杨 苑，洪振木

(安徽财经大学 金融学院，安徽 蚌埠 233030)

0 引言

改革开放以来，中国经济迅速发展，经济总量不断增加，自2010年超越日本成为世界第二大经济体以来，城乡经济水平迅速提升，人民生活水平得到了很大改善.然而随着经济的快速发展，在城乡二元制经济结构下，城乡的发展差距逐渐扩大，其中农村居民收入与城镇居民收入悬殊问题日益突出.据国家统计局数据显示，我国GDP从2010年的412 119.3亿元上升至2019年的986 515.2亿元；人均GDP从2010年的30 808元上升至2019年的70 581元，经济实力不断增强.2019年中国城镇居民人均可支配收入42 358.80元，农村居民人均可支配收入16 020.67元，城乡收入差距明显.中、西部地区经济发展起步较晚且速度较缓慢，城乡收入差距更是被关注的重点.党的十九大报告指出：“我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾”，城乡收入差距过大将会影响农村居民的生活质量.中国金融业随经济发展逐步完善，在国民经济中占据核心地位，在现代经济中发挥非常重要的作用.在此背景下，研究中、西部地区金融发展能否缩小城乡收入之间存在的显著差距及两者的影响机制具有重要的意义.

1 文献综述

20世纪90年代学者们广泛关注金融发展对城乡居民收入不平等的影响，取得了较大研究进展.对于两者的关系学术界的观点并不一致，目前主要存在以下三种观点：一是金融发展与收入差距呈现倒“U”型关系.Jeremy Greenwood等[1]认为金融发展初期会拉大收入差距，加剧城乡收入分配不平等，当金融发展到一定阶段时则会明显降低收入差距；乔海曙、陈力[2]利用中国县域金融截面数据研究得出金融发展水平将从初期拉大收入差距逐渐转变为降低收入差距，验证了金融发展与收入分配的关系服从库兹涅茨倒“U”型假说；杨楠、马绰欣[3]全面考察金融发展对城乡收入差距的动态作用机制，分析验证两者的倒“U”型关系，并且论证了经济水平不同的地区在倒“U”型中所处阶段存在差异.二是金融发展将拉大城乡收入差距.曹广喜等[4]采用1978—2004年江苏省时间序列数据，侧重考察金融发展效率对收入差距的影响，得出金融发展效率不利于缩小城乡收入差距；叶志强等[5]考虑到经济发展的作用，研究得出金融发展对城乡收入差距起到显著地正向作用；孙永强、万玉琳[6]关注对外开放的中介效应，全面考察金融发展与城乡收入差距在全国及东、中、西部地区的关系，得出金融发展将会长期加深收入分配不平衡程度；张英丽、杨正勇[7]考虑城镇化的影响，得出金融发展将拉大城乡收入差距的结论.三是金融发展将缩小城乡收入差距.苏基溶和廖进中[8]发现金融发展有助于提高低收入者的收入，改善城乡收入不平等；汪建新和黄鹏[9]同样认为金融发展必然有利于促进城乡居民收入合理分配；胡德宝和苏基溶[10]研究发现金融发展对缩小城乡收入差距的影响效果存在明显地区差异性，金融发展水平越高，缓解收入不平等作用越强.

现有研究在样本选择和研究层面上大多利用全国、省份的时间序列数据或面板数据，从全国层面及东、中、西部区别比较金融发展对城乡收入差距的区域差异性，忽视了中、西部地区在金融增长上的相似之处，很少从中、西部单独出发探讨金融发展与收入不平等的相关关系.同时，相关研究大多单独采用面板门槛模型或空间计量模型，较少将两种模型结合，探究中、西部金融发展对城乡收入不平等的门槛性及空间依赖性.笔者基于我国中、西部19个省份2009—2018年面板数据，通过建立面板门槛模型及空间计量模型，实证分析中、西部地区金融发展对城乡收入差距影响，检验金融发展水平与城乡收入差距之间是否存在非线性关系，论证金融发展对城乡收入不平等的空间效应.

2 模型选取与数据说明

2.1 变量选取

2.1.1 被解释变量

城乡收入差距(Inc):选取陈安平、杜金沛[11]所采用的城乡居民收入比值衡量该变量，即各地区城镇居民人均可支配收入与农村家庭人均纯收入之比.

2.1.2 核心解释变量

金融发展水平(Fin):学者对于金融发展的衡量目前没有统一的指标.结合我国实际情况，考虑到数据的可得性，借鉴张凯妮、燕小青[12]研究，利用金融机构存贷款总额与各地区GDP之比衡量不同地区金融发展实际水平.

