金融發(fā)展差異擴大了城鄉(xiāng)居民收入差距嗎？

喬紅芳+何金麗

摘 要：基于中國1981—2011年的樣本數(shù)據(jù)，借助分位數(shù)回歸方法考察城鄉(xiāng)金融發(fā)展規(guī)模和效率差異以及其他主要因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響，結(jié)果表明：在各分位點上，城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響均最強，勞動生產(chǎn)率差異次之，金融發(fā)展規(guī)模和效率差異最弱。因此，金融發(fā)展規(guī)模和效率差異并不是我國當前城鄉(xiāng)收入差距擴大的主要因素，而固定資產(chǎn)投資和勞動生產(chǎn)率的城鄉(xiāng)差異才是其主要成因。當城鄉(xiāng)收入差距處于高分位點時，金融規(guī)模和效率差異的影響均不顯著；當處于中間分位點時，金融效率差異對城鄉(xiāng)收入差距有顯著負影響；當處于低分位點時，金融規(guī)模差異對城鄉(xiāng)收入差距有顯著正影響。因此，縮小我國城鄉(xiāng)收入差距，應(yīng)根據(jù)城鄉(xiāng)收入差距本身所處的不同分位數(shù)水平采取差異化策略。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)收入差距；金融發(fā)展規(guī)模差異；金融發(fā)展效率差異；固定資產(chǎn)投資差異；勞動生產(chǎn)效率差異；分位數(shù)回歸

中圖分類號：F126；F224.0 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2014）06-0017-08

一、引言

1978年以來，我國經(jīng)濟保持快速增長的同時，城鄉(xiāng)居民收入差距也逐步擴大。城鎮(zhèn)名義人均可支配收入與農(nóng)村名義人均純收入之比由1978年的2.57∶1下降到1983年的1.82∶1低點后，逐步攀升至2009年的最高點3.33∶1，之后略微下降，2010—2012年間的城鄉(xiāng)人均收入比分別為3.23∶1、3.13∶1及3.11∶1，城鄉(xiāng)人均收入之差也連年擴大至2012年的16 648.1元，城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的現(xiàn)象較為突出。對此，國內(nèi)外學者的解釋很多，涉及經(jīng)濟水平、金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)特性、人力資本、體制變遷和制度變革等諸多方面（唐禮智 等，2008）。其中，金融發(fā)展被普遍認為與收入差距的關(guān)系密切。

Greenwood等（1990）首次提出“庫茲涅茨效應(yīng)”，認為在經(jīng)濟發(fā)展初期，低水平的金融發(fā)展擴大了收入分配差距；但隨著經(jīng)濟增長和金融發(fā)展水平的提升，收入差距逐漸縮小，直至收斂到均衡狀態(tài)。隨后國內(nèi)外諸多學者對該問題產(chǎn)生了很多爭論，按支持結(jié)論的不同可分成兩派：一派是支持金融發(fā)展擴大了收入差距（Galor et al，1993；Banerjee et al，1993；張立軍 等，2005；樓裕勝，2008；張前程 等，2010；周才云，2010；葉志強 等，2011）；另一派卻認為金融發(fā)展有助于縮小收入差距（C1arke et al，2003；溫濤 等，2005；胡宗義，2010）。

中國金融資源分布和發(fā)展水平的不均衡對城鄉(xiāng)收入差距究竟有怎樣的影響？姚耀輝（2005）、樓裕勝（2008）、張前程等（2010）、周才云（2010）使用協(xié)整和Granger因果檢驗方法，分析認為金融非均衡發(fā)展與收入差距間存在長期協(xié)整關(guān)系，金融發(fā)展規(guī)模和效率非均衡在一定程度上拉大了城鄉(xiāng)收入差距，但各位學者對兩者究竟存在單向還是雙向因果關(guān)系出現(xiàn)了分歧。胡宗義（2010）利用 2007 年中國縣級截面數(shù)據(jù)，首次運用非參數(shù)檢驗方法證實了“庫茲涅茨效應(yīng)”的存在，認為隨著金融深度的提高，城鄉(xiāng)收入差距逐漸縮小，在空間上城鄉(xiāng)收入不平等也逐步收斂。張鵬等（2011）利用全國的時間序列數(shù)據(jù)采用OLS回歸方法分析得出了同樣的結(jié)論，強調(diào)農(nóng)村金融資源的匱乏阻礙了農(nóng)民收入的增長。葉志強等（2011）利用省際面板數(shù)據(jù)，同時采用混合回歸、固定效應(yīng)估計和系統(tǒng)GMM估計三種方法分析發(fā)現(xiàn)：金融發(fā)展顯著地擴大了城鄉(xiāng)收入差距，其與農(nóng)村居民收入增長顯著負相關(guān)，與城市居民收入增長之間的相關(guān)關(guān)系卻不顯著。劉亭亭等（2011）基于 VAR 模型及協(xié)整檢驗，同樣驗證了金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距長期協(xié)整關(guān)系的存在，但金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān)，金融發(fā)展效率卻與城鄉(xiāng)收入差距負相關(guān)。孫永強（2012）采用向量誤差修正模型構(gòu)建了城鄉(xiāng)二元分析框架，認為在二元金融結(jié)構(gòu)條件下，外部融資度的提高將相應(yīng)的提高各部門居民的收入水平，但整體金融發(fā)展水平的提高將擴大城鄉(xiāng)居民收入差距，且其影響具有滯后性，金融城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的緩釋和城市化都有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。賀建清（2013）也使用向量誤差修正模型，以城鄉(xiāng)收入差距為被解釋變量，引入城鄉(xiāng)金融規(guī)模差異、城鄉(xiāng)金融效率差異及其他控制變量，分析表明：長期內(nèi)金融規(guī)模差異擴大了城鄉(xiāng)收入差距，金融效率差異的效應(yīng)并不顯著；而短期內(nèi)金融規(guī)模差異縮小了城鄉(xiāng)收入差距，金融效率差異對城鄉(xiāng)收入差距沒有影響。

