張 超，劉佩佩

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金融發(fā)展能否縮小我國城鄉(xiāng)收入差距？

張 超*，劉佩佩

（安徽財經(jīng)大學金融學院，安徽蚌埠233000）

近年來，國內(nèi)金融業(yè)一直保持著高速的發(fā)展態(tài)勢。從金融結(jié)構(gòu)來看，正在由銀行主導逐漸向資本市場主導演進。2016年9月，證監(jiān)會提出了資本市場扶貧的相關(guān)意見，而這也再度引發(fā)了國內(nèi)關(guān)于金融發(fā)展與收入差距關(guān)系的論爭。本文基于我國當前城鄉(xiāng)收入差距的基本事實，在分析作用機制的基礎(chǔ)上，選取1995-2016年的全國數(shù)據(jù)，運用主成分回歸等方法，以驗證金融發(fā)展如何影響收入差距。研究結(jié)果表明，無論是從金融規(guī)模視角還是金融效率視角，金融發(fā)展均有助于縮小我國城鄉(xiāng)收入差距。

收入差距；主成分回歸；金融發(fā)展

引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟建設(shè)取得了輝煌的成就。但與此同時，收入差距也在不斷拉大，逐漸成為社會各界關(guān)注的熱點。20世紀初意大利學者科拉多·基尼根據(jù)洛倫茲曲線定義計算出基尼系數(shù)（1），以此來考察收入分配的不平等問題。根據(jù)相關(guān)學者研究，中國在改革開放前社會基尼系數(shù)長期在0.2左右，屬于社會財富分配平均的社會。根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，在20世紀80年代初全國收入差距的基尼系數(shù)是0.3左右。而在2003年基尼系數(shù)為0.479，2008年達到最高點0.491，隨后到2015連續(xù)7年有所下降，2015年中國的基尼系數(shù)降為0.462，到2016年又稍有上升達到0.465?；嵯禂?shù)越過警戒線已是不爭的事實。近幾年來我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入都在提高，但是其絕對差距也在上升，就收入差距的成因來看，主要涉及到金融發(fā)展、人力資本、產(chǎn)業(yè)特性、經(jīng)濟水平、體制變遷等因素。其中，金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的血液，金融的發(fā)展會帶來多方面的影響，如消費、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、投資等，它們以金融為中心織開了一張巨大的網(wǎng)。金融發(fā)展意味著更好的金融環(huán)境，更有利于社會經(jīng)濟的發(fā)展。而伴隨著國內(nèi)金融業(yè)的高速發(fā)展，金融結(jié)構(gòu)逐漸由銀行主導向資本市場主導演進。2016年9月，證監(jiān)會提出了資本市場扶貧的相關(guān)意見，引發(fā)了社會各界關(guān)于金融發(fā)展是否拉大了貧富差距的論爭。對金融發(fā)展與居民收入差距之間關(guān)系的研究，不僅有助于我們探尋差距演變的真正原因，更加深入地認識居民收入差距問題，也有助于我們?nèi)ソ鉀Q和應對收入差距日益拉大所造成的困局。本文選擇主成分回歸這一多元統(tǒng)計方法對影響城鄉(xiāng)居民收入分配差距的因素進行分析，側(cè)重于金融發(fā)展對其的影響機制及方向，運用協(xié)整檢驗進一步分析收入差距與金融發(fā)展之間的長期均衡，并探討縮小居民收入分配差距的對策。

一、文獻回顧

在國外關(guān)于金融發(fā)展和收入差距關(guān)系的兩個比較經(jīng)典的理論分別為倒U理論和負相關(guān)理論。Greenword和Jovanovic[1]首次提出：低水平的金融發(fā)展擴大收入差距，高水平的金融發(fā)展減少收入差距，假設(shè)該關(guān)系是連續(xù)的，模型可以擬合為二次項系數(shù)小于零的二次函數(shù)，圖像為開口向下的拋物線，也即是呈現(xiàn)“倒Ｕ”曲線的狀態(tài)。這與庫茲涅茨提出的關(guān)于收入差距與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系呈“倒Ｕ型”理論類似。另一個是Galor和Zeira[2]提出的金融發(fā)展與收入分配之間呈現(xiàn)“負的”線性關(guān)系，既金融越發(fā)展，收入差距就越小，簡稱G-Z假說。這兩個觀點只是在過程上不一致，最終結(jié)果都會得出金融的發(fā)展會減輕收入差距的程度。在研究國內(nèi)收入差距時，會出現(xiàn)什么樣的結(jié)果呢？經(jīng)過查閱整理主要有下面兩種觀點。

