金融发展、政府财政支出对城乡居民收入差距的影响——基于地级市面板数据的实证分析

■卢方元，李彦龙

一、引言

改革开放以后，我国金融发展规模和政府公共财政支出规模有了大幅度的提高，金融的快速发展和政府财政支出的扩张被认为是推动我国经济增长的两项重要因素。但是伴随着快速的经济增长，我国的城乡居民收入差距也在不断扩大，城乡收入差距自2002年以来一直处于3.2倍左右 （李实，2012），如果考虑城镇居民的社会保障等因素，我国城乡居民收入差距会更高。社会公平问题已经上升为我国社会的突出问题，缩小城乡居民收入差距从而促进中国区域经济协调发展已是我国现阶段的重要任务，因此研究如何有效地缩小城乡居民之间的收入差距问题具有重要的理论和现实意义。

影响城乡居民收入差距的因素有金融发展水平、财政支出、人力资本、对外开放等等（温涛，2014；王小华，2014），我们在此主要考虑金融发展和政府财政支出对城乡居民收入差距的影响。鉴于金融发展、政府财政支出对城乡居民收入差距有重要影响，国外学者在这方面已经进行了大量的研究。关于金融发展对城乡居民收入差距影响的观点主要有金融发展能够缩小城乡居民收入差距 （Georg等，2006；Michael等，2010）、金融发展能够拉大城乡居民收入差距（Maurer&Haber，2007）、金融发展与城乡收入差距之间存在着倒“U”型关系（Jeremy&Boyan，1990）。可见，关于金融发展对城乡居民收入差距的影响尚未定论。而政府财政支出对城乡收入差距影响的主流观点是城乡收入差距主要受财政支出结构影响，因为不同类型的财政支出（如教育支出、医疗支出）对城乡居民收入差距的影响不同（Philippe，1999；Wu 等，2006）。

对于我国金融发展、政府财政支出对城乡居民收入差距影响的研究，国内学者也进行了许多有益的讨论。金融业大都集中在城市，农村金融业相对比较落后，受金融资源分配不均的影响，金融发展很可能会拉大城乡居民收入差距，多数文献也支持我国金融发展拉大了城乡居民收入差距的观点（陈伟国、樊士德，2009；刘长庚等，2013），但也有文献支持我国金融发展缩小我国城乡收入差距的观点（温涛等，2014），还有学者认为随着金融业在城市发展的相对饱和，金融业会向农村蔓延，会缩小城乡金融差距，最终会缩小城乡居民收入差距，金融发展与城乡居民收入差距之间为倒“U”型关系（乔海曙、陈力，2009）。收入分配也是公共财政的一大职能，财政支出政策作为一种政策手段，对居民收入分配调控有其独特的作用，是其他政策不可替代的。由于我国中央政府通过GDP考核地方政府业绩，地方政府首先会采取相关措施发展当地经济，而经济的发展主要源于城镇而非农村，因此政府在扩大财政支出时很有可能具有城镇偏向性，国内关于财政支出对城乡居民收入差距影响的文献大多也认为我国政府财政支出存在“城镇偏向”，从而拉大了我国城乡居民收入差距（雷根强、蔡翔，2012；贺俊、吴照，2013），不同财政支出的影响方向不同，且财政支出结构对城乡居民收入差距的影响在中国三大地区间存在着差异性（王艺明、蔡翔，2010）。

多数文献并没有考虑城乡居民收入差距的空间相关性，近些年一些学者发现我国城乡居民收入差距之间存在着空间相关性，根据我国的省级面板数据，采用空间计量模型对我国交通基础设施、民生财政等因素对城乡居民收入差距的影响进行了研究（童光荣、李先玲，2014；洪源等，2014）。 但考虑到地级市之间的经济联系相比省域地区之间的经济联系更为紧密，而且国内对金融发展、政府财政支出对城乡居民收入差距影响在东部、中部、西部和东北等地区之间的差异研究相对还比较匮乏。基于此，我们根据2008～2012年中国310个地级市的面板数据，构建空间计量模型对我国金融发展、政府财政支出对城乡居民收入差距的影响进行研究，并且将全国划分为东部、中部、西部、东北四大地区对我国金融发展、政府财政支出对城乡居民收入差距的影响进行全国和地区两个层次的分析。