綜上可見，已有文獻關(guān)于我國金融發(fā)展規(guī)模和效率差異對城鄉(xiāng)收入差距的擴大究竟有無影響尚未取得一致的結(jié)論，而且金融發(fā)展差異對收入差距有顯著正向或負向影響的結(jié)論也基本是基于傳統(tǒng)回歸方法得出的。傳統(tǒng)回歸方法僅僅關(guān)注因變量的條件均值，旨在描述自變量取值對因變量條件均值的影響，通常假定隨機擾動來自于零均值同方差的正態(tài)分布，但實際經(jīng)濟生活中得到的數(shù)據(jù)很難滿足這一假定條件。Koenker & Bassett（1978）提出的分位數(shù)回歸方法則無需假定隨機擾動項的分布特征，通過選擇不同的分位點（τ），依據(jù)被解釋變量條件分位數(shù)對解釋變量進行回歸，將不同的分位數(shù)回歸結(jié)果綜合就得到了該條件分布的完整描述。因此，與傳統(tǒng)回歸方法相比，分位數(shù)回歸能更精確地描述解釋變量對被解釋變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響。通常情況下，當隨機擾動項存在異方差或服從非正態(tài)分布時，解釋變量對不同分位數(shù)水平下被解釋變量會產(chǎn)生不同影響，此時采用分位數(shù)回歸不僅能使得到的參數(shù)估計比OLS回歸系數(shù)更穩(wěn)健，而且能更加全面地刻畫分布的特征，從而有效地捕捉分布的尾部特征。因此，本文借助分位數(shù)回歸方法，通過引入金融發(fā)展規(guī)模差異、金融發(fā)展效率差異以及其他控制變量，采用我國1981—2011年的樣本數(shù)據(jù)，對不同分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距進行回歸，進而詳細地刻畫出不同分位數(shù)水平下城鄉(xiāng)收入差距受金融發(fā)展規(guī)模和效率差異及其他控制變量影響的不同及其變化過程，并與OLS回歸結(jié)果進行比較分析，以期豐富和拓展相關(guān)研究，進而在此基礎(chǔ)上提出縮小城鄉(xiāng)收入差距的有效措施，為未來宏觀調(diào)控政策的制定提供決策參考。

喬紅芳，何金麗：金融發(fā)展差異擴大了城鄉(xiāng)居民收入差距嗎？二、變量選取、數(shù)據(jù)來源及模型構(gòu)建

衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標主要有三種：一是城鄉(xiāng)居民收入之差（周才云，2010），二是城鄉(xiāng)居民收入之比（張立軍 等，2005；姚耀輝，2005；樓裕勝，2008；唐禮智 等，2008；胡宗義，2010；張前程 等，2010；張鵬，2011；葉志強 等，2011；丁志國，2011；劉亭亭 等，2011），三是使用泰爾指數(shù)（賀建清，2013）。城鄉(xiāng)收入之差是一個絕對數(shù)額，其大小無法反映城鄉(xiāng)居民收入的相對變化，故本文參考大多數(shù)學者的做法，選擇城鄉(xiāng)居民收入之比來衡量收入差距的大小，并定義為GAP=城鎮(zhèn)居民人均實際可支配收入農(nóng)村居民人均實際純收入。其中，城鎮(zhèn)人均實際可支配收入為名義收入通過城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入指數(shù)平減后得到，農(nóng)村人均實際純收入為名義純收入通過農(nóng)村居民消費價格指數(shù)平減后得到，所有數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

通過梳理相關(guān)文獻，可以將影響城鄉(xiāng)居民收入差距的因素分為以下幾類：

1.城鄉(xiāng)金融發(fā)展差異

城鄉(xiāng)金融發(fā)展差異主要表現(xiàn)為金融發(fā)展規(guī)模差異和金融發(fā)展效率差異，前者反映了金融資源總量上的不均衡，后者反映了金融運行效率的不均衡。盡管貸款并不是金融資源的全部，但是基于銀行信貸在中國金融市場中的重要地位以及數(shù)據(jù)可得性考慮，本文仍使用貸款余額來表征金融資源的總量，并利用儲蓄向貸款的轉(zhuǎn)化效率來衡量金融運行的效率。在此基礎(chǔ)上，借鑒張前程等（2010）、樓裕勝（2008）提出的衡量城鄉(xiāng)金融差異指標的思想，對金融發(fā)展規(guī)模差異（FSR）和金融發(fā)展效率差異（FER）兩類指標重新進行了界定：

