重庆市金融发展与城乡收入差距的实证研究

唐德祥，周小波

（重庆理工大学 经济与贸易学院，重庆 400054）

重庆市金融发展与城乡收入差距的实证研究

唐德祥，周小波

（重庆理工大学 经济与贸易学院，重庆 400054）

根据重庆市1985—2012年的数据，采用单位根检验，协整检验和误差修正模型对重庆市金融发展与城乡收入差距的关系进行了实证分析，结果表明金融发展规模的扩大显著缩小了城乡收入差距，金融发展效率的改善扩大了城乡收入差距。对此提出政策建议：重庆地方政府应降低普通大众获得金融资源的门栏，扩大金融发展规模，加大支农投入力度，大力扶持第三产业发展，在发展第二产业的同时鼓励发展服务业，以改善重庆城乡收入分配不合理的现状，实现社会和经济的稳定发展。

金融发展规模；金融发展效率；城乡收入差距；协整；误差修正模型

一、引言

得益于改革开放的成就，重庆自直辖以来，经济持续高速增长。但同时也引起了居民收入分配差距呈现出不断扩大的趋势。经济数据显示，2012年重庆市全年城镇居民人均可支配收入为 22 968.14 元，农村居民人均纯收入为 7 383.27元，前者是后者的3.11倍。收入差距的持续扩大会带来社会诸多不稳定因素，且不利于重庆经济的长远发展。因此，改进社会收入不公的现象就显得特别紧迫，重庆作为直辖市更首当其冲。而在理论界，kuznets提出了著名的“倒U型曲线理论”，认为发展中国家的收入分配差距会经历一个前期迅速扩大，而后短时期稳定，再逐步减小的过程。

重庆自直辖以来，已基本建立了多种金融机构协同发展的市场格局。金融发展水平在西南地区名列前茅。至2012年末，全市金融机构各项存款余额18 934.83亿元，各项贷款余额为 15 131.22 亿元。目前我国的金融体制改革已经取得了可喜的成果，互联网金融在市场中也取得了一席之地，同时城乡收入差距的不断拉大也让人担忧。在此种情况下，以重庆市为例，对金融发展与城乡收入差距二者的关系进行研究，并提出能使改革红利让更多人受益的政策建议，这不仅关系到经济的长远发展，也关系到社会的和谐稳定。

二、研究文献综述

20世纪90年代初，国外学者开始关注金融发展与收入分配关系的研究。20多年来，提出3种不同的理论假设。

第一种是金融发展拉大了收入差距。Banerjee和Newman认为不完善的金融市场阻碍穷人获得金融支持，进而影响收入差距的改善[1]。因而要不断完善金融市场。Maurer和Haber认为，金融规模扩大与金融效率提升减弱了金融市场的效率，金融服务只是富人们的特权，从而致使收入差距日益扩大[2]。中国大部分学者支持这种观点。刘赛红和陈修谦指出，农村金融效率、金融规模和金融结构对农村居民收入负相关,城镇金融效率和金融结构对城镇居民收入正相关[3]。因此金融发展显著扩大了城乡收入差距。

第二种是金融发展缩小了收入差距。Clark、Xu和Zou在运用全球91个国家的数据分析的基础上得出金融发展会显著降低该国收入分配不平等的状况[4]。Honohan发现部分发展中国家金融发展会降低收入不均水平[5]。Mookerjee和Kalipioni利用发达国家和发展中国家样本，从金融排斥角度发现金融机构提供的服务可得性越强，越能减少国家的收入不平等水平，而阻碍获得金融服务将显著地扩大收入不平等水平[6]。国外的学者普遍认为金融发展有利于缩小收入不平等水平。

第三种是金融发展与收入差距呈现“倒U型关系”。李志军和奚君羊认为中国的金融发展与各项收入差距之间确实存在“倒U型关系”[7],并指出在现阶段，金融发展总体上对收入差距依然显现负效应，但这种效应正在迅速衰减。刘敏楼认为金融发展与我国收入差距之间具有“倒U字型关系”[8]。乔海暑和陈力的研究也表明我国金融发展与城乡收入差距遵循“倒U型”的非线性关系[9]。

由此可以看出，以上研究成果大多是基于全国的数据得到的结论，而专注于某个特定省份的研究还不普遍。因此本文采用重庆1985-2012年的数据对重庆市的收入分配不均现状进行实证分析，对上述全国性的结论进行验证，并试图发现重庆作为直辖市的特殊性，从而更准确地找出金融发展与城乡收入差距之间的本质联系。

