金融发展与收入不平等：倒U与线性假说的实证检验 摘 要：在已有的实证研究中，金融发展水平指标的选取存在一定的缺陷，并得出了存在明显分歧的结论。同时由于时间序列数据过短导致研究结果显著性差。本文通过计算基尼系数，选取金融产业GDP作为度量金融发展水平的指标，将时间序列数据扩展到1952-2008年，对中国金融发展水平与收入分配的关系进行了实证分析。研究表明金融发展水平与收入不平等存在双向的因果关系，中国存在扩展的库兹涅茨倒U效应，控制变量的加入显著提高了模型的解释能力。因此，缩小收入差距不仅应进一步发展金融，更应对影响收入不平等的因素进行综合治理。 关键词：金融发展；收入分配；库兹涅茨假说 作者简介：田卫民,经济学博士，河北金融学院河北省科技金融重点实验室副教授，研究方向为收入分配与经济增长理论。 通信地址：保定市恒祥北大街3188号河北金融学院河北省科技金融重点实验室 邮政编码：071051 联系电话：15233129806,0312-3338132 e-mail：tianweimin2962@ 1
金融发展与收入不平等：倒U与线性假说的实证检验 一、 引言 自从Greenwood和 Jovanovic提出金融发展对收入分配具有倒U效应的G-J模型以来，很多学者对金融发展的收入分配效应进行了实证研究。最早开始对金融发展和收入分配系统地进行实证分析的是Clarke、Xu and Zou（2003），他们使用91个国家1960-1995年的面板数据检验了金融中介的发展和收入不平等之间的关系，研究结果证明在金融发展和收入不平等①之间存在显著负相关的关系。Patrick Honohan(2004)使用中国、韩国、俄罗斯、英国的相关数据检验了金融发展、经济增长和贫困的关系，其结论是金融深化降低了贫困比例,提高了②人们的平均收入,从而缓解了不平等。Townsend 和Ueda(2001)对泰国1976-1996年的数据进行数量模拟，认为泰国严格限制人们自由进入金融体系的政策导致了福利的损失，因为在严格限制人们自由进入金融体系的条件下，金融越发展越只利于少数人，因而收入不平等也③在加剧。Beck、Demirguc-Kunt和Levine（2004）使用99个国家从1960到1999年的跨国数据检验了金融发展和收入分配以及金融发展与贫穷减缓之间的关系，认为金融发展促进了④经济增长并显著降低了贫困。Beck、Demirguc-Kunt和Levine（2007）研究发现金融发展提高了收入最低的20%人口的收入,降低了收入不平等。最穷的20%人口收入不平等的减少大约40%是由于金融发展对收入增长的长远影响造成的，60%是由于金融发展对经济增长的促进作用造成的。另外，金融发展降低了每天生活消费在1美元以下的人口的比例，这一研究结果⑤进一步强调了金融发展对穷人的重要性。Jeanneney和Kpodar（2005）则研究了金融发展、金融不稳定性和收入分配的关系,使用发展中国家1966-2000年的样本数据得出了如下结论:金融发展可以减少贫困，金融不稳定会抵消金融发展的积极作用,麦金农导管效应⑥（McKinnon conduit effect）是金融发展减缓贫困的主要渠道。 对我国金融发展和收入分配关系的实证研究，国内学者得出了不同的结论。章奇等(2003)利用我国1978-1998年各省的数据研究发现:我国的金融发展拉大了城乡收人差距，并且这⑦种负面作用主要体现在90年代。杨俊等(2006) 利用1978-2003年的时间序列数据，证明⑧我国金融发展显著地扩大了全国、农村以及城乡居民收入不平等程度。姚耀军（2005）基于VAR模型及其协整分析，对中国1978-2002年间金融发展与城乡收入差距关系的实证研究表明,金融发展与城乡收入差距关系存在着一种长期均衡关系，金融发展规模与城乡收入差⑨距正相关且两者具有双向的Granger因果关系。