FSR=城市貸款余額/城市GDP農(nóng)村貸款余額/農(nóng)村GDP

FER=城市貸款余額/城鎮(zhèn)儲蓄余額農(nóng)村貸款余額/農(nóng)戶儲蓄余額

其中，農(nóng)村貸款余額在2008年前為農(nóng)業(yè)貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額之和，2008年及以后直接使用《中國農(nóng)村金融發(fā)展報告》公告的農(nóng)村貸款數(shù)據(jù)；城市貸款余額為全國金融機構(gòu)貸款余額減掉農(nóng)村貸款余額； 農(nóng)村GDP=第一產(chǎn)業(yè)增加值+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值-鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)農(nóng)業(yè)增加值；城市GDP等于全國GDP與農(nóng)村GDP之差。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)統(tǒng)計資料》及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

2.城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異

固定資產(chǎn)投資在拉動經(jīng)濟增長、創(chuàng)造就業(yè)崗位、增加居民收入、改善人們生活條件等方面具有重要作用，城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異可能會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響。周才云（2008）使用了城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比例之差來衡量固定資產(chǎn)投資差異，本文基于兩方面的考慮對其進行了修正：一是采用比例的相對值指標在某種程度上優(yōu)于采用差值的絕對值指標；二是固定資產(chǎn)投資比例的絕對差異與城鄉(xiāng)收入比計算方式上的不一致性可能導致較大的偏誤。于是，將城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異指標定義為：

FAIR=城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額

其中，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

3.城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差異

高勞動生產(chǎn)率會引致較高的產(chǎn)出，在其他條件不變情況下，可以提高人均GDP水平和居民收入；而低勞動生產(chǎn)率則意味著低產(chǎn)出和低人均收入，于是，城鎮(zhèn)和農(nóng)村勞動生產(chǎn)率的差異可能會為城鄉(xiāng)收入差距提供合理的解釋。周才云（2008）構(gòu)造了城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率之差這一指標來衡量城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差異。與固定資產(chǎn)投資差異指標類似，本文將其修訂為城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率之比：

LER=城鎮(zhèn)勞動生產(chǎn)率農(nóng)村勞動生產(chǎn)率

其中，城鎮(zhèn)勞動生產(chǎn)率=城市GDP城鎮(zhèn)就業(yè)總?cè)藬?shù)，農(nóng)村勞動生產(chǎn)率=農(nóng)村GDP農(nóng)村就業(yè)總?cè)藬?shù)；城市GDP與農(nóng)村GDP采用前文公式計算，城鎮(zhèn)與農(nóng)村就業(yè)總?cè)藬?shù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

4.城鎮(zhèn)化水平

從理論上講，城鎮(zhèn)化水平越高，農(nóng)民可獲得的就業(yè)機會越多，享受和擁有的資源稟賦也越多，收入水平也會隨之不斷提升。因而，眾多經(jīng)濟學家認為城鎮(zhèn)化可以有效地縮小城鄉(xiāng)收入差距。于是，本文也引入該指標，并與唐禮智（2008）、張鵬（2011）等的處理方法一致，選擇城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬砍擎?zhèn)化水平的高低：

UR=城鎮(zhèn)人口總?cè)丝?/p>

對各指標進行對數(shù)化處理，基本的回歸模型可以設(shè)定如下：

三、實證分析

1.變量的平穩(wěn)性檢驗

本文利用ADF方法對各變量進行單位根檢驗，以確定所涉及變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果見表1。在5%的顯著性水平下，各變量均為非平穩(wěn)序列，但其一階差分序列均為平穩(wěn)序列。因此，上述6個變量皆為I（1）序列，故可以利用Johansen協(xié)整檢驗方法判斷它們之間是否存在長期均衡關(guān)系，并進一步確定變量之間協(xié)整關(guān)系的形式。

2.Johansen協(xié)整檢驗

采用最大特征根統(tǒng)計量，選擇協(xié)整等式中有截距不帶時間趨勢的形式進行檢驗，結(jié)果如表2所示。可以發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下存在3個協(xié)整等式，表明6個變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系，其中的一個協(xié)整方程如下：

長期來看，金融發(fā)展規(guī)模差異、固定資產(chǎn)投資差異、勞動生產(chǎn)率差異對城鄉(xiāng)收入差距有正影響，其彈性系數(shù)分別為0.285 1、1.826 0和1.031 5；但是金融發(fā)展效率差異和城鎮(zhèn)化水平則對城鄉(xiāng)收入差距有負的影響，其彈性系數(shù)分別為-0.342 6和-1.086 5。通過比較可以發(fā)現(xiàn)：固定資產(chǎn)投資差異的彈性系數(shù)分別是金融發(fā)展規(guī)模和效率差異系數(shù)的6.4倍和5.3倍，勞動生產(chǎn)率差異的彈性系數(shù)亦分別是金融發(fā)展規(guī)模和效率差異系數(shù)的3.6倍和3倍。那么直觀的結(jié)論是：固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異對城鄉(xiāng)收入差距的解釋力明顯大于金融發(fā)展規(guī)模和效率差異，因此，簡單地將當前較高的城鄉(xiāng)收入差距歸因于城鄉(xiāng)金融發(fā)展的不均衡并不妥當。此外，在城鄉(xiāng)人均收入比不斷波動調(diào)整的過程中，城市與農(nóng)村間金融發(fā)展規(guī)模和效率差異所起的作用是否也有變化？為探究這一問題，下文將使用分位數(shù)回歸方法，詳細分析和刻畫不同水平下的城鄉(xiāng)收入差距受到各解釋變量影響的差異和變動。

