張應良 徐亞東

摘? ?要：無論是正規(guī)金融，還是非正規(guī)金融，其發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距都有顯著影響，且受到勞動收入分配的調節(jié)影響。基于2005—2016年省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析表明，兩類金融發(fā)展均有助于改善城鄉(xiāng)收入差距，且非正規(guī)金融發(fā)展的影響更大，而勞動收入分配的作用則相反;勞動收入分配具有調節(jié)效應，勞動收入分配占比越高，正規(guī)金融發(fā)展的改善效應越弱，非正規(guī)金融發(fā)展的改善效應越強，面板門檻回歸表明結果具有較強的穩(wěn)健性;兩類金融發(fā)展之間對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在替代效應。為此，有必要引導和規(guī)范非正規(guī)金融的發(fā)展，破解城鄉(xiāng)二元金融結構，提高農(nóng)村勞動力人力資本。

關鍵詞：正規(guī)金融發(fā)展;非正規(guī)金融發(fā)展;勞動收入分配;城鄉(xiāng)收入差距

中圖分類號：F832? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：1003-7543（2020）11-0135-12

經(jīng)歷40多年的改革開放，我國已經(jīng)成為世界第二大經(jīng)濟體。在城鄉(xiāng)居民收入大幅提升的同時，城鄉(xiāng)居民收入差距也在拉大，已經(jīng)成為我國經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的制約因素。較高的收入差距會抑制自主創(chuàng)新，導致經(jīng)濟增長停滯，而且會帶來一系列的社會問題，例如，通過“相對剝奪效應”和“攀比效應”降低居民幸福感[1]。

我國的收入差距分為區(qū)域和城鄉(xiāng)兩個層面，且城鄉(xiāng)收入差距對全國收入差距貢獻度越來越大。李實等利用CHIP數(shù)據(jù)，測算出2002年城鄉(xiāng)收入差距對全國收入差距的貢獻度約為30%，2007年上升到40%[2]。筆者利用國家統(tǒng)計局公布的2002—2017年城鄉(xiāng)居民收入數(shù)據(jù)，采用泰爾指數(shù)分解的方法測算城鄉(xiāng)收入差距對全國收入差距的貢獻度①。結果表明，2002年城鄉(xiāng)收入差距的貢獻度為35.4%，2007年上升到38.67%，2013年超過50%，并在此后一直超過50%。城鄉(xiāng)收入差距已經(jīng)成為我國收入差距的主要內容。

一、相關文獻評述

學者們從不同維度來討論收入差距問題，其中一個重要維度是金融發(fā)展[3]。金融發(fā)展既可能通過改善資源配置效率，實現(xiàn)信用創(chuàng)造，促進技術革命，從而影響經(jīng)濟增長與收入分配;又可能通過改善居民消費信貸約束和收入不確定性，促進居民消費，從而影響經(jīng)濟增長與收入分配[4]。姚耀軍利用1978—2002年數(shù)據(jù)考察了金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系，結果發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距呈負相關[5];張立軍、湛泳則在修正Galor-Zeira模型的基礎上，證明農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在門檻效應，且顯著擴大了城鄉(xiāng)收入差距[6];溫濤等討論了金融發(fā)展、人力資本投入與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系，認為前兩者有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距[7];馬綽欣、田茂再的研究表明，我國大部分地區(qū)的金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距[8]。學者們對金融發(fā)展與收入差距之間的關系討論并沒有達成共識，現(xiàn)有文獻得出了三種不同的結論：金融發(fā)展縮小了居民收入差距[5，7];金融發(fā)展增加了居民收入差距[6，8];金融發(fā)展與居民收入差距之間呈倒“U”型關系[9]。研究結果的不一致性表明，金融發(fā)展與收入差距之間存在復雜的正向或負向效應機制[10]，其中一個重要的機制是勞動收入分配。勞動收入分配作為初次分配中重要的組成部分，與居民收入差距之間存在重要關系。崔艷娟和孫剛[11]、何秋琴等[10]的經(jīng)驗回歸結果驗證了上述觀點。

在農(nóng)村地區(qū)，除正規(guī)金融外，非正規(guī)金融對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)村居民收入亦具有顯著影響。數(shù)據(jù)表明，2002—2006年，我國農(nóng)村居民從非正規(guī)金融渠道獲得的貸款總額是正規(guī)金融的4倍。胡宗義等證明農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平對農(nóng)村居民收入有顯著促進效應[12]。非正規(guī)金融對快速增長的新興經(jīng)濟體具有重要影響，有利于提高其經(jīng)濟生產(chǎn)率，從而推動經(jīng)濟發(fā)展和提供更多就業(yè)崗位，促進農(nóng)村勞動力轉移，影響城鄉(xiāng)收入差距。在城鎮(zhèn)地區(qū)，我國民營經(jīng)濟的發(fā)展為農(nóng)村勞動力提供了大量的就業(yè)崗位，而民營經(jīng)濟的快速發(fā)展較大程度上歸功于非正規(guī)金融發(fā)展。因此，非正規(guī)金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的直接或間接影響。

