金融发展、创新不平等与区域经济差距的实证研究

杨文凯

摘要： 构建1990年至2010年地区经济差距、金融发展不平等和创新不平等三者的基尼系数。以总产出模型作为基础，运用E-G两步法构建三者之间的协整关系和误差修正模型。通过Granger因果关系检验最终得到结论：金融发展不平等是产生地区经济差距显著因素；创新不平等是缩小地区经济差距的因素，但是这种影响在短期是不显著的。

Abstract： This paper built the Gini coefficient of regional economic gap， financial development inequality and innovative inequality from 1990 to 2010， on the basis of the total output model， used the E-G two-step method to build the cointegration and error correction model among the three. Through the Granger causality test， it has the final conclusion： financial development inequality is the significant factor for the regional economic gap； innovative inequality is the factor for narrowing the regional economic gap， but this effect is not significant in the short term.

关键词： 区域经济差距；金融发展不平等；创新不平等；协整检验

Key words： regional economic gap；financial development inequality；innovative inequality；cointegration

中图分类号：F061.5 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2014）20-0017-03

0 引言

区域间的经济差距是长期困扰我国经济发展的重大难题。无论是西部开发还是产业转移，一系列的政策调控其目的都在于缩小区域间的经济差距。当前对这一问题的研究集中于要素流动、产业结构升级、对外开放程度和制度变迁等因素的思考。

1 研究方法、模型设定、变量说明与数据分析

1.1 研究方法

1.1.1 协整和误差修正模型 利用ADF（augmented Dickey-Fuller）协整检验方法可以判断残差序列是否平稳，进而确定回归方程的变量之间是否存在协整关系，并判断模型设定是否正确。其步骤如下：

①若k个序列y1和y2，y3，…，yk都是1阶单整序列，建立回归方程：

y1t=c+？茁2y2t+？茁3y3t+…+？茁kykt+ut，t=1，2，…，T （1）

模型估计的残差为：■t=y1t-■2y2t-■3y3t-…-■kykt-c（2）

②进行ADF检验，检验残差序列■是否平稳。

③如果■t是平稳的，则可以确定回归方程中的k个变量（y1，y2，y3，…，yk）之间存在协整关系，且协整向量为（■1，-■2，…，-■k），否则（y1，y2，y3，…，yk）之间不存在协整关系。

通过E-G两步法建模步骤如下：

第一步：利用OLS对（1）式进行回归，并用AGE检验残差序列■是否平稳；

第二步：如果■t是平稳的，则对

？驻y1t=？茁0+？琢■t-1+？茁2？驻y2t+？茁3？驻y3t+…+？茁k？驻ykt+？着（3）

再用OLS估计其参数。

1.1.2 基尼系数——不平等程度的测算 基尼系数作为衡量不平等的指标已得到广泛的认可。本选题选取基尼系数作为研究变量的一个重要思考在于指标值不会受到价格指数变化的影响。根据Thomas，Wang和Fan（2003），其计算公式如下：Gini=■■■piyi+yjpj（4）

？滋=■piyi（5）

其中，Gini为基于人均变量得到的基尼系数，？滋为人均变量，yi表示第i个省份的人均变量，pi表示第i个省份人口权重，由此得到度量各个指标不平等程度的时间序列。

1.2 模型设定 本选题选择的总量生产函数为：

Y=F（K，AL）（6）

上式中，Y表示国民产出，K表示资本，L表示劳动，A=Kv，v<1，其中A表示知识存量，假设为投资的副产品。

假设总量生产函数满足科布道格拉斯生产函数形式，则有：Y=K？酌·AL？茁（7）

将式A=Kv代入，并另？琢=v+？茁，则得到：Y=K？琢+L？茁（8）

将上式两端取对数，得到：■=？琢■+？茁■（9）

式（9）即为本选题进行协整检验的基础模型。

1.3 变量说明

1.3.1 国民产出差距（GDP） 本选题选择各省份的人均GDP作为基础变量、各省人口数占全国人口总数比重作为权重，计算其基尼系数作为国民产出差距的衡量指标，用GDP表示。如前所述这样处理回避了时间序列中常见的名义变量和实际变量的问题。