3.分位數(shù)回歸

本文采用1981—2011年中國城鄉(xiāng)收入比、城鄉(xiāng)金融發(fā)展規(guī)模差異、金融發(fā)展效率差異、固定資產(chǎn)投資差異、勞動生產(chǎn)率差異、城鎮(zhèn)化水平的相關(guān)數(shù)據(jù)，使用Eviews 7.2軟件進行分位數(shù)回歸，參數(shù)估計結(jié)果如表3所示。

從上述回歸結(jié)果可以看到：

（1）在不同分位點上，各解釋變量對被解釋變量的影響方向與協(xié)整方程估算結(jié)果一致，但是部分系數(shù)在統(tǒng)計上變得不再顯著。在低分位數(shù)0.2水平上，金融發(fā)展規(guī)模差異、固定資產(chǎn)投資差異、勞動生產(chǎn)率差異三個變量對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的正影響；而金融發(fā)展效率差異和城鎮(zhèn)化水平在10%的顯著水平下無法拒絕原假設(shè)，對城鄉(xiāng)收入差距沒有解釋力；在中低分位數(shù)0.4水平上，除城鎮(zhèn)化水平系數(shù)不顯著之外，其余系數(shù)均在10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)；在中高分位數(shù)水平0.6上，固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)在5%水平下顯著為正，金融發(fā)展效率差異系數(shù)為負且在10%的水平下接近顯著，而包括金融發(fā)展規(guī)模差異在內(nèi)的其余系數(shù)均不顯著；在高分位數(shù)0.8水平上，只有固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異系數(shù)在5%水平下顯著為正，而金融發(fā)展規(guī)模和效率差異系數(shù)均不顯著。

（2）在不同分位點上，相同解釋變量對被解釋變量的影響程度呈現(xiàn)出較大差異。具體表現(xiàn)為以下幾個方面：

第一，隨著城鄉(xiāng)收入差距的分位數(shù)水平由0.2逐步增加到0.8，城鄉(xiāng)金融發(fā)展規(guī)模差異的系數(shù)變得不再顯著且越來越小。當處于0.2分位數(shù)水平時，金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)在5%水平下顯著，且彈性值為0.138 7；當處于0.4分位數(shù)水平時，金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)變得在10%的水平下接近顯著，而彈性值降為0.113 1；在隨后的中、中高及高分位數(shù)水平下，其系數(shù)均不再顯著，彈性值也一直下降至0.045 6。這說明：城鄉(xiāng)金融發(fā)展規(guī)模的差異只能解釋低分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距，而不能解釋高分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距。也就是說，金融資源總量上的差異只有在較小的收入差距水平下才對收入差距有較大的貢獻，金融發(fā)展規(guī)模差異并不是造成當前較大城鄉(xiāng)收入差距的主要原因，這有悖于諸多文獻中所得出的結(jié)論。

第二，在低分位數(shù)0.2和高分位數(shù)0.8水平上，金融發(fā)展效率差異的系數(shù)較小且不顯著，但是當處于中間分位數(shù)水平時，系數(shù)顯著為負且隨著分位數(shù)水平的提高變得越來越小。當處于0.4分位數(shù)水平時，金融發(fā)展效率差異系數(shù)在5%水平下顯著，且彈性值為-0.133 9；當處于0.5和0.6分位數(shù)水平時，金融發(fā)展效率差異系數(shù)在10%的水平下接近顯著，且彈性值分別降為-0.123 2和-0.120 2；而在低及高分位數(shù)水平下，其系數(shù)均不顯著，彈性值也大幅下降至-0.096 6和-0.094 1。這說明：城鄉(xiāng)金融發(fā)展效率的差異并不是影響城鄉(xiāng)收入差距的主要因素，對當前較高水平的城鄉(xiāng)收入差距并不能提供有效的解釋。

第三，不管處于何分位數(shù)水平上，固定資產(chǎn)投資差異的系數(shù)都顯著為正，且呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢。當處于0.2分位數(shù)水平時，固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)在1%水平下顯著，且彈性值為0.732 1；當處于0.4分位數(shù)水平時，其系數(shù)依舊在1%水平下顯著，彈性值下降為0.575 5；當處于0.5和0.6分位數(shù)水平時，固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)仍可以在5%的水平下顯著，其彈性值也分別下降至0.419 2和0.376 3；當處于0.8分位數(shù)水平時，其系數(shù)在1%水平下顯著，其彈性值升至0.498 7。這說明：城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異才是影響我國城鄉(xiāng)收入差距至關(guān)重要的因素。

