金融發展對城鄉收入分配作用的地區異質性和相關性分析

王紅云，呂志鵬，趙彥云

（中國人民大學 統計學院，北京100872）

一、引言

在中國經濟持續高速發展的同時，城鄉收入分配問題日益引起人們的關注。“十二五”規劃綱要提出，要堅持民生優先實現共享型增長，努力使發展成果惠及全民。影響城鄉收入分配的因素很多，但從金融發展角度來研究城鄉收入分配的文獻相對較少。中國不同省區的金融發展程度、城鄉收入差距程度等均不平衡，例如，2012年，上海人均個人貸款額是2.98萬元，青海是0.34萬元，上海人均城鄉居民人民幣儲蓄存款（年底余額）是8.19萬元，青海則是2.22萬元，而上海地區的城鄉收入比為2.26∶1，青海地區的城鄉收入比為3.27∶1，很顯然青海省的金融發展程度低于上海地區，而其城鄉收入差距卻大于上海地區。另外，已有研究表明不同省區之間的金融發展又具有較強的空間集聚特征，所謂金融集聚是指通過金融資源與地域條件的協調、配置、組合的時空動態變化，金融產業成長、發展，進而在一定地域空間生成金融地域密集系統的變化過程。因此，研究金融發展對城鄉收入分配的作用既要考慮不同省區金融發展程度的差異，又要考慮地區間金融發展的空間特征。

二、文獻述評

金融發展影響收入分配，即金融發展具有收入效應和分配效應（Beck et al，2007）［1］，但是金融發展對收入分配的作用還沒得到一致確定。研究中較為一致的觀點是金融發展對收入分配的作用需要根據金融市場的發達程度來定——若金融市場不發達，金融發展會加劇收入分配的差距；若金融市場高度發達，金融發展會有利于降低收入分配的差距。依據這一觀點國外學者主要認為金融發展與收入分配之間存在著如下兩種關系。

一是金融發展與收入分配間的“倒U”關系。“倒U”曲線關系又被稱為“Kuznets假說”，由Kuznets（1955）在研究經濟增長與收入分配關系中首次提出［2］。Greenwood和Jovanovic（1990）以Kuznets的“倒U”假說為基礎研究金融發展與收入分配之間的“倒U”關系［3］。他們的研究源于金融服務的“門檻效應”——在經濟發展的早期階段，由于金融市場不發達，運營成本較高，窮人因支付不起高額的金融中介服務費用不能獲得金融服務，富人可以支付高額的費用享受金融服務，富人獲得了投資收益而窮人卻沒有，窮人與富人之間的投資收入差距擴大。而“門檻效應”會使窮人保持比富人更高的儲蓄率以期在未來跨越財富門檻，因而當經濟發展到成熟階段，金融中介機構運營成本下降，服務門檻降低，窮人因逐漸積累的財富超過門檻而獲得金融服務，得到投資收益，窮人和富人財富收入分配差距逐漸緩解，收入差距最終會穩定在比較平等的水平。也就是說，隨著金融發展收入差距經歷了先擴大后縮小的過程，呈現出“倒U”曲線狀態。Kim Dong-Hyeon et al（2011）基于全球數據進行了相關實證研究，他們構建了從1965-2005年包含發達國家與發展中國家的面板數據計量模型，發現金融發展和收入分配之間的非線性相關關系依賴于金融業發展的水平，以及由其決定的金融服務的門檻水平，金融發展對收入分配作用呈“倒 U”特征［4］。

二是金融發展與收入分配的“負相關”關系，又被稱為“線性假說”。Galor和Zeria（1993）對金融發展與收入分配之間的“倒U”關系提出質疑，他們認為實際經濟中金融市場發展并不完善，窮人與富人之間收入的長期收斂并不會一定存在［5］。由于信貸市場存在投資門檻，在其不完善的條件下，窮人的財富達不到投資門檻，無法通過信貸市場借款進行人力資本投資，不能改變自己的職業而提高收入，而富人能達到投資門檻進行人力資本投資，他們從個人技能到職業選擇都要好于窮人，收入水平相對更高。因而發展水平較低的金融市場不利于收入差距的改善。但隨著金融發展這一趨勢會逐漸改變。當信貸市場不斷完善，一部分窮人也能獲得貸款進行人力資本投資，他們通過改善自己的職業獲得更高的收入，窮人和富人之間的收入差距將呈現縮小的趨勢。因此，金融發展與收入分配之間不是“倒U”關系，而是“負的”線性關系。持有相同觀點學者還有Benerjee和 Newman（1993）［6］。Rajen Mookerjee et al（2010）使用既包含發達國家也包含發展中國家的樣本數據，研究金融發展的微觀經濟效應，運用每10萬人口所擁有的銀行分支機構的數量代表金融發展程度檢驗其對收入分配的影響，結果顯示兩者之間具有穩健的負相關關系［7］。