1.3.2 资本差距（FIN） 本选题选择金融机构年末人均贷款余额的基尼系数作为资本差距的代理变量。这种选择的原因：第一，金融机构年末人均贷款余额能够反映经济过程中的资本使用情况，其在生产函数中体现的效果等同于固定资本形成总额；第二，较之固定资本形成总额，金融机构年末人均贷款余额能够反映经济体中的金融发展状况；第三，本选题研究的是金融不平等对区域经济差距的影响，选择金融机构年末人均贷款余额的基尼系数作为资本差距的代理变量。endprint

1.3.3 人力资本差距（INN） 在进行协整分析的过程中，如果将三个变量都纳入模型中，尽管能够得到较高的R2，但是却存在共线性的问题。因此本选题仅选择创新变量作为人力资本的代理变量。一般选择创新变量时都采用专利申报和审批量作为代理变量。这种选择的优点在于数据交易搜集，创新水平能够进行层次化处理。

1.4 数据分析 对所有变量进行收集和处理后得到各个变量，如表1所示。

图1为本选题计算的1990年至2010年地区经济差异、金融发展和创新的不平等程度的图形。对三个变量分别进行分析：地区经济差异：其不平等程度开始时不断增大，体现了改革开放后地区间先富起来和后富起来的差距。金融不平等程度：从图形和数据上看，其变化与地区经济差异的变化强烈地相似，由此可以初步判断两者间可能存在长期的均衡关系。创新不平等程度：创新不平等程度远远高于另外两个变量，而且有一个向上的趋势。这与地区间的经济发展水平上的差距是紧密联系的。

2 地区经济差异与金融不平等的实证研究

2.1 单位根检验 本选题选用扩展的Dickey-Fuller法（ADF）检验各变量的平稳性。首先根据各变量的数据图形选取适当的带截距项和趋势项的模型，然后使用施瓦茨信息准则（Schwarz criterion）选取ADF检验滞后阶进行平稳性检验，检验结果见表2。

根据ADF检验结果，各变量的水平值均存在单位根，一阶差分后的变量都在1%显著水平上拒绝接受存在单位根的零假设，由此可得出结论：三个变量都是I（1）变量，可以进行协整检验已确定三者之间是否存在长期均衡关系。

2.2 协整检验 本选题利用E-G两步法确定变量之间是否存在协整关系以及相关变量之间的符号关系。首先，根据式（1）和式（9）构建回归模型：

GDP=c+？琢FIN+？茁INN+？着（10）

利用OLS对（10）进行估计得到回归方程：

GDP=0.055640+0.840729FIN-0.131709INN+？着（11）

（t值）（2.366401）（7.947300） （-4.316643）

R2=0.801841，F=36.41805，DW=1.920226

根据式（2）和式（11），令■=GDP-0.840729FIN+0.131709INN-0.055640

同样利用ADF对■进行平稳性检验，得到（c，t，0）形式下■的ADF值为-4.094985，p值为0.0220。由此可得到结论：在1%显著水平上拒绝接受■存在单位根的零假设，■是平稳的。式（11）即为能够体现GDP、FIN和INN之间长期关系的协整方程。

2.3 误差修正模型 如果变量间存在协整关系，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述。对变量GDP、FIN和INN进行一次差分得到新的序列DGDP、DFIN、DINN，设变量ECM=■t-1，根据式（3）构建误差修正模型并再用OLS方法估计其参数得到：

DGDP=0.793190DFIN-0.004323DINN-0.981285ECM+？着t（12）

（t值） （6.459878） （-0.138110） （-4.808759）

R2=0.725865，DW=1.344811

式（12）即为协整方程（11）的误差修正模型。对变量进行差分是为了得到短期波动的影响。其中，DFIN的变化是DGDP偏离长期均衡的影响，其参数是统计显著的；ECM的参数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，其值为负表示当波动偏离长期均衡时，能够将非均衡状态拉回均衡状态，统计上也是显著的；DINN并不是统计显著的，表示其波动对DGDP波动的影响并不显著。