（一）擴大作用

部分學者認為中國金融的發(fā)展會擴大城鄉(xiāng)收入差距。

張宏彥等[3]基于中國1983-2009年相關(guān)數(shù)據(jù)，利用VAR模型，分析結(jié)果稱中國農(nóng)村金融發(fā)展會擴大城鄉(xiāng)收入差距。劉玉光等[4]利用1978-2008年的省級面板數(shù)據(jù)做實證，得出我國金融的發(fā)展的確是在拉大收入差距，而這是源于產(chǎn)業(yè)差異和各種制度性障礙，農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率難以得到提高等。何海霞[5]通過Granger因果關(guān)系和協(xié)整分析檢驗法，針對河南省的城鄉(xiāng)收入差距進行了實證分析，得出河南省金融的發(fā)展顯著加劇了城鄉(xiāng)收入差距的結(jié)果。徐遠華[6]采用了城鄉(xiāng)居民之間修正加權(quán)后的基尼系數(shù)，基于2000 -2011 年中部六省的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析。得出金融發(fā)展規(guī)模對城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用弱于金融發(fā)展效率的擴大作用，所以說金融的發(fā)展不會縮小城鄉(xiāng)收入差距。胡慶榮[7]選取了我國東、西部各10個省份從2004-2013最近十年的面板數(shù)據(jù)，進行面板回歸分析，結(jié)果表明，無論東部地區(qū)還是西部地區(qū)，金融發(fā)展都擴大了城鄉(xiāng)收入差距且以遞減的速率在擴大。Seven和Coskun[8]從銀行發(fā)展、股市發(fā)展和整體金融發(fā)展的角度，根據(jù)1987到2010年的新興經(jīng)濟體的動態(tài)面板數(shù)據(jù)，實證考察金融發(fā)展與收入不平等的關(guān)系，最終得出金融發(fā)展加劇了收入的不平等程度，但是可以提高新興經(jīng)濟體的經(jīng)濟發(fā)展。

（二）縮小作用

另外一部分學者認為中國金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距有縮小作用。

張文、許林等[9]整理了1978年到2006年的數(shù)據(jù)，進行理論假設(shè)研究和協(xié)整檢驗，得出：長期金融發(fā)展縮小了我國居民收入差距。李志陽和劉振中[10]分析了中國1978-2010年的時間序列，建立理論框架，對金融發(fā)展與收入分配差距的關(guān)系進行實證檢驗，分析得出：金融市場的日趨完善和發(fā)展，長期來看，是可以減輕我國城鄉(xiāng)居民收入的不平等分配程度的。余玲錚[11]以29個省的面板數(shù)據(jù)為依托，驗證了金融發(fā)展與收入差距之間呈現(xiàn)倒U型曲線關(guān)系，同時她得出我國目前的狀況位于倒U型曲線的左側(cè)，還沒有跨越所謂的“頂點”，但是長期來看是縮小作用。張昭[12]對這一問題從“投資領(lǐng)域分割”和“多級信貸約束”的角度進行理論分析，同時運用2002-2013年的省級層面的微觀數(shù)據(jù)采用面板估計和系統(tǒng)GMM估計，實證驗證得出我國金融發(fā)展目前處于減少收入差距的階段且認為該影響具有穩(wěn)定性。Naceur和Zhang[13]從金融發(fā)展的：過程、效率、穩(wěn)定性和自由化程度四個角度來考察這個問題，得出除了金融自由化之外，其他三個方面的發(fā)展都能顯著縮小收入不平等和貧困。