由此可見，不論是金融發展與收入分配之間的“倒U”關系或是 “負相關”關系都一致認同金融發展程度影響收入分配差距，在金融發展到一定階段之后，金融發展程度越高，收入分配差距就越小。而當前國內學者關于中國金融發展對城鄉收入分配作用的研究結論卻并不一致。

其中部分學者認為中國金融發展對城鄉收入差距起擴大作用。張立軍、湛泳（2006）利用中國省級1978-2004年的相關數據進行實證檢驗，得出金融發展的門檻效應擴大了城鄉收入差距［8］。李志陽、劉振中（2011）運用中國1978-2010年的時間序列數據對金融發展與收入分配差距的關系進行實證檢驗，其研究結果表明：從長期看金融規模擴大對城鄉收入分配產生負面效應，而金融效率的提高卻有效緩解了城鄉收入分配差距；從短期看，金融規模和金融效率都拉大了城鄉收入差距［9］。余玲錚、魏下海（2012）利用中國1996-2009年省際面板數據和Hansen門檻模型，對金融發展的收入分配效應進行了估計，研究結果表明：在樣本期間內金融發展顯著加劇了中國城鄉收入分配差距，金融發展的收入分配效應表現出鮮明的門檻特征，跨越門檻的省區的金融發展對城鄉收入分配差距的影響更大［10］。

另外一部分學者認為中國金融發展對城鄉收入差距正在起縮小作用。李志軍、奚君羊（2012）就中國的金融發展分別與農村、城鎮、城鄉和全國收入差距之間是否存在倒U關系進行了實證檢驗，結果表明中國金融發展與收入差距之間確實存在倒U關系，在目前階段金融發展總體上對收入差距的擴大效應正在迅速衰減，隨著金融發展程度的進一步提高，中國的收入差距有望隨之縮小［11］。蘇基溶、廖進中（2009）運用2001-2007年中國省級面板數據研究金融發展對收入分配的影響和貧困的影響，其研究發現中國金融發展更有利于貧困家庭收入水平的提高，減少收入分配的差距［12］。張文、許林等（2010）在充分揭示金融發展對收入分配影響機制的基礎上，運用中國宏觀數據對金融發展水平與收入分配差距程度進行了實證檢驗，結果發現金融發展有助于縮小城鄉收入差距［13］。

綜上可知，國內學者關于中國金融發展對城鄉收入分配作用的研究結論不一致。依據金融發展與收入分配的“倒U”關系和“負相關”關系理論，這表明國內學者對中國金融市場的發達程度存在不一致認同，這主要是由于當前學者的研究中沒有充分考慮中國金融發展的地區非均衡以及金融發展的地區空間相關特征導致的。中國金融發展存在地區差異，各個省區金融資源分布不均衡，這直接導致不同省區的金融市場發達程度不一樣，因此不同省的金融發展對其城鄉收入分配的作用就會不同，即金融發展對城鄉收入分配的作用存在地區異質性；另外，已有研究表明金融發展具有空間集聚性，其對城鄉收入分配的影響也應存在空間作用，即金融發展對收入分配的作用存在地區空間相關性。因此，本文基于省級面板數據，以金融發展程度與其發展的空間集聚性為視角，分別運用普通面板模型和空間面板模型來研究中國金融發展對城鄉收入分配的地區異質作用和地區相關作用。

三、理論假說

假說1金融發展對城鄉收入分配的作用存在地區異質性

根據金融發展與收入分配關系的“倒U”理論或“負相關”理論，金融發展的程度不同對收入分配的作用也不同。中國不同省區的金融發展的程度存在巨大差異，因此不同省區的金融發展對城鄉收入分配的作用應存在地區異質性。中國不同省區金融發展程度差異主要體現在如下兩個方面。

