王红云，吕志鹏，赵彦云

（中国人民大学 统计学院，北京100872）

一、引言

在中国经济持续高速发展的同时，城乡收入分配问题日益引起人们的关注。“十二五”规划纲要提出，要坚持民生优先实现共享型增长，努力使发展成果惠及全民。影响城乡收入分配的因素很多，但从金融发展角度来研究城乡收入分配的文献相对较少。中国不同省区的金融发展程度、城乡收入差距程度等均不平衡，例如，2012年，上海人均个人贷款额是2.98万元，青海是0.34万元，上海人均城乡居民人民币储蓄存款（年底余额）是8.19万元，青海则是2.22万元，而上海地区的城乡收入比为2.26∶1，青海地区的城乡收入比为3.27∶1，很显然青海省的金融发展程度低于上海地区，而其城乡收入差距却大于上海地区。另外，已有研究表明不同省区之间的金融发展又具有较强的空间集聚特征，所谓金融集聚是指通过金融资源与地域条件的协调、配置、组合的时空动态变化，金融产业成长、发展，进而在一定地域空间生成金融地域密集系统的变化过程。因此，研究金融发展对城乡收入分配的作用既要考虑不同省区金融发展程度的差异，又要考虑地区间金融发展的空间特征。

二、文献述评

金融发展影响收入分配，即金融发展具有收入效应和分配效应（Beck et al，2007）［1］，但是金融发展对收入分配的作用还没得到一致确定。研究中较为一致的观点是金融发展对收入分配的作用需要根据金融市场的发达程度来定——若金融市场不发达，金融发展会加剧收入分配的差距；若金融市场高度发达，金融发展会有利于降低收入分配的差距。依据这一观点国外学者主要认为金融发展与收入分配之间存在着如下两种关系。

一是金融发展与收入分配间的“倒U”关系。“倒U”曲线关系又被称为“Kuznets假说”，由Kuznets（1955）在研究经济增长与收入分配关系中首次提出［2］。Greenwood和Jovanovic（1990）以Kuznets的“倒U”假说为基础研究金融发展与收入分配之间的“倒U”关系［3］。他们的研究源于金融服务的“门槛效应”——在经济发展的早期阶段，由于金融市场不发达，运营成本较高，穷人因支付不起高额的金融中介服务费用不能获得金融服务，富人可以支付高额的费用享受金融服务，富人获得了投资收益而穷人却没有，穷人与富人之间的投资收入差距扩大。而“门槛效应”会使穷人保持比富人更高的储蓄率以期在未来跨越财富门槛，因而当经济发展到成熟阶段，金融中介机构运营成本下降，服务门槛降低，穷人因逐渐积累的财富超过门槛而获得金融服务，得到投资收益，穷人和富人财富收入分配差距逐渐缓解，收入差距最终会稳定在比较平等的水平。也就是说，随着金融发展收入差距经历了先扩大后缩小的过程，呈现出“倒U”曲线状态。Kim Dong-Hyeon et al（2011）基于全球数据进行了相关实证研究，他们构建了从1965-2005年包含发达国家与发展中国家的面板数据计量模型，发现金融发展和收入分配之间的非线性相关关系依赖于金融业发展的水平，以及由其决定的金融服务的门槛水平，金融发展对收入分配作用呈“倒 U”特征［4］。

二是金融发展与收入分配的“负相关”关系，又被称为“线性假说”。Galor和Zeria（1993）对金融发展与收入分配之间的“倒U”关系提出质疑，他们认为实际经济中金融市场发展并不完善，穷人与富人之间收入的长期收敛并不会一定存在［5］。由于信贷市场存在投资门槛，在其不完善的条件下，穷人的财富达不到投资门槛，无法通过信贷市场借款进行人力资本投资，不能改变自己的职业而提高收入，而富人能达到投资门槛进行人力资本投资，他们从个人技能到职业选择都要好于穷人，收入水平相对更高。因而发展水平较低的金融市场不利于收入差距的改善。但随着金融发展这一趋势会逐渐改变。当信贷市场不断完善，一部分穷人也能获得贷款进行人力资本投资，他们通过改善自己的职业获得更高的收入，穷人和富人之间的收入差距将呈现缩小的趋势。因此，金融发展与收入分配之间不是“倒U”关系，而是“负的”线性关系。持有相同观点学者还有Benerjee和 Newman（1993）［6］。Rajen Mookerjee et al（2010）使用既包含发达国家也包含发展中国家的样本数据，研究金融发展的微观经济效应，运用每10万人口所拥有的银行分支机构的数量代表金融发展程度检验其对收入分配的影响，结果显示两者之间具有稳健的负相关关系［7］。

