lemomy：
摘要：本文在综述金融发展与收入分配相关理论的基础上，应用时间序列分析方法，实证检验了广东省金融发展水平、城市化和城乡收入差距间的协整关系。结果表明：金融发展、城市化与城乡收入差距之间存在长期协整关系；城乡收入差距与金融发展水平存在倒U型关系，在发展初期金融发展会倾向于加大城乡收入差距，金融部门的进一步发展最终会缩小城乡差距,这证实Greenwood & Jovanovic(1990)的结论；长期中，城市化有利于减小城乡收入差距。
经济学家在金融发展与经济增长之间的关系上取得了一定的共识。文献研究表明，金融发展对经济增长有明显的促进作用（Goldsmith,1969; McKinnon,1973; Shaw,1973; King & Levine,1993），金融发展与经济增长之间至少存在着从金融发展到经济增长的因果关系。金融发展和收入分配之间的关系的讨论则相对较少，理论研究需要进一步探讨金融发展与收入分配之间的关系。
对于政策决策者来说，金融发展如何影响收入分配也是一个十分重要的问题。决策者至少需要关注以下两个问题：（1）金融发展是否是减小收入差距的政策工具之一，以及（2）在什么样的情况下这一政策工作才能有效地发挥作用。
本文关注金融发展对收入分配的影响。确切的说，本文在对金融发展与收入分配研究文献综述的基础上应用时间序列分析研究金融发展对广东省城乡收入差距的影响。本文的结构安排是：首先对经济增长中金融发展与收入分配相关文献进行综述；第二部分说明本文实证研究所采用的方法和数据来源；第三部分进行具体的实证分析；最后给出本文结论。
一、 文献综述
（一）经济增长与收入分配
收入分配是经济学家关注的一个重要问题。新古典经济学继承了古典经济学从生产要素角度研究收入分配的传统，形成了收入分配的生产要素分配理论；20世纪50年代开始，收入分配理论的研究开始转向个人收入分配理论，特别是个体间收入分配的不平等性以及这种不平等与经济增长之间的关系（尹恒等，2002），其中代表性的研究当数Kuznets关于经济增长与收入分配的关系研究。
Kuznets（1955）的开创性研究认为，收入分配与经济发展之间存在一个“倒U型”关系：在发展初期，经济增长将导致收入分配不平等程度的增加；到发展的成熟期，收入分配不平等程度最终会下降。即短期内经济增长会扩大收入分配不平等程度，但长期内这种不平等程度会下降。一些研究证实 “倒U型”Kuznets效应的存在（Paukert,1973；Summers, Kravis & Heston,1984； Lindert & Williamson,1985）。
对中国的研究表明，日益扩大的地区差距和城乡收入差距是中国严重的收入分配不平等的表现（Yao & Zhu,1998；李实，2003）。城乡收入差距在经历改革初期逐渐缩小后，自1985年开始又不断扩大（国家统计决农调总队课题组，1994），这种扩大的趋势还会持续（李实，2003；王小鲁，樊纲，2005）。许多研究表明（Shi,2002;Lu,2002;Yang,1999;；李实，2003；王小鲁，樊纲，2005），农副产品价格、农业税费制度、分割的城乡劳动力市场、农民就业歧视都是城乡收入差距的形成和影响因素。
（二）金融发展与收入分配
最早关注金融发展与收入分配之间关系的应该是Greenwood & Jovanovic(1990)。他们在一个动态模型中讨论了经济增长、金融发展和收入分配三者之间的关系。假设初始收入分配外生于经济增长和金融发展，利用金融市场融资需要支付一定的固定成本，且不是所有的人均能够支付这一成本。在经济发展的初期，当金融发展对经济增长存在正向作用时，金融发展将会扩大收入差距。经济发展到成熟阶段，完善的金融体系形成。随着收入的增长，更多的人开始进入金融市场，金融发展将逐步有利于收入差距的缩小。即金融发展与收入分配之间也存在一个“倒U型”关系。
Galor & Zeira（1993）和Benerjee & Newman（1993）将信贷市场不完善作为模型的基本假设，分别从人力资本投资和职业选择角度研究了收入分配格局的动态变化。他们的研究认为，金融市场，特别是信贷市场为个人人力资本投资和职业选择投资提供融资，但由于存在门槛效应，富人总是比穷人在这一方面有优势。一个合理的推论是，信贷市场的发展减小了市场不完善程度，使得穷人也能够通过信贷市场融资，投资人力资本或选择更好的职业。所以，信贷市场发展有利于缩小收入分配不平等程度。