第四，在中低分位數(shù)0.4以下和高分位數(shù)0.8水平上，勞動生產(chǎn)率差異的系數(shù)顯著為正且較為穩(wěn)定，但是當處于中間分位數(shù)水平時，系數(shù)變得不再顯著且越來越小。當處于0.2和0.4分位數(shù)水平時，勞動生產(chǎn)率差異的系數(shù)在10%水平下接近顯著，彈性值分別為0.224 9和0.250 3；當處于0.5和0.6分位數(shù)水平時，系數(shù)不再顯著，且分別下降至0148 2和0.125 5；當處于0.8分位數(shù)水平時，系數(shù)在5%水平下顯著，彈性值為0.209 1。這說明：城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差異對中低水平及較高水平的城鄉(xiāng)收入差距表現(xiàn)出了較強的解釋力，對中間分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距的解釋力較弱。

第五，隨著收入差距分位數(shù)水平的提高，城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)盡管統(tǒng)計上不顯著，但其符號卻呈現(xiàn)出先負后正再負的變化，系數(shù)絕對值則表現(xiàn)出先大幅下降后緩慢上升的變化。當處于0.2和0.4分位數(shù)水平時，城鎮(zhèn)化水平的彈性值分別為-0.162 3和-0.081 0，這說明，只有當收入差距較小時城鎮(zhèn)化水平的提高才會降低城鄉(xiāng)收入差距，這與經(jīng)濟理論相吻合；當處于0.5和0.6分位數(shù)水平時，其彈性值分別為0.028 4和0.058 4，意味著城鎮(zhèn)化的推進反而提高了收入差距，這一結(jié)論看似與經(jīng)濟理論相悖，卻恰恰反映了“以人為本”的理念在城鎮(zhèn)化過程中未得到重視；當處于0.8分位數(shù)水平時，其彈性值僅為-0.000 3，意味著城鎮(zhèn)化水平的提高對緩解當前較高城鄉(xiāng)收入差距的作用微乎其微。

（3）在相同分位點上，固定資產(chǎn)投資差異對城鄉(xiāng)收入差距的解釋力最強，勞動生產(chǎn)率差異的解釋力次之，金融發(fā)展規(guī)模和效率差異的解釋力最弱。當處于 0.2分位數(shù)水平時，固定資產(chǎn)投資差異、勞動生產(chǎn)率差異、金融發(fā)展規(guī)模差異的系數(shù)在統(tǒng)計上均顯著，分別為0.732 1、0.224 9和0.138 7，即固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)分別是勞動生產(chǎn)率差異系數(shù)、金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)的3.26倍和5.28倍，而勞動生產(chǎn)率差異系數(shù)亦是金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)的1.62倍；當處于0.4分位數(shù)水平時，固定資產(chǎn)投資差異、勞動生產(chǎn)率差異、金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率差異的系數(shù)在統(tǒng)計上均顯著，分別為0.575 5、0.250 3、0113 1和-0.133 9，即固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)分別是勞動生產(chǎn)率差異、金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率差異系數(shù)的2.3倍、5.09倍和4.3倍，而勞動生產(chǎn)率差異系數(shù)亦分別是金融發(fā)展規(guī)模和效率差異系數(shù)的2.2倍和1.87倍；當處于0.5和0.6分位數(shù)水平時，固定資產(chǎn)投資差異與金融發(fā)展效率差異的系數(shù)在統(tǒng)計上顯著，分別為0.419 2、-0.123 2和0.376 3、-0.120 2，即固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)分別是金融發(fā)展效率差異系數(shù)的3.4倍和3.13倍；當處于0.8分位數(shù)水平時，只有固定資產(chǎn)投資差異與勞動生產(chǎn)率差異系數(shù)在統(tǒng)計上顯著，分別為0.498 7和0.209 1，即固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)是勞動生產(chǎn)率差異系數(shù)的2.38倍。

4. 分位數(shù)回歸與OLS回歸結(jié)果的比較

基于同樣數(shù)據(jù)，采用傳統(tǒng)OLS回歸得到表4的結(jié)果。比較表3和4可以發(fā)現(xiàn)：

第一，OLS回歸中固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響最為顯著，方向與分位數(shù)回歸結(jié)果一致，兩者的彈性系數(shù)分別是0.521 3和0.212 4，明顯高于金融發(fā)展規(guī)模差異、金融效率差異和城鎮(zhèn)化等因素。這說明金融發(fā)展差異對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻遠不及固定資產(chǎn)投資和勞動生產(chǎn)率差異那么大，且固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)也是勞動生產(chǎn)率差異系數(shù)的2.45倍，說明了固定資產(chǎn)投資差異相對于勞動生產(chǎn)率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響更為重要，這與分位數(shù)回歸得到的結(jié)論一致。

第二，OLS回歸中金融發(fā)展規(guī)模差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響在10%水平下接近顯著（P值為0.114 8）；金融發(fā)展效率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響則在5%水平下顯著，這一結(jié)論貌似與分位數(shù)回歸結(jié)果有些不同。然而按照前文分位數(shù)回歸的結(jié)論，當城鄉(xiāng)收入差距位于中高分位數(shù)水平上時，金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)統(tǒng)計上不顯著；當收入差距位于0.2和0.8分位數(shù)水平之間時，金融發(fā)展效率差異系數(shù)統(tǒng)計上顯著。OLS回歸的結(jié)論恰好說明城鄉(xiāng)收入差距的總體條件均值處于中高分位數(shù)水平上，也從側(cè)面證明了隨機擾動并不滿足正態(tài)分布的假定，采用分位數(shù)回歸得到的結(jié)果相對更穩(wěn)健。