由此可见，不论是金融发展与收入分配之间的“倒U”关系或是 “负相关”关系都一致认同金融发展程度影响收入分配差距，在金融发展到一定阶段之后，金融发展程度越高，收入分配差距就越小。而当前国内学者关于中国金融发展对城乡收入分配作用的研究结论却并不一致。

其中部分学者认为中国金融发展对城乡收入差距起扩大作用。张立军、湛泳（2006）利用中国省级1978-2004年的相关数据进行实证检验，得出金融发展的门槛效应扩大了城乡收入差距［8］。李志阳、刘振中（2011）运用中国1978-2010年的时间序列数据对金融发展与收入分配差距的关系进行实证检验，其研究结果表明：从长期看金融规模扩大对城乡收入分配产生负面效应，而金融效率的提高却有效缓解了城乡收入分配差距；从短期看，金融规模和金融效率都拉大了城乡收入差距［9］。余玲铮、魏下海（2012）利用中国1996-2009年省际面板数据和Hansen门槛模型，对金融发展的收入分配效应进行了估计，研究结果表明：在样本期间内金融发展显著加剧了中国城乡收入分配差距，金融发展的收入分配效应表现出鲜明的门槛特征，跨越门槛的省区的金融发展对城乡收入分配差距的影响更大［10］。

另外一部分学者认为中国金融发展对城乡收入差距正在起缩小作用。李志军、奚君羊（2012）就中国的金融发展分别与农村、城镇、城乡和全国收入差距之间是否存在倒U关系进行了实证检验，结果表明中国金融发展与收入差距之间确实存在倒U关系，在目前阶段金融发展总体上对收入差距的扩大效应正在迅速衰减，随着金融发展程度的进一步提高，中国的收入差距有望随之缩小［11］。苏基溶、廖进中（2009）运用2001-2007年中国省级面板数据研究金融发展对收入分配的影响和贫困的影响，其研究发现中国金融发展更有利于贫困家庭收入水平的提高，减少收入分配的差距［12］。张文、许林等（2010）在充分揭示金融发展对收入分配影响机制的基础上，运用中国宏观数据对金融发展水平与收入分配差距程度进行了实证检验，结果发现金融发展有助于缩小城乡收入差距［13］。

综上可知，国内学者关于中国金融发展对城乡收入分配作用的研究结论不一致。依据金融发展与收入分配的“倒U”关系和“负相关”关系理论，这表明国内学者对中国金融市场的发达程度存在不一致认同，这主要是由于当前学者的研究中没有充分考虑中国金融发展的地区非均衡以及金融发展的地区空间相关特征导致的。中国金融发展存在地区差异，各个省区金融资源分布不均衡，这直接导致不同省区的金融市场发达程度不一样，因此不同省的金融发展对其城乡收入分配的作用就会不同，即金融发展对城乡收入分配的作用存在地区异质性；另外，已有研究表明金融发展具有空间集聚性，其对城乡收入分配的影响也应存在空间作用，即金融发展对收入分配的作用存在地区空间相关性。因此，本文基于省级面板数据，以金融发展程度与其发展的空间集聚性为视角，分别运用普通面板模型和空间面板模型来研究中国金融发展对城乡收入分配的地区异质作用和地区相关作用。