一是各個省區的金融發展規模不均衡。中國不同省區金融發展規模不均衡主要由金融資源在各省區的配置不均衡導致，經濟發達的區域占有較多的金融資源，而經濟落后區域占有的金融資源相對較少。王曉青，李云山（2004）提出在貨幣供給格局上，外向型經濟較為發達的省區存在貨幣供給過度，而欠發達地區和內陸省區的有效貨幣供給相對不足［14］。鑒于銀行體系在中國金融發展中的重要作用，金融發展規模可以用各個省區金融機構的各項貸款額占GDP的比重來衡量。金融機構的各項貸款額占GDP的比重不僅是衡量省區金融發展程度的重要指標，也是衡量金融對經濟發展支持力度的重要指標。因此，該指標一方面可以反映出金融發展的程度，另一方面也可以反映出金融通過作用于經濟發展進而對收入分配產生的作用。

二是各個省區的金融發展效率不均衡。金融效率是指金融部門在其活動中直接或間接作用于經濟時所顯示的有效功能。不同省區金融效率存在差異，其對經濟發展的功能作用也就存在差異，因此，不同省區的金融效率對其收入分配的作用也應存在差異。金融發展效率可以用各個省區金融機構的存款與貸款的比值來衡量（陳志剛，2009；李志陽，2011）［15，11］。中國《商業銀行法規定》“貸款余額與存款余額的比例不得超過75%”，也就是說存款余額與貸款余額的比例不得低于133%。然而除了北京、上海、廣東以及經濟較為落后的少數地區外，其余各省區的金融機構各項存款與貸款在各個年份的比重都出現了低于133%的現象。紀志宏（2013）認為存款與貸款的比值越高不表示該省區的金融發展水平越低，也不能說明金融支持力度就低［16］。陳志剛（2009）認為存款與貸款的比值越大，即間接融資比例越小，則直接融資的比例就越大，說明該省區商業銀行的貸款越注重效益、風險，同時，也說明該省區的直接融資市場發展越好，金融效率也就越高［15］。李志陽（2011）認為金融效率與中國城鄉收入差距呈負相關，即金融效率提高縮小了城鄉收入差距［11］。

假說2金融發展對城鄉收入分配的作用存在地區空間相關性

由于金融發展具有空間集聚性特征，所以，金融發展對城鄉收入分配的作用存在地區異質性的同時也應表現出空間相關性。結合金融發展與收入分配理論，金融發展對城鄉收入分配作用的地區空間相關性應主要有如下兩種路徑。

一是金融發展的門檻效應直接對城鄉收入分配起作用。由金融發展與收入分配的“倒U”理論和“負相關”理論可知，金融發展存在門檻效應，農村居民因自身財富的限制達不到門檻水平而無法獲得高收益的投資回報，城鎮居民則由于自身財富積累上的優勢可以跨越金融服務的門檻而獲得高收益的回報，因此，金融發展影響城鄉收入差距。同時，由于金融發展具有空間集聚性特征，集聚區內各省區金融發展程度趨同，門檻效應水平也基本相同，因此集聚區內各省區金融發展的門檻效應對其城鄉收入差距水平的作用也會基本類似，從而使不同省區的金融發展對城鄉收入分配的作用表現出一定的空間相關性。所以，不同省區金融發展對城鄉收入分配的異質性作用應不是獨立的，不同省區的異質性作用之間應存在地區空間相關性。

二是金融發展通過作用于經濟發展對城鄉收入分配起作用。金融發展的首要作用是為經濟發展提供融資支持，促進經濟發展，而經濟的發展又可以給當地居民提供更多的工作機會，從而增加當地居民收入，因此，金融發展可以通過作用于經濟發展對城鄉收入分配起作用。因為金融發展具有集聚性特征，金融資源集中可以使核心區獲得更高的經濟增長率，即金融集聚會對位于集聚區省區的經濟產生增長效應。這樣，生活在金融集聚區省區的居民則可以享受著經濟增長帶來的福利，他們可以獲得較非金融集聚區居民更多更好的因經濟增長帶來的工作機會增加收入，而非金融集聚區省區的居民則無法享受金融發展經濟增長帶來的更多的工作機會，他們的收入得不到像集聚區居民一樣的提高。因此，由于金融集聚特征的存在，不同省區的城鄉收入分配之間應存在一定程度的空間相關特征。