第三，金融發(fā)展規(guī)模和效率差異的彈性系數(shù)分別是0.082 9和-0.110 3，與分位數(shù)回歸結(jié)果的方向一致；同時，城鎮(zhèn)化水平的彈性系數(shù)不顯著，方向為負，說明城鎮(zhèn)化水平的提高有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。這些結(jié)論與分位數(shù)回歸結(jié)果相吻合。

第四，各變量的OLS回歸系數(shù)均介于不同分位數(shù)水平回歸相關(guān)系數(shù)的最大值與最小值之間，這也驗證了分位數(shù)回歸結(jié)果的合理性。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用我國1981—2011年的數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法對城鄉(xiāng)居民收入差距與金融發(fā)展差異以及其他因素的關(guān)系進行了實證分析，研究表明：（1）金融發(fā)展規(guī)模和效率差異并不是造成當前較大城鄉(xiāng)收入差距的主要原因，固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異才是拉大我國城鄉(xiāng)收入差距的罪魁禍首，且相對于勞動生產(chǎn)率差異，固定資產(chǎn)投資差異對城鄉(xiāng)收入差距擴大的貢獻更大；（2）隨著城鄉(xiāng)收入差距的不斷縮小，金融發(fā)展效率差異對城鄉(xiāng)收入差距的作用才慢慢凸顯，其作用方向為負，且影響效力呈現(xiàn)緩慢增長態(tài)勢；（3）當城鄉(xiāng)收入差距位于中低及低分位數(shù)水平時，金融發(fā)展規(guī)模差異才成為影響收入差距的重要因素，其彈性系數(shù)為正且隨著收入差距的縮小而不斷變大，這說明縮小金融發(fā)展規(guī)模的差異是該階段降低城鄉(xiāng)收入差距的重要舉措；（4）在相同分位點上，相對于金融發(fā)展規(guī)模和效率差異，固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響力更大；（5）不管處于何分位數(shù)水平上，城鎮(zhèn)化水平對收入差距的影響在統(tǒng)計上均不顯著，對高分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用更是微乎其微。

鑒于以上分析和結(jié)論，縮小我國城鄉(xiāng)收入差距的路徑選擇，應(yīng)根據(jù)城鄉(xiāng)收入差距本身所處的不同分位數(shù)水平采取差異化策略：（1）在高分位數(shù)水平階段，最有效的措施是縮小固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異。2010年底我國城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比已經(jīng)攀升至6.64∶1，要解決城鄉(xiāng)收入差距的問題，必須縮小城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異；此外，盡管城鄉(xiāng)勞動效率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響不如固定資產(chǎn)投資差異那么大，但仍需要不斷縮小城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差異，以盡快縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。（2）在中低及低分位數(shù)水平階段，縮小金融發(fā)展規(guī)模差異成為縮小城鄉(xiāng)收入差距有益的補充措施，縮小金融發(fā)展規(guī)模差異的著力點在于有效地增加農(nóng)村地區(qū)金融資源總量的供給。

參考文獻：

賀建清.2013.城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距[J].新疆社會科學（2）：22-27.

胡宗義，劉亦文.2010.金融非均衡發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的庫茲涅茨效應(yīng)研究[J].統(tǒng)計研究（5）：25-31.

劉亭亭，劉傳哲.2011.中國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系的實證研究[J].特區(qū)經(jīng)濟（2）：23-25.

樓裕勝.2008.金融發(fā)展差異與城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系研究[J].華中科技大學學報（社會科學版）（5）：42-47.

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唐禮智，劉喜好.2008.我國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的實證研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題（11）：44-48.

溫濤，冉光和，熊德平.2005.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].經(jīng)濟研究（9）：30-43.

葉志強，陳習定，張順明.2011.金融發(fā)展能縮小城鄉(xiāng)收入差距嗎[J].金融研究（2）：42-56.

張立軍，湛泳.2006.金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的三大效應(yīng)分析及其檢驗[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究（12）：73-81.

張鵬，梁輝.2011.城鄉(xiāng)金融資源非均衡對我國城鄉(xiāng)收入差距影響的實證分析[J].大連理工大學學報（社會科學版）（6）：17-21.

張前程，徐德云.2010.城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系分析[J].蘭州學刊（2）：74-76.

周才云.2010.中國城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與居民收入差距關(guān)系的實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策（17）：125-127.