根據(jù)上述研究可知，國外的主要兩個理論倒U型和負線性理論，都表明在達到一定的程度以后，金融發(fā)展是縮小收入差距的，而我國學者通過實證推出的金融發(fā)展對我國存在的收入差距的影響，體現(xiàn)的作用方向存在分歧，并未有定論。那么金融發(fā)展對我國收入差距到底起了什么作用呢？為了更加公平公正，增加人民福利，到底應該繼續(xù)加大金融發(fā)展還是對金融發(fā)展進行控制呢？之前的學者大部分是使用VAR模型、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗，還有學者建立省際面板模型來證明結(jié)果，上述模型一般運用少量的變量進行實證分析，但是影響收入差距的因素眾多，為了更好地反映結(jié)果，本文使用主成分回歸的方法來實現(xiàn)分析預測，排除了多重共線性和因素太少不能反映客觀實際的可能，以更準確探究金融發(fā)展對我國收入差距的影響。

二、作用機制

通過分析上述文獻，得出金融發(fā)展作用于收入差距的機制，可以從以下幾方面展開：

（一）早期信息不對稱導致信貸約束和金融抑制，引起的門檻效應

金融市場是貨幣資金流通運行的主要場所，融資是該市場的主要功能。金融市場早期存在信息不對稱，信貸約束較緊，這主要對低收入者不利。低收入者沒有足夠資產(chǎn)支付金融服務成本，很難在正規(guī)市場上獲得貸款，他們享受不了金融服務。而高收入者則相反，他們擁有更多資產(chǎn)增值的機會。在我國，低收入者主要是農(nóng)村居民，高收入者一般是城鎮(zhèn)居民，兩者的財富水平和信譽都存在顯著差異，進而獲得的金融服務也不同。因此，在金融發(fā)展水平較低的條件下，金融發(fā)展只是富人的工具，僅對富人更有利，門檻效應降低了金融市場的資金配置效率，拉大了收入差距。

（二）金融發(fā)展區(qū)域是否均衡

金融有限的資源，導致其分布可能會不均衡，王婷[14]對此做出了解釋。她對我國2000 -2008年省際數(shù)據(jù)做面板，結(jié)果顯示我國各地區(qū)之間的金融資源配置有著顯著差距，差距的產(chǎn)生是由于社會發(fā)育程度、經(jīng)濟發(fā)展水平、開放程度等方面的差異。王紅云等[15]分別運用普通面板模型和空間面板模型，分析了2000-2012年中國31個省區(qū)數(shù)據(jù)，得到金融發(fā)展地區(qū)不均衡，會對收入差距產(chǎn)生異質(zhì)性的影響，并且會影響與它相鄰地區(qū)的收入差距。資本具有逐利性，金融發(fā)展更偏向于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，與城市相比，農(nóng)村金融機構(gòu)少、覆蓋面低、產(chǎn)品單一、缺失要素、發(fā)展落后，資金供給總量不足，傳統(tǒng)的第一產(chǎn)業(yè)得不到升級，區(qū)域發(fā)展的不平衡制約了經(jīng)濟增長，不利于收入差距的改善。

（三）金融發(fā)展帶動地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級、推動經(jīng)濟發(fā)展

增加投資渠道，促進資金融通是金融發(fā)展的主要作用。助學貸款提高了對人力資本的投資，提高個人的水平，創(chuàng)造自身的價值，從而有機會改變家庭資產(chǎn)稟賦。金融發(fā)展帶動農(nóng)村地區(qū)從低端的第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，帶動創(chuàng)業(yè)和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，經(jīng)濟發(fā)展帶動工作機會的增加，提高當?shù)鼐用袷杖?。因此，金融發(fā)展可以通過作用于經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入分配起作用，有利于儲蓄轉(zhuǎn)化為投資，有效配置資源。金融發(fā)展發(fā)揮微型金融功能，提供小額信貸，為低收入者提供更多投資機會，增加收入，進而縮小收入差距。