四、實證檢驗

（一）金融發展對城鄉收入分配作用的地區異質性檢驗

1.模型設定與變量數據說明

為了實證分析金融發展對城鄉收入分配作用的地區異質性，本文建立如下普通面板數據模型。

式（1）中，下標i和t分別代表第i個省區和第t（t＝2000，L，2012年，本文樣本包括了全國31個內地省、直轄市和自治區。假設誤差項相互獨立，且。中國金融發展較快，金融發展對城鄉收入分配的影響因金融發展程度的不同而不同，同時，又考慮數據的可獲得性，本文只考察2000年以來各省區的金融發展對城鄉收入分配的影響情況。各變量的具體含義如下。（1）GAP代表收入分配指標，即城市人均可支配收入與農民人均純收入之比，此指標的值越大，代表城鄉收入分配差距越大；（2）FD和FE分別代表金融規模和金融效率，是金融發展程度的衡量指標，其中FD是金融機構人民幣各項貸款占GDP的比重，FE為金融機構人民幣各項存款與各項貸款之比；（3）X為控制變量，具體包括：①OPEN為進出口貿易總額占GDP的比重，反映各省區的開放程度，貿易相關產業主要集中在城鎮地區，貿易的發展主要有利于提高城鎮居民的收入，因此該變量將會使收入差距擴大。②FDI為外商投資占GDP的比重，2000年以來，外商主要投資于東部沿海地區的小城鎮及中西部地區的城市，因此FDI對城鄉收入分配差距起縮小的作用。③AGGF為財政支農支出占財政支出的比重，該指標越大越有利于農民收入，該變量將會縮小城鄉收入分配差距。④URBAN為城鎮化率，表示城鎮人口占總人口的比重，張敬石、郭沛（2011）認為城鎮化率的提高會降低農村內部收入分配差距，對城鄉收入分配的影響需要做進一步研究［17］。

上述指標全部數據來源于國家統計局網站，《中國金融年鑒》，《新中國六十年統計資料匯編》以及各省統計年鑒。

2.回歸結果

為實證分析金融發展對城鄉收入分配作用的地區異質性，本文分別以中國全部省區、東部省區、中部省區、西部省區建立面板數據回歸模型。由于本文所選變量數據的時間跨度僅有13年（2000-2012），因此，包括全部省區的面板模型采用變截距不變系數的面板模型，而對分別包含東部省區、中部省區和西部省區的面板模型采用變截距變系數面板模型，即對金融規模（FD）、金融效率（FE）兩變量采用變系數。各模型回歸結果見表1。

表1 模型（1）分地區回歸結果

由表1可知，包括全國省區模型中：FD、FE回歸系數均在1%的顯著性水平下顯著，且為負值，這表明從全國來看金融發展水平對城鄉收入差距的影響正在起縮小的作用；FDI的系數在5%的顯著性水平下也為負值，說明外商直接投資并沒有使城鄉收入差距擴大，反而縮小了，與預測相符；同樣，AGGF系數為負值，與預測相符，表示財政支農確實縮小了城鄉收入差距，但其回歸結果并不顯著。OPEN、URBAN的回歸系數均為正，且URBAN的回歸系數在1%的顯著性水平下顯著，這表明對外貿易、城市化均擴大了城鄉收入差距。東部省區、中部省區、西部省區的OPEN、FDI、AGGF、URBAN的系數及其顯著性情況詳見表1。

分地區模型中的C值表示各地區的所有解釋變量對其城鄉收入分配影響的起始平均值。由表1可知東部省區的C值最小，中部次之，西部最大且都顯著，這表明從各地區平均來看，東部省區的城鄉收入差距最小，中部省區次之、西部省區最大。包括全部省區的模型中C值為正且在1%的顯著性水平下顯著，表明從全國平均來看，城鄉收入差距依然很大。

