论文摘要：文章运用1978-2008年的相关数据，利用基于VAR模型上的协整检验和Granger因果关系检验对甘肃省金融发展与城乡收入差距之间的关系做出了实证分析。结果显示，金融发展和城乡收入差距之间存在着长期的均衡关系，且金融发展与城乡收入差距正相关。最后文章从金融抑制的角度对这一实证结果做出了解释，并从金融方面入手提出了缩小城乡收入差距的政策建议。
论文关键词：金融发展,城乡收入差距,向量自回归模型,协整检验,金融抑制
　　一、引言
　　改革开放三十年来，中国在经济领域取得了举世瞩目的成就，也创造了人所共知的“中国奇迹”，然而，与此同时，中国的收入差距也在日趋扩大。收入差距的扩大不利于和谐社会的建设，许多学者为此研究了影响收入差距的原因，并在罗纳德·麦金农和E.S.肖论述金融和经济发展关系的基础上，将金融发展纳入到解释收入差距的框架之中，从而开创了一个新的视角。可惜的是研究中基于国家宏观层面的分析较多，微观层面的区域研究则较少，尤其鲜有涉及西部落后地区的研究。本文即立足于这样一个现实，以西部落后省份甘肃为代表，用金融规模代表甘肃省的金融发展水平，实证甘肃省金融发展与城乡收入差距之间是否存在一种长期的均衡关系，以及二者之间存在着怎样的相互影响。
　　二、国内外对金融发展与收入差距的关系研究
　　金融发展和收入分配的研究始于20世纪90年代，Greenwood和Jovanovic(1990)开创了研究金融发展和收入分配的先河。他们将经济增长、金融发展和收入分配三者纳入一个动态模型（即GJ模型），证明出金融发展和收入分配之间存在着倒“U”型关系。其后的Townsend和Ueda(2003)以更统一的动态模型（即TU模型）讨论了金融深化对收入分配的影响及其动态演化路径，再次印证金融发展与收入差距之间遵循库兹涅茨曲线。
　　然而另外一些学者在研究中却得出了并非一致的结论，PaulHoldenVassiliProkopenko(2001)、Clarke，Xu和Zou(2003)、Beck，Demirguc–Kunt和Levine（2004）利用跨国数据检验了金融发展与收入差距和贫困水平的关系，并一致认为金融发展促进了经济增长，缩小了贫富差距。
　　在这个研究领域中持金融发展会扩大收入差距论点的主要以我国学者为代表。章奇、刘明兴、陶然和Vincent，YiuPorChen（2003）发现金融中介的发展显著拉大了城乡收入差距，而且，金融机构在向农村和农业配置资金方面缺乏效率。姚耀军（2005）的结论是金融发展规模扩大了城乡收入差距，而金融发展效率缩小了城乡收入差距。张立军和湛泳(2005，2006)、杨俊，李晓羽，张宗益(2006)从实证角度也得出了类似的结论，但他们的研究中没有证实金融发展和城乡收入差距之间存在一种长期的均衡关系。尹希果等从区域的角度出发运用面板单位根和VAR模型分析认为东西部的金融发展和城乡收入差距没有长期的均衡关系，但短期看来，西部金融发展显著扩大了城乡收入差距。
　　三、指标体系的构建、实证方法及数据说明
　　（一）指标体系的构建及数据处理方法
　　1.城乡收入差距指标（IG）=城镇居民实际可支配收入/农村居民实际人均纯收入
　　城乡差距是中国收入差距最主要的来源，在全国个人收入差距中的贡献率超过40%。因此，本文采用该指标来测度收入差距。并以1978年为基期对数据进行消胀处理，得到城镇居民实际可支配收入和农村居民实际人均纯收入，二者之比即为城乡收入差距指标。
　　2.金融发展指标（FD）=金融机构年底贷款余额/地区GDP
　　本文用反映金融规模的指标来衡量金融发展程度，由于中国资本市场发展极不完善，且存在一个明显的银行导向型金融结构，所以用银行贷款占GDP的比重来衡量金融发展水平更切合实际。为了减轻通货膨胀带来的失真，文中用官方公布的甘肃省各年零售价格指数（以1978年为基年）对GDP加以调整。而对贷款余额这一存量指标，则按照King和Levine的方法，用上年和本年名义值的平均值来表示剔除了价格影响后的实际值。
　　3.城市化指标（CI）=城镇人口/总人口
　　Granger指出，如果在信息集中遗漏重要变量很可能导致虚假性的因果关系推断。如能应适当扩展信息集合，把重要的变量引入信息集，将能够有助于消除原来的虚拟因果关系。因此，为了避免因遗漏重要信息而推断出虚假因果关系的可能，本文加入了城市化指标作为控制变量。需要特别说明的是，我国的城镇人口统计是建立在城镇户籍制度基础上的，由于城镇居民有一部分并没有城镇户籍，所以用城镇人口加以计算的城市化率会低于实际的城市化水平。
　　4.人均GDP指标（PGDP）=地区GDP/地区人口总数
　　文中引入的另一个控制变量是人均GDP指标，用以控制经济增长对城乡收入差距的影响。并对相应年份数据加以处理以消除通货膨胀带来的失真。
　　为减少数据的波动性，本文对所有变量均进行了对数化处理，消除了数据间存在的异方差性。
　　(二)实证分析方法
　　单方程模型得出的结论对模型选择和函数形式非常敏感，相比较而言，向量自回归（VAR）模型可能具有更高的可靠性。本文即采用向量自回归模型，对甘肃省金融规模和城乡收入差距的关系做相关实证检验。为避免出现伪回归现象，首先利用ADF单位根检验法，确定变量是否平稳，对于非平稳的变量通过差分处理使之平稳，若变量为同阶单整，则对其进行基于VAR系统的Johansen协整检验，以确定金融规模与城乡收入差距之间的长期关系。 然而相关未必因果，最后再利用Granger因果关系检验金融规模与城乡收入差距之间的关系。格兰杰因果检验中选用的滞后时间长度将直接影响实际分析中检验的功效，甚至导致错误的结果，因此，最优滞后阶数的选取将按照AIC准则和SC准则予以确定。
　　（三）数据来源说明
　　本文所有数据均来源于《新中国五十五年统计资料汇编》、《甘肃统计年鉴》(2005-2009年)、《中国金融年鉴》，样本区间为1978—2008年。本文使用的计量软件为EViews6.0。
　　四、实证过程分析
　　（一）变量的ADF检验
　　单位根检验（即ADF检验）是检验序列平稳性的有效方式，一般而言所有水平形式的宏观经济变量序列都是非平稳的，因此要对其加以检验。根据序列性质的不同，可以将ADF检验模型区分为以下三种：含有截距项、含有截距项和趋势项、不含截距项和趋势项。针对数据的特点，进行正确设定尤为重要。文中检验模型根据数据图形加以确定，采用AIC准则确定最优滞后阶数，分别对LIG、LFD、LCI、LPGDP四个变量进行ADF检验，检验结果见表1。
　　表1变量的ADF检验
　　