根據(jù)上述機制分析可知，金融發(fā)展程度越低，由于門檻效應和區(qū)域發(fā)展越不平衡，金融發(fā)展顯然是會擴大收入差距，但是金融發(fā)展可以提高低收入者的財產(chǎn)進而縮小收入差距，所以具體的影響方向要看哪個機制的影響較大。在完善金融市場的前提下，金融發(fā)展水平的不斷提高，信用約束較松，低收入者也可以從中獲取投資機會，從而能縮小收入分配的不平等。因此，初步分析認為金融發(fā)展水平與收入差距之間呈現(xiàn)G-Z假說的負相關(guān)關(guān)系。

三、計量模型、方法與數(shù)據(jù)來源

（一）變量選擇和數(shù)據(jù)選取

影響我國居民收入差異的影響因素有很多，本文選擇的衡量收入差距的變量是基尼系數(shù)Y，以此來代表收入差距，基尼系數(shù)越大收入差距就越大。本文數(shù)據(jù)是從《中國統(tǒng)計年鑒》獲取，選取的時間跨度為1995年到2016年，距離現(xiàn)在的時間較短，可以反映當前社會的收入差距狀況。解釋變量的選取，需要遵循代表性、概括性、獨立性和可操作性的特點，參考多數(shù)學者的做法，從中選取出現(xiàn)頻率比較高的指標，本文選取的控制變量主要為：失業(yè)率、城鄉(xiāng)就業(yè)人數(shù)比、城鎮(zhèn)化水平、工業(yè)化水平、第三產(chǎn)業(yè)增加值比重、稅收占財政收入比、社會保障支出占財政支出的比重、GDP增長率，金融發(fā)展選用金融規(guī)模指標和金融效率指標來表示。金融規(guī)模指標，是指在某個時點上一國全部資產(chǎn)價值與國民財富的比值，即金融機構(gòu)存貸款余額占GDP的比重。金融效率指標使用金融機構(gòu)各項存款與金融機構(gòu)各項貸款之比來表示，用來衡量金融系統(tǒng)將儲蓄轉(zhuǎn)化為貸款的效率，指標越高反應出商業(yè)銀行的貸款越注重效率，金融效率越高。

城鄉(xiāng)就業(yè)人數(shù)比是城鎮(zhèn)就業(yè)人口與農(nóng)村就業(yè)人口的比，工業(yè)化水平是第二產(chǎn)業(yè)增加值占總產(chǎn)值的比重。城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?，即反映區(qū)域發(fā)展的水平，也可表示人力資源的轉(zhuǎn)移程度。社會保障支出比根據(jù)社會保障支出占財政支出的比重計算，反映了低收入人群保障體系和人們得到的福利水平。

（二）模型構(gòu)建

首先對10個解釋變量做相關(guān)性檢驗，顯示解釋變量之間相關(guān)性較高，多個變量之間的相關(guān)系數(shù)達到0.8以上，如果對解釋變量與被解釋變量之間做簡單的回歸會存在多重共線性。

為了進一步分析是否適合采用主成分分析法，使用巴特利檢驗，當檢驗中的KMO值接近1 時，適合做主成分分析，常用的KMO度量標準為0.6以上適合，0.6及以下不適合。巴特利特球度檢驗的統(tǒng)計量越大，相伴概率值越小，小于顯著性水平時拒絕零假設(shè)，說明變量之間相關(guān)，可以做主成分分析。否則，則說明不適合。根據(jù)表一可知，KMO值為0.626，同時Bartlett 檢驗值較大，伴隨概率幾乎為0，可知適合做主成分分析。

