銀行業結構對城鄉收入差距的縮小效應研究
——基于新結構經濟學最優金融結構理論

李 瑞，王葉軍，張小鹿

(1.南開大學 經濟學院，天津 300071；2.河北經貿大學 金融學院 河北 石家莊 050061;3.清華大學 創新發展研究院， 北京 100084；4.清華大學 社會科學學院，北京 100084)

一、引言

縮小城鄉收入差距，推進城鄉融合發展是扎實推動共同富裕的內在要求和重要抓手。黨的十九大報告提出鄉村振興戰略和城鄉融合發展理念，意在通過促進農村經濟社會發展，解決我國長期存在的城鄉二元體制問題。2021年8月17日，中共中央財經委員會第十次會議研究扎實促進共同富裕問題，明確“共同富裕是社會主義的本質要求，是中國式現代化的重要特征”“要堅持以人民為中心的發展思想，在高質量發展中促進共同富裕”①。然而，城鄉發展不平衡是當前我國經濟社會多個領域普遍存在的問題；其中，城鄉收入差距表現突出。研究表明，我國的收入不平等突出表現為長期過大的城鄉收入差距[1-2]。2015年，我國東部、中部和西部的城鄉收入差距分別為3.37、3.44和4.24，各省份內部的城鄉收入差距亦存在巨大差異。對基尼系數進一步分解同樣發現，城鄉收入差距對全國居民總體收入差距的相對貢獻率長期維持在50%以上[3]，遠高于城鄉內部的貢獻率。不難看出，切實縮小城鄉間收入差距是改善我國整體居民收入不平等狀況的重要突破口②，直接影響著城鄉融合和共同富裕目標的實現。

20世紀80年代后期以來，收入分配成為我國經濟學研究的重要領域，眾多學者對城鄉收入差距的影響因素進行了詳實深入的研究。但是，在考察金融因素的影響時，研究層面聚焦于以銀行存貸款占GDP比重衡量的金融發展、以直接融資和間接融資比例衡量的金融結構等方面，對銀行業內部結構的關注尚存不足，有待擴展和深化。與此同時，我國地理環境和經濟結構在地區間的差異顯著，可能對銀行業結構縮小城鄉收入差距效應的發揮產生重要影響。現有關于銀行業結構與城鄉收入差距的研究尚未能充分反映這些異質因素帶來的差異化影響，對政策制定缺乏指導性，使金融政策難以做到因地制宜、精準調控。

本研究聚焦我國銀行業結構對城鄉收入差距的影響，一個原因是我國面臨較大的城鄉收入差距問題，另一重要原因是我國鮮明的銀行業結構特點。經過多年發展，我國直接融資獲得較快增長，但未能改變銀行提供的間接融資仍是我國最主要融資途徑的局面；同時，“大而集中”成為我國銀行業結構體系的重要特征。“大型國有銀行占比高、中小微銀行占比小”的銀行業格局不可避免地造成“國有企業資金供給充裕甚至過剩、廣大中小微企業和農戶資金供給不足”的局面，形成久治不愈的中小企業“融資難、融資貴”及農村金融“貧血”問題[4]。銀行業結構內部的這些問題也成為我國城鄉收入差距過大的原因之一。基于這一邏輯，本文嘗試研究以下問題：(1)銀行業結構優化是否可以改善城鄉收入不平等；(2)根據新結構經濟學最優金融結構理論“中小銀行的規模和特征與中小企業更匹配”的觀點，中小企業數量越多的地區，是否銀行業結構優化對城鄉收入差距的影響更大；(3)我國不同省份在市場化水平、居民金融素養和基礎設施等方面的差異，是加劇還是縮小了銀行業結構優化對城鄉收入差距的作用。

