縣域金融發展、財政支出與城鄉居民收入差距的分層差異研究

王小華

（西南大學經濟管理學院，重慶400715）

縣域金融發展、財政支出與城鄉居民收入差距的分層差異研究

王小華

（西南大學經濟管理學院，重慶400715）

摘要：基于中國西部地區11省814個縣的數據，利用分位數回歸方法，就金融發展、政府財政支出、城鎮化等因素對城鄉居民收入差距的分層差異進行了實證研究。結果顯示：縣域金融發展水平的提高和城鎮化進程的加快能顯著降低收入差距，財政支出的增加會擴大收入差距，但各因素的影響效果存在明顯的分層差異。因此，在推進城鄉一體化進程中，需要高度重視縣域城鄉居民收入差距問題，有針對性地采取差異化金融與財政配合政策，以加快推進新型城鎮化與農業現代化進程。

關鍵詞：縣域金融發展；財政支出；城鎮化；城鄉居民收入差距

一、問題的提出

30多年來中國經濟一直保持持續快速增長，年均實際GDP增長率達10%。經濟的持續、快速增長，促進了城鄉居民收入水平的提高和社會福利狀況的改善。伴隨著中國經濟的快速發展，經濟的二元結構也越發突出，經濟的整體協調發展受到嚴重阻礙。盡管當前中國市場化進程不斷加快，統籌城鄉發展力度不斷加大，但處于弱勢地位的農業和農村，仍然既難以有效地吸納外部資源要素的持續投入，又難以有效防范資源要素外流。在區域的地理分割與資源稟賦約束下，政府統籌區域、城鄉協調發展顯得力不從心。資源要素尤其是金融資源在城鄉、區域之間非平等配置，又進一步強化了農業和農村以及欠發達地區的弱勢，阻礙了城鄉居民收入差距縮小的進度，進而構成了中國整體經濟協調發展的極大障礙。

雖然我國政府為了推動區域經濟協調發展和城鄉一體化，于2000年就開始實施西部大開發戰略，之后從2004年起，連續11年的中央“一號文件”鎖定到“三農”問題，但是這期間的城鄉居民收入差距擴大趨勢只是得到了微弱的緩解。統計數據顯示，1978年的全國城鄉居民收入的比值為2.57，短暫下降之后又逐漸增大，并于2009年達到了歷史最大值（3.33），然后逐年呈微弱的下降趨勢，2013年為3.03（如圖1所示），但這一差距仍然處于世界城鄉收入高差距國家行列。如果我們從區域之間的城鄉居民收入差距來看，改革開放以來，西部地區的城鄉居民收入差距都要明顯大于東部地區和全國平均水平（由圖1可知），而這一現狀并未得到有效緩解。這種持續的城鄉居民收入差距走高和區域之間嚴重發展不平衡，已經成為了我國社會和諧穩定以及全面建成小康社會的重要制約因素。因此，縮小城鄉居民收入差距，已刻不容緩，并成為了理論界和決策層的基本共識。

定稿日期：2014－06－08

縮小城鄉居民收入差距，需要厘清兩個基本問題：一是影響城鄉居民收入差距擴大的具體因素到底有哪些？二是縮小城鄉居民收入差距的著力點到底在哪里？前者關系到縮小城鄉居民收入差距的政策能否做到有的放矢；后者關系到縮小城鄉居民收入差距的政策能否取得預期實效。由于實際影響城鄉居民收入差距擴大的因素眾多，而我們在此更為關心的是，金融、財政與城鎮化是否已成為我國城鄉居民收入差距的重要影響因素？尤其是對城鄉居民收入差距不同分層的地區來說影響是否相同？如果是并且影響不同，財政金融政策和城鎮化發展戰略應當怎樣調整，以促進收入公平？

黨的“十六大”報告首次提出“發展農產品加工業，壯大縣域經濟”，緊接著“十七大”報告又進一步指出“以促進農民增收為核心，發展鄉鎮企業，壯大縣域經濟，多渠道轉移農民就業。”十八屆三中全會再次提出要“加快體制機制創新，促進先進要素向縣域集聚，促進農業現代化”。顯然，發展縣域經濟，促進農民增收，迫切需要通過財政金融政策的誘導與支持，引導其他先進生產要素向縣域合理集聚與科學配置，促進流失于城市的生產要素回流農村。因此，我們認為，縮小城鄉居民收入差距的最根本著力點在于加快發展縣域經濟，將新的國家生產力布局在縣域地區，積極引導資源要素向縣域地區流動。因為縣域一方面可以是“城鄉結合部”，另一方面也是統籌城鄉經濟社會發展的最佳結合點。