三、指标选取、数据来源和模型建立

（一）指标选取

1.城乡收入差距指标（gap）

本文借鉴大部分学者的选择，采用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的比值来表示城乡收入差距[10]。该指标能够很好地反映重庆收入分配的现状。

2.金融发展指标

（1）金融发展规模指标（fir）。本文采用金融相关率（fir）来表示金融发展规模指标。金融相关率指某地区金融资产占该地区国内生产总值的比重。根据定义，狭义货币M0,广义货币M2,债券和股票都属于金融资产。但是在间接融资仍占主导的重庆金融体系中，存贷款起着举足轻重的作用。同时考虑到一些指标数据的可获得性，为了便于操作，金融发展规模指标用重庆市金融机构存贷款总额与重庆市国内生产总值之比来衡量。（2）金融发展效率指标（fe）。本文采用的金融发展效率指标表述为重庆金融机构存款平均余额与重庆金融机构贷款平均余额的比值，用来衡量金融机构将储蓄转化为贷款的效率。该指标越大则说明金融发展越有效率。

3.控制变量

为了控制经济中的其他因素对城乡收入差距的影响，本文还加入了一组控制变量：产业结构（nt，用重庆市第一产业与第二,三产业的比重来表示），开放度（open，以重庆市进出口总值占重庆市国内生产总值的比重表示）。

（二）数据来源

1985—2012年的城乡收入差距，金融发展规模，金融发展效率，产业结构和开放度的数据都来源于《重庆统计年鉴2013》。

（三）模型建立

在Clark、Xu和Zou的研究框架上，本文构建了如下回归模型

gap=c0+c1f（finance）+c2f（cov）+ε

（1）

其中，gap是衡量城乡收入差距指标，finance代表金融发展水平的变量，cov表示其他控制变量对收入分配差距的影响，ε表示误差项。

四、实证分析

（一）单位根检验

对gap，fir，fe，open和nt做ADF单位根检验。结果见表1。

根据水平变量的趋势图，我们得到gap，open含有截距项而不含有时间趋势项。fir，fe，nt即含有截距项又含有时间趋势项。变量一阶差分后的趋势图表现为：dgap，dfir，dfe，dnt含有截距项而不含时间趋势项，dopen即无截距项也无时间趋势项。此外本文采用的是AIC准则来选择滞后期数。

由表1可以看出，在10%的显著水平上，所有的被检验变量的原始序列均没有拒绝有单位根的假设。但经过一阶差分后，dgap，dfir，dfe，dnt在1%的显著水平下具有平稳性，dopen在10%的显著水平下平稳。因此gap，fir，fe，open和nt均为一阶单整的非平稳时间序列，即Ⅰ（1），满足协整条件。

（二）协整检验

由ADF检验，经过一阶差分后，dgap，dfir，dfe，dopen和dnt均为Ⅰ（0）平稳时间序列。在协整检验之前需要确定无约束水平VAR模型中协整阶数L。本文先通过模型对应的AIC值、SC值和HQ值最小准则来选择滞后期。根据检验结果，模型的最优滞后期为L=1（见表2）。再通过White检验滞后阶数为1的VAR模型，发现模型具有很好的拟合性，且模型的残差序列具有平稳性。因此，本文选择的VAR模型结构具有稳定性。

本文采用Johansen方法来检验gap和fir，fe，open，nt的协整关系，检验结果见表3。

由表3可知，r=0时，迹统计量大于临界值（Max特征值大于临界值），拒绝其原假设。而r≤1时，迹统计量小于临界值（Max特征值小于其临界值），接受原假设。这说明这5个变量存在着一个协整方程，即这5个变量的变化受到一个协整方程的约束，并说明gap和fir，fe，open，nt之间存在着长期的均衡关系。若用一个方程表示这5个变量之间的长期均衡关系，正规化后的协整方程为（括号中为标准差）