陈志刚、王皖君（2009）利用我国1986-2005年的时间序列数据，从规模扩张、效率提升和结构完善等3个方面，采用格兰杰因果检验、 ① Clarke, George, Lixin Colin Xu, Heng-fu Zou, 2003. Finance and Income Inequality, Test of Alternative Theories, World Bank Policy Research Working Paper, 2984. ② Patrick Honohan, 2004. Financial Development, Growth and Poverty: How Close Are The Links? World Bank Policy Research Working Paper, 3203. ③ Townsend, Robert and Kenichi Ueda, 2001. Transitional Growth with Increasing Inequality and Financial Deepening, IMF Working Paper WP/01/108. ④ Beck, Thorsren, Asli Demirguc-Kunt,Ross Levine, 2004. Finance and Poverty: Cross-Contry Evidence, World Bank Policy Research Working Paper, 3338. ⑤ Beck, Thorsren, Asli Demirguc-Kunt, Ross Levine, 2007. Finance, Inequality and the Poor, World Bank Policy Research Working Paper. ⑥ Kangni Kpodar, Sylviane Guillaumont Jeanneney. Financial Development and Poverty Reduction: Can There Be a Benefit Without a Cost? IMF Working Paper,WP/08/62. ⑦ 章奇、刘明兴、陶然:《中国金触发展与城乡收人差距》，林毅夫发展论坛工作论文，2003. ? id=235. ⑧ 杨俊、李晓羽、张宗益:《中国金融发展水平与居民收人分配的实证分析》，《经济科学》2006年第2期. ⑨ 姚耀军. 金融发展与城乡收入差距关系的经验分析，财经研究，2005（2）.
协整回归对金融发展与中国收入分配的关系进行实证检验，研究表明1986-2005年间，金融规模的扩张、经济增长扩大了全国居民收入基尼系数和城乡收入比率，而金融效率的提高则缩小了城乡收入比率。王修华（2007）基于VAR模型对我国1978-2004金融发展与收入分配①关系的实证研究得出了同样的结论。但刘敏楼(2006)基于地区截面数据的研究和方文全②(2006)基于1978-2003年的时间序列数据的研究，得出我国金融发展与城乡收入差距（居民收入差距）之间呈倒U字型关系。陈刚(2006)基于面板单位根检验和VAR模型的估计，认为我国金融发展与城乡收人差距均表现为非同阶单整变量，从而否定了二者之间长期均衡关系③的存在。 总体看来，由于我国的经验数据特别是时间序列数据样本量少，多数研究的回归结果的解释变量显著性差。因此，本文将以1952-2008年的时间序列数据为样本，重新估计中国金融发展对收入分配的影响。 二、 金融发展与收入不平等：倒U与线性关系的争论 在金融发展对收入分配的影响问题上,国外学者首先从不同的角度构建了各自的理论模型，并且不同的理论对于金融发展与收入不平等关系的预测全然不同。Greenwood和 Jovanovic提出的G-J模型认为金融发展对收入分配具有倒U效应，而Galor 和Zeira、Banerjee和Newman认为随着金融的发展，收入差距也将随之扩大。 （一）金融发展对收入分配的倒U效应 Greenwood and Jovanovic（1990）最早建立了一个动态理论模型讨论了金融发展、经济增长和收入分配之间的关系。