中國金融發展與城鄉收入差距關系的再檢驗

摘要：金融抑制被認為是導致我國扭曲的金融發展拉大了城鄉收入差距的最主要原因，而東西部金融發展的市場化水平差異使得金融發展與城鄉收入差距也表現出非完全一致的關系。本文運用面板單位根和VAR模型的實證結果表明，無論是東部還是西部地區，金融發展與城鄉收入差距均表現為非同階單整變量，從而并未支持二者之間長期均衡關系的存在；但從短期來看，西部金融發展顯著的構成了城鄉收入差距擴大的Granger原因，而這種因果關系在東部地區卻并不顯著。

關鍵詞：金融發展；金融抑制；城鄉收入差距

中圖分類號：F832 文獻標識碼：A 文章編號：1002—2848—2007(01)－0015—10

一、引 言

金融發展和經濟增長的關系是一個古老而永恒的話題。斯密、李嘉圖等古典經濟學家早就認識到銀行可以通過信用流通工具的創造，節省流通費用，減少一國非生產性資本的占用，以及積聚零散的民間資本，促進社會現實資本的流動而促進經濟增長。后來，熊比特(1934)發現，銀行不僅有媒介資本的功能，而且還有信用創造的功能，即銀行通過購買力的創造，將資金不斷的投向創新活動領域，從而促進經濟增長。隨著戈德史密斯，麥金農和肖對金融發展理論所做出的開創性研究以來，學者們繼續深化了該領域的研究，并逐漸認識到金融體系在動員儲蓄、分散風險、甄別項目、監控企業以及平滑交易等方面所發揮的積極作用，金融發展對經濟增長具有顯著的正向作用，大量的實證研究也支持了這種看法。

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

中國是一個典型的城鄉二元經濟結構的國家，其城鄉收入差距堪稱“世界之最”(李實，岳希明)。西方學界普遍認為發展中國家的城鄉二元結構主要是源于這些國家所采取的城市偏向的經濟政策，并主要從一國的經濟發展政策和政治結構出發給予了解釋^①。國內學者也主要從我國的經濟發展戰略(林毅夫，等)和政治結構(蔡防，楊濤)出發很好的解釋了我國城市偏向的經濟政策。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濟政策而被重點壓抑的部門，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，近年來國內學者開始關注我國的金融發展對收入差距的影響。(章奇，等)在這方面做出了開創性的研究，他們認為：首先，中國高度壟斷的金融結構不利于向農戶和中小鄉鎮企業提供貸款。其次，由于政府對農村經濟和金融體制的管制，導致中國的正規金融機構無意向農村和農業提供貸款或在這方面缺乏效率。最后，隨著中國金融發展程度的提高，政府從80年代末開始越來越依賴于金融系統來干預經濟，并向少數國有大企業提供資金。所有這些因素都導致中國扭曲的金融發展會拉大城鄉收入差距。他們的實證結果顯著地支持了這一點。但陸銘、陳釗采用同章奇，等(2004)同樣的指標來度量金融發展水平，其實證結果卻并不支持章奇，等(2004)的結論。對此的一個合理理解是，他們采用的面板回歸沒能消除變量的內生性，以及沒有考慮到數據的生成過程，從而導致了模型估計結果的偏誤。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據，運用向量誤差修正模型(VAR)和Granger因果檢驗再次驗證了中國金融發展與城鄉收入差距之間的關系，并得出金融發展與城鄉收入差距擴大之間存在Granger因果關系的結論。但由于Granger因果關系檢驗的適用前提是大樣本信息量Sims，姚耀軍(2004；2005)的研究結論由于其所采用的樣本量過小而缺乏足夠的說服力。

我國當前的金融體制改革已經進入了相當艱苦的攻堅階段，同時城鄉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展與各種經濟社會現象之間的關系將直接關系到金融體制改革的成敗以及經濟社會的和諧發展。有鑒于此，本文將采用面板單位根和VAR模型再次驗證我國金融發展與城鄉收入差距之間的關系。另外，由于我國的經濟改革在空間上的非均衡性，不僅導致了省際間的經濟發展水平和產業結構存在巨大差距，而且金融發展的規模和效率(包括農村金融發展的規模和效率)也存在明顯的地區差異(周立、胡鞍鋼；尹希果，等)，因而金融發展與城鄉收入差距之間的關系在地區層面上必然也會表現出非完全一致的關系。因此，我們將把樣本劃分為東西兩大區域進行實證。