2.1.3 控制变量

为了防止遗漏重要解释变量产生内生性问题，影响估计结果的有效性和准确性，引入以下四个控制变量.

贸易水平(Tnx):选取各地区进出口总额与名义GDP之比作为衡量贸易水平的指标.中、西部地区贸易水平提高为该地区创造更多就业机会，农村居民收入进而增加，城乡收入差距缩小.

城市化(Ur):选取各地区城镇人口与总人口之比作为衡量城市化的指标.城市化率的提高增加城市建设对劳动力的需求，大量农村剩余劳动力向城镇非农业产业转移，进而增加农村居民收入，有助于缩小城乡收入差距.

政府支出(Gov):选取各地区财政支出占地区名义GDP比重作为衡量政府支出指标.董黎明、满青龙[13]提出政府增加保障性财政支出投入，完善农村社会保障体系，将有助于缩小城乡收入差距；若政府将财政支出重点放在投资性支出方面，将加剧城乡收入不平等.因此，中、西部地区财政支出对城乡收入差距的影响还需通过实证检验判断.

经济发展水平(Eco):选取各地区人均生产总值作为衡量经济发展水平的指标.为避免通货膨胀等因素的影响，利用居民消费价格指数对各地区人均GDP进行数据调整，以2009年为基期将其统一调整为实际GDP.

2.2 模型介绍

2.2.1 静态面板模型

为检验金融发展水平与城乡收入差距的线性关系，在不考虑面板门槛情况下，构建如下静态面板数据模型：

Incit=α0+βfinFinit+βtnxTnxit+βgovGovit+

βecoEcoit+βurUrit+μit+εit，

(1)

式中，i表示省份，t表示年份，Incit表示被解释变量城乡收入差距，Finit表示核心解释变量金融发展水平，贸易水平(Tnx)、城市化(Ur)、经济发展水平(Eco)、政府财政支出(Gov)表示影响城乡收入差距的控制变量，β表示解释变量相关系数，μit表示不可观测的地区效应，εit表示随机扰动项，α0表示截距项.

为了消除变量的不平稳性和异方差问题，将对部分变量即Inc、Fin和Eco取自然对数，建立计量模型如下：

lnIncit=α0+βfinlnFinit+βtnxTnxit+

βgovGovit+βecolnEcoit+βurUrit+μit+εit.

(2)

2.2.2 面板门槛模型

为了进一步研究金融发展水平处于不同阶段对城乡收入差距是否产生不同影响，采用Bruce E.Hansen[14]提出的面板门槛模型研究变量间的非线性关系.将金融发展水平(Fin)作为门槛变量，构建非线性面板门槛模型，模型公式如下：

lnIncit=α0+β1FinitI(Finit<γ)+

β2FinitI(Finit>γ)+η1Tnxit+η2Govit+

η3Urit+η4lnEcoit+μit，

(3)

式中，Finit表示核心解释变量也是门槛变量，γ表示门槛值.

2.2.3 空间计量模型

为充分考虑地区间收入差距的空间效应，选取空间计量模型分析城乡收入差距的空间依赖性.建立空间自回归模型(SAR)和空间误差模型(SEM)对金融发展水平和中、西部地区城乡收入差距的空间效应进行研究.具体构建两种空间计量模型：

一是空间自回归模型，主要解释说明本地区的城乡收入差距受到邻近地区城乡收入差距影响，模型公式如下：

lnIncit=μi+γt+ρWijlnIncit+αlnFinit+

βXit+δlnEcoit+εit，

(4)

式中：Wij表示空间权重矩阵，采用邻近空间权重矩阵对空间相关性进行衡量，当两个地区相邻时，空间权重Wij为1；当两个地区不相邻时，空间权重Wij为0.μi和γt分别表示个体效应和时间效应.εit表示随机误差项.ρ表示空间自回归系数.α和β表示解释变量回归系数.Xit表示除Eco以外的控制变量.

二是空间误差模型，主要解释说明本地区的城乡收入差距受到误差项的影响，模型公式如下：

lnIncit=μi+γt+αlnIncit+βXit+δlnEcoit+εit,

εit=λWijεit+vit,

(5)

式中，λ表示残差项空间相关系数，其他变量表示同公式(4)空间自回归模型一致.

2.3 数据来源与变量的描述性分析

选取2009—2018年中、西部地区19个省份(西藏自治区除外)面板数据，中、西部省份的选择依据国家统计局网站关于中、西部地区的分类.数据主要来源于国家统计局、《中国统计年鉴》、各省统计年鉴.表1列出了样本相关变量的描述性统计结果.