三、理论假说

假说1金融发展对城乡收入分配的作用存在地区异质性

根据金融发展与收入分配关系的“倒U”理论或“负相关”理论，金融发展的程度不同对收入分配的作用也不同。中国不同省区的金融发展的程度存在巨大差异，因此不同省区的金融发展对城乡收入分配的作用应存在地区异质性。中国不同省区金融发展程度差异主要体现在如下两个方面。

一是各个省区的金融发展规模不均衡。中国不同省区金融发展规模不均衡主要由金融资源在各省区的配置不均衡导致，经济发达的区域占有较多的金融资源，而经济落后区域占有的金融资源相对较少。王晓青，李云山（2004）提出在货币供给格局上，外向型经济较为发达的省区存在货币供给过度，而欠发达地区和内陆省区的有效货币供给相对不足［14］。鉴于银行体系在中国金融发展中的重要作用，金融发展规模可以用各个省区金融机构的各项贷款额占GDP的比重来衡量。金融机构的各项贷款额占GDP的比重不仅是衡量省区金融发展程度的重要指标，也是衡量金融对经济发展支持力度的重要指标。因此，该指标一方面可以反映出金融发展的程度，另一方面也可以反映出金融通过作用于经济发展进而对收入分配产生的作用。

二是各个省区的金融发展效率不均衡。金融效率是指金融部门在其活动中直接或间接作用于经济时所显示的有效功能。不同省区金融效率存在差异，其对经济发展的功能作用也就存在差异，因此，不同省区的金融效率对其收入分配的作用也应存在差异。金融发展效率可以用各个省区金融机构的存款与贷款的比值来衡量（陈志刚，2009；李志阳，2011）［15，11］。中国《商业银行法规定》“贷款余额与存款余额的比例不得超过75%”，也就是说存款余额与贷款余额的比例不得低于133%。然而除了北京、上海、广东以及经济较为落后的少数地区外，其余各省区的金融机构各项存款与贷款在各个年份的比重都出现了低于133%的现象。纪志宏（2013）认为存款与贷款的比值越高不表示该省区的金融发展水平越低，也不能说明金融支持力度就低［16］。陈志刚（2009）认为存款与贷款的比值越大，即间接融资比例越小，则直接融资的比例就越大，说明该省区商业银行的贷款越注重效益、风险，同时，也说明该省区的直接融资市场发展越好，金融效率也就越高［15］。李志阳（2011）认为金融效率与中国城乡收入差距呈负相关，即金融效率提高缩小了城乡收入差距［11］。

假说2金融发展对城乡收入分配的作用存在地区空间相关性

由于金融发展具有空间集聚性特征，所以，金融发展对城乡收入分配的作用存在地区异质性的同时也应表现出空间相关性。结合金融发展与收入分配理论，金融发展对城乡收入分配作用的地区空间相关性应主要有如下两种路径。

一是金融发展的门槛效应直接对城乡收入分配起作用。由金融发展与收入分配的“倒U”理论和“负相关”理论可知，金融发展存在门槛效应，农村居民因自身财富的限制达不到门槛水平而无法获得高收益的投资回报，城镇居民则由于自身财富积累上的优势可以跨越金融服务的门槛而获得高收益的回报，因此，金融发展影响城乡收入差距。同时，由于金融发展具有空间集聚性特征，集聚区内各省区金融发展程度趋同，门槛效应水平也基本相同，因此集聚区内各省区金融发展的门槛效应对其城乡收入差距水平的作用也会基本类似，从而使不同省区的金融发展对城乡收入分配的作用表现出一定的空间相关性。所以，不同省区金融发展对城乡收入分配的异质性作用应不是独立的，不同省区的异质性作用之间应存在地区空间相关性。