本文第二部分是對金融發展和收入分配相關研究文獻的綜述；第三部分描述了地區金融發展在規模和市場化水平上的差異，并分析了這些差異可能對金融發展與城鄉收入差距的影響；第四部分是對相關研究方法的介紹，以及構建本文的計量模型；第五部分是計量檢驗以及對結果的討論；最后，是全文的總結。

二、金融發展與收入分配：文獻綜述

在對收入分配問題的理論研究文獻中，美國經濟學家Kuznets提出了著名的“庫茲涅茨”假說(也稱“倒U型假說”)，他認為：一國在經濟發展過程中，如果按照經濟增長水平的高低劃分為不同階段，則早期的經濟增長將帶來收入差距的擴大；中期經濟增長趨于穩定，收入差距隨之保持穩定；后期經濟增長進入成熟階段，經濟增長水平放慢，此時收入差距則將不斷縮小，即收入差距與經濟增長之間服從倒U型曲線關系。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者首先考慮和討論的問題。自戈德史密斯(1969)、麥金農(1973)和肖(1973)創立了金融發展理論以來，經濟學家普遍認識到金融體系在動員儲蓄、分散風險、甄別項目、監控企業以及平滑交易等方面對經濟增長具有顯著的正向作用。因而，經濟增長被理所當然的看作金融發展作用于收入分配的重要渠道。

Greenwood and Jovanovic在一個動態模型中討論了經濟增長、金融發展和收入分配三者之間的關系。在他們的模型中，經濟增長將能為金融中介的發展提供必要的資金，而金融中介的發展反過來也將促進經濟的增長。在經濟發展的早期，由于金融中介不發達，經濟增長緩慢，同時由于利用金融市場融資需要支付一定的固定成本，此時只有富人才能支付該成本，利用金融市場融資去經營高風險、高收益的投資項目。窮人和富人由于初始財富的不同，其財富積累的速度也不同，此時收入差距將擴大。但由于進人金融市場融資的成本是固定的，隨著經濟和金融中介的發展，窮人由于收入的增加也具備了進入金融市場融資的能力，此時收入差距將趨于縮小。因而，Greenwood and Jovanovic(1990)的模型預言了金融發展與收入分配之間的倒u型關系。Agihon and Bohon和Matsuyama分別構建模型分析了初始財富的分配和信用市場的發展如何通過財富的“涓流效應”(Trickle—Down Effects)而影響長期財富的分配，其模型也都預言了金融發展與收入分配之間的倒U型關系。所不同-的是，在Agihon and Bohon(1997)的模型中，財富由富人向窮人轉移的“涓流效應”的作用機制是由于富人財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，窮人由于初始財富積累的不足而不能進人金融市場融資，只能是金融市場上的資金供應者。富人由于財富的不斷積累將刺激其進一步通過金融市場進行融資，從而導致利率的上升，利率的上升將使得窮人獲益更多，加快其財富積累速度。

與Greenwood and Jovanovic(1990)、Agihon andBohon(1997)和Matsuyama(2000)的結論相反，Galorand Zeira和Banerjee and Newman，在一個資本市場不完善，以及個人人力資本和物質資本投資不可分的經濟中，窮人與富人的收入并不會必然的趨于收斂。Galor and Zeira(1993)構造了一個存在代際間遺產饋贈的兩部門模型。在他們的模型中，由于資本市場不完善，此時只有那些繼承遺產足夠多(或能夠借入足夠多的資金)的人才能夠完成對人力資本和物質資本的投資。因而收入不平等會通過遺產饋贈的方式持續下去，且初始財富分配不平等的經濟體的經濟增長也會慢于初始財富分配更為平均的經濟體。Baneljee and Newman(1993)構造的三部門模型也得出了類似的結論。因而，他們認為一個完善的金融市場是金融發展能夠縮小收入差距的前提。