縣域經濟作為一種行政區劃型的以縣城為中心、鄉鎮為紐帶、農村為腹地的區域經濟，是宏觀與微觀、工業與農業、城市與農村的交匯點，既是統籌城鄉經濟社會發展戰略的切入點和基本操作平臺，同時也是城鄉統籌制度創新的重要載體。［1］從既有的研究來看，目前對城鄉居民收入差距的研究大都從全國層面或省際層面展開分析，［2］［3］［4］這些極為豐富而深刻的研究為本文提供了很好的邏輯起點和理論基礎，也具有相當好的政策導向意義。也有學者從縣域層面來研究財政金融政策和城鎮化發展對城鄉居民收入差距的影響，但這類文獻為數不多。喬海曙、陳力［5］和胡宗義、劉亦文［6］等運用中國縣域截面數據，論證了金融發展與收入差距或收入不平等之間的關系，前者認為金融發展與收入不平等之間存在“倒U”型的非線性關系；后者的研究結果發現在金融發展的不同階段，兩者之間的關系表現出明顯差異，金融深度較高的地區，城鄉收入差距反而更大，隨著金融深度的提高，城鄉收入差距逐漸縮小。筆者研究了縣域農村金融抑制與農民收入內部不平等的關系，指出加快經濟發展方式轉變，政府必須高度重視縣域金融抑制導致的農村內部收入不平等加劇現象。［7］

以上研究文獻表明，發展好縣域經濟，可直接帶動最為廣大的農民實現收入的“超常規”增長，是縮小城鄉居民收入差距的關鍵之舉。基于此，本文以中國西部地區814個縣域數據為基礎，運用分位數回歸方法，著重分析縣域金融發展、財政支出和城鎮化水平對城鄉居民收入差距的影響，同時引入固定資產投資和城鄉就業情況等相關變量進行全面考察，旨在探尋中國西部地區縣域金融發展、財政支出等因素與城鄉居民收入差距的真實關系。

圖1　1978～2012年我國東部和西部地區城鄉收入比變化情況

二、理論模型

城鄉居民收入差距的變化在很大程度上決定了全社會福利水平的改善。基于此，我們假設社會福利函數由城鎮居民和農村居民這兩類福利函數所構成，因此，全社會的總福利函數可以表示為城鎮居民和農村居民福利函數的加總：

上式中，Uau表示城鎮居民的總福利，而Uar則表示農村居民的總福利，a為消費者的偏好系數，0＜a＜1。進一步地，城鎮居民總福利和農村居民總福利就可以分別表示為：

假設城鎮和農村居民的偏好系數a相同，那么方程（2）中的βau和βar分別表示城鎮和農村居民的固定正邊際效用，兩者反映城鄉居民“享受”各自收入的能力。根據國內外相關研究表明，人們“享受”收入的能力主要取決于消費者的財政資源運用能力、金融資源運用能力、消費習慣以及文化和民俗等一系列因素，［8］我們這里主要考慮消費的財政、金融資源運用能力。對于金融資源，我們用城鄉金融發展水平FDu、FDr替代；對于財政資源，我們以政府財政預算支出FEu、FEr來代替。由此，我們可以得到：

由方程（1）、（2）可知：

假設國民總收入（即城鄉居民總收入）是y0。在城鄉居民總預算約束y0下，滿足全社會的福利效用最大化的目標函數為：

根據方程（5），我們可以得出拉格朗日函數

對方程（6）分別求y1、y2和λ的偏導數，并令各偏導為0，則有

方程（8）滿足0＜a＜1。

如果β值對所有消費者均一致，則對于處于這個區間的任何α值，收入平等目標也都達到了，因此不存在明顯的收入差距。如果β值不同，收入平等的程度就與α值呈反相關關系，解相應的一階條件并求城鄉居民收入差距：