二是金融发展通过作用于经济发展对城乡收入分配起作用。金融发展的首要作用是为经济发展提供融资支持，促进经济发展，而经济的发展又可以给当地居民提供更多的工作机会，从而增加当地居民收入，因此，金融发展可以通过作用于经济发展对城乡收入分配起作用。因为金融发展具有集聚性特征，金融资源集中可以使核心区获得更高的经济增长率，即金融集聚会对位于集聚区省区的经济产生增长效应。这样，生活在金融集聚区省区的居民则可以享受着经济增长带来的福利，他们可以获得较非金融集聚区居民更多更好的因经济增长带来的工作机会增加收入，而非金融集聚区省区的居民则无法享受金融发展经济增长带来的更多的工作机会，他们的收入得不到像集聚区居民一样的提高。因此，由于金融集聚特征的存在，不同省区的城乡收入分配之间应存在一定程度的空间相关特征。

四、实证检验

（一）金融发展对城乡收入分配作用的地区异质性检验

1.模型设定与变量数据说明

为了实证分析金融发展对城乡收入分配作用的地区异质性，本文建立如下普通面板数据模型。

式（1）中，下标i和t分别代表第i个省区和第t（t＝2000，L，2012年，本文样本包括了全国31个内地省、直辖市和自治区。假设误差项相互独立，且。中国金融发展较快，金融发展对城乡收入分配的影响因金融发展程度的不同而不同，同时，又考虑数据的可获得性，本文只考察2000年以来各省区的金融发展对城乡收入分配的影响情况。各变量的具体含义如下。（1）GAP代表收入分配指标，即城市人均可支配收入与农民人均纯收入之比，此指标的值越大，代表城乡收入分配差距越大；（2）FD和FE分别代表金融规模和金融效率，是金融发展程度的衡量指标，其中FD是金融机构人民币各项贷款占GDP的比重，FE为金融机构人民币各项存款与各项贷款之比；（3）X为控制变量，具体包括：①OPEN为进出口贸易总额占GDP的比重，反映各省区的开放程度，贸易相关产业主要集中在城镇地区，贸易的发展主要有利于提高城镇居民的收入，因此该变量将会使收入差距扩大。②FDI为外商投资占GDP的比重，2000年以来，外商主要投资于东部沿海地区的小城镇及中西部地区的城市，因此FDI对城乡收入分配差距起缩小的作用。③AGGF为财政支农支出占财政支出的比重，该指标越大越有利于农民收入，该变量将会缩小城乡收入分配差距。④URBAN为城镇化率，表示城镇人口占总人口的比重，张敬石、郭沛（2011）认为城镇化率的提高会降低农村内部收入分配差距，对城乡收入分配的影响需要做进一步研究［17］。

上述指标全部数据来源于国家统计局网站，《中国金融年鉴》，《新中国六十年统计资料汇编》以及各省统计年鉴。

2.回归结果

为实证分析金融发展对城乡收入分配作用的地区异质性，本文分别以中国全部省区、东部省区、中部省区、西部省区建立面板数据回归模型。由于本文所选变量数据的时间跨度仅有13年（2000-2012），因此，包括全部省区的面板模型采用变截距不变系数的面板模型，而对分别包含东部省区、中部省区和西部省区的面板模型采用变截距变系数面板模型，即对金融规模（FD）、金融效率（FE）两变量采用变系数。各模型回归结果见表1。

表1 模型（1）分地区回归结果

由表1可知，包括全国省区模型中：FD、FE回归系数均在1%的显著性水平下显著，且为负值，这表明从全国来看金融发展水平对城乡收入差距的影响正在起缩小的作用；FDI的系数在5%的显著性水平下也为负值，说明外商直接投资并没有使城乡收入差距扩大，反而缩小了，与预测相符；同样，AGGF系数为负值，与预测相符，表示财政支农确实缩小了城乡收入差距，但其回归结果并不显著。OPEN、URBAN的回归系数均为正，且URBAN的回归系数在1%的显著性水平下显著，这表明对外贸易、城市化均扩大了城乡收入差距。东部省区、中部省区、西部省区的OPEN、FDI、AGGF、URBAN的系数及其显著性情况详见表1。

分地区模型中的C值表示各地区的所有解释变量对其城乡收入分配影响的起始平均值。由表1可知东部省区的C值最小，中部次之，西部最大且都显著，这表明从各地区平均来看，东部省区的城乡收入差距最小，中部省区次之、西部省区最大。包括全部省区的模型中C值为正且在1%的显著性水平下显著，表明从全国平均来看，城乡收入差距依然很大。