在他们的模型中,金融中介随着经济增长内生形成，从而影响收入分配。他们假定，经济主体是无限期生存的，面临两种可供选择的生产技术，第一种技术可以获得稳定但相对较低的投资收益，第二种技术可以获得更高收益但风险也相对较高。经济主体在每期只能选择投资一种技术。投资收益由两部分构成：整体经济的平均收益和项目的具体收益，这两个收益都是随机的。假定信息具有公共物品的特征,金融机构收集并且分析信息，克服了信息不对称产生的摩擦，便利了资金向收益最大的方向流动。个人参与金融市场可以规避风险，从而获得较高的收入。但是参与金融市场要付出成本，个人在首次进入金融市场时要支付固定成本,且在每期进入时要支付边际费用。在该模型下,Greenwood 和Jovanovic证明存在两个门槛财富水平k1和k2，当个人的初始财富大于k2时，加入金融中介是最优选择，从而其投资收益率较高、储蓄率较低；初始财富介于k1和k2之间的个人虽然暂时不能加入金融中介从而投资收益率较低，但他们将来会支付加入金融中介的固定费用,因而其储蓄率相对较高。但初始财富小于k1的个人被排斥在金融中介之外，他们的投资收益率较低，在当前也看不到加入金融中介的可能性，其最优储蓄率较低从而财富积累速度低于其他人。在G-J的模型中，由于经济和金融发展初期存在进入的财富门槛，穷人没有能力支付成本而被阻挡在金融市场之外。只有高收入的人群才能进入金融市场享受金融服务，从而获得更多的效用及收入。这样,贫穷的个人因收入少储蓄低而难以进入金融市场，也就无法获得相应的收益。穷人和富人由于财富水平的不同而导致投资收益的不同，这将进一步拉大穷人和富人的收入差距。由于金融市场的参与成本是固定的,在经济发展的成熟时期,金融中介也充分发展,穷人通过长时间的积累最终也会进入,从而收入差距最终也会缩小。因此，随着金融发展，收入分配呈倒U型变化。 Aghion和Bolton(1997)基于信贷市场的不完善建立了一个经济增长和收入分配的模型,分析了资本积累的涓滴效应（trickle-down effect）。他们得出以下三个结论：第一，当资本 ① 刘敏楼:《金融发展的收人分配效应—基于中国地区截面数据的分析》，《上海金融》2006年第1期. ② 方文全：《中国收入差距与金融发展关系的实证研究》，《江淮论坛》2006年第1期. ③ 陈刚:《中国金融发展与城乡收人差距关系的再检验:基于面板单位根和VAR模型的估计》，经济发展论坛工作论文，2006年.
积累率足够高时，经济收敛到惟一不变的财富分配状态。第二，即使在放松管制时，涓滴效应导致惟一的稳定分配状态，政府仍有调节收入分配的必要。特别是,将富人的财富转移一部分给中产阶层和穷人将有效地提高生产效率。因为这带来了更大的平等机会并且加快了涓滴效应的进程。第三，初始的资本积累过程有加剧不平等的效应,但是在后期将逐渐减小收入不平等的差距。可见,Aghion and Bolton也认为,随着金融发展,收入分配呈倒U型变化。 Matsuyama(2000)通过建立一个内生模型研究了信贷市场的作用,从利率和信贷市场均衡的角度研究了收入分配的演化。他们的模型有两个关键假设:(1)产生高收益的项目要求一个最低的投资水平。(2)由于违约的可能性,任何项目投资者都面临借贷约束。因而只有相对富裕的人才能投资于高收益项目，这样穷人愈穷而富人愈富。利率由信贷市场上的资金供求均衡决定,由于不存在其他可供选择的投资方式,每期的资金供给就是全社会的财富总额，而资金需求则取决于超过投资门槛的投资者的财富即初始财富分布,因此均衡利率也完全由初始财富分布决定。每一期财富的分配影响到信贷的供给和需求,而信贷供求反过来又会影响下一时期的财富分配。动态的经济会实现均衡的利率和财富分配水平。Matsuyama指出在金融发展水平较低的经济中不平等现象将长期存在，而生产效率或金融发展水平较高的经济收敛于完全平等的稳定状态，富人的投资最终会把穷人拉出贫困陷阱，从而实现共同富裕。当借贷增加时,富人的借贷增加将扩大需求从而提高利率，而收入较低的人能以较高的利率把钱贷出，最终收入差距会缩小,从而产生Kuznets倒U型的收入分配。 （二）金融发展对收入分配的线性效应 Galor and Zeira(1993)和Banerjee and Newman(1993)模型都说明了由于资本市场的不完善，财富分配不均不会随着经济增长而改善。因此要改变收入分配不均衡的状况,必须完善资本市场,降低进入门槛，便于穷人进入,这样会有助于收入分配的改善。 Galor and Zeira(1993)建立了一个两部门跨期模型，主要从人力资本投资角度来研究金融发展和收入分配之间的关系。他们假定经济为跨期的开放经济,个人生存两个时期,技术是非凸的,可以采用技术简单的劳动或技术密集的劳动生产一种产品。个人或者作为不熟练劳动力在两期都工作,或者在第一期进行人力资本投资然后在第二期作为熟练劳动力工作。由于从事简单劳动的传统部门工资低，从事复杂劳动的现代部门工资高，因此个人的财富水平决定了他是否投资于人力资本。人力资本投资存在投资成本，初始财富少的穷人达不到这个财富水平，不能进行人力资本投资，而富人可以投资于人力资本。资本市场的不完善性导致初始财富高的人更容易通过信贷市场进行融资，而穷人几乎在信贷市场上融不到资。这样在第二个时期初始财富高的人就会更富有，初始财富低的人收入更低。个人的初始财富完全决定了人力资本的投资决策，决定了其收入及消费水平，也决定了留给后代的遗产。因此初始财富分配对产出和投资水平在短期和长期均有重要影响。由于资本市场的不完善,初始财富的分配不均和初始财富的均等分配都会永久化。然而,一个国家中产阶级占比扩大将能够有效地缓解贫富差距,促进经济增长。初始收入不同的国家遵循不同的经济增长路径并收敛于不同的稳定状态。 Banerjee and Newman(1993)建立了一个三部门的经济增长动态模型来研究个人职业选择和财富分配的相互作用。由于资本市场的不完善，当工资高于自我雇佣(self-employment)所得时，穷人选择成为雇佣工人，富人成为监督工人的企业家。由于初始财富不平等，雇佣合同产生。这意味着,在静态模型中,财富分配决定了个人的职业结构,Banerjee和Newman通过动态模型证明了初始财富分配有长期影响。由于资本市场不完善,个人仅能借到有限的资金。不同阶层的人借贷能力是不同的,富人由于信用条件好能借到更多的资金。结果那些要求高水平投资的职业超过了穷人的融资能力，穷人只能选择为富人工作，因此，工资合同可以视为金融契约的原始替代。Banerjee和Newman通过静态模型分析得到结论：如果每个人 4
①的财富水平都高于W1,每个人都将自我雇佣。只有当一些穷人的财富水平低于W1,而富人的财富水平大于W2时,雇佣合同才会产生。当每个人的财富都低于W1时,不工作成了惟一选择。他们还通过动态模型得出结论:财富水平在0和W1之间的穷人将选择工作,财富水平在W1和W2之间的人将选择自我雇佣，财富大于W2将选择成为企业家或者自我雇佣。因此初始财富的不同决定了个人的职业选择，劳动的供给和需求以及均衡工资水平也都被确定了。经济发展中家庭生产(cottage industry)占主体还是工业生产(factory production)占主体取决于一个国家的初始财富分配，进而初始财富分配也决定了经济发展是否繁荣。 三、 模型、变量和数据 既有的理论模型对于金融发展与收入分配关系的预测截然不同。因此，本文运用1952-2008年中国的经验数据对上述不同的假说进行实证检验。 （一）实证模型 本文沿用Clark，Xu & Zou(2003)建立如下的回归模型： 2 ln(gini)=α+αfina+αfina+αCov+ε (1) t01t2t3t式中，ln(gini)为基尼系数的对数，fina代表金融发展水平，Cov 表示影响收入分配的其它控制变量，ε是误差项。本文的目的是考察金融发展对收入分配是具有线性效应还是倒U效应，因此模型中包括了金融发展水平的二次项。若存在倒U效应，则有参数约束α;0，1α≺0。 2（二）变量 1．金融发展水平。