变量	检验类型	检验值（ADF值）	临界值	滞后阶数
LIG	含截距项和趋势项	-2.075088	-3.580623 (5%)	2
LIG(-1)	不含截距项和趋势项	-3.477160	-2.660720 (1%)	4
LFD	含截距项和趋势项	2.473551	-3.603202 (5%)	5
LFD(-1)	含截距项不含趋势项	-4.328570	-3.679322 (1%)	0
LCI	含截距项和趋势项	-1.882534	-3.568379 (5%)	0
LCI(-1)	含截距项不含趋势项	-4.713170	-3.679322 (1%)	0
LPGDP	含截距项和趋势项	0.041946	-3.568379(5%)	0
LPGDP(-1)	含截距项不含趋势项	-3.174931	-2.967767(5%)	0

　　通过ADF检验可以看出，原变量的检验值均大于其相应显著性水平下的临界值，说明这些数列都是不平稳的，而一阶差分后的序列均拒绝单位根的假设，说明这些变量皆为一阶单整变量，即为I(1)过程。
　　（二）协整检验
　　由于序列皆为一阶单整序列，它们本身是不平稳的，但它们之间可能存在某种平稳的线性组合，即存在着某种长期的均衡关系。这种均衡关系将通过Johansen协整检验来证明。因为Johensen检验是一种基于VAR模型上的检验方法，所以在进行Johansen协整检验之前必须先建立VAR模型。
　　采用表1中的四个时间序列建立VAR(P)模型，模型的滞后期根据AIC和SC取值最小的原则（分别为-15.33和-11.26）加以确定，经过反复试验，并根据VAR模型输出的结果最终确定选择的滞后阶数为5。
　　在此基础上对四个变量做协整检验，结果如表2所示，表中数据说明VAR模型中的四个变量有两个协整关系，因为本文主要考虑金融发展对城乡收入差距的影响，所以选取第一个协整关系进行分析，得到正规化的协整向量为：
　　β’=(1,-4.544226,-1.855160,11.896)
　　表2Johansen协整检验结果
　　