部分學者單獨討論了非正規(guī)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關系，但是沒有直接討論正規(guī)金融發(fā)展、非正規(guī)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關系，以及勞動收入分配在兩類金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距中的調節(jié)作用。研究上述問題有利于揭示金融發(fā)展、勞動收入分配與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系，為進一步深化金融體制改革和初次收入分配體制改革、縮小城鄉(xiāng)收入差距提供理論基礎。

二、理論分析與研究假說

（一）正規(guī)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距

金融發(fā)展通過改善資源配置效率，實現(xiàn)信用創(chuàng)造，促進技術革命，從而促進經(jīng)濟增長[13]。但是，我國正規(guī)金融發(fā)展前期在結構和功能上存在明顯的城市傾向，且正規(guī)金融發(fā)展滯后于經(jīng)濟體制改革。特別是1997年亞洲金融危機之后的我國金融體制改革，逐步實現(xiàn)了正規(guī)金融發(fā)展的市場化和國際化，顯露出“嫌貧愛富”的特性[14]，這加劇了城鄉(xiāng)二元金融結構，導致農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展難以獲得相應的正規(guī)金融貸款。而且，農(nóng)村資金通過國有商業(yè)銀行系統(tǒng)、郵政儲蓄和保險公司系統(tǒng)等渠道流出農(nóng)村，還通過農(nóng)村正規(guī)金融機構非農(nóng)化行為，以及金融犯罪和金融腐敗等流出農(nóng)村[6]，制約了我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)村居民收入增長，加劇了城鄉(xiāng)收入差距。姚耀軍的實證研究表明，我國正規(guī)金融早期發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距[5]。

但是，隨著我國金融體系的進一步發(fā)展和完善，城鄉(xiāng)二元金融結構得以改善，各級政府對農(nóng)村金融資源的輸送力度加大，農(nóng)村居民收入水平得以提升。一方面，正規(guī)金融發(fā)展的門檻效應減弱，有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。正規(guī)金融是“嫌貧愛富”的，存在門檻效應。窮人因為自身初始財富的積累有限，在正規(guī)金融發(fā)展前期難以有效獲得金融服務，缺乏正規(guī)金融獲得機會，以致富者越富、貧者越貧，城鄉(xiāng)居民收入差距擴大。相較于農(nóng)村居民，城市居民前期的資本積累較為豐厚，且地方政府有明顯的城市傾向，城市改革快于農(nóng)村。農(nóng)村地區(qū)存在各類門檻，例如“信息門檻”“政策門檻”等;同時，內生于農(nóng)村經(jīng)濟的非正規(guī)金融又遭受政府的管制，難以為農(nóng)村居民提供廉價便捷的金融服務。隨著經(jīng)濟和技術的發(fā)展，正規(guī)金融服務的門檻逐步降低，甚至消失。以互聯(lián)網(wǎng)金融為例，互聯(lián)網(wǎng)金融信息流動性較快，降低了信息流動成本，普通人都可以較低成本通過互聯(lián)網(wǎng)金融獲得貸款。同時，普惠金融的發(fā)展也促進了農(nóng)村居民收入增加。另一方面，正規(guī)金融發(fā)展的減貧效應提高，有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。我國農(nóng)村擁有較多的沉睡資本，陳雪源的研究指出，我國農(nóng)村資源性、經(jīng)營性資產(chǎn)存量巨大，但是長期缺乏轉化為資本的機制，資產(chǎn)的財產(chǎn)性功能發(fā)揮不足[15]。當前我國農(nóng)村改革與正規(guī)金融服務結合密切，特別是“三權”分置改革，賦予了農(nóng)村承包地“經(jīng)營權”抵押融資權能，充分激活了農(nóng)村大量的沉睡資本，實現(xiàn)了正規(guī)金融發(fā)展與農(nóng)村改革的相互促進。同時，當前正規(guī)金融服務與農(nóng)業(yè)投資結合較為密切，財政資金和金融資金的多重結合有利于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村投資的可持續(xù)，促進農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，提高農(nóng)村居民收入。在精準扶貧戰(zhàn)略實施下，各級政府通過各級正規(guī)金融組織向農(nóng)村貧困家庭提供相關的金融服務，推動了貧困居民直接脫貧;同時，正規(guī)金融發(fā)展促進了經(jīng)濟發(fā)展，間接推動了貧困居民增收[16]。正規(guī)金融發(fā)展通過門檻效應的減弱和減貧效應的提高，縮小城鄉(xiāng)收入差距?；谝陨戏治?，提出如下假說：