二、计量模型的构建与数据描述

（一）空间计量模型

与传统计量模型相比，空间计量模型考虑了经济学中普遍存在的空间依赖性（Anselin,1988)，即一个地区的观测值依赖于其他地区的观测值，更加贴近实际。在空间计量经济模型中，空间依赖性（也叫空间相关性）一般设定为变量的空间自相关形式，即通过变量的空间滞后因子，将空间相关性引入经典经济计量模型。目前应用最广泛的两种空间计量模型有空间滞后模型（SAR）和空间误差模型（SEM）。

SAR模型主要用于研究相邻地区的行为对本地区是否有扩散效应（溢出效应），其空间相关性体现在因变量的滞后项上，其模型形式如下：

其中ρ是空间自相关系数，度量了相邻地区因变量对本地区因变量的影响；W是N×N空间权重矩阵，X是N×K的外生变量矩阵，β是外生解释变量的回归参数，ξ是满足正态独立同分布的随机扰动项。

SEM模型把对象间的相互关系通过误差项的空间自相关关系得以体现，其模型设定形式如下：

其中，模型中的误差项u由其空间自相关项Wu和正态独立同分布的随机扰动项δ组成；λ是空间误差自相关系数，此模型中的W可与（1）式中的W不相同。其他参数与（1）式中的含义相同。

由于上述两种模型中的自变量存在内生性，传统的OLS法得到的估计量是有偏的，需要采取其他估计方法进行估计。空间计量模型的参数估计方法包括极大似然法、工具变量法、广义矩方法等。与工具变量法等方法相比，极大似然法（MLE）不需要筛选工具变量，并且能够利用似然函数值对模型进行比较和检验，Anselin也建议采用极大似然法估计空间滞后模型和空间误差模型的参数 （Anselin，1988），因此我们采用MLE方法实现对空间计量模型的估计。

（二）空间计量模型的设定

通过比较发现，根据我们的数据，SAR模型表现更好，因此在下文中我们选择SAR模型作为基准模型。下面对所选择的变量进行说明（各变量汇总结果如表1所示）。

表1 各变量汇总结果

被解释变量城乡居民收入差距gap用我国城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的比值衡量，比重越大说明我国的城乡居民收入差距越大。

核心解释变量为金融发展水平fd和政府财政支出水平gov。与多数实证分析一样，我们选择金融机构人民币存贷款余额总和与当地GDP的比值衡量金融发展水平，政府财政支出水平用地方财政一般预算支出与当地GDP比值表示，同时为了验证我国金融发展与城乡收入差距之间是否存在倒“U”型关系，引入金融发展水平的平方项fd2。

控制变量包括：经济发展水平rgdp，用人均GDP表示；对外开放程度（open)，使用当年的按美元与人民币中间价折算的货物进出口贸易总额与当地GDP比值表示。

（三）样本和数据来源

我们分析的数据为2008～2012年我国27个省市区共310个地级市的面板数据①由于西藏、青海、贵州、海南地区地级市以及广东省深圳市、新疆维吾尔自治区的博尔塔拉蒙古自治州的数据缺失较多，本文采用的数据为其余27个省共310个地级市（自治州、盟），其中北京、天津、上海、重庆等四个直辖市均按地级市处理。少量县级市也按照了地级市处理，如新疆维吾尔自治区的石河子市。，主要来源于中国区域经济统计年鉴2009～2013，对于其中缺失的部分数据通过中国经济与社会发展统计数据库进行了补充，对其余仍缺失的少量数据通过临近几年的数据拟合得到。另外我们对人均GDP进行了自然对数处理。

心理学家齐克森米哈里在《心流：最佳体验的心理学》一书中提到这样一个案例：在荷兰一家医院里，有一名患有精神分裂症的女性患者，住院已超过10年，思路不清、病况严重，一直以来都情绪淡漠。

三、实证分析

（一）全域空间自相关分析

Moran’s I是最早应用于全局聚类检验的方法（Cliff和Ord，1972）。它可以用来检验整个研究区中邻近地区是空间正相关、负相关，还是相互独立的。Moran’s I的计算公式如下：

式中，N是研究内的地区个数，Wij是一阶地理Moran’s I的取值一般在－1到1之间，大于0表示正相关，小于0表示负相关，如果Moran’s I值接近于0，表明属性是随机分布的，不存在空间自相关性。我国2008～2012年的城乡居民收入差距 gap的Moran’s I值如表2所示。