綜上可知，東部省區的平均城鄉收入差距最小，中部次之，西部省區的城鄉收入差距最大，從全國平均來看，城鄉收入差距依然很大，城鄉收入分配的矛盾依舊突出，但從全國來看金融發展對城鄉收入分配差距的影響正在起縮小作用。而不同省區的金融發展對其城鄉收入差距的作用程度并不相同，如果某省區FD或FE的系數為負且顯著，說明金融發展對城鄉收入分配起縮小作用，如果固定效應小于該地區的均值，說明該省區的城鄉收入差距小于該地區的差距的平均水平；如果某省區的FD或FE的系數為正且顯著，說明該省區的金融發展對城鄉收入分配起擴大作用，如果固定效應小于該地區的均值，則說明該省區的收入差距小于該地區差距的平均水平；如果某省區FD或FE的系數不顯著，則無法判斷該省區金融發展對其城鄉收入差距的作用情況。根據表2可以發現：（1）金融發展對城鄉收入分配差距起縮小作用且該省區的城鄉收入差距低于本地區城鄉收入差距的平均水平或與平均水平基本持平的省區有：北京、山東、浙江、上海；（2）金融發展對城鄉收入分配差距起縮小作用且該省區的城鄉收入差距顯著高于本地區城鄉收入差距的平均水平的省區有：重慶、陜西、甘肅、新疆；（3）金融發展對城鄉收入分配差距起擴大作用但該省區的城鄉收入差距低于本地區城鄉收入差距的平均水平的省區有：遼寧、天津、江蘇、福建、廣東、黑龍江、河南、云南、寧夏、廣西；（4）金融發展對城鄉收入分配差距起擴大作用且該省區的城鄉收入差距高于本地區城鄉收入差距平均水平的省區有：河北、江西；（5）而根據當前結果無法判斷金融發展對城鄉收入分配是擴大還是縮小作用的地區有：海南、山西、吉林、安徽、湖北、湖南、四川、貴州、西藏、青海、內蒙古。由此，可以得到結論：不僅中國各省區的收入分配差距具有地區異質性，而且金融發展對收入分配的作用也具有地區異質性，即假說1得到了驗證。

（二）金融發展對城鄉收入分配作用的地區相關性檢驗

本文采用與式（1）相同的變量與樣本數據，運用空間面板模型驗證金融發展對城鄉收入分配作用的地區空間相關性。空間面板模型同時具有面板數據模型和截面空間經濟計量模型的特點，是面板數據模型的延伸和拓展。

根據空間面板模型的方法原理，金融發展對城鄉收入分配作用的地區空間相關性的分析思路如下：首先進行事前檢驗，包括空間相關性檢驗和空間Hausman檢驗。空間相關性檢驗用于檢驗變量是否存在顯著的空間相關性以及存在何種形式的空間相關性，若空間相關性存在則需要在模型中進行空間相關性設置；空間Hausman檢驗用于判斷已有樣本數據是否存在隨機效應。然后根據空間相關性和空間Hausman檢驗結果建立合適的空間面板模型進行分析。

1.事前檢驗

（1）基于Moran’sI指數的金融發展與收入分配的空間相關性檢驗。針對空間截面數據與空間面板數據的Moran’sI指數的計算公式不同。

空間截面數據的Moran’sI指數可用于判斷變量空間相關關系的程度，其計算公式如下。

表3 Moran’s I 指數檢驗結果

由表3可知，自2000-2012年，鄰近省區的城鄉收入比表現出顯著的空間正相關，即中國不同省區的城鄉收入分配之間存在顯著的空間相關性；不同省區金融規模之間的空間正相關性自2000-2012年逐漸趨于顯著；而不同省區的金融效率之間的空間相關性卻不強并且不顯著。因此，金融發展的空間集聚性特征主要是由金融規模的空間相關性體現的，而非金融效率，從而可推知，金融發展通過其門檻效應對收入分配的空間作用或是通過作用于經濟發展對收入分配的空間作用主要是通過金融規模的空間相關性來實現，金融效率主要對本省區的收入分配起作用，對鄰近省區的收入分配作用不強。

為進一步分析中國不同省區金融發展與收入分配的空間相關性，本文給出了城鄉收入分配、金融規模、金融效率的Moran’sI指數散點圖（見圖1）。①限于篇幅有限，本文僅給出了2012年的城鄉收入分配、金融規模、金融效率的Moran’s I指數散點圖。

圖1 2012年收入分配、金融規模、金融效率的Moran’s I指數散點圖

Moran’sI指數散點圖以（X，WX）為坐標點，WX表示對鄰近省區觀測值的加權平均。由散點圖可見，各個省區的金融發展與收入分配可分為4種空間相關模式，其中第1、3象限表示空間正相關關系省區集群，第2、4象限表示空間負相關關系省區集群。由圖1可見，收入分配、金融規模的散點圖中，多數省區都位于1、3象限，而金融效率散點圖中，空間正相關關系省區并沒有顯著多于空間負相關關系省區，這也說明金融規模表現出較強的空間相關性，而金融效率卻沒有。因此，金融發展對收入分配的地區空間作用應主要通過金融規模的空間作用來實現。