H1：正規(guī)金融發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

（二）非正規(guī)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距

現(xiàn)有研究與我國實踐表明，非正規(guī)金融的交易對象主要是從正規(guī)金融部門難以獲取貸款的理性經(jīng)濟行為主體。同時，非正規(guī)金融作為內生的金融發(fā)展，是彌補正規(guī)金融發(fā)展不充分的重要措施，在農(nóng)村地區(qū)具有重要的地位。以地緣和血緣為紐帶的強關系網(wǎng)絡有利于降低非正規(guī)金融發(fā)展的制度成本。例如，對農(nóng)村居民的信息更了解，對貸款抵押資產(chǎn)的要求“門檻”更低，減少了農(nóng)村居民的信貸約束，有利于農(nóng)村居民收入增長，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距?，F(xiàn)有研究已經(jīng)證明，在金融發(fā)展不完善的背景下，信貸市場的發(fā)展可以縮小收入差距[17]。而在城鎮(zhèn)地區(qū)，非正規(guī)金融以較低的制度成本促進了我國民營經(jīng)濟的發(fā)展，促進了農(nóng)村勞動力轉移，增加了農(nóng)村居民收入，縮小了城鄉(xiāng)收入差距。同時，我國非正規(guī)金融的發(fā)展是在以下兩個背景下推進的：一是正規(guī)金融發(fā)展難以滿足部分居民的需求;二是經(jīng)濟社會發(fā)展促進民間資金供給增多。非正規(guī)金融資產(chǎn)是對正規(guī)金融資產(chǎn)的“拾遺補缺”，是金融發(fā)展必要的組成部分[18]。非正規(guī)金融的絕對量雖然是增長的，但是重要性在相對下降。一般而言，非正規(guī)金融的市場利率高于正規(guī)金融。因此，當正規(guī)金融發(fā)展較為完善時，會對非正規(guī)金融產(chǎn)生替代作用?；谝陨戏治?，提出如下假說：

H2：非正規(guī)金融發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

H3：正規(guī)金融與非正規(guī)金融之間對城鄉(xiāng)收入差距的影響是替代關系。

（三）勞動收入分配對城鄉(xiāng)收入差距的影響及調節(jié)效應

以生產(chǎn)要素為主體的分配可稱為功能性收入分配，是初次分配的重要內容。在市場經(jīng)濟背景下，資本和勞動是重要的生產(chǎn)要素，也是居民收入的重要來源。按照要素分配理論，國民收入會分配給各個生產(chǎn)要素，且實現(xiàn)各要素的邊際報酬等于各要素的價格。生產(chǎn)活動依賴于勞動、資本、資產(chǎn)、技術和企業(yè)家才能等生產(chǎn)要素，而獲得相應生產(chǎn)要素需要支付要素價格。例如，工資和薪金是對付出勞動的報酬，工資和薪金總額為勞動收入。每個勞動者的勞動生產(chǎn)率不同，從而導致不同的收入水平，自然就存在收入差距。當勞動收入分配占比較小時，資本和資產(chǎn)將獲得更高的收入，由此，城鎮(zhèn)居民可憑借較多的資產(chǎn)和資本獲得更多的非勞動收入，這會拉大城鄉(xiāng)收入差距;當勞動收入分配占比較大時，對勞動力的需求更大，農(nóng)村居民可能更容易獲得相應的工資性收入，這會縮小城鄉(xiāng)收入差距。同時，勞動生產(chǎn)率主要依據(jù)勞動力的人力資本水平，農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民擁有不同的初始人力資本，且城鎮(zhèn)居民遠高于農(nóng)村居民，所以即使勞動收入分配占比一定時，城鎮(zhèn)居民的收入也會較農(nóng)村居民高。溫濤等的研究表明，人力資本投入有利于改善城鄉(xiāng)收入差距，但是存在門檻效應[7];高遠東和張娜的研究表明，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距存在人力資本門檻效應[19]。我國城鄉(xiāng)人力資本存在較大的差距，且縮小城鄉(xiāng)收入差距還存在顯著的門檻效應，因而勞動收入分配占比越高，城鎮(zhèn)居民的收入占比就越多，城鄉(xiāng)收入差距就越大。

金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響還受到勞動收入分配的調節(jié)。一方面，經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)，金融發(fā)展越快，資本占初次收入的比重越大，勞動占初次收入的比重越低。正規(guī)金融與非正規(guī)金融之間對城鄉(xiāng)收入差距的影響是替代關系，兩者相互競爭可進一步提高金融服務質量。特別是非正規(guī)金融發(fā)展將進一步倒逼正規(guī)金融的改革與發(fā)展，提高金融服務的普及范圍和服務質量。因此，在不同勞動收入分配占比水平下，金融發(fā)展的影響是不同的。另一方面，金融發(fā)展可促進國民收入增加，并通過初次收入分配影響居民收入差距;同時，勞動收入分配還將調節(jié)金融抑制作用，在初次收入分配中，勞動收入分配較高的地區(qū)，金融抑制作用越明顯[10]?；谝陨戏治?，提出如下假說：