表一 KMO和Bartlett的檢驗

取樣足夠度的Kaiser-Meyer-Olkin度量。0.626 Bartlett的球形度檢驗近似卡方434.644 Df45 Sig.000

根據(jù)上述分析決定使用主成分回歸分析，參考張文[16]、張嵩[17]等人的分析解釋方法對這一問題進行探討，主成分回歸方法使用了較少的主成分替代原變量來表達被解釋變量，這些新變量包含了原來變量的大部分信息，同時又可以降為高緯度變量空間，而且可以消除原來變量的多重共線性問題，經(jīng)過轉(zhuǎn)化最終還可以得到由原始變量表示的多元回歸方程。對原始數(shù)據(jù)標準化處理是進行分析之前必須要先做的事，從而消除數(shù)量級和量綱不同的影響，對處理過的數(shù)據(jù)進行主成分分析，確定主成分的個數(shù)，取累計貢獻率大于80%的前m 指標，作為主成分。確定主成分與解釋變量的關(guān)系及表達式，對標準化的被解釋變量與m個主成分做回歸分析，然后簡單變換得到標準化解釋變量與標準化的被解釋變量之間的表達式。最終得到原始因變量 Y 與各原始自變量的多元回歸模型表示為，，；.式中:為常數(shù)項，自變量的回歸系數(shù)；為回歸結(jié)果隨機誤差項。

四、實證分析及結(jié)果

（一）主成分回歸分析及基本檢驗

利用Eviews6.0和Spsss19.0對1995到2016年的原始數(shù)據(jù)進行主成分分析。首先從標準化的解釋變量中選取信息量較大、相互獨立的少數(shù)幾個綜合變量，代替較多的、相關(guān)性太強的原始變量。結(jié)果表明第一主成分的貢獻率為58.382%，第二主成分的貢獻率為25.464%，累計貢獻率為83.846%，說明前兩個主成分已基本包含全部指標具有的信息，并且前2項主成分的特征值大于1，分別為6.320和2.065，因此提取兩個主成分反映收入差距的影響因素。根據(jù)累積貢獻率選擇兩個主成分，計算出特征向量，如表二：

表二 特征向量矩陣 成分1成分2失業(yè)率x10.176-0.119城鄉(xiāng)就業(yè)人數(shù)比x20.1300.092城鎮(zhèn)化水平x30.1540.036工業(yè)化水平x40.029-0.374第三產(chǎn)業(yè)增加比重x50.1180.126稅收占財政收入比x6-0.126-0.097社會保障比x70.1480.019GDP增長率x80.065-0.337金融規(guī)模fs-0.1760.305金融效率fe-0.1900.228

以標準化的基尼系數(shù)ZY為被解釋變量，對解釋變量為兩個主成分F1、F2進行回歸分析，結(jié)果如下:

從表達式中，可以看出各解釋變量的伴隨概率小于顯著性水平0.05，回歸擬合效果較好。為了進一步驗證模型的合理性，進行基本的自相關(guān)和異方差檢驗。

由于回歸方程中不包含截距項所以不能使用DW檢驗檢驗自相關(guān)情況，于是通過計算殘差序列的自相關(guān)系數(shù)、偏自相關(guān)系數(shù)和Q統(tǒng)計量來檢驗模型的自相關(guān)性，Q檢驗的原假設(shè)H0為不存在自相關(guān)。檢驗結(jié)果顯示AC值和PAC值都處在兩條虛線之間，且Q統(tǒng)計量的P值都大于5%，說明在5%的顯著水平下，接受原假設(shè)，殘差序列不存在自相關(guān)。

表三是對殘差序列的異方差檢驗，white檢驗的基本思想是分析殘差平方是否與解釋變量有某些形式的聯(lián)系，通過對殘差平方對解釋變量的某些形式做輔助回歸，計算統(tǒng)計量，判斷是否有異相關(guān)。該原假設(shè)為不存在聯(lián)系，也即為同方差。根據(jù)表三可知，伴隨概率P值較大，接受原假設(shè)，該模型殘差序列不存在異方差。

表三 white檢驗

Heteroskedasticity Test: White F-statistic0.527651 Prob. F(3,18)0.6689 Obs*R-squared1.778331 Prob. Chi-Square(3)0.6197 Scaled explained SS0.981082 Prob. Chi-Square(3)0.8058

根據(jù)上述分析，可知上述模型的誤差項不存在自相關(guān)和異方差性，普通最小二乘估計量是無偏、一致和有效的。

（二）單位根檢驗與協(xié)整檢驗

1.單位根檢驗

為了避免出現(xiàn)偽回歸的問題，判斷變量之間的長期關(guān)系，首先運用ADF 檢驗ZY、F1、F2時間序列的平穩(wěn)性。ADF檢驗的原假設(shè)H0是序列存在單位根。對原序列單位根檢驗后都不能拒絕原假設(shè)，說明原序列是非平穩(wěn)的。于是對這三個序列進行一階差分處理后，再次運用ADF 檢驗ΔF1、ΔF2、ΔZY時間序列的平穩(wěn)性，結(jié)果如表四。