金融發展與收入差距關系理論研究的繁榮引發了相關領域實證研究的興起。Li etc．的實證研究發現金融發展顯著的降低了收入不平等，并提高了占總人口80％的低收入者的平均收入。Holdenand Pmkopenko Jalilian and Kirkpatrick 和Ho—nohan以一些發展中國家為樣本，均觀察到了金融發展與貧困之間的負相關關系。Iyigun and Ow-en通過比較發達國家和發展中國家的經驗后發現，金融發展、收入分配和短期經濟波動之間表現出庫茲涅茨效應特征。

Clarke etc．以1960～1995年間91個國家的經驗數據為樣本，首次對金融發展與收入分配之間的關系進行了系統的驗證，得出了金融發展會顯著降低收入差距的結論，而金融發展與收入分配之間的“倒U型假說”并未得到支持。同時，他們認為一國產業結構的特征將會影響到金融發展對收入分配的作用，即如果金融發展使得勞動力由傳統部門向現代部門轉移的門檻降低，那么隨著現代產業部門比重的上升，收入差距會拉大，他們稱這為金融發展的擴展“庫茲涅茨效應”^①。Beck etc．采用52個國家1960～1999年間的截面數據進行的實證也再次證實了金融發展與收入不平等，以及和貧困率之間存在顯著的負相關關系。

國內學者在該方面的研究，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展會顯著的拉大城鄉收入差距，但是卻并不支持Greenwood and Jovanovic(1990)的“倒U型假說”和Clarke etc．(2002)的擴展“庫茲涅茨效應”。楊俊，等采用1978～2003年全國的時序數據進行的研究顯示，我國金融發展顯著的拉大了全國、農村和城鄉居民的收入差距，并具有從金融發展到收入差距擴大的單向因果關系，金融發展對城鎮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生性，以及因果檢驗中的樣本規模過小等問題。

三、中國金融發展的地區差異：規模與效率

正如前文指出，由于中國的經濟改革在空間上的非均衡性不僅導致了省際問經濟發展水平和經濟結構存在巨大差距，而且金融發展規模和效率也存在明顯差異。因而，金融發展與城鄉收入差距的關系在地區層面上可能會表現出非一致性的關系。

從產業結構上來說，到2004年，東部地區第一產業增加值占GDP的比重為9．1％，第二產業為52．9％，第三產業為33．8％，與之相對應的是西部地區的第一產業仍然占有較大比重，其增加值占GDP的比重為19．5％，第二產業則為44．3％，第三產業為36．2％，中部地區的產業結構則介于東西部之間^①。如果Clarke etc．(2002)所提出的金融發展的“庫茲涅茨效應”存在，那么東部地區由于其二、三產業所占的比重遠遠高于西部地區，其金融發展對城鄉收入差距的影響就應比西部地區更為顯著。當然，該理論在中國可能并不成立，因為“庫茲涅茨效應”存在的前提是金融發展可以降低勞動力由傳統部門轉移進入現代部門的門檻。但在中國，城鄉分割的戶籍制度可能是阻礙農村勞動力轉移的更為重要的因素，在沒有根本改革城鄉戶籍制度之前，金融發展對于農村勞動力轉移的影響可能并不顯著。

同時，由于我國地區間經濟發展水平的差異和經濟制度轉軌步伐快慢各異，導致了我國金融發展在地區層面上不論是在規模上還是在效率上都存在顯著的差異。我們以金融機構存貸款總額占GDP比重的金融相關比率從量上來衡量各地區的金融發展水平。圖1顯示，我國三大地區的金融相關比率都在逐步上升，均處于金融深化狀態中，但也表現出了明顯的地區金融深化程度的不平衡。東部地區的金融深化水平遠遠高于中西部地區，到2004年，東部地區金融相關比率為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，由于中國地區間金融深化處于不同的發展階段，則金融發展對城鄉收入差距的影響在地區層面上也可能會表現出非一致性的關系。

當然，在Greenwood and Jovanovic(1990)模型的假設是進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金融部門的抑制。這點在中國是顯然不成立的，因為“金融壓抑是我國銀行體系最主要的特征之一”(盧峰，姚洋)。農戶和中小鄉鎮企業進入金融市場融資不僅面臨著進人成本上的約束，更為重要的是政府對金融部門的管制所導致的金融部門在信貸資金配置上對農戶和中小鄉鎮企業的歧視。因此Greenwood and Jovanovic(1990)的“倒U型假說”在中國可能也并不成立，而政府對金融部門的抑制才是導致中國扭曲了的金融發展拉大了城鄉收入差距的最重要原因。