由于截面數據與面板數據結構不同，截面數據的Moran’s I檢驗可用于判斷變量空間相關關系的程度，但不能直接應用于空間面板數據模型。因此還需運用空間面板數據的Moran’s I檢驗模型中是否存在空間相關性。空間面板數據的Moran’sI指數公式為

其中，WNT＝IT?W，W是空間權重矩陣，N代表樣本量（N＝31），T代表時期（t＝13），e是普通面板回歸方程估計的殘差。

面板數據Moran’sI指數的計算結果為0.28，其檢驗P值為0.00，因此，模型中確實存在空間相關性，需用空間面板數據模型進行擬合。但是面板數據的Moran’sI值無法判斷空間面板模型的具體形式，需要進一步的空間計量檢驗予以判斷。

（2）空間相關性形式檢驗。Moran’sI指數主要用于檢驗變量或模型中是否存在空間相關性，而對于存在何種形式的空間相關性——因變量空間相關還是誤差項空間相關，則需要運用LM檢驗。

LM-Error檢驗用于檢驗誤差項是否存在空間相關性。空間面板數據檢驗的表達式為

其中e是普通面板回歸方程估計的殘差，W是空間誤差自相關模型的空間權重矩陣，WNT＝IT?W，tr＝trace（W′W＋W2）。

LM-Lag檢驗用于檢驗空間滯后模型因變量是否存在自相關。LM-Lag檢驗的表達式為

J＝ ［（）′W′NTMWNTX/e′e/NT）］ ＋Ttr，是普通面板模型中系數估計向量，M＝IN-X（X′X）-1X′，其他參數的含義與式（5）相同。

當數據生成過程不滿足模型經典假設條件時，如殘差不滿足正態分布假定或者存在異方差情況時，LM-Error檢驗和LM-Lag檢驗的功效將減弱，穩健LM-error檢驗統計量和穩健LM-Lag檢驗統計量則解決了這一問題。其中穩健LM-error檢驗統計量表達式為

穩健LM-Lag檢驗統計量表達式為

（3）模型的固定效應和隨機效應檢驗。考慮到模型同時包含空間異質性和空間相關性，分別對隨機效應模型和固定效應模型構造工具變量法估計量，構造空間Hausman檢驗，檢驗的原假設：隨機效應模型是合適的。表達式為

其中，N代表樣本量（N＝31），T代表時期（T＝13）；FGLS和分別代表隨機效應空間面板數據模型的GLS估計量和固定效應模型的組內估計量；FGLS和分別是空間面板隨機效應模型和固定效應模型的估計系數的協方差矩陣。

表4 模型形式檢驗結果

根據表4事前檢驗結果，LM-error、LM-lag檢驗均具有顯著性，說明中國收入差距具有顯著空間誤差自相關性和空間滯后自相關性，因此應運用空間自回歸模型（SAR）、空間誤差自相關模型（SEM）以及空間滯后誤差自相關模型（SARAR）分別進行檢驗，同時由于空間Hausman檢驗也具有顯著性，因此上述模型均應采用固定效應模型形式。

2.模型設立

根據上述事前檢驗結果，本文空間面板模型采用SAR、SEM和SARAR模型對“金融發展對城鄉收入分配作用的地區空間相關性”假說進行檢驗。因為截面數據Moran’s I檢驗中FD表現出空間相關性，所以空間模型中應考慮FD的空間相關性。因此，SAR模型形式為

其中X＝ （FD，FE，OPEN，FDI，AGGF，URBAN）；W是空間權重矩陣；λ是空間相關性系數；η、β為回歸系數；α代表固定效應；。

SEM模型形式為

其中ρ是誤差項空間相關系數；；其他參數同式（10）。

SARAR模型形式為

參數解釋同式（10）和式（11）。

由表5可知，空間自相關模型的相關系數λ值為0.50，空間誤差自相關模型的相關系數ρ的值為0.62且估計結果均顯著，這說明中國各省區城鄉收入分配確實受到周圍地區城鄉收入分配的影響；又空間滯后誤差自相關模型的λ和ρ的值分別為-0.55和0.81，｜ρ｜＞｜λ｜，且都顯著，這說明收入分配的空間相關性主要表現為空間誤差相關性。普通面板模型回歸的R2值為0.89，而空間自回歸、空間誤差自相關模型及空間滯后誤差自相關模型的R2分別為0.94、0.89和0.94，這表明空間面板模型的擬合優度總體較普通面板模型好；普通面板模型的極大似然函數值LogL值只有52.21，而空間自回歸、空間滯后誤差自相關模型和空間滯后誤差自相關模型的LogL值分別為135.25、147.98和194.94，即空間面板模型優于普通面板模型。因此，當加入空間相關性時，模型結果更好。