二、文獻回顧、理論分析和假設提出

(一)相關文獻綜述

本文主要涉及兩方面文獻，一是影響城鄉收入差距的因素，二是涉及銀行業結構變動的經濟效應。對卷帙浩繁的有關城鄉收入差距的研究進行分類歸納、細致梳理可以發現，其涉及的主題主要包括如下方面：(1)經濟制度變遷及宏觀經濟發展因素，如發展戰略[5]、經濟制度變革[6]、公有主體混合經濟制度[7]、財政體制改革[8]等；(2)中觀行業和政策因素，如工業智能化[9]、服務業增長[10]、流通業發展[11]、對外貿易[12]、教育擴張[13]；(3)微觀個體因素，如勞動力質量[14]、勞動力流動[15]；(4)其他影響因素，如戶籍歧視[16]、城市化[17]、民營經濟發展[18]、基礎設施[19]等。雖然也有從金融發展和金融結構角度進行的研究，但基本停留在用“存貸款余額占GDP的比重”衡量金融發展規模、用“直接融資與間接融資的比重”衡量金融結構等宏觀整體方面[20-25]。師俊國[26]基于新結構經濟學研究金融結構對收入分配差距的門限效應，雖然也涉及城鄉收入差距，但分析的仍然是間接融資與直接融資的比重、社會融資規模占GDP的比重這類金融結構的作用。呂海運和趙洪進[27]基于新結構經濟學研究了銀行業結構對城鄉收入差距的影響，但使用的檢驗方法過于單一，對模型的內生性和穩健性缺乏足夠的分析和檢驗，亦未考慮相關因素的異質性影響。這為本文的研究留置了探索空間。

探討銀行業結構對經濟影響的文獻對我們啟發也較大。總體來看，可以從相互聯系但又各有側重的兩個方面進行總結：第一個方面注重對銀行業整體競爭程度的把握，關注銀行業集中度的經濟效應。具體說來，即用赫芬達爾指數等測度方法，通過資產、分支機構或從業人員數等對排名前三或前五的幾家大型銀行在全部銀行市場中的占比衡量銀行業競爭程度，通過這一角度分析銀行業結構對信貸資金供給[28]、私營企業融資約束[29]、經濟增長[30]、全要素生產率[31]等的影響。第二個方面，也即本文力圖探索和證實的方面，注重從功能和特征角度出發，研究不同規模的銀行在服務實體經濟方面存在的不以人的意志為轉移的、客觀存在的成本和效率差異，解釋中小銀行的相對重要性，進而基于我國當前經濟結構特征，探究以中小銀行發展所推動的“銀行業規模結構”優化對經濟的影響。比較有代表性的文獻有林毅夫和孫希芳[30]，該研究構造了中小金融機構市場份額這一關鍵變量③，用來研究中小金融機構市場份額上升對中國經濟增長的作用。姚耀軍和董鋼鋒[32-33]研究由中小銀行發展所推動的銀行業結構變化對緩解中小企業融資約束的影響。吳晗和段文斌[34]探討了中小銀行市場份額的上升對中小企業進入率的影響。可以發現，現有考察銀行業結構對經濟影響的文獻更多關注增長，但從理論和實證角度深入探討銀行業結構對分配，尤其是城鄉收入差距這一重要命題影響的研究仍有待加強。

(二)理論分析

林毅夫等[35]首次系統論述了新結構經濟學最優金融結構理論，認為金融結構不僅包括金融市場與銀行在金融體系中的相對重要性，而且涉及銀行業中不同規模銀行的分布對經濟的重要作用。這一理論對金融結構含義的分析具有明顯的拓展。傳統研究對于金融結構的探討大多停留在不同融資方式，即直接融資和間接融資的比例，分析金融市場和金融中介究竟哪一方對經濟的作用更強。新結構經濟學最優金融結構理論進一步將不同規模銀行在信息生產方式和風險分散能力方面的差異，以及對經濟績效的影響等納入金融結構的研究范疇，對中國等金融領域以銀行為主導的經濟體具有更直接的啟示意義。在該理論正式形成前，其視角和思路已經被應用于學術研究；該理論正式提出后，同樣得到學術界持續關注。如林毅夫和姜燁[36]在該理論系統提出前基于同樣視角進行研究，發現銀行業結構及其與經濟結構的匹配程度對經濟增長具有顯著影響。幾乎與該理論提出同時，林毅夫和孫希芳[30]按照這一研究思路，發現中小金融機構市場份額同我國經濟增長關系密切，前者份額的上升對后者具有顯著的提高作用。中小企業融資問題是理論界和實踐領域經久不衰的話題。姚耀軍和董鋼鋒[32-33]從中小銀行發展角度對該問題做了探索性研究，并將其與傳統金融結構和金融發展的作用進行對比，發現中小銀行發展引致的銀行業結構變動是解釋中小企業融資約束的重要因素，且通過了統計檢驗；而金融中介與金融市場的比值、金融規模指標均未產生一致可信的影響。新近出現的一些文獻還用該理論來解讀銀行業結構同經濟發展之間的關系。比如，吳晗和段文斌[34]以最優金融結構理論為視角，探討了銀行業市場結構與中國制造業企業進入的聯系；顏建曄等[37]同樣基于該理論，對銀行業結構對地區經濟發展的影響進行了研究；葉德珠等[38]從銀行業規模結構與企業規模結構相互匹配的視角，研究銀企匹配度與地區經濟增長之間的關系。張一林等[39]從銀企匹配的視角出發，認為大銀行的融資特性與大企業的企業特性相互匹配，能幫助大企業有效地節約信息成本、減少利息支出，有助于為大型和高資質企業發展提供充足的金融資源和良好的金融服務；但嚴格的抵押品要求和違約清算制度決定其難以為中小企業提供有效的金融支持。我們在認識和實際政策制定中長期存在的誤區，即認為通過行政干預要求大銀行服務中小企業有助于緩解中小企業的融資問題，其實不然，中小企業融資困難的重要原因是缺乏與之資質匹配的金融供給。上述研究充分反映出增加中小銀行占比，優化銀行業結構，關注不同銀行規模結構對理論研究和經濟運行實際的重要程度。