表1 变量的描述性统计

3 实证分析

3.1 面板单位根检验

为了避免伪回归导致回归结果无意义，首先利用stata 14.0对变量数据的平稳性进行判断，分别采取LLC和ADF两种检验方法.LLC和ADF检验的原假设是变量具有非平稳性，检验结果如表2所示，在两种检验方法下，所有变量在5%的显著性水平下均拒绝原假设，即通过单位根检验，因此，变量平稳.

表2 面板单位根检验

3.2 中、西部地区城乡收入差距的面板门槛分析

构建以金融发展水平作为门槛变量的非线性面板门槛模型研究门槛效应，同时构建金融发展水平与城乡收入差距的线性关系做比较.

3.2.1 门槛效应

首先，文章进行门槛效应检验，分别采用单一门槛、双重门槛、三重门槛检验，迭代次数均选择300次，检验结果如表3所示.金融发展水平的单一门槛效应检验F值为35.03，对应P值为0.096 7，即通过10%显著性水平下的门槛效应检验；金融发展水平双重门槛检验和三重门槛检验的F值和P值均未能通过显著性检验.因此，模型存在单一门槛效应，有一个门槛值.

表3 门槛效应检验

通过门槛效应检验后确定单一门槛值，单一门槛的门槛值和置信区间如表4所示.门槛变量估计值为3.550 0.

表4 门槛变量门槛值和置信区间

3.2.2 城乡收入差距的面板门槛回归结果分析

在通过门槛效应检验确认单一门槛值和置信区间基础之上，建立门槛面板模型(A列)进行回归，构建静态面板模型的固定效应模型(B列)和随机效应模型(C列)进行参数结果对比，将更清晰地比较金融发展水平与城乡收入差距之间的线性关系与非线性关系，回归结果如表5所示.建立线性静态面板模型时，豪斯曼检验结果对应P值为0.191 3，不能拒绝随机效应模型原假设，说明静态面板选择RE模型较为合理.

表5 面板门槛模型和静态面板模型回归结果

依据门槛模型回归结果，验证金融发展对城乡收入差距的影响存在阶段差异性.当金融发展水平高于3.550 0时，参数估计系数为0.058 3，且通过5%水平下的显著性检验；金融发展水平低于3.550 0时，参数估计系数为0.025 3，表明金融发展水平与收入差距具有非线性关系，随着金融发展水平提高且高于门槛值时，对城乡收入差距的影响更加明显.控制变量方面，政府支出、城市化的参数估计值不显著.贸易水平、经济发展水平的估计系数均显著为负，说明随着扩大对外开放、经济持续发展将会对缩小收入差距起到积极作用.贸易水平的参数估计值为-0.411 0，说明贸易发展水平每提高1个单位，城乡收入差距将缩小0.411 0个单位.对外开放程度的扩大、经济全球化的不断深入为中、西部地区带来更加广阔的消费市场，中、西部拥有相对低廉的劳动力成本、较完善的基础设施等优势，不断承接东部地区产业转移，为当地创造更多就业机会，吸引农村剩余劳动力向二三产业转移，因此，城乡收入分配不平等得到缓解.

从静态面板随机效应回归结果来看，金融发展水平的参数估计值为0.160 0，在5%的水平下显著，意味着金融发展水平每增加1%，城乡收入差距将会增加0.160 0%，该模型同样验证了金融发展将会加深城乡收入不平等的结论.其余显著控制变量参数估计系数变量符号与门槛模型一致.

3.3 中、西部地区城乡收入差距空间计量分析

各地区经济合作日益密切，地区间依赖程度日益增强，因此，中、西部地区间空间效应难以忽视.研究中、西部地区金融发展对本地区城乡收入差距的影响，若忽略邻近地区空间性作用，将有可能降低回归模型的准确性.文章将从空间依赖性角度构建空间计量模型，研究城乡收入差距的变化及影响因素.

3.3.1 城乡收入差距的空间相关性检验

构建空间计量模型的前提是空间相关性检验，采用莫兰指数检验地区是否存在空间依赖性.莫兰指数I考察空间序列的空间聚集情况，取值范围是(-1，1).表6列出莫兰指数检验结果，2009—2018年城乡收入差距的莫兰指数均处于(0，0.5)之间，对应的P值表明至少通过5%的显著性检验，说明在空间上中、西部地区城乡收入差距不是随机分布，而是呈现有规律分布态势，中、西部各省份的城乡收入差距存在空间依赖性.