金融发展水平常用M2/GDP（麦氏指标）和FIR（戈氏指标）衡量。然而，麦氏指标受到众多质疑。正如国内学者普遍认为的那样，中国较高的M2/GDP应该归因于投资渠道不畅、交易手段的落后以及支付体系的效率低下,并且是通货膨胀的主要根源，而非较高的金融发展水平的直接表现。国内学者多数以“金融相关系数”(FIR)来度量金融发展规模或水平，但这一指标也存在同样的问题，实际上，并非货币发行量越多、存贷款越多，金融发展水平就越高。陈志刚（2006）提出单纯以金融深度指标度量金融发展存在严重的误②导，衡量金融发展水平必须构建复合指标。世界银行（Beck, Thorsren, Asli Demirguc-Kunt, Ross Levine, 2007）以私人贷款占GDP的比例衡量金融发展水平，但我国很多年份的私人贷③款数据缺乏。Michael Enowbi Batuo、Francesco Guidi和Kupukile Mlambo（2010）以流动负④债、广义货币和私人贷款之和占GDP的比例衡量金融发展水平。经反复比较，本文选用金融产业GDP占全部GDP的比重衡量金融发展水平。这一指标不仅说明了金融产业在全国经济中的地位和作用，而且能说明金融发展的效率，以及金融产业的投入和产出关系。 2. 收入分配差距。基尼系数、泰尔指数、五等分指标是国际通用的衡量收入分配差距的主要指标，其中基尼系数运用最为广泛。本文亦采用基尼系数来反映我国全国居民收入不平等程度。无论是世界银行还是国家统计局，官方公布的我国基尼系数十分有限，不能满足经济计量的需要，因此，本文将每个省（市区）的人均GDP作为收入的衡量指标，依 ① W表示投资者为实现自我雇佣而向资本市场融资而必须具有的最低初始财富,W表示投资者为成为企12业家向资本市场融资必须具有的最低初始财富,显然W小于W。 12② 陈志刚.如何度量金融发展——兼论金融发展理论与实证研究的分歧，上海经济研究，2006（7）。 ③ Beck, Thorsren, Asli Demirguc-Kunt, Ross Levine, 2007. Finance, Inequality and the Poor, World Bank Policy Research Working Paper. ④ Michael Enowbi Batuo、Francesco Guidi and Kupukile Mlambo（2010）. Financial Development and Income Inequality: Evidence from African Countries, MPRA Paper. 5
据如下公式计算1952-2008年的基尼系数： nn ginipy+2p(1−s)−1 (2) ∑∑iiiii=1i=1式中，p为按收入分组后各组人口数占总人口的比重，y为按收入分组后各组人口ii所拥有的收入占总收入的比重，s为累计收入百分比。图1金融发展水平和基尼系i数的直观图。 3. 经济发展水平。西蒙·库兹列茨（Simon Kuznets，1955）证明了在经济增长初期，随着GDP增长，收入会变得越来越不平等，但从长期看，当经济进入稳定增长后，收入分配①将趋于平等。Deininger 和Squire (1998)，Barro (2000)在探讨经济增长与收入分配关系的研究中，以人均实际GDP衡量一国经济增长，本文亦选用该指标作为反映我国经济增长的控制变量。同样，为了防止异方差，我们采用人均实际GDP的自然对数形式（LnRGDP）。此外，为了验证Kuznets（1955）假说，本文还对人均实际GDP的自然对数取平方。如果经济增长与中国的收入分配的关系是倒U字型，那么人均实际GDP自然对数平方的回归系数就应该小于零。 4. 其他控制变量。①产业结构（indu）。以二、三产业GDP占GDP的比例表示。产业结构的变化会改变社会对不同生产要素的需求，影响到不同生产要素所有者的收入，从而改变收入分配的状况。②教育水平（edu）。