gap=-0.311 515fir+0.497 753fe-

（0.087 60） （0.342 75）

2.434 176nt+ 3.123 882open+ε

（0.588 36） （1.063 76）

从协整方程可以看出，金融发展效率与重庆城乡收入分配差距正相关，即金融发展效率的不断提高加剧了城乡收入分配差距的扩大；金融发展规模与城乡收入分配差距负相关，即金融发展规模的扩张缩小了城乡分配差距。这个结论也得到了陈志刚观点的印证。从长期来看，金融发展规模的扩张使得更多的人获得金融支持，从而改善城乡收入差距[11]。而鉴于金融资本的逐利性，金融发展效率越高，金融资本就越会偏离低收入群体，从而加大城乡收入差距[12]。其他两个控制变量也很好地展现了重庆区域的特殊性：产业结构（nt）不断向第二、三倾斜能减小城乡收入差距，对外开放程度的不断加大将加大重庆城乡收入差距。这很好地吻合了重庆市自97年直辖后和2010年成为经济特区后，对外开放程度的大幅度扩张使得第二、三产业群体收入的大幅增加。产业结构（nt）的变化表现在重庆第二、三产业获得了很好的发展，吸纳了大量的劳动力，劳动力从第一产业向第二、三产业的转移使得更多的人享受到了改革的红利，从而缩小了城乡收入差距。

（三）误差修正模型（VEC）

上述分析表明，gap和fir，fe，open，nt之间具有协整关系，即具有一种长期稳定关系。但是在短期中，很可能出现偏离均衡的情形。为了考察变量间短期动态关系，本文构建了向量误差修正模型（见表4）。

表1 变量单位根检验结果（ADF）

注：1，检验类型中，c表示有截距项，t表示带有时间趋势项，d表示滞后项。2，***分别表示在10%，5%，1%的显著水平上显著

表2 最佳滞后阶数检验结果

*表示在5%显著水平上拒绝原假设

表3 协整关系检验结果

注：*代表在5%的显著水平上拒绝零假设

在得到误差修正模型后，需要对模型的稳定性、自相关性和异方差性进行检验。根据图1，可以看出：VEC模型所有的根的倒数全部在单位园内，满足稳定性条件。LM自相关检验的结果为：LM1=25.288 77，P值=0.446 3，LM2=21.643 09，P值=0.656 3。因此所设VEC模型不存在自相关性。采用无交叉项的White检验检验VEC模型的异方差，检验结果为χ2值=160.523 1，P值=0.848 6，则说明不存在异方差。根据上述稳定性、自相关性和异方差性的检验结果，可以说明本文所设的VEC模型不存在设定偏误，稳定性显著。

由表4可知，上述VEC模型的拟合优度并不高，控制变量中只有对外开放度的回归系数通过15%水平的显著性检验。说明在15%的显著性水平下，短期对外开放度的扩张也会拉大重庆市城乡收入分配差距。而金融发展规模、金融发展效率和产业结构的变化短期内对重庆市城乡收入分配差距的影响并不明显。此外，在10%的显著性水平下，误差修正项CointEq1的回归系数通过了显著性检验，且显著为负。说明当重庆市城乡收入分配差距短期内偏离了长期均衡值时，将会以 -0.393 188 的矫正力度将非均衡状态调整到均衡状态。

图1 VEC的稳定性检验结果

五、结论与建议

重庆市金融发展规模的扩大显著缩小了城乡收入差距。这反映出重庆市自直辖后政策上的优势使得重庆的广大市民都受益。国家在金融资源上的倾斜使得重庆城乡经济面都得到了根本性改变，从而缩小了城乡收入差距。重庆金融发展效率的提高加剧了重庆城乡收入分配差距。即在重庆的金融机构不断有效地将储蓄转化为贷款时，金融资本的逐利性驱使金融机构不断地将金融资源投向收益率更高的行业与人群。这也体现了重庆作为一个重工业城市的特殊性。政府机关出于政策和城市战略定位的考虑，全市金融资源向重工业的倾斜使得金融效率的提高扩大了城乡收入差距。因此，未来重庆金融改革的重点要放在农村地区，支持小微金融的发展，鼓励农民创业，加大对农业的金融支持力度；通过各种方法降低农民进入金融市场获得金融资源的门槛；在政策上加大支农投入使更多的人享受到重庆直辖后的政策红利，从而改善城乡收入分配不平等的现状。