表四 ADF檢驗

ADF檢驗值t-Statistic Prob.* ZY -1.9018880.3251 F1-1.707485860.4132 F20.3461960.9751 ΔZY-5.7957770.0001 ΔF1-4.0949350.0054 ΔF2-3.4217580.0224

根據(jù)表中ΔF1、ΔF2、ΔZY的ADF參數(shù)值均小于在10%顯著水平的臨界值，可知檢驗結(jié)果在伴隨概率為10% 的情況下均拒絕原假設(shè)，ΔF1、ΔF2、ΔZY序列都是平穩(wěn)的，因此具備同階單整的性質(zhì)，可以進行協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗

對Y、F1、F2進行協(xié)整檢驗，判斷長期均衡情況。協(xié)整檢驗使用EG檢驗，協(xié)整方程就是上述回歸方程，進行回歸分析后，對殘差項進行ADF檢驗，如表五，可知殘差項的ADF值小于在1%的顯著水平的臨界值，伴隨概率P值較小，結(jié)果拒絕序列存在單位根的原假設(shè)，說明殘差序列是平穩(wěn)序列，根據(jù)EG檢驗的判斷準則，表明被解釋變量與解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系，具有長期穩(wěn)定的關(guān)系。

表五 協(xié)整檢驗

R Augmented Dickey-Fuller test statistict-Statistic Prob.* -3.179258 0.0359 Test critical values:1% level-3.788030 5% level-3.012363 10% level-2.646119

（三）結(jié)果分析

根據(jù)上面的回歸方程可知，失業(yè)率X1、城鄉(xiāng)就業(yè)人數(shù)比X2、城鎮(zhèn)化水平X3、工業(yè)化水平X4以及第三產(chǎn)業(yè)增加值X5、社會保障比X7、GDP增長率X8前的系數(shù)為正，說明這些變量越大，基尼系數(shù)越大，收入差距就越大。失業(yè)率和城鄉(xiāng)就業(yè)人數(shù)比的上升，說明低收入人數(shù)增加，低收入者的收入份額進一步降低，同時也說明了城市人口與農(nóng)村人口就業(yè)的不公平，這些導致了收入差距的進一步擴大。城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)為正，這是由于文中只是人口上的城鎮(zhèn)化水平，僅僅是戶籍上的改革和固定資產(chǎn)與資金的投入引起的，這是政府政策并沒有形成實質(zhì)性城鎮(zhèn)，因此不能縮小收入差距。近年來，社會保障制度縮小一次分配差距的功能被忽視或弱化，城鄉(xiāng)社會保障差距過大，社會保障支出占財政支出比的日益提高并沒有起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的效果，反而擴大城鄉(xiāng)收入差距，這就要求我們盡快實現(xiàn)基本社會保障的均等化，建立城鄉(xiāng)一體化的社會保障體系。同時結(jié)果也顯示GDP增長率提高不會縮小收入差距，根據(jù)庫茲涅茨“倒U”的假說，表明我國目前處于倒U圖形的上升階段，說明我們應該繼續(xù)發(fā)展經(jīng)濟，努力使經(jīng)濟發(fā)展達到倒U圖形的下降階段。而反映經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變化的工業(yè)化水平以及第三產(chǎn)業(yè)增加值的上升之所以沒有起到縮小收入差距的效果，主要是忽視了農(nóng)村的發(fā)展，造成農(nóng)業(yè)和農(nóng)民處于弱勢地位，形成城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟而產(chǎn)生的后果。

