金融发展与城乡收入差距关系实证分析 引言 改革开放以来，我国经济经历了 30 多年的高速发展，所取得的成绩令世人瞩目但 是，发展所带来的深层次问题也不断出现，这些问题如果得不到有效缓解，必将影响我国 今后的发展进程，尤其给经济增长带来不良影响区域经济发展不平衡，城乡收入差距不 断增大等都包括在其中根据《中国统计年鉴 2016》的数据计算，1978 年我国的城乡收入 比为，1980 年为，1985 年为，从 1990 年开始，可以将其分成两个阶段：1990 年到 2001 年这一比值始终低于 3，其中最高的年份为 1994 年的；从 2002 年到 2016 年这一比值始终 高于 3，其中最高的年份为 xx 年和 2016 年的，2016 年这一比值为，与前几年相比略有下 降而国家统计局在 2016 年 1 月发布的数据显示，2016 年的城乡收入比为，国际上这一 比值最高为 2 左右，我国已经长期超过国际的标准大体上而言，从改革开放至今，其总 体趋势是增加的，不过在不同阶段显示出两个“倒 U”型的分布xx 年，中国社科院经济研 究所的一份全国性调查报告指出，如果把医疗、教育、失业保障等非货币因素考虑进去， 我国的城乡收入差距是世界最高的，估计城乡收入差距可能要达到四倍、五倍，甚至是六 倍。
就近几年不同区域的数据而言，从 2016 年到 2016 年这三年的数据来看，超过全国 平均水平的省份都是 9 个，而且每年都基本一致，7 个都是位于西部经济欠发达地区，没 有一个东部经济发达的省份位列其中初步的判断是经济欠发达地区的城乡收入差距要高 于经济发达地区也就是说，越是相对落后的地区，城乡之间的收入差距就越明显这也 从另一个角度说明缩小地区发展不平衡和差距的重要性和迫切性 具体到广东的情况，广东的经济总量已经连续二十多年全国第一，也是经济发达省 份，但与其他经济发达省市相比，广东的城乡收入比都高于这些省份广东城乡收入比已 由 2016 年的∶1，缩小到 2016 年的 ∶1，实现自 xx 年以来首次降到 3 以内的目标，但仍 然较高广东有着极其典型的国情特征，珠三角地区经济发达，而粤东、粤西和粤北三个 地区经济欠发达，二元经济结构在广东非常明显广东的发展一直基于出口导向型为主， 与乡镇企业为先导的“苏南模式”和民营企业发展的“浙江模式”不同，金融发展在广东有着 重要的作用所以，以广东为例来探讨金融发展与城乡收入差距的关系有着十分典型而重 要的意义 从宏观政策层面来看，党中央和政府已经密切关注城乡收入差距问题，并将其写进 了若干重要文件之中。
2016 年党的十八大报告当中，首次提出了实现国内生产总值和城乡 居民人均收入比 2016 年翻一番的新目标未来几年，城乡居民将更多地享有改革发展的成 果一方面，近几年的中央一号文件都强调增加农民收入的重要性；另一方面，收入分配 的改革也在紧锣密鼓地进行，从宏观层面对收入分配改革做出整体部署，继续完善社会保 障制度、着力缩小不合理收入分配差距等方面提出指导意见这些政策的出台和实施，必 将对减少城乡收入差距起到重要的作用，这些政策的出发点大多是基于消除由制度原因造 成的城乡收入差距或城乡不平等，而不是完全拉平实际上，造成差距主要是由我国的经 济发展水平、城乡体制分割现象严重以及发展机会不平等原因造成的金融发展也是一个 重要的因素，从金融发展出发来找出缩小城乡收入差距这一视角，会为其他相关宏观政策 的实施提供相应的证据和支持 文献综述 20 世纪 90 年代初，不少国内外学者开始关注金融发展和收入差距的关系国际上 的理论研究主要遵循两条线索，其一是两者之间的线性关系，主要有 Galor 和 Zeira，Banerjee and Newman 等；其二是两者之间的非线性关系，主要从 Kutznets 提出“倒 U 型”关系后的发展，如 Greenwood 和 Jovanovic 等。