Matsuyama（2000）研究了利率和信贷市场均衡与收入分配变化的关系。假定个人要么在信贷市场上贷出资金，要么投资企业获取利润。但企业投资存在最低的门槛效应，在此之上的投资边际收益不变，达不到门槛投资则没有任何产出；人们可以在信贷市场上融资以弥补初始财富投资规模不足；信贷市场是不完善的，个人借款能力与其初始财富水平有关。Matsuyama讨论了金融市场效率对收入分配变化的影响。他证明，当金融市场效率较低时，由于存在严重的和约问题，利率必须十分低以保证一部分富人能够进行项目投资，而这要求必须始终存在足够的穷人，他们除了贷出资金外别无选择。在这样的经济中，富人靠剥削穷人来维持富裕，富人财富积累永远不可能使穷人摆脱贫困；当金融市场效率较高时，富人的投资最终将把穷人推出贫困的陷阱，经济将收敛于平等的稳定状态。
Aghion & Bolton(1997)、Piketty（1997）也从信贷市场均衡和利率的角度研究了收入分配的动态演化。他们假定生产函数中资本边际产出递增。这样，随着富人投资增加，资本边际生产率不断下降，其投资需求也不断下降，他们最终成为贷款人；而穷人的边际生产率较高，最终成为借款人；富人的财富积累导致市场利率下降，从而将穷人推出贫困陷阱，社会财富分配收敛于平等状态。
Clark, Xu & Zou (2003)认为收入分配的Kuznets效应的实现取决于经济中现代部门的迅速扩张，金融发展通过现代部门的扩张而影响收入分配。不仅如此，他们还首次用全球数据对金融发展和收入分配之间的关系进行了分析，认为金融发展会显著降低一国收入分配差距。
讨论金融发展对中国城乡收入差距的实证研究的文献还不多见。Wei（1997）的研究表明中国金融系统在配置金融资源上有明显的城市化倾向，在信贷配置中向国有部门倾斜。基于这种逻辑，中国金融在城乡是非均衡发展的，而且这种非均衡发展应该不利于城乡收入差距的缩小。章奇等(2004)对中国各省以银行信贷占GDP的比重所衡量的金融发展水平和城乡收入差距之间的关系进行了实证分析，认为，金融发展显著拉大了城乡收入差距，并且金融发展的这种负面作用主要体现在上个世纪90年代。在另一份文章中，陆铭、陈钊(2004)用省级面板数据(Panel data)实证研究城市化对降低城乡收入差距的作用，并将金融发展水平作为模型中的控制变量，他们的研究发现，金融发展水平对城乡收入差距的影响并不显著。姚耀军（2005）用1978～2002年的时间序列数据检验了金融发展规模、金融发展效率与城乡收入差距间的协整关系，城市化水平作为一个控制变量进入模型；研究发现，金融发展规模与城乡收入差距正相关且两者具有双向的Granger因果关系；金融发展效率与城乡收入差距负相关且两者也具有双向的Granger因果关系；城市化水平与城乡收入差距负相关且前者是后者的Granger原因。
二、 方法与数据
本文实证分析采用的是时间序列数据，故首先要检验它们的稳定性，即进行单位根检验。Dickey & Fuller(1979)和Phillips & Perron(1988)给出了多种单位根检验方法，本文采用Dickey & Fuller(1979)提出的ADF法检验序列平稳性。
对于时间序列数据来说，单方程模型得出的结论对模型选择和函数形式非常敏感，相对于单方程模型而言，向量自回归(VAR)模型可能具有更高的可靠性(Gujarati,1995;Enders,1995)。尽管直接根据VAR模型作出正确推断往往要求变量具有平稳性，然而，当变量非平稳但具有协整关系时，基于VAR模型做出的推断常常也是可靠的。在VAR模型基础上。Johansen(1988、1995)、Johansen & Juselius(1990)提出和完备了协整向量的极大正则似然估计以及相关的协整和调节向量的假设检验，这些工作最终形成被广泛使用的Johansen协整检验法。
本文实证分析中使用以下三个指标：
（1）城乡收入差距指标(GAP)。本文用城市居民实际可支配收入与农村居民实际人均纯收入的比例来衡量城乡收入差距。由于1985年及其以前的农村总消费价格指数官方未公布,这里采用Johnson(2002)的建议,1985年及其以前的农村总消费价格指数用城镇的总消费价格指数代替,从1986年开始,将官方公布的农村总消费价格指数乘以1.342加以调整。
