估计结果及其影响：回归模型的分析

我们将首先将检验变量的平稳性，若各变量为同阶单整，则可以通过检验变量间的协整性，进而通过向量误差修正模型以检验变量间的长期因果关系。若变量为非同阶单整变量，将先对其进行差分变换，采用VAR模型以检验变量间的短期因果关系。

1.单位根检验

为了避免因检验方法本身的局限而给检验结果带来负面影响，将同时采用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher和PP-Fisher五种方法进行单位根检验。由于URID、GDP、FINDEV、OPEN和FISC五个变量的水平值均含有截距项和时间趋势项，因此对其进行单位根检验时所选取的也是包含了截距项和时间趋势项的检验模型。这些变量经过差分变换后，均表现为包含截距项，而不含时间趋势项，因此对其一阶差分进行单位根检验时选取了只含截距、不含时间趋势项的检验模型。考虑到样本时序区间的限制，检验模型滞后期数设定为最大滞后期数为4的范围内，根据AIC准则来选取。单位根检验的结果见表4-6。

表4-6　单位根检验

注：（1）*、**、***分别表示在10％、5％和1％的显著性水平上显著。
（2）Δ表示该变量的一阶差分。

东部地区各变量单位根检验的结果显示，除了Breintung检验没有拒绝变量URID存在单位根的原假设外，其他检验均拒绝了变量URID存在单位根的原假设，因此我们综合判断认为变量URID并不存在单位根。对变量GDP检验的结果中，IPS和ADF-Fisher检验拒绝了其存在单位根的原假设，但其他三种检验方法的检验结果均未拒绝其存在单位根的原假设，因此我们认为变量GDP存在单位根。而对变量FINDEV、OPEN和FISC的检验结果均未拒绝其存在单位根的原假设。对变量的一阶差分的单位根检验结果显示，所有变量的一阶差分均不存在单位根。由此，对东部地区单位根检验得出的综合判断为：变量URID为平稳的变量；而变量GDP、FINDEV、OPEN和FISC均为一阶单整变量。同样，对西部地区各变量的检验结果也得出了以上结论。

2.一阶差分VAR模型估计

由于变量URID为平稳变量，而变量FINDEV等四个变量均为一阶单整变量，表明它们之间不可能存在长期均衡的关系。但它们经过一阶差分变换以后均为平稳变量，因此可以通过构建一阶差分VAR模型，采用Granger因果关系检验进一步验证它们之间的短期因果关系。构建其一阶差分的标准VAR模型为：

式4-8中Δ表示一阶差分，其余变量的定义与式4-7类似。通过估计VAR模型4-8，然后采用F检验以判断是否存在从变量FINDEV到变量URID的因果关系。在估计VAR模型4-8之前，需要确定其最佳滞后期数m。对于m的选择是按照从一般到特殊，从较大的滞后阶数开始，通过LR、FPE、AIC、SC和HQ值等来确定。同样考虑到样本时序区间的限制，从最大滞后期数3开始。各检验值的输出结果如表4-7所示。根据表4-7的输出结果，初步确定东部地区一阶差分VAR模型的最佳滞后期为2，西部地区为3，并最终根据VAR模型的稳定性来进一步确认最佳滞后期数。

表4-7　一阶差分VAR模型最佳滞后阶数检验结果(www.xing528.com)

注：*表示在5％的显著性水平上显著。

分别对东部和西部一阶差分VAR模型进行估计，并输出其稳定性检验结果如图4-7所示。图中，东部和西部一阶差分VAR模型的根均落在单位圆以内，因此东部和西部一阶差分VAR模型的稳定性条件得以满足，其估计结果是稳健的。

东部和西部一阶差分VAR模型的最终估计结果如表4-8所示。东部地区的VAR模型估计结果显示，金融发展变量FINDEV一阶差分的滞后一期和滞后二期在模型中均不显著。运用联合参数约束的F检验的检验结果也并未拒绝β1=β2=0的原假设，由此表明东部地区的金融发展与城乡收入差距之间并不构成因果关系。而西部地区的估计结果显示，金融发展变量FINDEV一阶差分的滞后二期的估计系数是在5％的显著性水平上为正，F检验结果也是在5.83％的显著性水平上拒绝了β1=β2=β3=0的原假设，由此表明西部地区的金融发展与城乡收入差距扩大之间构成了显著的因果关系。

图4-7　一阶差分VAR模型的稳定性检验

表4-8　一阶差分VAR模型估计结果

续表

注：（1）*、**、***分别表示在10％、5％和1％的显著性水平上显著。

正如前文所指出的，金融抑制是导致中国扭曲的金融发展拉大了城乡收入差距的主要原因。而中国经济改革在空间上的非均衡性，导致省际金融市场化程度也存在明显差异，表现为东部地区市场化程度较高，而西部地区仍以计划金融为主。因而，金融发展对城乡收入差距的负面影响在西部地区得到了更多的体现，而在东部地区却不显著。同时，实证结果也并未支持Clarke et al.（2002）的金融发展的“库兹涅茨效应”。