同时，对外开放水平与重庆城乡收入差距正相关，产业结构与重庆城乡收入差距负相关。重庆自直辖以来，对外开放水平的提高使得第二产业优先发展（重庆从2003年到2011年第二产业的平均增长率为21.66%），第一产业的比重在不断下降（从1997年的25.54%下降到2012年的8.97%）。从协整方程可以看出这种关系将长期持续下去并不断扩大城乡收入差距。虽然在短期内表现并不显著，但是我们应该警惕重庆当前的发展模式。地方政府大规模负债搞基础建设，发展重工业，使得城乡收入差距不断扩大。我们是否更应该考虑用第三产业的发展来解决就业，使更多的人参与重庆的发展。但事与愿违，从重庆第三产业占第二产业的比重我们可以看出，在1997年为85%，在2002年高达99%，但随后一路下滑到2011年的65%，回到了80年代的水平。所以大力发展第三产业吸纳农村更多的剩余劳动力就业，改善城乡收入差距，是本届市政府面临的一个重要问题。这点在数据上也得到了很好的体现，重庆的城乡收入差距比值自2006年的4.024下降到了2012年的3.11，与此同时重庆市第三产业平均增长率达到了17.75%。这说明产业结构的变化会改善城乡收入差距，大力发展第三产业吸纳就业可以改善城乡收入差距，扩大对外开放度、对第二产业的过度依赖会扩大城乡收入差距。所以，在经济发展的同时，应平衡各产业的发展，使改革开放的红利让更多的人受益。重庆地方政府应加大支农投入力度，大力扶持第三产业发展，在发展第二产业的同时鼓励发展服务业，降低普通市民获得金融资源的门槛，完善金融发展体系，以改善重庆城乡收入分配不合理的现状。

[1] ABHIJIT V.BANERJEE,ANDREW F.Newman,Occupational Choice and the Process of Development[J].The Journal of Political Economy,1993（10）:274-298.

[2] NOBEL MAURER,STEPHEN HABER.Related Lending and Economics Performance:Evidence from Mexico[J].The Journal of Economic History,2007（67）:5515-81.

[3] 刘赛红,陈修谦.城乡金融统筹发展水平与居民收入差距的实证分析[J].系统工程,2012（6）:70-76.

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[6] MOOKERJEE R,KALIPIONI P.Availability of Financial Services and Income Inequality:The Evidence from Many Countries[J].Emerging Markets Review 2010,11（4）:404-408.

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[8] 刘敏楼.金融发展的收入分配效应——基于中国地区界面数据的分析[J].上海金融,2006（1）:8-11.

[9] 乔海暑,陈力.金融发展与城乡收入差距“倒U型”关系再检验[J].中国农村经济,2009（7）:68-76.

[10]陈元刚，唐春花，黄丽莉. 城市化、出口依存度对重庆市城乡居民收入差距影响的实证研究[J].重庆理工大学学报：社会科学，2013（4）:16-22.

[11]陈志刚,王皖君.金融发展与中国的收入分配:1986—2005[J].财贸经济,2009（5）:36-41.

[12]应枢廷.金融发展对城乡收入差距的影响研究——基于重庆与全国的比较分析[J].西部论坛，2010（3）:83-84.

（责任编辑 代 应）

Empirical Research on Relationship Between Financial Development and Urban and Rural Residents’ Income Gap in Chongqing

TANG De-xiang, ZHOU Xiao-bo

（College of Economy & Trade, Chongqing University of Technology, Chongqing 400054, China）

According to the data of Chongqing from 1985 to 2012, the paper empirically analyzed the relationship between financial development and urban-rural income gap in Chongqing by using the unit root test, cointegration tests and error correction model. Research conclusion shows that there is a positive correlation between financial development scale and urban-rural income gap while there is a negative correlation between the financial development efficiency and urban-rural income gap. Then paper put forward some suggestions of narrowing the gap to realize steady development of social economy of Chongqing, such as reducing the general public’s access to financial resources, perfecting the financial scale, increasing investment in agriculture and stabling rural financial resources, vigorously supporting the tertiary industry in the development of secondary industry and so on.

financial development scale; financial development efficiency; urban-rural income gap; cointegration; error correction model

2014-08-19

唐德祥（1972—），男，四川大竹人，博士，教授，研究方向：农村金融。

唐德祥，周小波.重庆市金融发展与城乡收入差距的实证研究[J].重庆理工大学学报:社会科学，2015（5）:32-37.

format：TANG De-xiang, ZHOU Xiao-bo.Empirical Research on Relationship Between Financial Development and Urban and Rural Residents’ Income Gap in Chongqing[J].Journal of Chongqing University of Technology:Social Science,2015（5）:32-37.

10.3969/j.issn.1674-8425（s）.2015.05.006

F832

A

1674-8425（2015）05-0032-06