H4：勞動收入分配擴大了城鄉(xiāng)收入差距。

H5：金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響受到勞動收入分配的調節(jié)。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型設定

1.基準模型設定

借鑒溫濤等[7]的研究，基準模型設定如下：

GAPit=β0+β1FDit+β2IFDit+β3LISit+α'CVit+μi+εit（1）

其中，GAP（城鄉(xiāng)收入差距）為被解釋變量，F(xiàn)D（正規(guī)金融發(fā)展水平）、IFD（非正規(guī)金融發(fā)展水平）和LIS（勞動收入分配比重）為核心解釋變量，CV為控制變量。根據(jù)現(xiàn)有文獻，選擇lnRGDP（人均國內生產(chǎn)總值對數(shù)值）、EDU（人力資本水平）和URB（城鎮(zhèn)化率）為控制變量;μ為個體效應，ε為隨機誤差項;下標i表示省份，t表示年份。該模型考察的是正規(guī)金融發(fā)展、非正規(guī)金融發(fā)展與勞動收入分配對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應。

2.調節(jié)效應模型設定

接下來考察勞動收入分配的調節(jié)效應，將金融發(fā)展水平與勞動收入分配的交互項INTit納入模型（1）中，擴展基準模型，交互項分別為FD×LIS和IFD×LIS;進一步考察正規(guī)金融發(fā)展與非正規(guī)金融發(fā)展之間的關系，將二者的交互項INTit（FD×IFD）納入基準模型。構建調節(jié)效應模型如下：

GAPit=β0+β1FDit+β2IFDit+β3LISit+β4INTit+α'CVit+μi+εit（2）

勞動收入分配是否存在調節(jié)效應，可以通過模型（2）中β4的顯著性水平來判斷，而具體的影響則是通過β4的符號加以分析;考察正規(guī)金融發(fā)展與非正規(guī)金融發(fā)展之間的關系，以及如何影響城鄉(xiāng)收入差距，也是依據(jù)β4的顯著性水平和符號。

3.門檻回歸模型設定

如果存在調節(jié)效應，即交互項系數(shù)顯著，則說明金融發(fā)展和勞動收入分配對城鄉(xiāng)收入差距的影響是非線性的。本文進一步使用了Hansen提出的靜態(tài)面板門檻回歸模型[20]，作為調節(jié)效應分析的穩(wěn)健性檢驗模型，考察金融發(fā)展和勞動收入分配對城鄉(xiāng)收入差距的影響是否存在門檻效應。如果存在門檻效應，則說明非線性關系是存在的。面板門檻回歸模型設定如下：

GAPit=β0+β1FDit·I（LIS≤γ）+β2FDit·I（LIS>γ）+β3 IFDit+α'CVit+μi+εit（3）

GAPit=β0+β1LISit·I（FD≤γ）+β2LISit·I（FD>γ）+β3 IFDit+α'CVit+μi+εit（4）

其中，模型（3）將勞動收入分配設定為門檻變量，正規(guī)金融發(fā)展設定為核心解釋變量，考察不同勞動收入分配下正規(guī)金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響是否存在顯著不同;模型（4）將正規(guī)金融發(fā)展設定為門檻變量，勞動收入分配設定為核心解釋變量，考察不同正規(guī)金融發(fā)展水平下勞動收入分配對城鄉(xiāng)收入差距的影響是否存在顯著不同。

（二）變量選取

1.被解釋變量

GAP（城鄉(xiāng)收入差距）：衡量收入差距的指標有很多，例如基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、變異系數(shù)等。本文的被解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距，參照國內學者常用指標，使用城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民人均可支配收入之比①。GAP的計算公式為：

GAP=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均可支配收入

2.核心解釋變量

（1）FD（正規(guī)金融發(fā)展水平）：正規(guī)金融發(fā)展水平的指標主要有兩類，分別是“麥氏指標”與“戈氏指標”，現(xiàn)有研究已經(jīng)證明“麥氏指標”的研究缺陷，本文使用“戈氏指標”?！案晔现笜恕弊钤缬蒅oldsmith提出[21]，公式為：