零假设：协整向量的数目	特征值	迹统计量	5%显著性水平的临界值	显著性
0 *	0.990425	197.8568	47.85613	0.0000
至多1个*	0.91407	76.99428	29.79707	0.0000
至多2个	0.337496	13.18453	15.49471	0.1082
至多3个	0.090962	2.479581	3.841466	0.1153

注：*分别代表在5%的显著水平上拒绝原假设。
　　则这四个变量的协整方程为：
　　LIG=4.54426*LFD+1.85516*LCI-11.896*LPGDP
　　(0.19719)(0.18964)(0.44674)
　　圆括号内的数表示近似的标准误差，协整方程说明了甘肃省的这四个变量在1978~2008年间具有长期的均衡关系。为验证这种协整关系的正确性，本文又利用基于残差的协整检验方法进行检验，结果显示残差平稳，说明各变量之间确实存在协整关系。协整结果表明：城乡收入差距和金融发展水平、城市化水平正相关，和人均GDP负相关。即金融发展、城市化扩大了城乡收入差距，经济增长缩小了收入差距。
　　（三）格兰杰（Granger）因果关系检验
　　由于VAR模型是非结构化的，且模型形式已被确定为线性形式，前面的协整检验也只是说明了变量间存在长期均衡关系，厘清变量间存在的确定性的相互关系需要通过Granger因果检验来进行，具体结果见表3。
　　表3Granger因果关系检验结果
　　

原假设	样本数	F-统计量	相伴概率
LFD不是LIG的Granger原因	26	1.95952	0.14368
LIG不是LFD的Granger原因		6.12144	0.00278
LPGDP不是LIG的Granger原因	26	8.16375	0.00068
LIG不是LPGDP的Granger原因		1.80907	0.17155