综上可知，东部省区的平均城乡收入差距最小，中部次之，西部省区的城乡收入差距最大，从全国平均来看，城乡收入差距依然很大，城乡收入分配的矛盾依旧突出，但从全国来看金融发展对城乡收入分配差距的影响正在起缩小作用。而不同省区的金融发展对其城乡收入差距的作用程度并不相同，如果某省区FD或FE的系数为负且显著，说明金融发展对城乡收入分配起缩小作用，如果固定效应小于该地区的均值，说明该省区的城乡收入差距小于该地区的差距的平均水平；如果某省区的FD或FE的系数为正且显著，说明该省区的金融发展对城乡收入分配起扩大作用，如果固定效应小于该地区的均值，则说明该省区的收入差距小于该地区差距的平均水平；如果某省区FD或FE的系数不显著，则无法判断该省区金融发展对其城乡收入差距的作用情况。根据表2可以发现：（1）金融发展对城乡收入分配差距起缩小作用且该省区的城乡收入差距低于本地区城乡收入差距的平均水平或与平均水平基本持平的省区有：北京、山东、浙江、上海；（2）金融发展对城乡收入分配差距起缩小作用且该省区的城乡收入差距显著高于本地区城乡收入差距的平均水平的省区有：重庆、陕西、甘肃、新疆；（3）金融发展对城乡收入分配差距起扩大作用但该省区的城乡收入差距低于本地区城乡收入差距的平均水平的省区有：辽宁、天津、江苏、福建、广东、黑龙江、河南、云南、宁夏、广西；（4）金融发展对城乡收入分配差距起扩大作用且该省区的城乡收入差距高于本地区城乡收入差距平均水平的省区有：河北、江西；（5）而根据当前结果无法判断金融发展对城乡收入分配是扩大还是缩小作用的地区有：海南、山西、吉林、安徽、湖北、湖南、四川、贵州、西藏、青海、内蒙古。由此，可以得到结论：不仅中国各省区的收入分配差距具有地区异质性，而且金融发展对收入分配的作用也具有地区异质性，即假说1得到了验证。

（二）金融发展对城乡收入分配作用的地区相关性检验

本文采用与式（1）相同的变量与样本数据，运用空间面板模型验证金融发展对城乡收入分配作用的地区空间相关性。空间面板模型同时具有面板数据模型和截面空间经济计量模型的特点，是面板数据模型的延伸和拓展。

根据空间面板模型的方法原理，金融发展对城乡收入分配作用的地区空间相关性的分析思路如下：首先进行事前检验，包括空间相关性检验和空间Hausman检验。空间相关性检验用于检验变量是否存在显著的空间相关性以及存在何种形式的空间相关性，若空间相关性存在则需要在模型中进行空间相关性设置；空间Hausman检验用于判断已有样本数据是否存在随机效应。然后根据空间相关性和空间Hausman检验结果建立合适的空间面板模型进行分析。

1.事前检验

（1）基于Moran’sI指数的金融发展与收入分配的空间相关性检验。针对空间截面数据与空间面板数据的Moran’sI指数的计算公式不同。

空间截面数据的Moran’sI指数可用于判断变量空间相关关系的程度，其计算公式如下。

表3 Moran’s I 指数检验结果

由表3可知，自2000-2012年，邻近省区的城乡收入比表现出显著的空间正相关，即中国不同省区的城乡收入分配之间存在显著的空间相关性；不同省区金融规模之间的空间正相关性自2000-2012年逐渐趋于显著；而不同省区的金融效率之间的空间相关性却不强并且不显著。因此，金融发展的空间集聚性特征主要是由金融规模的空间相关性体现的，而非金融效率，从而可推知，金融发展通过其门槛效应对收入分配的空间作用或是通过作用于经济发展对收入分配的空间作用主要是通过金融规模的空间相关性来实现，金融效率主要对本省区的收入分配起作用，对邻近省区的收入分配作用不强。