教育水平的高低是收入不平等的重要原因， Galor和Zeira(1993)构造了一个两部门跨时期模型，分析了人力资本投资如何影响收入分配； Tilak (1989)，Bourguignon 和Morrisson(1990)选取小学升学率、中学升学率作为反映一国教育水平的变量。本文以每万人中在校大学生人数衡量教育水平；③经济开放度（open）。以进出口总额占GDP的比重表示。计划经济时期的闭关锁国与1978年以来的对外开放是新中国的显著经济特征，因此在控制变量中加入经济开放度这一变量，以考察对外开放对收入分配的影响。此外，本文还选取了代表宏观经济环境变量的通货膨胀（infl），中国现代化进程显著特征的变量城市化（city），分别以以消费者物价指数和城市人口占总人口的比例代替。 （三）数据说明 除代表金融发展水平的金融产业GDP数据来自《国家统计数据库》以外，本文所有数据均来自《新中国六十年统计资料汇编》。若数据为绝对值，则直接剔除了价格水平变动因素的影响，并对相关变量数据取自然对数值。 四、 实证分析过程 为了验证金融发展与收入分配之间的确切关系，本文首先对变量进行平稳性检验和协整 ① Simon Kuznets,1955. Economic Growth and Income Inequality, The American Economic Review, Vol. 45, No. 1. (Mar., 1955), pp. 1-28. 6
检验，以避免伪回归问题的出现，其次，采用格兰杰因果检验考察gini和fina之间的因果关系，然后，对变量进行协整回归，以具体考察金融发展的收入分配效应。本文所有检验结果均使用计量经济软件进行了多次回归分析。 1.平稳性检验 非平稳时间序列在各个时间点上的随机规律是不同的，难以通过序列已知的信息去掌握时间序列整体上的随机性。因此，用非平稳序列去建模就会出现虚假回归问题，而在实践中遇到的经济数据大多是非平稳的时间序列。因此在建模之前必须进行变量平稳性检验。本文采用单位根检验来确定gini和fina两个变量的平稳性，具体采用ADF方法，其模型为： p Δy=a+δt+γy+βΔy+u (3)−∑tt1it−ii=1其中，a表示截距项，δt表示时间趋势项，u为白噪声，△表示变量的一阶差分，最优滞i后期由AIC准则确定，即选定的滞后期长度应使AIC的值最小，以保证消除自相关和保持更大的自由度。变量平稳性检验结果如表3所示： 表1 变量平稳性检验结果 变量 ADF值 ADF临界值检验形式单整阶数 (0,0,2) 1 △lngini (0,0,2) 0 (C,0,0)1△fina (0,0,1) 0 2 (fina)(0,0,0) 1 2 △(fina)(0,0,1) 0 Lnrgdp (C,0,4)1△ Lnrgdp (C,0,1) 0 2 (Lnrgdp)(C,0,4) 1 2△(Lnrgdp) (C,0,1) 0 infl (C,0,2) 1 △infl (0,0,1) 0 edu (0,0,2) 1 △edu (C,0,4) 0 open (0,0,0) 1 △open (0,0,0) 0 由上述检验结果可知，模型中所包含的变量都是非平稳的，单整阶数为1，说明这些变量之间可能存在协整关系，为此，还必须对其进行协整检验。 2.协整检验 协整是对非平稳经济变量长期均衡关系的统计描述，非平稳经济变量间存在的长期稳定的均衡关系称作协整关系。由于有多个变量，这里采用Johansen极大似然估计法对变量进行协整检验，检验结果如表4： 表2 变量协整检验结果 变量 特征值 迹统计量5%临界值P值 协整方程数 Lngini None * 22 fina (fina) rgdp (rgdp) At most 1 * infl edu open indu At most 2 *