检验结果说明，在5%的显著性水平下，金融发展不是城乡收入差距的Granger原因，而城乡收入差距是金融发展的Granger原因；经济增长是城乡收入差距的Granger原因，但城乡收入差距不是经济增长的Granger原因；城市化水平和城乡收入差距之间没有相互的Granger因果关系（检验值在表中从略）。
　　五、实证结果解析——基于金融抑制的视角
　　从实际数据来看，1978-2008年的三十多年里，甘肃省的年均经济增幅达到8.65%，城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入扣除物价因素分别增长了5倍以上。然而，各阶层的收入差距也在逐步扩大，图1的趋势反映出：自二十世纪八十年代以来，城乡间的收入差距就维持在一个小幅上扬的区间里，1999年后升幅加大。2007年城乡收入比达到最大值4.18:1，高于全国同期水平的3.33:1。城乡居民的绝对收入差距从1978年的307元扩大到2008年的8245.62元。
　　经济的发展带来了金融规模的扩张，金融机构年底贷款余额与GDP的比值由不足0.5增加到2003年的最大值1.2，一定程度上拟合了收入差距扩大的趋势，也和协整方程反映出的关系相符，然而这个结果却有悖于一般理论分析上的结论。
　　
　　图1甘肃省金融规模和城乡收入差距的变动趋势
　　资料来源：根据《新中国五十五年统计资料汇编》以及相关年份《中国金融年鉴》、《甘肃统计年鉴》数据整理。
　　理论上的分析认为：在中国现有的以银行间接融资为主的融资结构下，以银行指标衡量的金融发展与经济增长之间应该存在着一种强正相关关系，即金融发展有利于长期稳定的经济增长。而经济增长又是缩小收入差距的根本途径，继而，金融发展也应该在一定程度上缩小收入差距。而实证结果恰好相反，原因在于甘肃省普遍存在的金融抑制现象。金融抑制往往表现为政府通过过分干预或管制的政策，人为压低利率和外汇汇率，造成金融体系和实际经济二者之间相互制约，导致资金大多流向了重点发展的现代部门、国有大中型企业或少数特权阶层，而许多小企业、小商人和农户则被排斥在金融市场之外，这种金融资源的分配加剧了金融的二元化倾向，出现了金融规模扩大城乡的收入差距也随之扩大的局面。
　　具体来说，金融抑制分别通过门槛约束、交易成本过高和利率管制这样三个渠道影响了城乡收入差距。
　　（一）金融抑制下的门槛约束对城乡收入差距的传导渠道分析
　　Greenwood和Jovanovic指出：使用金融中介服务时需要支付成本，穷人因为初始积累较少，无法达到享受金融服务的门槛，从而无法投资于高收益的项目；而富人则可以通过获得金融服务实现高收益回报，城乡收入差距因而拉大。在甘肃省，金融发展的门槛约束突出地表现在城市居民和农户之间、大型企业和涉农小企业之间。金融机构在提供贷款时不仅对抵押物有特殊规定，而且针对不同贷款主体还设定了不同的贷款利率。由于农户的抵押物有限，收入来源单一而不足，涉农小企业在银行系统中的信用评级也较低，所以他们很难从金融机构取得贷款。而城镇居民和大型企业则很容易因为收入来源的广泛而跨过享受金融服务的门槛，获得高投资回报，城乡收入差距由此拉大。
　　（二）金融抑制下的交易成本过高对城乡收入差距的传导渠道分析
　　在信息不对称、信贷市场不完善的情况下，银行甄别贷款人的信用水平需要花费一定的成本。农户和涉农小企业由于贷款规模小、经营分散，无法使银行实现自身的规模效益。据调查，中小企业贷款的频率是大企业的5倍，而户均贷款数量仅仅是大企业的0.5%，银行对中小企业贷款的信息成本和管理成本是大企业的5～8倍。在金融抑制下，这种交易成本得不到弥补，因而，即使涉农小企业跨过了金融门槛，银行也不愿将资金贷放给他们。随着商业银行在农村地区的大规模退出，农村金融结构更加单一。在甘肃省，中国农村信用合作社已经成为个体农户金融活动的主要中介，金融机构空间分布不均衡、金融市场容量小，无疑扩大了城乡间的收入差距。
　　（三）金融抑制下的利率管制对城乡收入差距的传导渠道分析
　　在金融抑制下，我国主要以计划利率为主，利率市场化的步伐较慢，利率的浮动权也比较有限。导致不同风险水平的金融资产却具有相同的利率，不符合高风险高收益的投资特征。直接的后果是，金融机构不愿以较低的利率向具有较大风险的农户贷款，这样，金融机构自然而然会通过严格的申请程序限制农户的贷款请求，而农村金融市场又缺乏有效的投资渠道，富足的农户只能将资金存放到金融机构，在金融机构的运作之下，这些资金绝大部分都流出了农村，贷给了城市金融部门。从甘肃省邮政储蓄的历年情况来看，1998-2002年间存款余额的平均增长率达到了23.7%（见表4）。只存不贷使得邮政储蓄已经成为落后地区资金的“抽水机”，农村资金未能作用于农村地区，民间金融机构尚处于不被认可的阶段，金融抑制下的利率管制进一步拉大了城乡间的收入差距。
　　表4甘肃省邮政储蓄历年情况（单位：万元）
　　

年份	存款余额	占当年比率	增长率（和上年相比）
1998	373450	5.72	31.6
1999	454511	6.08	21.71
2000	561630	6.86	23.57
2001	741187	8.05	31.94
2002	875810	8.43	18.16

资料来源：2003年《甘肃金融年鉴》
　　六、相关政策建议
　　基于上面的分析，在金融抑制下，甘肃省形成了特殊的“二元”金融结构，它内生于工业和城市的发展战略，对农村经济而言却是外生的。金融的发展不仅没有缩小城乡收入差距，反而起到了加剧作用。因此解除金融抑制、扶持农村金融发展是缩小甘肃省城乡收入差距的有效途径，本文提出以下政策建议。
　　（一）从破解金融抑制入手，通过活跃农村的商品市场、资本市场以及土地产权制度改革等措施来缓解农村有效抵押物不足的问题，创新抵押方式，尤其要重视培育农村的土地流转市场，使农户贷款有物可押。
　　（二）加大农村信贷支持力度，特别要重视小额贷款的作用。充分利用已有的金融组织（如信用合作社），降低交易成本，将吸纳的农村储蓄及时有效地转化为农村贷款，通过扩大小额信贷的范围和内涵满足涉农小企业和农户的贷款需求。
　　（三）建立完善、健全、合理和真正为经济服务的金融机构，实现金融经济的良性循环。尤其是要改革现有的邮政储蓄结构，赋予邮政储蓄更多金融职能，改变它只存不贷的现状，防止农村资金外流。
　　（四）减少低收入者的贷款约束，认识到非正规金融的重要作用，创新融资方式，引导非正规金融正规化，切实有效地为低收入阶层解决融资难的问题。
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