短期来看，金融发展的不平等对区域经济差距的正向影响是显著的。金融不平等程度变动1将会引起地区差距同方向变动0.793190。资本上的差距也必然引起产出的差距。通过一系列的连锁反应，最终会使得区域经济差距在短期内受到影响。

尽管短期内受到金融发展不平等的正向影响是显著的，并且反应系数是0.793190，但是有两种力量正在抗衡这种影响使得短期波动向长期均衡靠拢。

第一种力量便是误差修正项。当偏离长期均衡时，误差修正项ECM以0.981285的力量将偏离的地区经济差距拉回均衡状态，这就保证了模型的收敛性。

第二种力量是创新不平等每变动1，将会将地区经济差距向长期均衡拉回0.004323.这也保证了模型的收敛性。

2.4 Granger因果关系检验 Granger因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否引入到其他变量方程中。一个变量如果收到其他变量的滞后影响，则称它们具有Granger因果关系。基于变量GDP、FIN和INN之间存在协整关系，对其进行Granger因果关系检验得到结果，见表3。

由表3可知，FIN和INN作为GDP的Granger因果关系检验，在10%的显著水平上是可以拒绝零假设的，其他两两之间的Granger因果关系检验均不能在10%的显著水平上拒绝零假设。

3 结论与建议

金融发展不平等无论在长期还是短期都能对区域经济差距产生正向的显著的影响。可以通过减少区域间的金融不平等程度实现减小区域经济差距目标。减少金融市场的交易费用，扩大其发达地区金融市场的供给与需求是必须的；完善区域金融市场，保证金融服务的可及性和便利性是有必要的；建立金融产品由发达地区向欠发达地区的流动机制是重要的。

创新的不平等程度在长期能够对地区经济差距产生负向的显著的影响，但是在短期内这种负向影响是不显著的。可以通过刺激发达地区的创新水平带动欠发达地区的创新，从而实现区域经济差距的缩小。其前提是必须有完善的创新传导机制和知识外溢的传导机制，以保证创新由发达地区向欠发达地区的转移的畅通和可获得。这样可以避免创新的重复。通过欠发达地区的搭便车减少其创新成本从而减小区域经济差距。

参考文献：

[1]胡宗义，刘亦文.金融非均衡发展与城乡收入差距的库兹涅茨效应研究——基于中国县域截面数据的实证分析[J].统计研究，2010（5）：25-31.

[2]万广华.不平等的度量与分解[J].经济学（季刊），2008（1）：347-368.

[3]杨俊，李晓羽，张宗益.中国金融发展水平与居民收入分配的实证分析[J].经济科学，2006（2）：23-33.

[4]杨俊，王佳.金融结构与收入不平等：渠道与证据——基于中国省际非平稳异质面板数据的研究[J].金融研究，2012（1）：116-128.

[5]张德龙，栾斌.政府担保与信贷不同：中国西部欠发达地区农民融资的出路[J].西南金融，2012（12）：43-47.

[6] Townsend RM，Ueda K.Financial Deepening.Inequality and Growth：a Model -based Quantitative Evaluation[J]. The Review of Economic Studies，2006.endprint

1.3.3 人力资本差距（INN） 在进行协整分析的过程中，如果将三个变量都纳入模型中，尽管能够得到较高的R2，但是却存在共线性的问题。因此本选题仅选择创新变量作为人力资本的代理变量。一般选择创新变量时都采用专利申报和审批量作为代理变量。这种选择的优点在于数据交易搜集，创新水平能够进行层次化处理。

1.4 数据分析 对所有变量进行收集和处理后得到各个变量，如表1所示。

图1为本选题计算的1990年至2010年地区经济差异、金融发展和创新的不平等程度的图形。对三个变量分别进行分析：地区经济差异：其不平等程度开始时不断增大，体现了改革开放后地区间先富起来和后富起来的差距。金融不平等程度：从图形和数据上看，其变化与地区经济差异的变化强烈地相似，由此可以初步判断两者间可能存在长期的均衡关系。创新不平等程度：创新不平等程度远远高于另外两个变量，而且有一个向上的趋势。这与地区间的经济发展水平上的差距是紧密联系的。