相对于理论研究而言，实证文献相 对较多Jalil 和 Feridun 利用中国 1978-xx 年的数据检验了金融发展和收入不平等的关系， 发现金融发展对减轻收入不平等有积极作用，这支持了理论的线性关系，但并没有发现其 “倒 U 型”的关系Liang 认为，金融发展减少了我国农村地区的收入不平等， 但并没有证 据支持非线性假说Shahbaz 和 Islam 利用巴基斯坦 1971-xx 年的数据，发现金融发展带来 收入分配的更公平，而金融不稳定则不可以Bittencourt 对巴西 1985-1999 的数据进行实 证来研究金融和收入不平等的关系，提出建立一个更广泛的金融市场，促进对穷人的信贷 Kappel 分析了 78 个发展中国家和发达国家的 1960-xx 年的跨国数据，发现金融发展在减少 不平等方面的重要性国外的文献主要是从跨国的和发展中国家的角度进行研究 就国内的研究而言，主要是从实证方面来分析的，少有纯理论和模型的文献而且 实证的结果尚未达成一致，具体包括以下几种观点：金融发展和收入差距之间的倒 U 型关 系；金融发展可以扩大收入差距；金融发展可以缩小收入差距；两者间的不确定性。
另外， 有一部分国内的文献从区域的角度来定量研究两者的关系，如针对甘肃省的研究，中部六 省的研究国内的研究很少涉及省级，而以广东这样的发达省份作为研究对象的更少，实 际上，广东在我国发达省份中的城乡收入差距偏大，从金融发展的角度来阐释这一现象有 着重要意义，而本文正是基于此来展开的 基于 VAR 模型的实证分析 变量选取及数据来源 本文选取广东省城乡收入差距作为被解释变量，将反映金融发展规模和金融发展效 率作为金融发展的指标，连同现代部门的比例一起作为解释变量 城乡收入差距这一变量的选取在国内绝大多数的文献中都是以城镇居民人均可支 配收入与农村居民人均纯收入的比值来衡量，为可比性和连续性起见，本文也遵循这样的 处理 金融发展规模传统的金融发展规模指标由麦金农所提出的使用广义货币与 GDP 的 比值表示，随后学者考虑到发展中国家信贷的作用巨大，将该指标进行修改，以银行信贷 替代广义货币本文参照这一做法，并结合国内学者的指标选取，同时考虑数据的可得性， 拟采用国有金融机构的存贷款总和除以 GDP 这一比值来表示 金融发展效率西方学者最早以非国有经济获得银行贷款的比率来衡量，但鉴于国 有经济长期所占有的重要地位，我国有学者认为以储蓄与贷款的比重来衡量较为合理，在 此本文采用存贷款比来衡量。
现代部门的比例本指标以第三产业占比来表示产业结构的变化广东省的第三产 业发展较快，代表了城市化进程的重要指标之一 另外，本文所使用的广东省 1978-2016 年的数据来自广东统计年鉴、中国统计年鉴 和国研网 模型构建 本文所使用的模型主要是向量自回归模型，该模型是非结构化的多方程模型，其优 点在于不受经济理论的限制，直接以数据为导向，采用多方程联立的形式，以内生变量对 所有内生变量的滞后进行回归，用于分析扰动项对变量系统的冲击以及全部内生变量的动 态关系 一般可以设定为，Yt=A0+A1Yt-1+A2Yt-2+ …+ApYt-p+εt，其中 Yt 是内生变量向量， p 是滞后阶数，A 表示需要估计的系数矩阵，ε 为随机扰动项在此，由于本文所选取的四 个变量，因此 k=4 实证分析 先来看四个比值之间的直观关系，可参见图 1，它们之间存在某种程度的一致趋势 表 1 是有关四个变量的描述性统计 1.单位根检验首先，对对数化的各变量做单位根检验，来判断序列的平稳性，避 免伪回归现象，如表 2 所示 2.协整检验本文对四个变量进行 Johansen 协整检验，结果如表 3 所示 迹统计量和最大特征值检验量的结果表明，在 5%显著性水平，拒绝原假设，这说 明四个变量之间存在至少一个协整关系。