FD=（M2+L+S）/GDP

其中，M2為廣義貨幣供應量，L表示各類貸款，S表示有價證券。本文借鑒黃智淋和賴小瓊[22]的研究，使用以下公式測算FD：

FD=金融機構存貸總額/GDP

（2）IFD（非正規(guī)金融發(fā)展水平）：正規(guī)金融是在中央銀行和金融監(jiān)管當局規(guī)范和監(jiān)督之下的金融行為，而非正規(guī)金融則在規(guī)范和監(jiān)管之外[23]。非正規(guī)金融發(fā)展水平的數(shù)據(jù)難以獲取，只能采用其他指標作為其代理指標。當前主要有三類指標被用來衡量非正規(guī)金融發(fā)展水平：一是使用全國農(nóng)村固定觀測點調查數(shù)據(jù)，利用農(nóng)戶通過非正規(guī)金融渠道獲得的貸款余額來衡量非正規(guī)金融發(fā)展水平[24]。但是，這一指標衡量的是農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展，同時還可能存在因樣本分布導致的測量誤差較大問題。二是使用民間利率[25]。因農(nóng)村地區(qū)存在大量親友之間的無息貸款，使用民間利率無法刻畫非正規(guī)金融發(fā)展水平。三是使用社會固定資產(chǎn)中自籌和其他資金總額占社會固定資產(chǎn)總額比重?！吨袊y(tǒng)計年鑒》按資金來源分為四類固定資產(chǎn)投資，分別是國家預算內資金、國內貸款、利用外資、自籌和其他資金。綜合而言，采用這一數(shù)據(jù)更能客觀刻畫我國非正規(guī)金融發(fā)展水平，現(xiàn)有學者也多使用這一指標刻畫非正規(guī)金融發(fā)展水平。這里將IFD設定為：

IFD=社會固定資產(chǎn)中自籌和其他資金總額/社會固定資產(chǎn)總額

（3）LIS（勞動收入分配）：勞動收入分配是初次分配的重要組成部分，依據(jù)國家統(tǒng)計局給出的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，可以將LIS設定為：

LIS=勞動者報酬/（GDP-生產(chǎn)稅凈額）

3.控制變量

根據(jù)現(xiàn)有文獻，本文選擇lnRGDP（人均國內生產(chǎn)總值對數(shù)值）、EDU（人力資本水平）和URB（城鎮(zhèn)化率）為控制變量。其中，EDU利用6歲及6歲以上人口平均受教育年限來衡量，公式為：

EDU=（小學人口數(shù)×6+初中×9+高中×12+大專及以上×16）/6歲以上總人口

URB的公式為：

URB=城鎮(zhèn)人口數(shù)/總人口數(shù)

各變量的描述性統(tǒng)計如表1（下頁）所示。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文實證分析所使用的數(shù)據(jù)為全國31個?。▍^(qū)、市）2005—2016年的372個觀測值的短面板數(shù)據(jù)。其中，F(xiàn)D（正規(guī)金融發(fā)展水平）數(shù)據(jù)來源于歷年《中國金融年鑒》，其他數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，部分數(shù)據(jù)在《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》中找齊，缺失數(shù)據(jù)通過回歸法補全。2004年，我國逐步取消農(nóng)業(yè)稅，在城鄉(xiāng)問題上，中央政策也發(fā)生了較大轉變，加大了對農(nóng)村資源和要素的投入。為了保證宏觀環(huán)境的一致性，本文選擇2005年以來的省域面板數(shù)據(jù);同時，省域層面的常住人口數(shù)也是在這一年公布。

四、實證分析

（一）回歸分析方法及結果

本文使用的是2005—2016年全國31個?。▍^(qū)、市）的短面板數(shù)據(jù)，并使用stata15加以分析。短面板數(shù)據(jù)的回歸估計策略主要有三種：混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型。利用stata15給出F檢驗，判斷使用混合效應模型還是固定效應模型;給出LM檢驗，判斷使用固定效應模型還是隨機效應模型。關于固定效應模型或隨機效應模型，利用stata15給出的Hausman檢驗來進行選擇。模型（1）考察兩類金融發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系，采用隨機效應模型;模型（2）加入勞動收入分配變量，采用隨機效應模型;模型（3）加入所有控制變量，采用固定效應模型;模型（4）使用固定效應LSDV法，回歸結果表明大多數(shù)省份的虛擬變量顯著，表明存在個體效應，再一次驗證模型（3）應該選擇固定效應模型。結果如表2（下頁）所示。