2 地区经济差异与金融不平等的实证研究

2.1 单位根检验 本选题选用扩展的Dickey-Fuller法（ADF）检验各变量的平稳性。首先根据各变量的数据图形选取适当的带截距项和趋势项的模型，然后使用施瓦茨信息准则（Schwarz criterion）选取ADF检验滞后阶进行平稳性检验，检验结果见表2。

根据ADF检验结果，各变量的水平值均存在单位根，一阶差分后的变量都在1%显著水平上拒绝接受存在单位根的零假设，由此可得出结论：三个变量都是I（1）变量，可以进行协整检验已确定三者之间是否存在长期均衡关系。

2.2 协整检验 本选题利用E-G两步法确定变量之间是否存在协整关系以及相关变量之间的符号关系。首先，根据式（1）和式（9）构建回归模型：

GDP=c+？琢FIN+？茁INN+？着（10）

利用OLS对（10）进行估计得到回归方程：

GDP=0.055640+0.840729FIN-0.131709INN+？着（11）

（t值）（2.366401）（7.947300） （-4.316643）

R2=0.801841，F=36.41805，DW=1.920226

根据式（2）和式（11），令■=GDP-0.840729FIN+0.131709INN-0.055640

同样利用ADF对■进行平稳性检验，得到（c，t，0）形式下■的ADF值为-4.094985，p值为0.0220。由此可得到结论：在1%显著水平上拒绝接受■存在单位根的零假设，■是平稳的。式（11）即为能够体现GDP、FIN和INN之间长期关系的协整方程。

2.3 误差修正模型 如果变量间存在协整关系，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述。对变量GDP、FIN和INN进行一次差分得到新的序列DGDP、DFIN、DINN，设变量ECM=■t-1，根据式（3）构建误差修正模型并再用OLS方法估计其参数得到：

DGDP=0.793190DFIN-0.004323DINN-0.981285ECM+？着t（12）

（t值） （6.459878） （-0.138110） （-4.808759）

R2=0.725865，DW=1.344811

式（12）即为协整方程（11）的误差修正模型。对变量进行差分是为了得到短期波动的影响。其中，DFIN的变化是DGDP偏离长期均衡的影响，其参数是统计显著的；ECM的参数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，其值为负表示当波动偏离长期均衡时，能够将非均衡状态拉回均衡状态，统计上也是显著的；DINN并不是统计显著的，表示其波动对DGDP波动的影响并不显著。

短期来看，金融发展的不平等对区域经济差距的正向影响是显著的。金融不平等程度变动1将会引起地区差距同方向变动0.793190。资本上的差距也必然引起产出的差距。通过一系列的连锁反应，最终会使得区域经济差距在短期内受到影响。

尽管短期内受到金融发展不平等的正向影响是显著的，并且反应系数是0.793190，但是有两种力量正在抗衡这种影响使得短期波动向长期均衡靠拢。

第一种力量便是误差修正项。当偏离长期均衡时，误差修正项ECM以0.981285的力量将偏离的地区经济差距拉回均衡状态，这就保证了模型的收敛性。

第二种力量是创新不平等每变动1，将会将地区经济差距向长期均衡拉回0.004323.这也保证了模型的收敛性。

2.4 Granger因果关系检验 Granger因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否引入到其他变量方程中。一个变量如果收到其他变量的滞后影响，则称它们具有Granger因果关系。基于变量GDP、FIN和INN之间存在协整关系，对其进行Granger因果关系检验得到结果，见表3。

由表3可知，FIN和INN作为GDP的Granger因果关系检验，在10%的显著水平上是可以拒绝零假设的，其他两两之间的Granger因果关系检验均不能在10%的显著水平上拒绝零假设。

3 结论与建议

金融发展不平等无论在长期还是短期都能对区域经济差距产生正向的显著的影响。可以通过减少区域间的金融不平等程度实现减小区域经济差距目标。减少金融市场的交易费用，扩大其发达地区金融市场的供给与需求是必须的；完善区域金融市场，保证金融服务的可及性和便利性是有必要的；建立金融产品由发达地区向欠发达地区的流动机制是重要的。