表2 2008～2012年城乡居民收入差距gap的Moran’s I值

由表2可知，我国2008～2012年的城乡居民收入差距gap的Moran’s I值均为正，并且均通过了显著性检验，说明我国居民城乡收入差距存在着空间正相关，其中2010年的Moran’s I值相对较小，说明我国2010年的城乡居民收入差距的空间相关性相对较弱。

（二）回归分析

1.全国层面分析

由上述分析结果可知，我国城乡居民收入差距之间存在着空间相关性，由传统计量模型得到的结果会存在一定偏差，需要使用空间计量模型进行估计。考虑到地区和时间上的差异，我们加入了虚拟变量east、middle和west分别表示东部、中部和西部地区，以控制地区间的差异，同时采用时点固定效应模型进行估计以控制时间上的差异。对2008～2012年我国27个省市区共310个地级市的面板数据回归进行估计，估计结果如表3所示。

由表3可知，空间自相关系数为正，意味着我国城乡居民收入差距之间存在着空间正相关性，相邻地区的城乡居民收入差距的扩大会拉大本地区的城乡居民收入差距。传统计量模型和SAR模型估计结果均说明我国金融发展对城乡居民收入差距有显著影响，其中fd系数为正，fd2的平方项系数为负，说明我国金融发展与城乡居民收入差距呈现倒“U”型关系。gov的系数均为正，且都通过了显著性检验，说明我国政府财政支出拉大了城乡居民收入差距，主要是由于我国政府财政支出存在的 “城镇偏向”所导致。lnrgdp的系数均为负，说明我国现阶段经济发展在一定程度上遏制了城乡居民收入差距的扩大。open系数均为负，传统计量模型中open系数通过了显著性检验，但在SAR模型中没有通过显著性检验，意味着由传统计量模型得出的结果放大了对外贸易对缩小城乡居民收入差距的作用。

表3 传统计量模型和SAR模型估计结果

2.地区层面分析

我国各地区的经济发展水平和经济结构存在着很大差异，需要对地区层面进行更深层次的分析。为了比较各地区之间金融发展、政府财政支出对城乡居民收入差距的影响，我们采用时点固定效应模型对2008～2012年我国各地区的地级市面板数据分别进行回归，估计结果如表4所示。

表4 各地区SAR模型估计结果汇总

（1）空间自相关系数ρ均为正，且空间自相关系数均通过了显著性检验，意味着我国城乡居民收入差距之间存在着空间正相关性，一个地区的城乡居民收入差距扩大会对相邻地区的城乡居民收入差距产生正向的影响。采取相关措施缩小一个地区的城乡居民收入差距也有利于缩小相邻地区的城乡居民收入差距。

（2）西部地区的金融发展水平fd和fd2的系数没有通过显著性检验，意味着西部地区的金融发展对城乡居民收入差距的影响不显著，加大西部地区的金融支持力度可以增加西部地区的居民收入以缩小西部与东部、中部和东北地区的收入差距。东部地区和中部地区fd和fd2的系数均通过了显著性检验，且fd的系数为正，fd2的系数为负，说明我国东部、中部地区的金融发展水平与城乡居民收入差距之间存在着倒“U”型关系。

东北地区fd和fd2的系数均通过了显著性检验，但与东部和中部地区不同的是，西部地区fd的系数为负，fd2的系数为正，意味着东北地区金融发展与城乡居民收入差距之间为正“U”型关系。东北地区金融发展与城乡居民收入差距之所以存在正“U”型关系，与东北地区的产业结构有很大关联，东北地区作为我国的老工业基地，工业近年在东北地区得到了迅速发展，除了政策的支持以外，金融业在城市地区的相对密集也会促进工业的迅速发展，而对农村经济发展的促进作用相对来说较弱，以致从长期来看，金融发展有拉大城乡居民收入差距的趋势。

通过fd和fd2的系数可计算出东部和中部地区倒“U”曲线的临界转折点分别为3.316和3.368，东北地区正 “U”曲线的临界转折点为1.957。2008～2012年各年份位于“U”型和倒“U”型曲线右侧的地区所占的比例如表5所示。