城鄉居民收入的邊際社會福利等于λ，要求其二階條件小于0，也即是：

將式（3）帶入式（9）可得：

由方程（10）可知，城鄉居民收入差距以及收入是否平等取決于城鄉居民的財政金融資源利用能力。據此，本文將選擇方程（10）來建立基本的計量模型。

三、變量、數據與研究方法

1.變量與數據說明

本文涉及的變量均為縣域變量，依次為：（1）城鄉居民收入差距（GAP），用縣域城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之比表示；（2）金融發展（FD），用縣域金融機構年末貸款余額與縣域總人口之比表示；（3）財政支出（FE），用縣域地方政府財政一般預算支出與縣域總人口表示；（4）城鎮化率（FE），用城鎮人口占縣域總人口的百分比表示；（5）固定資產投資（INVEST），用縣域全社會固定資產投資與縣域總人口表示；（6）城鄉就業之比（REMP），用城鎮就業人數占鄉村就業人數的百分比表示。本文的金融發展、財政支出和固定資產投資這三個指標，均采用人均值而非總體水平值表示，主要是為了能更好地排除人口總量及其結構的影響；同時為消除模型可能存在異方差、多重共線性等問題，對實證分析的各變量數據均作對數化處理。

本文所涉及的各變量原始數據均來自于《中國區域經濟統計年鑒2011》和《中國縣（市）社會經濟統計年鑒2011》的縣級單位主要統計指標，共收集了2010年中國西部地區11個省（西藏除外）814個縣（市）的基本經濟金融數據。為保證實證分析所使用的原始數據的完備性和可比性，本文對所有數據進行了清理，已對奇異數據進行剔除，缺失數據利用西部地區各省份2011年的統計年鑒和中國銀行業監督管理委員會網站（http：／／www.cbrc.gov.cn／index.htm l）的農村金融服務欄目進行相應的刪減或者插補。

2.研究方法

由于OLS回歸的參數是自變量對因變量條件期望的邊際效果，其分解得出的結果只能描述“平均”的概念，因此無法考慮在農民收入分布區間上的財政金融政策的不同影響。而相比于OLS回歸，分位數回歸（Quantile Regression，簡記為QR）則可以選取任一分位數進行參數估計。從理論上說，分位數回歸是一種基于被解釋變量的條件分布來擬合自變量的線性函數的回歸方法，是在均值回歸上的拓展。在不同的分位數水平，可以得到不同的分位數函數。隨著分位數取值由0到1，可得所有在上的條件分布軌跡，即一簇曲線，而不像OLS方法只得到一條曲線。因此，當希望對一個數據集合中分布在不同位置的數據點進行研究時，采用分位數回歸是一種良好的選擇。分位數回歸方法基本思想如下。

假設條件分布y｜x的總體q分位數yq（x）是x的線性函數，即：

其中，βq被稱之為“q分位數的回歸系數”，其估計量β＾q可以由以下最小化問題來定義：

如果q＝0.5，則表示“中位數回歸”（Median Regression），此時的目標函數就可以簡化為：

四、實證結果與分析

本文對樣本進行分位數回歸分析時，使用自助法重復600次計算協方差矩陣，由于分位數能全面刻畫城鄉居民收入差距的分布狀況，而且以城鄉居民收入差距分布的分位數為被解釋變量的回歸，這樣能直觀地看出各解釋變量在不同城鄉居民收入差距水平上的邊際影響。因此，本文將給出縣域城鄉居民收入差距決定方程的分位數回歸結果，在此我們主要選擇以下5個具有代表性的分位數，分別是QR_10、QR_25、QR_50、QR_75和QR_90。同時，為了看清各變量的系數隨著條件分布改變而發生的具體變化，我們給出各變量在任一分位點的系數詳細變化情況圖，旨在揭示當前我國西部地區的縣域金融發展、財政支出、城鎮化水平等因素對城鄉居民收入差距的影響方向、大小和趨勢。實證結果如表1和圖2所示。

金融發展的彈性系數在QR_10分位點處為正但不顯著；在QR_25分位點處為負且也不顯著；在QR_ 50、QR_75和QR_90處均顯著為負，且隨著條件分布由低端向高端變動，其彈性系數的絕對值呈逐漸增大的趨勢。這說明縣域金融發展水平的不斷提高，在整體上顯著有利于城鄉居民收入差距的縮小，這一結論大致與溫濤等的研究相符。［8］但是，我們的實證結果也進一步說明了城鄉居民收入差距的分位數分布越高的縣域地區，金融發展對縮小城鄉收入差距的作用越大；分位數分布越低的縣域地區，金融發展對縮小城鄉收入差距的作用越不明顯，特別是QR_10分位點處，金融發展的反而有助于城鄉居民收入差距的擴大。對這一現象，可能的解釋是：分位數分布越高的地區，城鄉居民收入差距越大，因而城鄉發展差距就越大。一方面為了縮小城鄉居民收入差距，近些年來中央銀行及地方政府采取了金融支農、惠農措施，一定程度上緩解了金融資源在城鄉之間配置的差距擴大趨勢，自然能顯著縮小城鄉居民收入差距；另一方面，城鎮地區的金融發展水平也顯著高于農村地區，金融資源開始由中心城市向其周邊農村擴散和滲透，城鄉金融非均衡狀況也會得到一定程度的改善，從而促進農村地區經濟發展，促進城鄉經濟協調發展。城鄉居民收入差距越小的地區則相反。