（二）實證結果分析

模型（1）的回歸結果顯示，兩類金融發(fā)展水平的系數(shù)在1%顯著性水平下為負。這表明兩類金融發(fā)展水平均顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距，且非正規(guī)金融發(fā)展水平的縮小作用高于正規(guī)金融發(fā)展水平。模型（2）的回歸結果表明，兩類金融發(fā)展水平的影響與模型（1）相同，而勞動收入分配的系數(shù)不顯著為正。模型（3）與模型（4）的回歸系數(shù)和顯著性水平相同，這里重點闡述模型（3）的回歸結果。結果表明，正規(guī)金融發(fā)展水平提升有助于改善城鄉(xiāng)收入差距，且逐步加入變量后依舊顯著為負，結果較為穩(wěn)健;非正規(guī)金融發(fā)展水平的改善作用高于正規(guī)金融發(fā)展，且實證結果也較為穩(wěn)健，假說1和假說2得以驗證。非正規(guī)金融是彌補正規(guī)金融發(fā)展不充分的重要措施。在農(nóng)村地區(qū)，以地緣和血緣為紐帶的強關系網(wǎng)絡有利于降低非正規(guī)金融發(fā)展的制度成本和信息成本，減少農(nóng)村居民的信貸約束，有利于農(nóng)村居民收入增長。特別是農(nóng)村地區(qū)的中低收入農(nóng)戶，本身資產(chǎn)較少，非正規(guī)金融對其影響更大，因而相對于正規(guī)金融發(fā)展，非正規(guī)金融發(fā)展更加有利于增加農(nóng)村居民收入，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。胡宗義等的實證結果表明，非正規(guī)金融發(fā)展顯著促進了農(nóng)村居民收入增加，而正規(guī)金融的回歸結果則不顯著[12]。劉雨松和錢文榮的研究也發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)金融和正規(guī)金融對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)均有顯著影響，且前者大于后者[26]。而勞動收入分配的系數(shù)在1%顯著性水平下為正，表明勞動收入分配顯著正向影響城鄉(xiāng)收入差距，即勞動收入分配越高，城鄉(xiāng)收入差距越大，假說4得以驗證。

控制變量中，代表經(jīng)濟發(fā)展水平的人均GDP對數(shù)值顯著負向影響城鄉(xiāng)收入差距;人力資本水平顯著正向影響城鄉(xiāng)收入差距，城鎮(zhèn)化率顯著負向影響城鄉(xiāng)收入差距，與現(xiàn)有研究結論相同，這里不再贅述。

五、進一步的分析

（一）調節(jié)效應分析

在調節(jié)效應的估計結果中，模型（5）、模型（6）、模型（7）分別是加入正規(guī)金融發(fā)展水平×勞動收入分配、非正規(guī)金融發(fā)展水平×勞動收入分配、正規(guī)金融發(fā)展水平×非正規(guī)金融發(fā)展水平交互項后的回歸結果（見表3，下頁）。模型（5）的回歸結果顯示，交互項的系數(shù)在1%顯著性水平下為負，且正規(guī)金融發(fā)展水平的系數(shù)轉變?yōu)樵?%顯著性水平下為正，表明正規(guī)金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距受到勞動收入分配的調節(jié)影響。正規(guī)金融發(fā)展水平越高，越有利于縮小勞動收入分配擴大城鄉(xiāng)收入差距的能力;或者說勞動收入分配占比越高，正規(guī)金融發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距的能力越強。模型（6）的回歸結果顯示，交互項的系數(shù)在1%顯著性水平下為正，且勞動收入分配的系數(shù)轉變?yōu)樵?%顯著性水平下為負，表明非正規(guī)金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距也受到勞動收入分配的調節(jié)影響。且非正規(guī)金融發(fā)展水平越高，勞動要素擴大城鄉(xiāng)收入差距的能力越強;或者說勞動收入分配占比越高，非正規(guī)金融發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距的能力越弱。模型（5）和模型（6）驗證了勞動收入分配的調節(jié)效應，即假說4得以驗證。但是，較為有意思的結論是，勞動收入分配在兩類金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距影響的調節(jié)作用相反。其中，主要的原因是勞動收入分配比重越高，意味著居民收入占比越大，從而資金的流動性越高，對正規(guī)金融服務的需求提升。正規(guī)金融發(fā)展水平和金融相應服務質量上升，替代了非正規(guī)金融，從而導致正規(guī)金融發(fā)展對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用更大。同時，經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)，雖然勞動收入分配占比較低，但是相應的正規(guī)金融發(fā)展水平較高，對非正規(guī)金融具有顯著替代關系。模型（7）的結果顯示，交互項的系數(shù)在1%顯著性水平下為正，表明正規(guī)金融發(fā)展與非正規(guī)金融發(fā)展之間存在顯著的替代作用。正規(guī)金融發(fā)展水平越高，非正規(guī)金融發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距的能力越弱，假說3得以驗證。

（二）面板門檻回歸分析

面板門檻回歸模型估計結果見表4—6所示。由表4（下頁）可知，F(xiàn)D、LIS通過了單一門檻值檢驗，但是沒有通過雙重門檻檢驗;IFD則沒有通過單一門檻檢驗。表5（下頁）列出了門檻估計值及其在95%置信水平下的置信區(qū)間，表6列出了門檻回歸模型的回歸結果。第二列是個體固定效應模型（3）的回歸結果;第三列是門檻回歸模型（1）的回歸結果，門檻變量為FD，核心解釋變量為LIS;第四列是門檻回歸模型（2）的回歸結果，門檻變量為LIS，核心解釋變量為FD。