表5 各年份位于倒“U”曲线（正“U”曲线）右侧地区所占比例（%）

由表5可知：东部和中部地区只有少数地区的金融发展水平位于倒“U”型曲线右侧，意味着我国现阶段东部地区和中部地区的金融发展整体上拉大了城乡居民收入差距，只有少量地区金融发展减小了城乡居民收入差距。并且东部地区和中部地区存在着差异，在各个年份，东部地区位于倒“U”型曲线右侧的地区比重与中部地区相比较多。东北地区约有三分之一的地区的金融发展水平位于正“U”型曲线的右侧，意味着我国现阶段东北地区大约有三分之一的地区金融发展拉大了城乡居民收入差距，三分之二的地区金融发展减小了城乡居民收入差距。但随着东北地区工业化的发展，金融发展会促进工业的发展，从长期看有拉大城乡居民收入差距的趋势，采取相关措施优化东北地区产业结构尤为重要。

（3）各地区的政府财政支出gov的系数为正且均通过了显著性检验，说明了我国各地区政府财政支出仍存在着严重的“城镇偏向”，政府财政支出的扩张拉大了城乡居民收入差距。其中，东北地区政府财政支出对拉大城乡居民收入差距的作用相对来说最大，主要是由于东北地区作为我国的老工业基地，政府财政支出大多数也投入到了工业，而对农业的支出力度较小。政府财政支出对拉动城乡居民收入差距的作用从东部、中部到西部地区依次减小。这与地区的经济发达程度有一定关联，虽然政府财政支出存在“城镇偏向”，但由于地区的生产技术水平、人力资本等因素的限制，发达地区政府财政支出对城镇居民收入差距的拉大作用较大，欠发达地区政府财政支出对城乡居民收入差距的拉大作用较小。

（4）就控制变量的系数来看，经济发展水平（lnrgdp）在各地区的系数为负并通过了显著性检验，说明经济的发展缩小了城乡居民收入差距。对外开放程度的增加在东部地区和东北地区的系数为负并通过了显著性检验，意味着对外贸易的发展有助于缩小东部地区和东北地区的城乡居民收入差距，但在中部地区和西部地区，经济开放程度（open）的系数并没有通过显著性检验。

四、结论与建议

基于中国2008～2012年310个地级市的面板数据，采用空间滞后模型（SAR）对我国金融发展、政府财政支出对城乡居民收入差距的影响进行估计，我们得到以下结论：（1）我国城乡居民收入差距之间存在着空间正相关，一个地区城乡居民收入差距的扩大对相邻地区的城乡居民收入差距有正向溢出效应。（2）从全国层面看，我国金融发展水平与城乡居民收入差距之间存在着倒“U”型关系；由于我国政府财政支出存在的“城镇偏向”，政府财政支出规模的扩大拉大了我国城乡居民收入差距。（3）东部地区和中部地区的金融发展与城乡居民收入差距之间存在着倒“U”型关系，只有少数地区的金融发展水平位于倒“U”型右侧，意味着现阶段我国东部地区和中部地区的金融发展拉大了城乡居民收入差距；由于产业结构的影响，东北地区金融发展与城乡居民收入差距为正“U”型关系。金融发展对城乡居民收入差距的影响在西部地区不显著。（4）各地区的政府财政支出均拉大了城乡居民收入差距。东北地区作为老工业基地的特殊环境，东北地区政府财政支出拉大城乡居民收入差距的作用相对来说最大。由于地区间生产技术水平、人力资本等因素的限制，政府财政支出对拉动城乡居民收入差距的作用从东部、中部到西部地区依次减小。

基于以上实证分析结果和结论，我们提出以下政策建议：（1）在坚持对外开放的前提下，深化我国金融体制改革，尤其是要着力提升中西部地区的金融发展水平来推动中西部地区的经济发展水平，从而缩小与其他地区的收入差距。（2）转变城乡金融二元结构，深化农村地区金融体系建设，缩小农村与城镇地区的金融发展水平，以促进区域经济的协调发展。发展东北地区的金融产业的同时着力发展农业和服务业，优化产业结构。（3）在扩大政府财政支出以推动经济发展的过程中，加大农村地区的财政支出比重，促进农村经济发展，避免财政支出过度集中于城镇以缩小我国城乡居民收入差距。

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