创新的不平等程度在长期能够对地区经济差距产生负向的显著的影响，但是在短期内这种负向影响是不显著的。可以通过刺激发达地区的创新水平带动欠发达地区的创新，从而实现区域经济差距的缩小。其前提是必须有完善的创新传导机制和知识外溢的传导机制，以保证创新由发达地区向欠发达地区的转移的畅通和可获得。这样可以避免创新的重复。通过欠发达地区的搭便车减少其创新成本从而减小区域经济差距。

参考文献：

[1]胡宗义，刘亦文.金融非均衡发展与城乡收入差距的库兹涅茨效应研究——基于中国县域截面数据的实证分析[J].统计研究，2010（5）：25-31.

[2]万广华.不平等的度量与分解[J].经济学（季刊），2008（1）：347-368.

[3]杨俊，李晓羽，张宗益.中国金融发展水平与居民收入分配的实证分析[J].经济科学，2006（2）：23-33.

[4]杨俊，王佳.金融结构与收入不平等：渠道与证据——基于中国省际非平稳异质面板数据的研究[J].金融研究，2012（1）：116-128.

[5]张德龙，栾斌.政府担保与信贷不同：中国西部欠发达地区农民融资的出路[J].西南金融，2012（12）：43-47.

[6] Townsend RM，Ueda K.Financial Deepening.Inequality and Growth：a Model -based Quantitative Evaluation[J]. The Review of Economic Studies，2006.endprint

1.3.3 人力资本差距（INN） 在进行协整分析的过程中，如果将三个变量都纳入模型中，尽管能够得到较高的R2，但是却存在共线性的问题。因此本选题仅选择创新变量作为人力资本的代理变量。一般选择创新变量时都采用专利申报和审批量作为代理变量。这种选择的优点在于数据交易搜集，创新水平能够进行层次化处理。

1.4 数据分析 对所有变量进行收集和处理后得到各个变量，如表1所示。

图1为本选题计算的1990年至2010年地区经济差异、金融发展和创新的不平等程度的图形。对三个变量分别进行分析：地区经济差异：其不平等程度开始时不断增大，体现了改革开放后地区间先富起来和后富起来的差距。金融不平等程度：从图形和数据上看，其变化与地区经济差异的变化强烈地相似，由此可以初步判断两者间可能存在长期的均衡关系。创新不平等程度：创新不平等程度远远高于另外两个变量，而且有一个向上的趋势。这与地区间的经济发展水平上的差距是紧密联系的。

2 地区经济差异与金融不平等的实证研究

2.1 单位根检验 本选题选用扩展的Dickey-Fuller法（ADF）检验各变量的平稳性。首先根据各变量的数据图形选取适当的带截距项和趋势项的模型，然后使用施瓦茨信息准则（Schwarz criterion）选取ADF检验滞后阶进行平稳性检验，检验结果见表2。

根据ADF检验结果，各变量的水平值均存在单位根，一阶差分后的变量都在1%显著水平上拒绝接受存在单位根的零假设，由此可得出结论：三个变量都是I（1）变量，可以进行协整检验已确定三者之间是否存在长期均衡关系。

2.2 协整检验 本选题利用E-G两步法确定变量之间是否存在协整关系以及相关变量之间的符号关系。首先，根据式（1）和式（9）构建回归模型：

GDP=c+？琢FIN+？茁INN+？着（10）

利用OLS对（10）进行估计得到回归方程：

GDP=0.055640+0.840729FIN-0.131709INN+？着（11）

（t值）（2.366401）（7.947300） （-4.316643）

R2=0.801841，F=36.41805，DW=1.920226

根据式（2）和式（11），令■=GDP-0.840729FIN+0.131709INN-0.055640

同样利用ADF对■进行平稳性检验，得到（c，t，0）形式下■的ADF值为-4.094985，p值为0.0220。由此可得到结论：在1%显著水平上拒绝接受■存在单位根的零假设，■是平稳的。式（11）即为能够体现GDP、FIN和INN之间长期关系的协整方程。