門檻回歸模型（1）的結果顯示，不同正規(guī)金融發(fā)展水平下勞動收入分配的系數(shù)均顯著為正，說明勞動收入分配擴大城鄉(xiāng)收入差距的能力十分穩(wěn)健。但是數(shù)值大小存在差異，與調節(jié)效應模型的結果類似，在金融發(fā)展水平較低時，勞動要素收入擴大城鄉(xiāng)收入差距的能力可達0.7768，而一旦跨越了門檻值，提高勞動者報酬對收入差距的擴大作用將明顯減弱至0.4919（見表6），這個結論和上述調節(jié)效應模型結論是一致的。正規(guī)金融發(fā)展通過收入分配的調節(jié)效應確實存在明顯的閾值，與收入不平等之間的非線性關系顯著。門檻回歸模型（2）的結果顯示，不同勞動收入分配下正規(guī)金融發(fā)展水平的系數(shù)均為負，且第二個系數(shù)均顯著為負，說明正規(guī)金融發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距的能力較為穩(wěn)健。在勞動收入分配水平較低時，正規(guī)金融發(fā)展水平縮小影響城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)不顯著，為-0.0332，而一旦跨越了門檻值，系數(shù)轉變?yōu)轱@著，為-0.1633，這個結論和上述調節(jié)效應模型結論是一致的。

六、結論與政策建議

本文利用我國 31個?。▍^(qū)、市）2005—2016年372個觀測值的面板數(shù)據(jù)，將金融發(fā)展分為正規(guī)金融發(fā)展和非正規(guī)金融發(fā)展，實證考察正規(guī)金融發(fā)展、非正規(guī)金融發(fā)展、勞動收入分配對城鄉(xiāng)收入差距的影響，以及勞動收入分配的調節(jié)效應?；貧w結果表明：第一，當前我國正規(guī)金融發(fā)展和非正規(guī)金融發(fā)展均有助于改善城鄉(xiāng)收入差距，且后者的作用要大于前者，逐步加入變量后系數(shù)依舊顯著為負，結果較為穩(wěn)健。主要原因在于，相較于正規(guī)金融發(fā)展，非正規(guī)金融憑借自身制度成本優(yōu)勢和信息優(yōu)勢，對農(nóng)村居民具有更強的收入增加效應，對農(nóng)村地區(qū)的中低收入農(nóng)戶更是如此，而他們收入水平的提高有助于較大程度改善城鄉(xiāng)收入差距。勞動收入分配的作用與兩類金融發(fā)展水平相反，顯著正向影響城鄉(xiāng)收入差距，即勞動收入分配水平越高，城鄉(xiāng)收入差距越大。勞動收入分配對城鄉(xiāng)收入差距的影響主要依賴于城鄉(xiāng)人力資本差距，因此，城鄉(xiāng)人力資本差距的縮小有助于降低勞動收入分配的正向影響。第二，引入交互項后的調節(jié)效應分析結果表明，正規(guī)金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距受到勞動收入分配的調節(jié)作用影響，且正規(guī)金融發(fā)展水平越高，越有利于降低勞動收入分配擴大城鄉(xiāng)收入差距的能力。門檻回歸得到了相同的結論。非正規(guī)金融的作用正好相反，與勞動收入分配擴大城鄉(xiāng)收入差距的能力呈正相關。主要的原因是，勞動收入分配比重越高，居民收入的資金流動性越高，對正規(guī)金融服務的需求提升。正規(guī)金融發(fā)展水平和金融相應服務質量上升，替代非正規(guī)金融能力變強，從而導致正規(guī)金融發(fā)展對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用更大。第三，兩類金融發(fā)展之間對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在顯著的替代作用。正規(guī)金融發(fā)展水平越高，非正規(guī)金融發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距的能力越弱。正規(guī)金融發(fā)展難以滿足居民的需求，以及經(jīng)濟社會發(fā)展導致民間資金供給增多，是非正規(guī)金融發(fā)展的兩個重要背景。當正規(guī)金融發(fā)展時，將緩解居民需求程度，同時還會進一步吸納民間資本，從而一定程度上替代非正規(guī)金融。

黨的十九大報告指出，當前我國社會主要矛盾已經(jīng)轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。其中，發(fā)展的不平衡主要體現(xiàn)在區(qū)域差距、部門差距和城鄉(xiāng)差距。發(fā)展的不平衡導致收入的不平衡，我國基尼系數(shù)持續(xù)處于高位，且沒有出現(xiàn)顯著下降趨勢，同時城鄉(xiāng)收入差距逐步成為收入差距的主要內容。由此，提出如下建議：