表6 空间相关性检验

3.3.2 城乡收入差距的空间计量回归结果分析

在通过空间自相关检验前提下，从空间效应角度验证中、西部城乡收入差距的空间相关性.运用Hausman检验判断空间计量模型选择固定效应或随机效应，空间自回归模型(SAR)和空间误差模型(SEM)均拒绝随机效应的原假设，选择固定效应.利用stata 14.0软件对空间计量模型进行估计，表7列出了模型的估计结果，包括空间自回归(SAR)空间(A列)、时点(B列)、双向固定效应(C列)模型，空间误差(SEM)空间(D列)、时点(E列)、双向固定效应(F列)模型.首先，SEM模型回归结果中的λ显著，说明扰动项对本地区城乡居民收入差距影响明显，SEM模型验证了金融发展水平与城乡收入差距的正相关关系.为分析城乡收入差距受邻近地区的影响，重点分析SAR模型的估计结果.观察SAR的空间、时点、双固定模型回归结果，综合考虑拟合优度R2和对数似然值log-Likelihood等因素，空间固定效应(A列)要优于其他模型.

依据表7(A列)所示，空间SAR固定效应的回归系数ρ为-0.192 0，在5%水平上显著为负，表明中、西部各省份城乡收入差距存在空间依赖性，且展现出负向空间溢出性.将空间因素考虑到金融发展对收入分配的作用当中，将会提高模型估计的准确性.

表7 空间计量模型回归结果

空间计量各模型回归结果均验证了金融发展将加剧城乡收入差距，两者存在正相关关系，这与面板门槛模型和静态面板模型得到的结论一致.金融发展变量的回归系数为0.209 0，且达到1%显著性水平，说明金融发展每提高1%，将促使城乡收入差距增加0.209 0%.中、西部金融发展还处于低水平阶段，由于城镇基础设施相对完善，经济发展政策也侧重于城镇地区，农村储蓄资金流向城镇，金融资源集中于城镇，为城镇地区发展服务，城镇居民首先享受金融发展带来的经济成果，收入水平快速提高，而农村地区金融发展没有得到充分重视，金融资源稀缺且使用效率低，不利于农民收入增加，导致城乡居民收入差距逐渐拉大.

控制变量结果分析中，政府支出和城市化对收入差距的影响不显著，贸易水平显著为负说明对外开放有助于城乡收入差距的缩小.经济发展对收入差距的影响显著为负，表明中、西部地区经济发展水平的提高将会缓解城乡居民收入分配不均衡.经济发展推动城市化、对外贸易发展，人力资本得到有效利用，劳动力从农村转向城镇地区，获得更多就业机会，得到更高的收入，进而缩小城乡收入差距.

4 结论与建议

笔者基于中、西部19个省份的面板数据，在检验变量数据平稳性之后，考虑金融发展水平与城乡收入差距的非线性关系，以及区域之间在空间上的相关性，分别建立面板门槛模型与空间计量模型，研究中、西部金融发展水平对城乡收入差距的门槛性和空间依赖性.结果显示：金融发展将显著拉大城乡收入差距，同时对城乡收入差距影响存在门槛效应，两者之间呈现非线性关系，当金融发展水平上升并越过门槛值时，其加剧城乡居民收入不平等的作用将增强.中、西部各省份城乡收入差距存在空间依赖性，且表现出负向空间溢出性.贸易水平、经济发展有助于城乡居民收入差距的缩小.基于实证结果和结论，提出以下几点建议:

第一，完善金融资源分配机制，引导金融资源流向农村地区.农村金融资源被金融发展水平较高的城市地区吸收，导致农村金融资源短缺，无法为农村经济发展提供金融支撑.因此，积极有序引导金融资源投向农村产业，为农村地区经济蓄力，提高农村居民收入，有助于缩小城乡收入差距.同时，推进农村产业升级改造，提高生产效率，创造有投资价值的农业项目，吸引更多金融资源流入，推动农村产业发展.

第二，重视城乡居民收入差距的空间依赖性.中、西部地区收入不平等受到邻近地区发展政策的影响，因此，中、西部各省份应加强政策配合，平衡经济发展的合作与竞争，协调资源在区域的合理有效配置，统筹区域间城乡收入的分配.在追求地区收入差距减少的同时，站在全局角度实现中、西部地区居民收入整体的合理调整.

第三，进一步加大中、西部地区贸易开放程度，发挥中、西部地区经济规模效应，吸引外资流入，同时发挥好地区产品出口优势，追求贸易商品结构升级优化，提高出口产品的国际竞争力，进而扩大国外市场.发挥贸易对中、西部地区经济发展的推动作用，缩小城乡收入差距.