稅收占財政總收入比X6以及金融發(fā)展指標和前的系數(shù)為負數(shù)，表明這些指標越發(fā)展，投入越多，收入差距就越小。目前我國在財產(chǎn)占有方面的不平等超過了收入方面的不平等，完善財產(chǎn)稅的征收進而縮小貧富差距。建議提高起征稅點，增加征稅額度，進而提高中低收入者的可支配收入。文中側(cè)重檢驗的金融發(fā)展的影響，從模型中可以得到結(jié)果：金融發(fā)展規(guī)模的擴大和金融效率與城鄉(xiāng)收入差距呈負相關(guān)關(guān)系，金融發(fā)展可以起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用，這在長期上是有效的。

結(jié)語

在理清金融發(fā)展如何影響收入分配機制的基礎(chǔ)上，以中國 1995-2016年的數(shù)據(jù)為例，基于主成分回歸和協(xié)整檢驗，對金融發(fā)展如何影響收入差距進行了實證研究。根據(jù)上述分析可知，金融的不斷完善和發(fā)展對縮小我國的收入差距具有積極的作用，結(jié)論和G-Z假設(shè)一致。這一結(jié)論，為我們重新評價金融發(fā)展做出了依據(jù)。當前移動支付的滲透性發(fā)展正在逐步改變金融服務和金融生態(tài)環(huán)境，移動支付成為資金流、信息流的重要入口?；诳萍紕?chuàng)新驅(qū)動、金融服務變革，以及移動支付的發(fā)展，我國金融服務不斷地朝著普惠化、數(shù)字化和生態(tài)化發(fā)展，降低了低收入者進入金融市場的門檻，金融的發(fā)展越來越有利于縮小我國收入差距。目前城鄉(xiāng)收入差距問題仍然是我國急需處理解決的問題，為了縮小城鄉(xiāng)收入差距，要求我們大力發(fā)展普惠金融，深化金融改革，鼓勵金融創(chuàng)新，擴大金融發(fā)展的覆蓋面，發(fā)展小額信貸，從而為低收入者創(chuàng)造就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的機會；支持和扶持科技金融和互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展，降低金融服務的成本，滿足各階層特別是低收入者的需求；支持信用合作社、村鎮(zhèn)銀行、農(nóng)商行等小微型金融機構(gòu)在鄉(xiāng)鎮(zhèn)的發(fā)展，放寬其準入條件；鼓勵大中型金融機構(gòu)在縣鄉(xiāng)鎮(zhèn)增設(shè)基層網(wǎng)點，為鄉(xiāng)村居民提供金融服務、普及金融知識。

注釋：

(1)基尼系數(shù)：表示在全部居民收入中用于進行不平均分配的那部分收入所占的比例?；嵯禂?shù)越小說明收入分配越平均，基尼系數(shù)越大則相反。0.4是國際上認定的貧富差距的基尼系數(shù)警戒線，如果大于這一數(shù)值就容易出現(xiàn)社會動蕩。

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Can Financial Development Narrow the Urban-rural Income Gap in Our Country？

ZHANG Chao, LIU Pei-pei

(School of Finance, Anhui University of Finance and Economics, Bengbu 233000)

In recent years, the domestic financial industry has maintained a high-speed development momentum. From the point of financial structure, domination of banks is gradually changing to the domination of capital market. In September 2016, the CSRC put forward opinions related to capital market poverty alleviation. And it also caused the domestic debate about the relationship between financial development and income gap. Based on the basic facts of the current urban and rural income gap of our country, the action mechanism, and national data from 1995 to 2016, using the method of principal component regression, this article tried to verify how financial development affects the income gap. Research results show that financial development helps narrow the income gap between urban and rural areas both from the perspective of financial scale and efficiency of the financial perspective.

income gap; principal component regression; financial development

10.14096/j.cnki.cn34-1044/c.2017.03.21

F014.4

A

1004-4310（2017）03-0104-07

2017-03-27

安徽省規(guī)劃辦項目“構(gòu)建安徽省擴大居民消費需求長效機制的途徑研究”（AHSK11-12D07）；安徽財經(jīng)大學研究生科研創(chuàng)新基金項目（ACYC2016077）。

張超（1981- ），男，漢族，安徽含山人，副教授，博士；劉佩佩（1994- ），女，漢族，安徽阜陽人，碩士研究生。