中國地區金融發展不僅在量上存在巨大差距，而且地區間在金融結構，從而是金融發展的效率上也存在明顯差異，政府對金融部門的抑制強度在地區間并非完全一致。具體來說，就是中國的金融制度呈現出計劃金融與市場金融并存的“二元金融制度”，葛兆強。即東部地區市場金融成分較高，計劃金融成分較弱；中西部地區計劃金融占支配地位，而市場金融發育程度微弱(周立，胡鞍鋼，2002)。政府的金融抑制的一個重要方面就表現為其對國有金融機構施加行政性干預來影響信貸資金流向，而其對改革開放后發展起來的非國有金融機構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金融市場化水平的高低，同時該指標也可以反映政府對金融部門的抑制強度。該指標值越高，表明金融市場化程度較高，政府對金融部門壓抑的強度較弱。我們分東中西三大地區繪制了1996—1998年該指標值的變動情況(見圖2)。雖然由于數據的限制，我們無法判斷出該指標值在長期內的變化趨勢，但圖2無疑直觀的顯出了其在東部與中西部地區間的巨大差異，東部地區的全部金融與國有金融比率之差為70％左右，遠遠高于中部與西部地區，這表明東部地區市場金融成分已經達到了相當的水平，以計劃金融成分為主。

有金融相關比率之差(％)

數據來源：國有金融數據來源于《新中國五十年統計匯編》，全部金融數據來源于1997—1999年中國金融年鑒。1997～2005年《中國金融年鑒》

市場金融成分已達到了相當的水平，而中西部地區綜合上面的分析，似乎可以得出這樣的推論：金融壓抑是導致我國扭曲的金融發展拉大了城鄉收入差距的最主要原因，而由于東部地區金融的市場化程度已經達到了一定水平，中西部地區仍以計劃金融為主，因此中西部地區的金融發展應顯著的拉大了城鄉收入差距，而在東部地區則并不明確。

四、方法、模型和數據

(一)分析方法

經濟變量間的因果關系最早是由Granger(1969)所定義的因果關系及其檢驗，后來經過Sims(1972)對此進行了重新表述，并經過后來學者的發展和完善，已經成為了經濟實證研究中應用非常廣泛的統計工具。早期Granger因果檢驗方法是估計標準VAR模型，并通過對解釋變量滯后項總體是否具有顯著解釋作用進行F檢驗來判斷是否存在Granger意義上的因果關系及其走向。我們以兩變量的時序數據為例，建立VAR模型。

原假設風為： 若接受原假設，則說明沒有從X到y的因；若拒絕原假設，則說明有從X到y的因。這樣，進行，檢驗：

則可實現Granger因果關系檢驗。其中，RSSR為施加約束時的殘差平方和；RSS為沒有施加約束時的殘差平方和；T為樣本容量；K為最大滯后階數。由于Granger(1969)提出因果性定義的時候，非平穩變量在計量經濟學中的研究才剛剛起步，因此當時數據的生成過程對因果檢驗的影響并沒有被考慮。但He and Maekawa(2001)運用維納過程推導出，如果變量為非平穩時間序列時，該統計量的漸進分布將不再是F分布。因此，在進行Granger因果檢驗之前，應先檢驗各變量的平穩性。

由于Granger因果檢驗和單位根檢驗適用的前提均是基于大樣本信息(Sims，1972；Campbell andPerron，1991)，使其的運用受到了很大的限制。面板數據由于能夠克服時間序列分析中經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效率，其在經濟學研究領域中的運用越來越廣泛。而最近面板單位根檢驗理論研究的興起和發展也為運用面板數據進行因果關系檢驗奠定了基礎。

面板單位根檢驗是對時間序列單位根檢驗理論的繼續和發展，它綜合了時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。在非平穩的面板數據漸進過程中，Levin and Lin(1993)很早就發現這些估計量的極限分布是高斯分布，這些結果也被應用在有異方差的面板數據中，并建立了對面板單位根進行檢驗的早期版本。后來經過Levin etc．(2002)的改進，提出了檢驗面板單位根的LLC法。Levin etc．(2002)指出，該方法允許不同截距和時間趨勢，異方差和高階序列相關，適合于中等維度(時間序列介于25—250之間，截面數介于10—250之間)的面板單位根檢驗。Im etc．(1997)也提出了檢驗面板單位根的IPS法，但Brei—tung(2000)發現IPS法對限定性趨勢的設定極為敏感，并提出了面板單位根檢驗的Breitung法。Madd．ala and Wu(1999)又提出了ADF—Fisher和PP—Fisher面板單位根檢驗方法。關于這些方法的詳細介紹，請讀者參考原文或參考汪濤等(2002)和Westerhund(2005)的綜述文章。