銀行業結構對城鄉收入差距的影響，取決于大銀行和中小銀行的金融服務類型及質量對城鎮居民和農村居民金融資源獲取的相對影響。更具體地，當農村居民直接獲取金融資源更容易、或者金融資源對其收入增加效應相對城鎮居民更大時，城鄉收入差距就趨向于降低，反之則會擴大城鄉收入差距。這可以從兩個角度來分析。

第一，從規模特征、信息獲取和風險偏好等方面看，大銀行資金實力雄厚、規模龐大、委托代理鏈條長，對客戶資產抵押和收入流水的要求更高，所以城市富裕群體更容易獲得大銀行的信貸資金，農村低收入群體則多被排斥在外。與大型國有銀行相比，中小銀行往往享有信息優勢，為了實現利潤并確保資金安全，中小銀行有極強的動機依托社會關系和地理優勢有效搜集和利用軟信息進行更加靈活的組合和考量，代替基于嚴格抵押要求的客戶篩選機制[4]，利用這種信息優勢降低農戶在借款申請環節的交易成本和違約風險[40-41]。中小銀行占比的提高可以帶來目標客戶群體的下移，使收入較低、資產較少，甚至人力資本和社會資本都相對缺乏的農民群體也能享受到金融資源。有望通過優化家庭資產配置提高資金運用效率，獲取更多財產性收入；增加教育培訓提升勞動技能[24]，使工資性收入增長；擴大生產經營規模，提高經營性收入。

由于勞動力市場分割，進城務工的農業轉移勞動力很難進入福利待遇較高的國有企事業單位，只能進入次級勞動力市場[42]，在中小微民營企業謀職，或從事個體經營，甚至成為流動商販。中小銀行占比增加，有利于直接滿足這些群體的融資需求，能幫助其在原有基礎上擴大經營規模，同時可能助力新企業新市場主體誕生，保障并提高進城務工人員收入[18]。農民工是我國經濟轉型過程中一個特殊的群體，為國家經濟發展和社會進步貢獻了巨大力量。近期國家統計局公布的官方數據顯示，在2020年，我國有超過2.8億之多的農民工群體。現行戶籍制度及城市更高的生活成本，客觀上使得進城務工人員難以在城市安家落戶，他們往往采用多種途徑將打工所得交給在農村生活的家庭成員，常用途徑包括匯款、托人捎帶或自己返鄉時攜帶等[1]，這種行為直接增加了農村居民的收入。進一步地，農村居民獲得的貨幣性收入有助于改善農業生產環境，提高農業生產力，從短期和長期縮小城鄉收入差距[43]。