（編輯：夏 冬）

4. 分位數(shù)回歸與OLS回歸結(jié)果的比較

基于同樣數(shù)據(jù)，采用傳統(tǒng)OLS回歸得到表4的結(jié)果。比較表3和4可以發(fā)現(xiàn)：

第一，OLS回歸中固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響最為顯著，方向與分位數(shù)回歸結(jié)果一致，兩者的彈性系數(shù)分別是0.521 3和0.212 4，明顯高于金融發(fā)展規(guī)模差異、金融效率差異和城鎮(zhèn)化等因素。這說明金融發(fā)展差異對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻遠不及固定資產(chǎn)投資和勞動生產(chǎn)率差異那么大，且固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)也是勞動生產(chǎn)率差異系數(shù)的2.45倍，說明了固定資產(chǎn)投資差異相對于勞動生產(chǎn)率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響更為重要，這與分位數(shù)回歸得到的結(jié)論一致。

第二，OLS回歸中金融發(fā)展規(guī)模差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響在10%水平下接近顯著（P值為0.114 8）；金融發(fā)展效率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響則在5%水平下顯著，這一結(jié)論貌似與分位數(shù)回歸結(jié)果有些不同。然而按照前文分位數(shù)回歸的結(jié)論，當城鄉(xiāng)收入差距位于中高分位數(shù)水平上時，金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)統(tǒng)計上不顯著；當收入差距位于0.2和0.8分位數(shù)水平之間時，金融發(fā)展效率差異系數(shù)統(tǒng)計上顯著。OLS回歸的結(jié)論恰好說明城鄉(xiāng)收入差距的總體條件均值處于中高分位數(shù)水平上，也從側(cè)面證明了隨機擾動并不滿足正態(tài)分布的假定，采用分位數(shù)回歸得到的結(jié)果相對更穩(wěn)健。

第三，金融發(fā)展規(guī)模和效率差異的彈性系數(shù)分別是0.082 9和-0.110 3，與分位數(shù)回歸結(jié)果的方向一致；同時，城鎮(zhèn)化水平的彈性系數(shù)不顯著，方向為負，說明城鎮(zhèn)化水平的提高有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。這些結(jié)論與分位數(shù)回歸結(jié)果相吻合。

第四，各變量的OLS回歸系數(shù)均介于不同分位數(shù)水平回歸相關(guān)系數(shù)的最大值與最小值之間，這也驗證了分位數(shù)回歸結(jié)果的合理性。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用我國1981—2011年的數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法對城鄉(xiāng)居民收入差距與金融發(fā)展差異以及其他因素的關(guān)系進行了實證分析，研究表明：（1）金融發(fā)展規(guī)模和效率差異并不是造成當前較大城鄉(xiāng)收入差距的主要原因，固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異才是拉大我國城鄉(xiāng)收入差距的罪魁禍首，且相對于勞動生產(chǎn)率差異，固定資產(chǎn)投資差異對城鄉(xiāng)收入差距擴大的貢獻更大；（2）隨著城鄉(xiāng)收入差距的不斷縮小，金融發(fā)展效率差異對城鄉(xiāng)收入差距的作用才慢慢凸顯，其作用方向為負，且影響效力呈現(xiàn)緩慢增長態(tài)勢；（3）當城鄉(xiāng)收入差距位于中低及低分位數(shù)水平時，金融發(fā)展規(guī)模差異才成為影響收入差距的重要因素，其彈性系數(shù)為正且隨著收入差距的縮小而不斷變大，這說明縮小金融發(fā)展規(guī)模的差異是該階段降低城鄉(xiāng)收入差距的重要舉措；（4）在相同分位點上，相對于金融發(fā)展規(guī)模和效率差異，固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響力更大；（5）不管處于何分位數(shù)水平上，城鎮(zhèn)化水平對收入差距的影響在統(tǒng)計上均不顯著，對高分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用更是微乎其微。

鑒于以上分析和結(jié)論，縮小我國城鄉(xiāng)收入差距的路徑選擇，應(yīng)根據(jù)城鄉(xiāng)收入差距本身所處的不同分位數(shù)水平采取差異化策略：（1）在高分位數(shù)水平階段，最有效的措施是縮小固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異。2010年底我國城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比已經(jīng)攀升至6.64∶1，要解決城鄉(xiāng)收入差距的問題，必須縮小城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異；此外，盡管城鄉(xiāng)勞動效率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響不如固定資產(chǎn)投資差異那么大，但仍需要不斷縮小城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差異，以盡快縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。（2）在中低及低分位數(shù)水平階段，縮小金融發(fā)展規(guī)模差異成為縮小城鄉(xiāng)收入差距有益的補充措施，縮小金融發(fā)展規(guī)模差異的著力點在于有效地增加農(nóng)村地區(qū)金融資源總量的供給。

參考文獻：

賀建清.2013.城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距[J].新疆社會科學（2）：22-27.

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劉亭亭，劉傳哲.2011.中國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系的實證研究[J].特區(qū)經(jīng)濟（2）：23-25.

樓裕勝.2008.金融發(fā)展差異與城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系研究[J].華中科技大學學報（社會科學版）（5）：42-47.

樓裕勝.2010.金融發(fā)展、經(jīng)濟增長與收入分配研究綜述[J].中南大學學報（社會科學版）（6）：91-95.

孫永強.2012.金融發(fā)展、城市化與城鄉(xiāng)居民收入差距研究[J].金融研究（4）：98-109.

唐禮智，劉喜好.2008.我國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的實證研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題（11）：44-48.

溫濤，冉光和，熊德平.2005.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].經(jīng)濟研究（9）：30-43.

葉志強，陳習定，張順明.2011.金融發(fā)展能縮小城鄉(xiāng)收入差距嗎[J].金融研究（2）：42-56.

張立軍，湛泳.2006.金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的三大效應(yīng)分析及其檢驗[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究（12）：73-81.

