夫)。同時(shí)也由于信息成本和控制成本的差異，大型金融機(jī)構(gòu)一般并不愿意向中小企業(yè)提供金融服務(wù)(Strahanand Weston，林毅夫，等)，因此統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展更為重要的是培育新生金融市場主體，大力發(fā)展針對(duì)廣大農(nóng)戶和中小企業(yè)的中小金融機(jī)構(gòu)。

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文。