第二，長期以來，我國農村金融體系發展滯后，不僅限制了農業及農村非農生產經營，也不利于盤活農村資產、吸引城市資本進行投資，加上規劃、體制等多重因素以及產業發展規律等，使農村居民可比收入長期低于城市居民。2006年，國家適時地頒布調控政策放松對農村金融市場的準入限制④，以應對農村發展缺乏資金的局面，多種形式的金融機構及相當數量的小型金融機構應運而生，提高了中小銀行在整個銀行體系中的比重，直接增加了農村金融供給方式，拓展了農村的金融獲取途徑和規模。壟斷性的銀行業市場結構容易造成信貸市場不完善，降低風險系數較低的農村家庭和農村企業對金融資源的獲取概率[44]。新一輪農村信用社改革、農村金融市場準入門檻的降低，為農村商業銀行、農村資金互助社、小額貸款公司、村鎮銀行等農村中小金融結構的建立拓展了政策空間，為其深耕農村市場提供了肥沃土壤。這些新型農村金融機構的誕生客觀上提高了中小金融機構占比，優化了銀行業結構，能夠在相當程度上緩解中小企業和農村領域的信貸約束，提高其正規金融的選擇機會[29]。在國家大力支持鄉村振興，鼓勵多渠道興旺農村產業，培育綠色農業、新型農業，探索三權分置、土地流轉等制度創新以盤活農村資產的背景下，中小銀行能夠靈活高效地捕捉當地農村資金需求的信息并提供服務，使農村居民較自身以往和同期城市居民的金融利用程度明顯增加，有利于充分發揮金融撬動收入增加的杠桿作用，建立對農村居民的造血機制，縮小城鄉收入差距[45]。

(三)假設提出

基于上述兩方面理論分析，本文提出第一個研究假設：

H1：以中小銀行發展所推動的銀行業結構優化，更好地滿足了中小企業和農村的金融需求，有助于縮小城鄉收入差距。

銀行業結構對城鄉收入差距作用的發揮不可避免地會受到當地經濟環境的影響。為此，本文考察如下三個方面的差異化影響：(1)市場化水平。金融資源作為對經濟發展和收入增加至關重要的因素，其有效配置離不開市場的基礎性作用。我國幅員遼闊，經濟改革和對外開放進程在不同區域間差別明顯，使得市場化水平參差不齊。市場化水平高的地區對資源的配置和利用能力更強，預期同等程度銀行業結構優化對城鄉收入差距產生的作用將高于市場化水平較落后的地區。(2)金融素養。金融素養作為一種特殊的人力資本，反映了行為主體對金融知識和服務的獲取和利用能力，影響個人進行財務規劃、按期歸還債務、提前規劃養老儲蓄和積累財富的能力[46]。我國居民整體金融素養不高，且不同省份居民的金融素養存在較大差異，城鄉之間的差距則更嚴重⑤，極有可能影響到銀行業結構對縮小城鄉收入差距的作用。(3)基礎設施方面。包括通訊基礎設施在內的基礎設施是經濟發展的先導，其同樣能夠為金融機構布局和金融服務供給提供方便，從而基礎設施水平的差異也將是強化或阻礙銀行業結構優化對城鄉收入差距影響的重要因素。基于此,本文提出第二個研究假設，包括三個命題：

H2a：市場化水平越高的地區，以中小銀行發展所推動的銀行業結構優化對城鄉收入差距的縮小作用更大。

H2b：金融素養越高的地區，以中小銀行發展所推動的銀行業結構優化對城鄉收入差距的縮小作用更大。

H2c：基礎設施越完善的地區，以中小銀行發展所推動的銀行業結構優化對城鄉收入差距的縮小作用更大。

三、數據和實證模型

(一)模型設定和估計方法

交互法是倍差法(Difference-in-Difference)的一個變形，在金融發展與經濟增長等文獻中被廣泛使用。以中小銀行發展推動的銀行業結構優化與中小企業的匹配能否縮小城鄉收入差距是本文首要研究的問題。為此，借鑒Rajan和Zinglas[47]、Beck等[48]以及吳晗和段文斌[34]對交互法的使用，設定如(1)式所示的基準回歸模型以便進行實證分析。

Gapit=α+βBSit×ENit+ΓXit+θi+δt+εit

(1)

在式(1)中，Gapit為被解釋變量城鄉收入差距。BSit為銀行業結構，以中小銀行在銀行體系中的占比衡量。ENit為地區中小型工業企業總資產，用以衡量某地區中小企業數量規模⑥。根據理論分析，當某地區中小企業數量越多，中小銀行對當地提供金融服務的功能越能得到充分發揮。這種銀企匹配度的增加，使中小企業能夠獲得更多金融資源，也進一步提高了金融機構服務中小企業的效率，可能對縮小城鄉收入差距產生積極作用。Xit為控制變量集，包括金融規模、經濟發展狀況、政府支出和教育水平等；θi為地區固定效應，δt表示時間固定效應，εit是隨機誤差項。