为进一步分析中国不同省区金融发展与收入分配的空间相关性，本文给出了城乡收入分配、金融规模、金融效率的Moran’sI指数散点图（见图1）。①限于篇幅有限，本文仅给出了2012年的城乡收入分配、金融规模、金融效率的Moran’s I指数散点图。

图1 2012年收入分配、金融规模、金融效率的Moran’s I指数散点图

Moran’sI指数散点图以（X，WX）为坐标点，WX表示对邻近省区观测值的加权平均。由散点图可见，各个省区的金融发展与收入分配可分为4种空间相关模式，其中第1、3象限表示空间正相关关系省区集群，第2、4象限表示空间负相关关系省区集群。由图1可见，收入分配、金融规模的散点图中，多数省区都位于1、3象限，而金融效率散点图中，空间正相关关系省区并没有显著多于空间负相关关系省区，这也说明金融规模表现出较强的空间相关性，而金融效率却没有。因此，金融发展对收入分配的地区空间作用应主要通过金融规模的空间作用来实现。

由于截面数据与面板数据结构不同，截面数据的Moran’s I检验可用于判断变量空间相关关系的程度，但不能直接应用于空间面板数据模型。因此还需运用空间面板数据的Moran’s I检验模型中是否存在空间相关性。空间面板数据的Moran’sI指数公式为

其中，WNT＝IT⊗W，W是空间权重矩阵，N代表样本量（N＝31），T代表时期（t＝13），e是普通面板回归方程估计的残差。

面板数据Moran’sI指数的计算结果为0.28，其检验P值为0.00，因此，模型中确实存在空间相关性，需用空间面板数据模型进行拟合。但是面板数据的Moran’sI值无法判断空间面板模型的具体形式，需要进一步的空间计量检验予以判断。

（2）空间相关性形式检验。Moran’sI指数主要用于检验变量或模型中是否存在空间相关性，而对于存在何种形式的空间相关性——因变量空间相关还是误差项空间相关，则需要运用LM检验。

LM-Error检验用于检验误差项是否存在空间相关性。空间面板数据检验的表达式为

其中e是普通面板回归方程估计的残差，W是空间误差自相关模型的空间权重矩阵，WNT＝IT⊗W，tr＝trace（W′W＋W2）。

LM-Lag检验用于检验空间滞后模型因变量是否存在自相关。LM-Lag检验的表达式为

J＝ ［（）′W′NTMWNTX/e′e/NT）］ ＋Ttr，是普通面板模型中系数估计向量，M＝IN-X（X′X）-1X′，其他参数的含义与式（5）相同。

当数据生成过程不满足模型经典假设条件时，如残差不满足正态分布假定或者存在异方差情况时，LM-Error检验和LM-Lag检验的功效将减弱，稳健LM-error检验统计量和稳健LM-Lag检验统计量则解决了这一问题。其中稳健LM-error检验统计量表达式为

稳健LM-Lag检验统计量表达式为

（3）模型的固定效应和随机效应检验。考虑到模型同时包含空间异质性和空间相关性，分别对随机效应模型和固定效应模型构造工具变量法估计量，构造空间Hausman检验，检验的原假设：随机效应模型是合适的。表达式为

其中，N代表样本量（N＝31），T代表时期（T＝13）；FGLS和分别代表随机效应空间面板数据模型的GLS估计量和固定效应模型的组内估计量；FGLS和分别是空间面板随机效应模型和固定效应模型的估计系数的协方差矩阵。

表4 模型形式检验结果

根据表4事前检验结果，LM-error、LM-lag检验均具有显著性，说明中国收入差距具有显著空间误差自相关性和空间滞后自相关性，因此应运用空间自回归模型（SAR）、空间误差自相关模型（SEM）以及空间滞后误差自相关模型（SARAR）分别进行检验，同时由于空间Hausman检验也具有显著性，因此上述模型均应采用固定效应模型形式。