表1　金融發展、財政支出與城鄉居民收入差距：OLS回歸和分位數回歸結果

財政支出的彈性系數在QR_10分位點處為正但不顯著，在其他各分位點處均顯著為正，且隨著條件分布由低端向高端變動，其彈性系數在整體上呈逐漸上升的趨勢。這一結果說明了縣域財政支出擴張無助于城鄉居民收入差距的縮小，并且城鄉居民收入差距越大的地區，其財政支出的擴張對擴大城鄉居民收入差距更具有“火上澆油”的作用。這即是說，當前中國西部的縣域地區，收入差距越大的地區，農村居民越難以從財政支出效用中享受到快速的收入增長，相反，城鎮居民則從財政支出的效用中獲得了收入增長的機會，因此最終導致城鄉居民收入差距不斷擴大。

究其原因，一方面中國西部縣域財政支出很好地“模仿”了中國經濟的二元特性，在目前縣域經濟實力自身相對薄弱的情況下，而許多縣市都明確提出要建“現代城市”、“豪華城市”、“靚麗城市”的口號，地方政府這種過分追求經濟增長目標而忽視民生的財政支出傾向，使得相對有限的縣域財政預算支出往往順其自然地偏向于“錦上添花”的城市建設，而順理成章地忽視了急需“雪中送炭”的鄉村基礎設施建設和貧困地區農民基本生產生活的資本需求。另一方面，財政支出屬于一種外生機制，從長期看對于促進經濟發展的作用極為有限。對于縣域經濟而言，長期、重復的財政支出容易使各方形成補貼依賴，反而不利于縣域經濟發展以及農民、農業的自身發展。兼之，中國最廣泛的貧困地區都分布在西部地區，尤其是西部的縣域地區，所以面對龐大數額的貧農和低收入農民，財政資金明顯不足和相關政策不夠完善，最終導致極其有限的財政資金配置達不到投資的門檻效應，部分真正急需生產和生活資金的窮人可能處于財政政策的“錨定”之外，財政政策作為一種外生力量對貧困地區的脫貧重任顯然表現得“力不從心”。

城鎮化水平的彈性系數在QR_10、QR_25、QR_50、QR_75分位點均顯著為負，在QR_90分位點處為負但不顯著。除此之外，隨著分位數條件分布的不斷改變，城鎮化水平的彈性系數的絕對值在逐漸下降（如圖1所示），說明城鎮化對縮小城鄉居民收入差距的作用力在不斷降低，這一結果充分說明了加快推進縣域城鎮化進程（特別是城鄉居民收入差距越小的縣域地區）有助于實現城鄉居民收入差距的快速縮小的目標。因為從長期來看，城鎮化對縮小城鄉居民收入差距的積極作用機理在于：在二元經濟中，只要存在城鄉居民收入差距，勞動力就會不斷流動，［9］而勞動力持續流向城市這一過程，則會通過要素報酬的均等化以及增加農民收入（主要是農民工資性收入）來縮小城鄉居民收入差距。

圖2　分位數回歸中各解釋變量和常數項系數的變化情況

從控制變量來看。固定資產投資的彈性系數在QR_10、QR_25、QR_50、QR_75、QR_90等各分位點處均顯著為負。這一結果充分說明，加快縣域基礎設施等固定資產投資，改善城鄉公共生產生活條件，方便城鄉商品、要素和信息流通，有助于實現城鄉居民收入差距的快速縮小。城鄉就業人數之比的彈性系數在各分位點處均為負，但是只有在分位數QR_25、和QR_75處顯著。這一結論說明了擴大城鎮就業水平和進一步加大農村勞動力轉移就業（減小鄉村就業水平），能有效縮小城鄉居民收入差距。