2.3 误差修正模型 如果变量间存在协整关系，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述。对变量GDP、FIN和INN进行一次差分得到新的序列DGDP、DFIN、DINN，设变量ECM=■t-1，根据式（3）构建误差修正模型并再用OLS方法估计其参数得到：

DGDP=0.793190DFIN-0.004323DINN-0.981285ECM+？着t（12）

（t值） （6.459878） （-0.138110） （-4.808759）

R2=0.725865，DW=1.344811

式（12）即为协整方程（11）的误差修正模型。对变量进行差分是为了得到短期波动的影响。其中，DFIN的变化是DGDP偏离长期均衡的影响，其参数是统计显著的；ECM的参数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，其值为负表示当波动偏离长期均衡时，能够将非均衡状态拉回均衡状态，统计上也是显著的；DINN并不是统计显著的，表示其波动对DGDP波动的影响并不显著。

短期来看，金融发展的不平等对区域经济差距的正向影响是显著的。金融不平等程度变动1将会引起地区差距同方向变动0.793190。资本上的差距也必然引起产出的差距。通过一系列的连锁反应，最终会使得区域经济差距在短期内受到影响。

尽管短期内受到金融发展不平等的正向影响是显著的，并且反应系数是0.793190，但是有两种力量正在抗衡这种影响使得短期波动向长期均衡靠拢。

第一种力量便是误差修正项。当偏离长期均衡时，误差修正项ECM以0.981285的力量将偏离的地区经济差距拉回均衡状态，这就保证了模型的收敛性。

第二种力量是创新不平等每变动1，将会将地区经济差距向长期均衡拉回0.004323.这也保证了模型的收敛性。

2.4 Granger因果关系检验 Granger因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否引入到其他变量方程中。一个变量如果收到其他变量的滞后影响，则称它们具有Granger因果关系。基于变量GDP、FIN和INN之间存在协整关系，对其进行Granger因果关系检验得到结果，见表3。

由表3可知，FIN和INN作为GDP的Granger因果关系检验，在10%的显著水平上是可以拒绝零假设的，其他两两之间的Granger因果关系检验均不能在10%的显著水平上拒绝零假设。

3 结论与建议

金融发展不平等无论在长期还是短期都能对区域经济差距产生正向的显著的影响。可以通过减少区域间的金融不平等程度实现减小区域经济差距目标。减少金融市场的交易费用，扩大其发达地区金融市场的供给与需求是必须的；完善区域金融市场，保证金融服务的可及性和便利性是有必要的；建立金融产品由发达地区向欠发达地区的流动机制是重要的。

创新的不平等程度在长期能够对地区经济差距产生负向的显著的影响，但是在短期内这种负向影响是不显著的。可以通过刺激发达地区的创新水平带动欠发达地区的创新，从而实现区域经济差距的缩小。其前提是必须有完善的创新传导机制和知识外溢的传导机制，以保证创新由发达地区向欠发达地区的转移的畅通和可获得。这样可以避免创新的重复。通过欠发达地区的搭便车减少其创新成本从而减小区域经济差距。

参考文献：

[1]胡宗义，刘亦文.金融非均衡发展与城乡收入差距的库兹涅茨效应研究——基于中国县域截面数据的实证分析[J].统计研究，2010（5）：25-31.

[2]万广华.不平等的度量与分解[J].经济学（季刊），2008（1）：347-368.

[3]杨俊，李晓羽，张宗益.中国金融发展水平与居民收入分配的实证分析[J].经济科学，2006（2）：23-33.

[4]杨俊，王佳.金融结构与收入不平等：渠道与证据——基于中国省际非平稳异质面板数据的研究[J].金融研究，2012（1）：116-128.

[5]张德龙，栾斌.政府担保与信贷不同：中国西部欠发达地区农民融资的出路[J].西南金融，2012（12）：43-47.

[6] Townsend RM，Ueda K.Financial Deepening.Inequality and Growth：a Model -based Quantitative Evaluation[J]. The Review of Economic Studies，2006.endprint