(二)計量模型

Granger(1980)指出，如果在信息集中遺漏重要變量很可能導致虛假性的因果關系推斷。如能應適當擴展信息集合，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系。因此，為了避免因遺漏重要信息而推斷出虛假因果關系的可能，我們需要控制住其他一些影響城鄉收入差距的重要變量。雖然Kuznets(1955)的“倒U型假說”并未能獲得太多實證研究的支持，但是經濟增長對收入差距的影響卻是顯而易見的，另外，中國的經濟開放政策以及政府在經濟活動中的作用均對城鄉收入差距具有十分顯著的影響(陳釗、陸銘，2004)。因此我們的設定基本的VAR模型如下：

在(3)式中，下標i和t分別表示第i個省份的第t年；g為隨即擾動項。URID為城市居民人均可支配收入與農村居民人均純收入的比率，我們用其來代理反映城鄉收入差距的指標；FINDEV為反映金融發展的指標，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構貸款總額來代理)占GDP的比例。X為一組控制變量，包括：以1978年不變價格衡量的各省份真實人均GDP，我們用其來控制經濟增長對城鄉收入差距的影響，在具體估計時我們將對其取自然對數；OPEN和FISC，分別為出口貿易額和財政支出占GDP的比重，我們用這兩個變量來控制對開放的經濟政策和地方政府的財政支出對城鄉收入差距的影響。

(三)數據說明

我們所采用的基礎數據為1978～2004年的省級面板數據，其中1999～2004年全部金融機構貸款總額則來源于2000～2005年《中國金融年鑒》，其他未做特別說明的數據均來源于《新中國五十年統計匯編》和2000—2005年《中國統計年鑒》。在西部地區的樣本中，由于西藏的數據缺失較多，因此我們是刪除了該樣本，同時，直轄后的重慶我們仍將其歸入四川省。因此，我們用于計量檢驗的樣本東部仍包括11個省市，西部則包括10個省市。

五、檢驗結果與討論

我們將首先檢驗變量的平穩性，若各變量為同階單整，則我們可以通過檢驗變量間的協整性，進而通過向量誤差修正模型以檢驗變量問的長期因果關系。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模型以檢驗變量間的短期因果關系。

(一)單位根檢驗

為了避免因檢驗方法本身的局限而對檢驗結果帶來的負面影響，本文將同時采用LLC、IPS、Brein-tung、ADF—Fisher和PP—Fisher這五種方法進行單位根檢驗。由于URID、GDP、FINDEV、OPEN和FISC五個變量的水平值均含有截距項和時間趨勢項，因此我們對其進行單位根檢驗時所選取的也就是包含了截距項和時間趨勢項的檢驗模型。這些變量在經過差分變換后，均表現為包含截距項，而不含時間趨勢項，因此我們對其一階差分進行單位根檢驗時，是選取了只含截距，不含時間趨勢項的檢驗模型。因考慮到樣本時序區間的限制，對于檢驗模型滯后期數的選擇我們是在設定最大滯后期數為4的范圍內，根據AIC的準則來選取。單位根檢驗的結果見表1。

東部地區各變量單位根檢驗的結果顯示，除去Breintung檢驗沒有拒絕URID存在單位根的原假設外，其他檢驗均拒絕了URID存在單位根的原假設，因此我們綜合判斷認為URID并不存在單位根。對GDP檢驗的結果中，IPS和ADF—Fisher檢驗拒絕了其存在單位根的原假設，但其他三種檢驗方法的檢驗結果均未拒絕其存在單位根的原假設，因此我們認為GDP存在單位根。而對FINDEV、OPEN和FISC的檢驗結果均未拒絕他們存在單位根的原假設。我們對變量的一階差分的單位根檢驗結果顯示，所有變量的一階差分均不存在單位根。由此，我們對東部地區單位根檢驗得出的綜合判斷為：URID為平穩的變量；而GDP、FINDEV、OPEN和FISC均為一階單整變量。同樣，對西部地區各變量的檢驗結果也使我們得出了以上結論。