五、結論及政策建議

本文基于中國西部地區11省814個縣的縣域截面數據，利用分位數回歸方法就金融發展、財政支出、城鎮化等因素對城鄉居民收入差距的分層影響進行了實證研究。結果顯示：縣域金融發展水平的提高和城鎮化進程的加快能顯著縮小城鄉居民收入差距，但是在不同分位數水平下其影響存在明顯差異。城鄉居民收入差距越大的縣域地區，金融發展縮小差距的效應越大，城鎮化縮小這一差距的效應越小。政府行為是導致城鄉居民收入差距擴大的顯著因素，縣域財政支出不僅無助于城鄉居民收入差距的縮小，并且城鄉居民收入差距越大的地區，財政支出的正向影響越大。固定資產投資與城鄉就業之比對城鄉居民收入差距縮減效應較為顯著。上述結果證實，在推進城鄉一體化進程中，需要高度重視縣域城鄉居民收入差距問題，特別是西部縣域地區，為了縮小城鄉居民收入差距，應因地制宜和有針對性地采取差異化的金融與財政配合政策，同時加快推進新型城鎮化與農業現代化進程。

基于上述結論，本文的主要政策含義包括：（1）資本匱乏是制約西部地區縣域經濟發展的關鍵因素之一，而在一定程度上金融發展有助于緩解農業發展和農民增收過程中所面臨的資金瓶頸問題。因此，應盡快建立西部地區的現代農村金融制度，建立與經濟主體結構相適應的農村金融組織體系，通過資金自主定價、信貸補貼、聯合擔保、稅收優惠等措施，激勵農村金融機構為“三農”提供更多、更廣泛的金融支持，尤其要鼓勵金融機構加大對新型農業經營主體培育和增強農民自身發展能力的支持力度。（2）統籌城鄉財政資金配置，優化縣域財政支出結構。對于城鄉收入差距較大的縣域地區，在穩定經濟建設財政支出的同時，將增量財政資金更多地用于農業、農村和教育、就業和社會保障等民生事業。尤其要加大對新型農業經營主體培育的財政支持力度，引導城市資本流向“三農”，促進農業現代化和農民職業化發展。（3）提高支農財政資金對其他支農資源的帶動作用。城鄉差距較大的縣域，尤其需要通過稅收減免、財政補貼和政府購買等工具，引導金融和社會資金向農業農村集聚，切實扭轉縣域經濟資源過度的偏城市化配置傾向，真正落實“工業反哺農業、城市反哺農村”以及中央各項支農惠農政策，加快現代農業發展，培育農村新的經濟增長點。（4）西部地區固定資產投資和促進就業，需要放在城鄉統籌中，應將農業現代化、農村工業化、農村城鎮化和農村信息化有機結合起來。以工業化支撐城鎮化、城鎮化提升工業化，推動縣城和中心鎮的可持續發展；以農村城鎮化、信息化推進農業現代化；促進城鎮的科學產業集聚、人口集聚和農民職業分化，增強城鎮對縣域經濟發展的支撐作用；建立一個包括產業、財政、金融、行政管理等多方面的縣域經濟支持體系，為縣域經濟發展和城鄉居民充分就業提供正向激勵機制。

參考文獻

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［3］陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉收入差距［J］.經濟研究，2004，（6）.

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［7］王小華，溫濤，王定祥.縣域農村金融抑制與農民收入內部不平等［J］.經濟科學，2014，（2）.

［8］溫濤，王小華，董文杰.金融發展、人力資本投入與縮小城鄉收入差距——基于中國西部地區40個區縣的經驗驗證［J］.吉林大學社會科學學報，2014，（2）.

［9］Todaro，M.P.A Model of Labor Migration and Urban Unemployment in Less Developed Countries［J］.American Economic Review，1969，59（1）.

責任編輯：黎貴才

作者簡介：王小華（1986－），男，重慶云陽人，西南大學經濟管理學院博士研究生，主要從事農村金融與財政研究。

基金項目：國家社會科學基金重大招標項目（11＆ZD047）；國家社科基金重點項目（13AJY019）；國家社科基金青年項目（12CJY062、14CGL029）；教育部人文社會科學研究青年基金項目（13YJC790149）；教育部“新世紀優秀人才支持計劃”；重慶市人文社科重點研究基地項目（12SKB019）

收稿日期：2014－04－21

中圖分類號：F323.8

文獻標識碼：A

文章編號：1005－2674（2014）09－068－07