At most 3 由上述检验结果知，lngini与金融发展水平、经济增长以及其他控制变量之间在5%的显著性水平上至少存在3个协整方程，表明这些变量确实存在协整关系，即变量之间存在长期均衡关系。 3.格兰杰非因果关系检验 为了验证金融发展与收入分配之间的确切关系，需要对二者进行协整和因果关系检验。本文采取如下三个步骤确定二者之间的内在关系：首先，利用单位根检验确定时间序列Lngini(基尼系数的对数)和fina(金融发展水平)的平稳性；其次，检验Lngini和fina之间是否具有协整关系；再次，采用格兰杰因果检验考察Lngini和fina之间的因果关系。 变量ginit和finat的平稳性检验过程见如下公式： 2 Δgini=−Δgini+Δgini (4) tt−1t−2∗()()DW=，ADF统计量的在1%和5%的显著性水平下的临界值分别为和。 2 Δfina=−Δfina+Δfina (5)tt−1t∗()(−)DW=。ADF统计量的在1%和5%显著性水平下的临界值分别为和。括号内带星号的为ADF值，其余为t统计量。两个变量的截距项和趋势项均无显著性。由ADF检验可知，gini和fina的二阶差分是平稳序列，即lngini∼I(2)，fina∼I(2)。 ttEngel-Granger两步法做协整检验的方法是：第一步进行协整回归。若两个变量gini和fina的单整阶数相同，则可对模型gini=α+βfina+μ进行协整回归；第二步对残差tttμ进行平稳性检验。若残差是平稳的，则gini和fina存在着协整关系。 t由ginit对finat作OLS估计，得： gini=++μ (6) tt()()∧对残差μ=gini−−做平稳性检验，结果如表1所示： ttt表3 残差平稳性的ADF检验 变量 ADF值 检验形式（C,T,L）1%临界值 5%临界值 μ （C,T,L） 表1中检验形式（C,T,L）表示常数项、时间趋势和滞后期数。由表3知，无论在1%还是在5%的显著性水平下，μ都是平稳的，因此变量gini、fina存在协整关系，即二者之间存在长期的均衡关系。 格兰杰（Granger）因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中。一个变量如果受到其他变量的滞后影响，则称它们具有Granger因果关系。在一个二元P阶的VAR模型中： (1)(1)(2)(2)(p)(p)yya⎛⎞⎛⎞⎛⎞⎛⎞aayaayaaε⎛⎞⎛⎞⎛⎞⎛⎞⎛⎞t−pt101112t−11112t−211121t=+++...++ (7) ⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟⎜⎟(1)(1)(2)(2)(p)(p)xaxxxεaaaaaa⎝⎠⎝20⎠⎝1⎠⎝2⎠⎝2⎠⎝2122⎠⎝2122⎠⎝2122⎠⎝⎠(q)当且仅当系统矩阵中的系数a全部为0时，变量SCI不能Granger引起GDP，等价于变量12SCI外生于变量GDP。这时，判断Granger原因的直接方法是利用F-检验来检验下述联合检 8
验： qH:a=0,q=1,2,...,p 012(q)H:至少存在一个q使得a≠0 112(RSS−RSS)/p01其统计量=∼F(,T−2p1)。如果S1大于F的临界值，拒绝原假1RSS/(T−2p−1)1设；否则接受原假设：SCI不能Granger引起GDP。检验结果见表2。 表4 格兰杰非因果关系检验结果 零假设 滞后期 F统计量概率 ginit不是finat的格兰杰原因 5 finat不是ginit的格兰杰原因 5 ginit不是finat的格兰杰原因 6 finat不是ginit的格兰杰原因 6 ginit不是finat的格兰杰原因 7 finat不是ginit的格兰杰原因 7 ginit不是finat的格兰杰原因 8 finat不是ginit的格兰杰原因 8 由表2可知，5-8阶滞后期检验结果均在5%的水平上拒绝了ginit不是finat的格兰杰因果关系的原假设，同时拒绝了finat不是ginit的格兰杰因果关系的原假设。这表明金融发展和收①入不平等互为格兰杰因果关系。 4.