表5 空間面板固定效應模型的估計結果

另外，表5中金融規模FD和金融效率FE的估計系數均為負且顯著，這表明，以2000-2012年的中國31個省區為樣本看，中國金融發展對城鄉收入分配的差距正在起縮小的作用，與模型（1）結論一致；又各WFD的估計系數都為負且都顯著，這表明本省區金融發展對其相鄰省區的城鄉收入分配差距也起縮小作用，且這種縮小作用主要是通過金融規模的空間相關作用實現的，因此“金融發展對城鄉收入分配的作用存在地區空間相關性”，假說2得到了驗證。普通面板模型、空間自回歸模型、空間誤差自相關模型以及空間滯后誤差自相關模型回歸中FE系數的絕對值都較FD系數絕對值大，這說明就本省區而言金融效率對城鄉收入分配差距所起的縮小作用比金融規模要大。

五、結論與政策建議

本文根據金融發展與收入分配的“倒U”理論和“負相關”理論及中國的金融發展與研究現狀，提出“金融發展對城鄉收入分配的作用存在地區異質性”和“金融發展對城鄉收入分配的作用存在地區空間相關性”假說；文章以2000-2012年中國31個省區的金融發展與城鄉收入分配數據，分別運用普通面板模型和空間面板模型對兩個假說進行驗證。研究結論如下。

普通面板模型的分析結果表明：從全國來看，城鄉收入差距依然很大，收入分配矛盾依舊突出，金融的發展正在使收入差距擴大的幅度下降，即金融發展對收入分配差距正在起縮小作用；不同省區的城鄉收入差距的程度并不相同，東部省區的平均城鄉收入差距最小，中部次之，西部省區的城鄉收入差距最大，不同省區的金融發展對其城鄉收入差距的作用程度并不相同，具體程度大小表現為不同省區金融規模、金融效率回歸系數的不同，即“金融發展對城鄉收入分配的作用存在地區異質性”。

空間面板模型的分析結果表明：當加入空間相關性時，空間面板模型結果優于普通面板模型；空間自回歸模型、空間誤差自相關模型和空間滯后誤差自相關模型的相關系數均顯著，中國各省區城鄉收入分配確實受到周圍地區城鄉收入分配的影響；金融規模與金融效率的回歸系數結果也表明中國金融發展對收入分配的差距正在起縮小作用，與普通面板模型的結論一致；本省區的金融規模對相鄰省區的城鄉收入分配差距起縮小作用，且這種縮小作用十分顯著。因此，我們可以得出，中國“金融發展對城鄉收入分配的作用存在地區空間相關性”，且這種空間相關作用主要通過金融規模的空間相關性作用來實現。

根據本文的研究結論，金融發展程度影響城鄉收入分配差距，由于金融發展的地區非均衡特征與地區空間集聚特征導致金融發展對城鄉收入分配的作用存在地區異質性與地區空間相關性。因此，就本文的研究結論，提出如下政策建議。

一是加大對中西部省區的金融支持力度，促進省區間金融交互發展，縮小金融發展的不平衡。由于中西部省區的金融發展水平低于東部省區是導致其城鄉收入分配差距大于東部省區的重要原因，所以加大對中西部省區的金融支持力度，合理配置金融資源，創建適應中西部省區發展的金融生態集聚區，以金融發展推動中西部省區的經濟、人文發展，進而增加城鄉居民收入，縮小城鄉收入差距。

二是建立健全鄉村金融服務體系，增加農村居民收入。農村居民收入增長速度小于城鎮居民收入的增長速度是城鄉收入差距逐漸擴大的重要原因，所以，增加農村居民收入有助于縮小城鄉收入分配差距。然而農村金融服務體系薄弱是限制農民收入增長的重要因素，農村居民享受不到同鎮居民一樣的金融資源，即使他們跨越了金融服務的門檻，這很大程度上限制了農民收入的增加空間。因此建立健全鄉村金融服務體系，對增加農民收入，縮小城鄉收入分配差距具有重要作用。

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