（2）金融相关率（FIR）。Goldsmith（1969）和McKinnon（1973）分别发展了反应金融发展水平的戈氏指标和麦氏指标，但这些指标在应用于发展中国家时受到了质疑（Levine & Zervos，1998)。鉴于我国金融体系主要以银行体系为主，国有商业银行在银行业中具有绝对主体地位，故本文采用国有银行贷款总额占GDP的比例来表示金融相关率指标。
另外，为检验城乡收入差距与金融发展之间是否存在倒U型效应，将金融相关率的二次项（FIR2）引入模型。
（3）城市化指标(URBAN)。本文把城市化水平作为一个控制变量进入模型。城市化水平用非农业人口占总人口的比重来衡量。
以上指标均取自《新中国五十五年统计资料汇编》，时间跨度为1978～2004，数据具有较高的统计一致性和统计质量。本文在处理这些数据时，将所有变量指标以1978年为100作指数化处理。
三、 实证分析
（一） 变量平稳性检验
本文利用Dickey & Fuller(1979)提出的ADF检验法对各变量进行单位根检验。根据李子奈、叶阿中(2000)所提供的检验步骤进行ADF检验,滞后阶数按SIC准则选取。检验过程在Eviews4.0软件上实现，检验结果见表1。
根据表1，可以认为各变量在5％的显著水平下都是一阶单整变量，即是I(1)。
（二） 协整检验
虽然各指标是非平稳的一阶单整序列，但这些指标可能存在某种平稳的线性组合。这个组合反映了变量间的长期稳定关系，即协整关系。
本文使用Johansen协整检验法进行协整检验。由于序列中均含有时间趋势，故选择“数据有确定性时间趋势”的检验类型，并对协整方程中是否含有时间趋势作比较选择；按照ACI最小标准选择滞后阶数为3阶。检验过程在Eviews4.0软件上实现。
表2给出了Johansen协整检验结果。不过，Johansen协整检验是渐进有效的,在有限样本尤其是小样本中该方法过分倾向于认为变量间存在协整关系。根据Reinsel & Ahn(1992),可以将Johansen协整检验中的迹统计量LR乘以(T-nk)/T进行调整,其中T、n、k分别为样本容量、变量个数、滞后阶数（本文中分别为27、4和3）,表2中括号内数值为调整后的LR值。
根据表2调整后LR统计量判断，在1％的显著水平下有两个协整向量，其中最大特征根对应的特征向量为：（1.000，0.0057，-1.4203，1.3183，-10.1460，-114.8682）。从而有协整方程：
（－38.63） （74.38） （-89.49） （60.57）
括号内数字为t检验值。
由式(1)可知,就长期而言,城乡收入差距与金融发展水平正相关,这与章奇等(2004)、姚耀军（2005）的结论一致；城乡收入差距与金融发展水平的二次项负相关，可以认为城乡收入差距与金融发展水平之间存在倒U型效应；城乡收入差距与城市化水平也呈负相关关系，这也与陆铭等(2004)等研究的结论相一致。
四、 结论与讨论
实证分析表明，长期来看，它们之间存在着倒U型关系，即在发展初期金融发展会倾向于加大城乡收入差距，金融部门的进一步发展最终会缩小城乡差距。具体分析可知，广东城乡收入差距与金融发展之间的转折点发生在FIR＝106处（即 -1.4203/（2×-0.0067）），这说明广东省金融发展水平早已跨越了扩大城乡收入差距的阶段，有可能已处于缩小这一差距的阶段。故，金融的进一步发展有利于缩小广东城乡收入差距。
长期中，城市化有利于缩小城乡收入差距，其作用机理可能是：城市化有利于农村人口向城市集中，有利于劳动力的流动。农村劳动力向城市流动一方面通过边际生产率递减规律减少了城市居民人均收入水平，另一方面农村剩余劳动力的减少提高了农村劳动力的报酬水平，进而缩小了城乡收入差距。但是，由于统计制度的不完善，我国还有相当数量的进入城市劳动的农民工没有纳入城市人口的统计，故城市化水平有低估之嫌，城市化对降低城乡收入差距的作用也有可能被低估了。
值得关注的是协整方程中存在时间趋势项。该项系数为正，且绝对值较大，表明长期中广东城乡收入差距还会以较快的速度扩大。这或许是其他没有被模型中数据所反映的因素的影响。这些影响因素是什么，以及相应的对策需要进一步研究。
shufe007：
关键是金融发展这个指标是如何定义的，在我看到的论文中，还有用M2/GDP这一指标。另外在控制变量中，我觉得应加入反映经济发展的指标，如GDP或GDP的增速。
参阅：http://bbs.efnchina.com/dispbbs.asp?boardID=92518&ID=90864