(二)變量定義和數據來源

城鄉收入差距(Gap)。借鑒駱永民和樊麗明[49]、黃乾等[18]的做法，對城鄉人均可支配收入比進行測量⑦。這是一個正向指標，不僅具有良好的連續性和可比性，而且對收入差距的刻畫最直觀，最能形象地說明城鄉收入差距的程度。數值越大說明城鎮居民與農村居民收入分配越不平等。

核心解釋變量：銀行業結構與中小企業數量的匹配(簡稱“銀企匹配”)，具體以銀行業結構(BS)與中小企業數量(EN)的交互項表示。借鑒姚耀軍和董鋼鋒[32-33]、吳晗和段文斌[34]以及顏建曄等[37]的做法，銀行業結構可以用中小銀行資產占全部銀行資產總額的比重表示。其中，中小銀行定義參考銀監會的統計口徑⑧，中小企業數據來自《中國工業統計年鑒》分地區大中小型工業企業統計指標。

控制變量：參考經濟理論和已有文獻，加入可能影響城鄉收入差距的因素作為控制變量，具體包括：金融規模(Fina)，本文中以銀行存貸款總額與GDP的比值表示；經濟發展水平(Pgdp)，本文采用各地區人均GDP表示；對外貿易(FT)，本文中的測量方法為各地區進出口額占地區GDP的比重；城市化率(Urban)，本文使用地區城鎮常住人口與常住總人口之比度量；政府支出(Gov)，本文用地方政府財政支出與GDP之比衡量；教育水平變量(Edu)，在本文中以每萬人在校大學生數度量。

本文原始數據來源于《分省金融運行報告》《中國統計年鑒》《中國工業統計年鑒》、中經網統計數據庫和《中國分省份市場化指數報告(2021)》。考慮到2008年金融危機前后各變量變動較大，本文選取2008—2019年中國31個省(自治區和直轄市)(未包括中國香港、澳門和臺灣地區)，以下簡稱“省份”共計372個樣本。由于物價水平的波動會對以名義貨幣值度量的經濟變量產生放大或縮小作用，影響估計準確性，故將上述變量中的名義值換算為以2008年為基期的實際值進行回歸。為易于分析，對取值較大的絕對數值取對數處理。各變量說明和描述性統計如表1所示。

表1 變量說明和描述性統計

四、實證檢驗及結果

(一)LIE假設檢驗

根據Hainmueller等(2018)[55]關于乘法交互模型可信度的經典分析，交互項模型有一個隱含關鍵假設，即線性交互作用假設(Linear Interaction Effect Assumption，簡稱 LIE假設)。可以將其概括為調節變量X每增加一單位，處理變量D對因變量Y的邊際效應發生β(交互項的系數)單位的變化；X對D的邊際效應影響在X的整個定義域內不變，均為常數β。所設定的模型是否滿足該前提假設，可以通過圖形進行檢驗。具體做法可以分兩步完成：第一步，將數據按變量X分組，畫出Y-D所對應的散點圖。若X為連續變量，則按照分位數將X等分成低(X=0)、中(X=1)、高(X=2)三組。第二步，考察Y與D組內關系是否為線性。考察方法如下，在散點圖中分別給出線性擬合線和LOWESS擬合線，若兩條擬合線接近，說明模型是線性的，即滿足LIE假設；否則，不滿足。本文檢驗結果如圖1所示。在圖1中，X=0,1,2分別為地區中小企業數量規模“低、中、高”三組。三個分組中城鄉收入差距和銀行業結構的線性回歸擬合線與LOWESS擬合線非常接近。此外，箱型估計量的Wald檢驗p值為0.487 2，未能拒絕“交互作用是線性的”原假設，支持使用線性交互模型。綜上，本文的模型設定通過了LIE假設檢驗，即可以通過銀行業結構與中小企業數量規模的交互項分析銀行業結構對城鄉收入差距的影響。