协整回归 上述检验结果表明，lngini与金融发展水平、经济增长以及其他控制变量之间在5%的显著性水平上均至少存在3个协整方程，说明这些变量确实存在协整关系，即变量之间存在长期均衡关系，可以直接进行协整回归。回归结果如表5所示。 表5非线性方程回归结果 （1） （2） （3） （4） （5） （6） *** *** *** ****** ***C （） （）（）（）（） （）*** *** *** ***** ** fina （） （） （）（）（） （）*** *********** ** fina*fina （） （）（）（）（） （）*** *** ****** ***Log(rgdp) （） （） （）（） （）****** ****** ***2Log(rgdp) （）（）（）（） （）*** ****** ***indu （） （）（） （）educ ********* ① 统计量P值为检验的概率值，若P值小于，表示因果关系在5%的显著性水平下成立，若P值小于，表示因果关系在10%的显著性水平下成立；反之，因果关系不成立。 9
（）（） （）*** ***open （） （） （） R-squared F-statistic 注：***，**分别表示在1%和5%置信水平上显著；括号内数值为t统计量。 回归结果显示，首先计量模型的解释变量系数估计，经wald检验都有α;0，α≺0。 12并且在统计上都非常显著，符合理论假说设定的参数约束，保证了计量方程的倒U形曲线形式。其次，金融发展指标变量在模型中的估算系数显著异于0，表明中国收入差距确实与金融发展指标密切相关；其中与金融发展水平fina呈正相关关系，与金融发展水平二次项呈负相关关系，都在统计上显著，这表明中国收入差距与金融发展的关系，遵循倒U形曲线路径，符合扩展库兹涅茨假说。第三，经济增长变量在模型中的估算系数显著异于0，其中与对数人均GDP呈正相关关系，与对数人均GDP的二次项呈负相关关系，都在统计上显著，这表明中国收入差距与经济增长的关系遵循倒U形曲线路径，符合库兹涅茨假说。第四，在回归方程中依次增加增加控制变量现代产业结构（indu）、教育水平（educ）和经济开放度（open），均提高了方程的解释能力：每增加一个变量，度量回归模型对样本观测值拟合优度的可绝系数和度量方程显著性的F统计量均有所提高。 五、 结论与政策含义 本文的分析表明,就长期而言,中国金融发展与收入差距存在协整关系，并且两者具有双向的Granger因果关系。收入差距与金融发展水平正相关,与金融发展水平的二次项负相关，这意味着Greenwood和Jovanovic(1990)的理论符合中国的实际。新中国建立六十年来，金融发展水平尤其是最近三十年来取得了长足进步,已从发展初期的扩大收入差距发展到目前的缩小收入差距。因此，进一步发展金融产业，扩大金融产业在全部GDP中的比例，能有效促进社会公平，缩小居民收入差距。 尽管金融产业已发展到缩小收入差距的程度，但中国金融发展仍存在一系列问题，尤其是城乡金融的非均衡发展的问题。中国金融系统在金融资源的分配上表现出了明显的城市化倾向(Wei,1997),在信贷配置中倾斜于国有部门(Park和Sehrt,2001)，这些因素都将扩大收入差距。因此,从解决金融发展非均衡问题着手缩小收入差距是有意义的。解决金融发展非均衡问题的关键在于加快农村金融改革，然而从目前来看,一方面,在整个农村改革中,金融改革是一个最为薄弱和滞后的环节；另一方面,国有商业银行从农村地区收缩转向城市,这反而加剧了中国金融发展的非均衡问题。这些都需要引起决策层的密切关注。 经济发展水平（lnrgdp）、现代产业结构（indu）、教育水平（educ）和经济开放度（open）等控制变量均具有显著性并均提高了方程的解释能力，这表明这些变量是影响收入差距更重要的原因。因此，促进社会公平、缩小收入差距是一项需要综合治理的问题。从长期看，要缩小收入差距，不仅要大力发展金融，更要进一步促进经济发展，使得库兹涅茨倒U效应的下降部分早日在中国出现，同时要关注产业结构、教育水平和经济开放度等一系列问题。 10