2.模型设立

根据上述事前检验结果，本文空间面板模型采用SAR、SEM和SARAR模型对“金融发展对城乡收入分配作用的地区空间相关性”假说进行检验。因为截面数据Moran’s I检验中FD表现出空间相关性，所以空间模型中应考虑FD的空间相关性。因此，SAR模型形式为

其中X＝ （FD，FE，OPEN，FDI，AGGF，URBAN）；W是空间权重矩阵；λ是空间相关性系数；η、β为回归系数；α代表固定效应；。

SEM模型形式为

其中ρ是误差项空间相关系数；；其他参数同式（10）。

SARAR模型形式为

参数解释同式（10）和式（11）。

由表5可知，空间自相关模型的相关系数λ值为0.50，空间误差自相关模型的相关系数ρ的值为0.62且估计结果均显著，这说明中国各省区城乡收入分配确实受到周围地区城乡收入分配的影响；又空间滞后误差自相关模型的λ和ρ的值分别为-0.55和0.81，｜ρ｜＞｜λ｜，且都显著，这说明收入分配的空间相关性主要表现为空间误差相关性。普通面板模型回归的R2值为0.89，而空间自回归、空间误差自相关模型及空间滞后误差自相关模型的R2分别为0.94、0.89和0.94，这表明空间面板模型的拟合优度总体较普通面板模型好；普通面板模型的极大似然函数值LogL值只有52.21，而空间自回归、空间滞后误差自相关模型和空间滞后误差自相关模型的LogL值分别为135.25、147.98和194.94，即空间面板模型优于普通面板模型。因此，当加入空间相关性时，模型结果更好。

表5 空间面板固定效应模型的估计结果

另外，表5中金融规模FD和金融效率FE的估计系数均为负且显著，这表明，以2000-2012年的中国31个省区为样本看，中国金融发展对城乡收入分配的差距正在起缩小的作用，与模型（1）结论一致；又各WFD的估计系数都为负且都显著，这表明本省区金融发展对其相邻省区的城乡收入分配差距也起缩小作用，且这种缩小作用主要是通过金融规模的空间相关作用实现的，因此“金融发展对城乡收入分配的作用存在地区空间相关性”，假说2得到了验证。普通面板模型、空间自回归模型、空间误差自相关模型以及空间滞后误差自相关模型回归中FE系数的绝对值都较FD系数绝对值大，这说明就本省区而言金融效率对城乡收入分配差距所起的缩小作用比金融规模要大。

五、结论与政策建议

本文根据金融发展与收入分配的“倒U”理论和“负相关”理论及中国的金融发展与研究现状，提出“金融发展对城乡收入分配的作用存在地区异质性”和“金融发展对城乡收入分配的作用存在地区空间相关性”假说；文章以2000-2012年中国31个省区的金融发展与城乡收入分配数据，分别运用普通面板模型和空间面板模型对两个假说进行验证。研究结论如下。

普通面板模型的分析结果表明：从全国来看，城乡收入差距依然很大，收入分配矛盾依旧突出，金融的发展正在使收入差距扩大的幅度下降，即金融发展对收入分配差距正在起缩小作用；不同省区的城乡收入差距的程度并不相同，东部省区的平均城乡收入差距最小，中部次之，西部省区的城乡收入差距最大，不同省区的金融发展对其城乡收入差距的作用程度并不相同，具体程度大小表现为不同省区金融规模、金融效率回归系数的不同，即“金融发展对城乡收入分配的作用存在地区异质性”。

空间面板模型的分析结果表明：当加入空间相关性时，空间面板模型结果优于普通面板模型；空间自回归模型、空间误差自相关模型和空间滞后误差自相关模型的相关系数均显著，中国各省区城乡收入分配确实受到周围地区城乡收入分配的影响；金融规模与金融效率的回归系数结果也表明中国金融发展对收入分配的差距正在起缩小作用，与普通面板模型的结论一致；本省区的金融规模对相邻省区的城乡收入分配差距起缩小作用，且这种缩小作用十分显著。因此，我们可以得出，中国“金融发展对城乡收入分配的作用存在地区空间相关性”，且这种空间相关作用主要通过金融规模的空间相关性作用来实现。