圖1 LIE假設檢驗

(二)基準回歸結果

本文采用2008—2019年平衡面板數據進行的Hausman檢驗拒絕零假設，故選用雙向固定效應模型(FE)對城鄉收入差距與銀企匹配進行分步回歸，以驗證銀行業結構與中小企業數量的交互項對城鄉收入差距的影響。如表2所示，(1)—(4)列為固定效應模型的回歸結果：(1)列只加入核心解釋變量，(2)—(4)依次加入控制變量。(1)列結果顯示，銀行業結構與中小企業數量的交互項系數在1%水平下顯著為負，表明隨著地區中小企業數量規模的增加，以中小銀行發展帶來的銀行業結構優化能夠縮小城鄉收入差距。(2)列在(1)列基礎上加入金融規模控制變量，結果顯示地區存貸款總額占GDP的比重上升會縮小城鄉收入差距，并且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明金融規模的擴大有利于緩解城鄉收入不平等。此時，銀行業結構與中小企業數量的交互項系數有所下降，但仍在1%水平下顯著為負。(3)列在(2)列的基礎上加入經濟發展水平、對外貿易和城市化率三個反映地區經濟發展狀況的控制變量，結果顯示其均在不同程度上顯著縮小城鄉收入差距。銀行業結構與中小企業數量的交互項系數較之前明顯下降，但仍在1%水平下顯著為負。(4)列繼續加入政府支出和教育水平控制變量，同樣對城鄉收入不平等具有緩解作用。銀行業結構與中小企業數量的交互項系數繼續下降，但仍在1%水平下顯著為負。模型(1)到模型(4)的調整擬合優度(R2)不斷增加，銀行業結構與中小企業數量交互項的系數則不斷減小，但始終在1%水平下顯著為負，顯示出模型設定和回歸方法的合理性。作為比較，(5)(6)列給出隨機效應模型和混合最小二乘回歸結果，可以看出，銀行業結構與中小企業數量交互項的系數均在1%水平下顯著為負，其擬合優度低于模型(4)，且個別控制變量變得不顯著或符號方向發生改變。綜合考慮，模型(4)的結果更可信。

(三)內生性檢驗

城鄉收入差距可能反向影響中小企業的數量，進而影響本文的核心結論，也即基準模型可能存在內生性，同時，考慮到城鄉收入差距具有較強的延續性，在很大程度上受到上期的影響，故本文使用動態面板(GMM)、被解釋變量滯后一期和二期為工具變量的固定效應工具變量法(FE-IV)以及核心解釋變量的滯后一期和二期為工具變量的工具變量兩階段最小二乘法(IV-2SLS)重新進行回歸，以緩解內生性問題。表3列(1)為系統GMM估計結果，列(2)和(3)分別為以被解釋變量滯后一期和二期為工具變量的固定效應回歸結果，列(4)和(5)分別為以核心解釋變量滯后一期和二期為工具變量的兩階段最小二乘回歸結果。可以看出，不論采用動態面板還是工具變量回歸，均證實與中小企業數量匹配的銀行業結構對城鄉收入差距具有顯著的縮小作用，且在1%水平上顯著。

表2 銀行業結構對城鄉收入差距的影響

表3 銀行業結構與城鄉收入差距：動態面板和工具變量回歸

(四)穩健性檢驗

本文使用變量替換、樣本再造和更換估計方法三個方面進行穩健性檢驗，結果見表4。在樣本替換方面，本文使用中小銀行從業人員占比(用“銀行業結構1”表示)衡量銀行業結構，重新計算銀行業結構與中小企業數量的匹配，檢驗其對城鄉收入差距的影響，如列(1)所示。樣本再造方面，考慮到由于直轄市享受特殊的政策支持使其轄內中小銀行和企業數量明顯高于其他地區，故刪除直轄市樣本重新對數據進行回歸，并輔以上述變量替換做進一步檢驗，結果見列(2)和(3)。更換估計方法方面，以銀企匹配滯后一階作為工具變量，選用雙向固定效應工具變量GMM方法重新進行估計，結果如列(4)所示。綜合表4各結果可以看出，銀行業結構與中小企業交互項的系數始終在1%水平下顯著為負，說明基準模型的估計結果具有較強的穩健性。