(二)一階差分VAR模型估計

由于URID為平穩變量，而FINDEV等四個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系。但它們經過一階差分變換以后均為平穩變量，因此我們可以通過構建一階差分VAR模型，采用Granger因果關系檢驗進一步驗證它們之間的短期因果關系。我們構建其一階差分的標準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VAR模型(4)，然后采用如前文所述的F檢驗以判斷是否存在從FINDEV到URID的因果關系。在估計VAR模型(4)之前，我們需要確定其的最佳滯后期數m。對于m的選擇是通過從一般到特殊，從較大的滯后階數開始，通過LR、FPE、AIC、Sc和HQ值等來確定。同樣考慮到樣本時序區間的限制，我們從最大滯后期數3開始。各檢驗值的輸出結果見表2。根據表2的輸出結果，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，西部地區為3，并最終根據VAR模型的穩定性來進一步確認最佳滯后期數。

分別對東部和西部一階差分VAR模型進行估計，并輸出其穩定性檢驗結果(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，因此可以看出東部和西部一階差分VAR模型的穩定性條件得以滿足，其估計結果是穩健的。

由此，我們輸出東部和西部一階差分VAR模型的最終估計結果(見表3)。東部地區的VAR模型估計結果顯示，金融發展變量FINDEV一階差分的滯后一期和滯后二期在模型中均不顯著。我們運用聯合參數約束F檢驗的檢驗結果也并未拒絕 的原假設，由此表明東部地區的金融發展與城鄉收入差距之間并不構成因果關系。而西部地區的估計結果顯示，金融發展變量FINDEV一階差分的滯后二期的估計系數是在5％的顯著性水平上為正，F檢驗結果也是在5．83％的顯著性水平上拒絕了 的原假設，由此表明西部地區的金融發展與城鄉收入差距擴大之間構成了顯著的因果關系。

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

六、結論性評述

近年來，我國金融發展與收入差距的關系已成為了國內學者關注的熱點。我國高度壟斷的金融結構(章奇等，2004)以及政府對金融系統的行政干預使得銀行信貸明顯偏斜于國有企業(Park and Sehrt，2001)和出現了明顯的城市化傾向(Wei andWang)。政府對農村經濟和金融體制的管制，導致“農村正規金融市場組織不完善，無法為農村提供較好的金融服務”(章奇)。這些因素均被認為導致了中國扭曲的金融發展拉大了城鄉收入差距(章奇，等，2004；姚耀軍，2004)。但已有的實證研究并未取得完全一致的結論。

本文采用1978—2004年中國的省級面板數據，運用面板單位根和VAR模型再次驗證了金融發展與城鄉收入差距之間的關系。我們的研究結果表明，無論是東部地區還是西部地區，金融發展與城鄉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系的存在性。但我們在一階差分VAR模型估計的結果基礎上進行的因果檢驗卻表明，西部地區金融發展顯著的構成了城鄉收入差距擴大的Granger原因，而這種因果關系在東部地區并不成立。

不可否認，政府對金融部門的抑制是導致中國扭曲的金融發展拉大了城鄉收入差距的最主要原因。因此，繼續加快和深化加快金融體制改革對于加快農村經濟發展，縮小城鄉收入差距具有十分重要的現實意義。同時，東西部地區在金融發展規模和效率上的巨大差異也要求在推進金融體制改革的過程中應采取區域有別的金融政策，以統籌區域金融和經濟的協調發展。另外，我們應該看到，減除政府對金融部門的干預，在于釋放被扭曲的金融發展所壓抑的農村經濟發展的潛力。但由于農戶和中小鄉鎮企業的資金規模普遍較小，它所需要的金融服務是大型金融機構很難提供的(林毅夫)。同時也由于信息成本和控制成本的差異，大型金融機構一般并不愿意向中小企業提供金融服務(Strahanand Weston，林毅夫，等)，因此統籌城鄉發展更為重要的是培育新生金融市場主體，大力發展針對廣大農戶和中小企業的中小金融機構。

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