第一，引導和規(guī)范非正規(guī)金融發(fā)展，進一步發(fā)揮非正規(guī)金融發(fā)展在縮小城鄉(xiāng)收入差距方面的作用。具體而言，要從如下方面著手：一是進一步放開非正規(guī)金融，降低中小企業(yè)和農(nóng)村居民尋求發(fā)展的金融約束，將非正規(guī)金融發(fā)展定位為金融發(fā)展的重要組成部分。二是降低金融準入門檻，允許達標的非正規(guī)金融組織登記注冊，將非正規(guī)金融組織納入監(jiān)管范圍，促使非正規(guī)金融規(guī)范化發(fā)展，加強非正規(guī)金融的制度建設，提高非正規(guī)金融的服務質量和水平。三是在規(guī)范化發(fā)展的基礎上，推動非正規(guī)金融組織發(fā)展。鼓勵農(nóng)業(yè)農(nóng)村領域開展有利于農(nóng)村居民、農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展的非正規(guī)金融活動，以解決農(nóng)村地區(qū)金融服務不足的問題，發(fā)揮非正規(guī)金融組織縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極作用，緩解農(nóng)村金融資源向城鎮(zhèn)的單向流動趨勢;同時，提高非正規(guī)金融服務中小企業(yè)發(fā)展的質量，促進中小企業(yè)快速發(fā)展，以吸納更多農(nóng)村勞動力。四是打擊非正規(guī)金融的非法部分，并以制度形式固定下來，促進非正規(guī)金融有序發(fā)展。

第二，破解城鄉(xiāng)二元金融結構，完善金融市場體系，發(fā)揮正規(guī)金融對農(nóng)村居民增收的作用，縮小城鄉(xiāng)收入差距。要完善農(nóng)村金融體系，實現(xiàn)農(nóng)村金融對“三農(nóng)”發(fā)展的有效支持和服務。創(chuàng)新和發(fā)展農(nóng)村金融工具，滿足“三農(nóng)”發(fā)展的需求;拓寬農(nóng)村金融資金來源，推進農(nóng)村金融市場與農(nóng)產(chǎn)品市場、農(nóng)資市場相協(xié)調，共同促進“三農(nóng)”發(fā)展。同時，當前非正規(guī)金融發(fā)展與正規(guī)金融發(fā)展之間是替代關系，表明兩者經(jīng)營業(yè)務具有同質性。應積極引導正規(guī)金融與非正規(guī)金融的合作和差異化發(fā)展，實現(xiàn)非正規(guī)金融與正規(guī)金融的融合對接。特別是在勞動收入分配占比較較高的地區(qū)，更要發(fā)揮好正規(guī)金融的作用。

第三，提高農(nóng)村勞動力人力資本水平，提升農(nóng)村勞動力在勞動收入分配中的比重。通過政府培訓機構、社會培訓機構、市場咨詢機構等平臺，以現(xiàn)場培訓、課堂講座等形式，培育和提升農(nóng)村勞動力的人力資本。培育鄉(xiāng)土人才，構建學歷教育、技能培訓、實踐鍛煉等多維并舉的人力資源開發(fā)機制，將農(nóng)村勞動力資源培養(yǎng)成專業(yè)化人才，提高農(nóng)村勞動力的就業(yè)能力和執(zhí)業(yè)水平。

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Financial Development， Labor Income Distribution and Urban-Rural Income Gap： An Empirical Analysis by Using the Provincial Panel data

ZHANG Ying-liang? XU Ya-dong

Abstract： Both formal finance and informal finance have significant effects on urban-rural income gap， and are affected by the adjustment of labor income distribution. Based on the empirical analysis of provincial panel data from 2005 to 2016， the results show that： Both types of financial development help to improve the income gap between urban and rural areas， and the influence of informal financial development is greater， but the role of labor income distribution is opposite. Labor income distribution has a regulatory effect， the higher the proportion of labor income distribution， the weaker the improvement effect of formal financial development， and the stronger the improvement effect of informal financial development. Panel threshold regression shows that the results are robust. There is substitution effect between the two types of financial development on urban-rural income gap. Therefore， it is necessary to guide and regulate the development of informal finance， crack the dual financial structure of urban and rural areas， and improve the human capital of rural labor force.

Key words： formal financial development; informal financial development; labor income distribution; urban-rural income gap

基金項目：國家社會科學基金重點項目“新形勢下提升中國糧食產(chǎn)業(yè)戰(zhàn)略競爭力的重點方略與路徑選擇研究”（20AGL023）;重慶市教委哲學社會科學重大理論研究闡釋專項課題“重慶在推進新時代西部大開發(fā)中發(fā)揮支撐作用研究”（19SKZDZX04）;重慶市社會科學規(guī)劃項目“低碳減貧背景下農(nóng)戶經(jīng)濟行為研究”（2017BS12）;中央財政專項經(jīng)費支持創(chuàng)新團隊項目“我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重大理論與實踐研究”（SWU1709115）。

作者簡介：張應良，西南大學農(nóng)村經(jīng)濟與管理研究中心主任、教授、博士生導師，享受國務院特殊津貼專家;徐亞東，西南大學經(jīng)濟管理學院博士研究生。

①國家統(tǒng)計局2013年變更了調查范圍、調查方法和指標口徑，2013年前后的絕對值缺乏可比性。但是，本文測算的是泰爾指數(shù)，故2013年前后依舊可比。