根据本文的研究结论，金融发展程度影响城乡收入分配差距，由于金融发展的地区非均衡特征与地区空间集聚特征导致金融发展对城乡收入分配的作用存在地区异质性与地区空间相关性。因此，就本文的研究结论，提出如下政策建议。

一是加大对中西部省区的金融支持力度，促进省区间金融交互发展，缩小金融发展的不平衡。由于中西部省区的金融发展水平低于东部省区是导致其城乡收入分配差距大于东部省区的重要原因，所以加大对中西部省区的金融支持力度，合理配置金融资源，创建适应中西部省区发展的金融生态集聚区，以金融发展推动中西部省区的经济、人文发展，进而增加城乡居民收入，缩小城乡收入差距。

二是建立健全乡村金融服务体系，增加农村居民收入。农村居民收入增长速度小于城镇居民收入的增长速度是城乡收入差距逐渐扩大的重要原因，所以，增加农村居民收入有助于缩小城乡收入分配差距。然而农村金融服务体系薄弱是限制农民收入增长的重要因素，农村居民享受不到同镇居民一样的金融资源，即使他们跨越了金融服务的门槛，这很大程度上限制了农民收入的增加空间。因此建立健全乡村金融服务体系，对增加农民收入，缩小城乡收入分配差距具有重要作用。

［1］Beck Thorsten，Demirguc-Kunt Asli，Levine Ross.Finance，Inequality and the Poor［J］.Journal of E-conomic Growth，2007，12（1）：27-49.

［2］Kuznets Simon.Economic Growth and Income Inequality［J］.The American Economic Review，1955，（1）：1-28.

［3］Greenwood Jeremy，Jovanovic Boyan.Financial Development，Growth，and the Distribution of Income［J］.Journal of Political Economy，1990，98（5）：1076-1107.

［4］Kim Dong-Hyeon，Lin Shu-Chin.Nonlinearity in the Financial Development-Income Inequality Nexus［J］.Journal of Comparative Economics，2011，39（3）：310-325.

［5］Galor Oded，Zeria Joseph.Income Distribution and Macroeconomics［J］.The Review of Economic Studies，1993，60（1）：35-52.

［6］Benerjee Abhijit V，Andrew F Newman.Occupational Choice and the Process of Development［J］.Journal of Political Economy，1993，101（2）：274-298.

［7］Rajen Mookerjee，Paul Kalipioni.Availibility of Financial Services and Income Inequality：The Evidence from Many Countries ［J］.Emerging Markets Review，2010，11（4）：404-408.

［8］张立军，湛泳.金融发展影响城乡收入差距的三大效应分析及其检验［J］.数量经济技术经济研究，2006（12）：73-81.

［9］李志阳，刘振中.中国金融发展与城乡收入不平等：理论和经验解释［J］.经济科学，2011（6）：10-18.

［10］余玲铮，魏下海.金融发展加剧了中国收入不平等吗？——基于门槛回归模型的证据［J］.财经研究，2012（2）：105-114.

［11］李志军，奚君羊.中国金融发展与收入差距的倒U关系分析［J］.上海经济研究，2012（9）：12-18.

［12］苏基溶，廖进中.中国金融发展与收入分配、贫困关系的经验分析［J］.财经科学，2009（12）：10-16.

［13］张文，许林.金融发展与收入分配不平等：回到GZ假说［J］.当代财经，2010（11）：14-25.

［14］王晓青，李云山.货币供给机制、经济结构问题与金融总量控制［J］.金融研究，2004（9）：10-18.

［15］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.

［16］纪志宏.存贷比地区差异研究——基于商业银行分行数据的研究［J］.金融研究，2011（5）：12-31.

［17］张敬石，郭沛.中国农村金融发展对农村内部收入差距的影响——基于VAR模型的分析 ［J］.农业技术经济，2011（1）：34-41.