張鵬，梁輝.2011.城鄉(xiāng)金融資源非均衡對我國城鄉(xiāng)收入差距影響的實證分析[J].大連理工大學學報（社會科學版）（6）：17-21.

張前程，徐德云.2010.城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系分析[J].蘭州學刊（2）：74-76.

周才云.2010.中國城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展與居民收入差距關(guān)系的實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策（17）：125-127.

（編輯：夏 冬）

4. 分位數(shù)回歸與OLS回歸結(jié)果的比較

基于同樣數(shù)據(jù)，采用傳統(tǒng)OLS回歸得到表4的結(jié)果。比較表3和4可以發(fā)現(xiàn)：

第一，OLS回歸中固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響最為顯著，方向與分位數(shù)回歸結(jié)果一致，兩者的彈性系數(shù)分別是0.521 3和0.212 4，明顯高于金融發(fā)展規(guī)模差異、金融效率差異和城鎮(zhèn)化等因素。這說明金融發(fā)展差異對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻遠不及固定資產(chǎn)投資和勞動生產(chǎn)率差異那么大，且固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)也是勞動生產(chǎn)率差異系數(shù)的2.45倍，說明了固定資產(chǎn)投資差異相對于勞動生產(chǎn)率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響更為重要，這與分位數(shù)回歸得到的結(jié)論一致。

第二，OLS回歸中金融發(fā)展規(guī)模差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響在10%水平下接近顯著（P值為0.114 8）；金融發(fā)展效率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響則在5%水平下顯著，這一結(jié)論貌似與分位數(shù)回歸結(jié)果有些不同。然而按照前文分位數(shù)回歸的結(jié)論，當城鄉(xiāng)收入差距位于中高分位數(shù)水平上時，金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)統(tǒng)計上不顯著；當收入差距位于0.2和0.8分位數(shù)水平之間時，金融發(fā)展效率差異系數(shù)統(tǒng)計上顯著。OLS回歸的結(jié)論恰好說明城鄉(xiāng)收入差距的總體條件均值處于中高分位數(shù)水平上，也從側(cè)面證明了隨機擾動并不滿足正態(tài)分布的假定，采用分位數(shù)回歸得到的結(jié)果相對更穩(wěn)健。

第三，金融發(fā)展規(guī)模和效率差異的彈性系數(shù)分別是0.082 9和-0.110 3，與分位數(shù)回歸結(jié)果的方向一致；同時，城鎮(zhèn)化水平的彈性系數(shù)不顯著，方向為負，說明城鎮(zhèn)化水平的提高有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。這些結(jié)論與分位數(shù)回歸結(jié)果相吻合。

第四，各變量的OLS回歸系數(shù)均介于不同分位數(shù)水平回歸相關(guān)系數(shù)的最大值與最小值之間，這也驗證了分位數(shù)回歸結(jié)果的合理性。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用我國1981—2011年的數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法對城鄉(xiāng)居民收入差距與金融發(fā)展差異以及其他因素的關(guān)系進行了實證分析，研究表明：（1）金融發(fā)展規(guī)模和效率差異并不是造成當前較大城鄉(xiāng)收入差距的主要原因，固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異才是拉大我國城鄉(xiāng)收入差距的罪魁禍首，且相對于勞動生產(chǎn)率差異，固定資產(chǎn)投資差異對城鄉(xiāng)收入差距擴大的貢獻更大；（2）隨著城鄉(xiāng)收入差距的不斷縮小，金融發(fā)展效率差異對城鄉(xiāng)收入差距的作用才慢慢凸顯，其作用方向為負，且影響效力呈現(xiàn)緩慢增長態(tài)勢；（3）當城鄉(xiāng)收入差距位于中低及低分位數(shù)水平時，金融發(fā)展規(guī)模差異才成為影響收入差距的重要因素，其彈性系數(shù)為正且隨著收入差距的縮小而不斷變大，這說明縮小金融發(fā)展規(guī)模的差異是該階段降低城鄉(xiāng)收入差距的重要舉措；（4）在相同分位點上，相對于金融發(fā)展規(guī)模和效率差異，固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響力更大；（5）不管處于何分位數(shù)水平上，城鎮(zhèn)化水平對收入差距的影響在統(tǒng)計上均不顯著，對高分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用更是微乎其微。

鑒于以上分析和結(jié)論，縮小我國城鄉(xiāng)收入差距的路徑選擇，應(yīng)根據(jù)城鄉(xiāng)收入差距本身所處的不同分位數(shù)水平采取差異化策略：（1）在高分位數(shù)水平階段，最有效的措施是縮小固定資產(chǎn)投資差異和勞動生產(chǎn)率差異。2010年底我國城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比已經(jīng)攀升至6.64∶1，要解決城鄉(xiāng)收入差距的問題，必須縮小城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異；此外，盡管城鄉(xiāng)勞動效率差異對城鄉(xiāng)收入差距的影響不如固定資產(chǎn)投資差異那么大，但仍需要不斷縮小城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率差異，以盡快縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。（2）在中低及低分位數(shù)水平階段，縮小金融發(fā)展規(guī)模差異成為縮小城鄉(xiāng)收入差距有益的補充措施，縮小金融發(fā)展規(guī)模差異的著力點在于有效地增加農(nóng)村地區(qū)金融資源總量的供給。

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（編輯：夏 冬）