四个变量的具体关系如下，括号为标准误 从该等式可以看出，金融发展效率对城乡收入差距的影响最大，其次是现代部门比 例，金融发展规模的影响较小金融发展的两个指标对城乡收入差距均具有正相关关系， 而现代部门的比例具有负相关的关系金融发展效率每提高 1%，城乡收入差距将增加%左 右；金融发展规模每提高 1%，城乡收入差距将增加%左右；而现代部门比例每提高 1%， 城乡收入差距将减少%左右 模型及其检验本文采用构建 VAR 模型来考察城乡收入差距与其他影响因素的长 期和短期关系，如表 4 所示总体上看，模型的可调拟合系数为，拟合优度高而且，各 个变量的滞后一期和滞后二期的总和均对城乡收入差距有正的影响，而且均是滞后一期为 负的，滞后二期为正的，说明总体的趋势是进一步增加城乡收入差距 LNGAP = *LNGAP - *LNGAP - *LNFE + *LNFE - *LNFD + *LNFD - *LNTIR + *LNTIR + AR 根的图如图 2 所示通过 AR 根的图可以发现所有根模的倒数都小于 1，也就是 都在单位圆内，说明该 VAR 模型是稳定的 格兰杰因果检验，如表 5 所示格兰杰因果检验用来表明两个时间序列之间的因果 关系，分析被解释变量在多大程度上由解释变量来解释。
检验的结果表明，在 10%的显著 性水平下，金融发展规模与城乡收入差距具有双向的 Granger 因果关系，说明金融发展规 模与城乡收入差距之间存在重要的联系金融发展效率是城乡收入差距的 Granger 原因， 而城乡收入差距不是金融发展效率的 Granger 原因现代部门的比例是是城乡收入差距的 Granger 原因，而是城乡收入差距不是现代部门比例的 Granger 原因 4.脉冲相应和方差分解分析脉冲响应分析能够更好地反映给定一个外部冲击的情 形下，变量当期值和未来值所发生的变化趋势，如图 3 所示从图形上可以看出，给当期 金融发展效率一个正的冲击，在第 2 期达到负向的最高点，从第 2 期到第 6 期呈现倒 U 型 变化，第 4 期达到正向的极大值，而从第 6 期后，呈现正方向反应，说明长期来看，金融 发展效率增加了城乡收入差距当给本期金融发展规模一个正的冲击，在第 2 期达到负向 的最高点，从第 2 期到第 8 期达到正向最大值，之后呈现负向反应，也说明长期看，金融 发展规模也增加了城乡收入差距而现代部门的比例，则在第 3 期达到负向最高点，从第 3 期到第 7 期达到正向最大值，之后呈现负向反应，也说明了其和城乡收入差距的长期正 向关系。
这三个变量基本均说明其对城乡收入差距的影响具有较长的持续性 方差分解的图形可以说明，从第 5 期开始，三个变量对城乡收入差距的变化的贡献 率以较快速度增加，在第 9 期达到较稳定的水平最大的是金融发展规模，约为 40%；其 次是现代部门比例，约为 10%；最小的是金融发展效率，约为 5%这说明，金融发展规 模对城乡收入差距的影响最大 基于状态空间模型的动态分析 选择状态空间模型来做分析主要因为我国是转型经济体，经济环境会处于较大的变 化中，城乡收入差距的影响因素也会如此，自变量系数可能会随着时间的变化而变化另 外，上述分析已经说明四个变量间存在协整关系状态空间模型建立了可观测变量和系统 内部状态间的关系，这样便可以通过估计不同的状态向量达到分析的目的所设定的状态 空间方程为： Lngapt=c+sv1×lnfdt+sv2×lnfet+sv3×lntirt+ut，t=1，2，…，T 时变的参数表示为一阶 Markov 过程，设定状态方程为：svi=svi估计结果如表 6 所示在对状态空间模型进行估计后，需要对模型的残差进行单位根检验，由于残差向量 存在非平稳，那么回归结果并不可靠，会造成估计错误。
残差的单位根检验结果如表 7 所 示，表明在 10%的显著性水平下是显著的，残差向量是平稳的，估计结果有效 实证结果表明，从图 5 最左侧的 sv1 可以得出，金融发展规模对城乡收入差距存。