表4 穩健性檢驗：替換變量、樣本再造和更換估計方法

五、進一步拓展分析

(一)不同分位點城鄉收入差距對銀行業結構響應的異質性

從計量模型設計原理來看，傳統線性回歸模型僅關注被解釋變量的均值對解釋變量變化的響應，無法捕捉被解釋變量整體分布的異質性特征，即無法反映在城鄉收入差距不同層次上，銀行業結構優化對城鄉收入差距的影響程度，限制了對比分析的可行性。因此，本文采用Koenker和Bassett[56]提出的分位數回歸方法進一步分析銀行業結構優化對不同城鄉收入差距地區的異質性影響。選擇的分位數為城鄉收入差距的0.1、0.3、0.5、0.7和0.9分位數，回歸結果分別對應表5的(1)—(5)列。由表5可知，隨著城鄉收入差距分位數的增加，銀行業結構與中小企業數量的交互項系數呈由小到大遞增趨勢。除0.1分位數的系數不顯著外，其他各分位數至少在5%水平下顯著，其中0.5分位數對應的估計系數通過了1%顯著性水平。這表明，隨著中小企業數量的增加，銀行業結構優化對高城鄉收入差距地區的影響大于低城鄉收入差距地區，即銀行業結構優化對城鄉收入差距的影響具有“遇強則強”的特點，從而反映出由中小銀行發展所推動的銀行業結構優化對解決我國城鄉之間長期過大的收入差距具有良好的性態。具體而言，我國城鄉收入差距大體呈現“西部省份最高、中東部省份相對較低”的格局。由于銀行業結構優化對高城鄉收入差距地區的效應更大，從而使得西部地區城鄉收入差距得到更大程度的緩解，有望推動東西部地區城鄉收入差距的收斂，實現東中西部的均衡發展。

表5 面板分位數回歸結果

(二)市場化水平、金融素養和基礎設施的差異化影響

現有研究常基于東中西三大區域劃分進行異質性分析。然而，除中東西區域劃分之外，我國還存在“東、中、西、東北”四大經濟區域及八大綜合經濟區⑨的劃分，這充分說明我國地區發展的多樣性，東中西三大區域的劃分偏籠統；但采用四大經濟區或八大經濟區則可能嚴重降低研究的樣本數量，使回歸結果可信度降低。綜合考慮，本文轉換思路，從市場化水平、金融素養和基礎設施等具體方面對樣本進行劃分，以突破單純區域劃分的局限，從多角度多方面具體考察銀行業結構縮小城鄉收入差距情境變量的差異化影響。首先分別將市場化水平、金融素養和基礎設施變量按取值大小從高到低排序，求各自的均值，然后按大于或小于均值分別歸類到高、低組別，將中間值并入與之相鄰兩數中差額較小的一組，最后對各組分別進行回歸，結果見表6。

表6 市場化水平、金融素養和基礎設施的差異化影響

市場化水平的高低對銀行業結構縮小城鄉收入差距作用的差異化影響見表6列(1)(2)。在高市場化水平地區，銀行業結構與中小企業數量的交互項系數為-0.092，在1%水平下通過顯著性檢驗，說明隨著中小企業數量的增加，銀行業結構優化能夠顯著縮小城鄉收入差距。對于低市場化水平地區，該作用不顯著。這可能是由于市場化水平高的地區，營商環境優越，中小企業發展得到良好的支持和保護，市場在資源配置方面的基礎性作用得到充分發揮。此時，中小銀行發展所推動的銀行業結構優化能夠有效滿足中小企業的融資需求。這種銀企匹配度的提高，通過促進吸納農村居民的中小企業的發展，對于增加農村居民收入產生直接影響，從而對城鄉收入差距縮小有顯著的積極作用。對于城市中小企業，由于勞動力市場分割，農業轉移勞動力很難進入城市國有大型企事業單位[19，42]，其大多就職于地方中小企業，另有大量進城農民從事個體經濟或流動經營。如前文所述，城市務工人員的一部分或者大部分收入多被用來支持在農村生活的家庭，促進農村家庭收入的提高，進而縮小城鄉收入差距。當市場化水平低、上述兩方面作用都無法充分發揮時，銀行業結構優化對城鄉收入差距的影響會減弱，甚至變得不顯著。

居民金融素養的高低對銀行業結構縮小城鄉收入差距作用的差異化影響如表6列(3)(4)所示：在不同水平的金融素養分組中，銀行業結構優化對城鄉收入差距均產生了顯著的負向影響，但高金融素養組別銀行業結構與中小企業數量的交互項系數(-0.127)幾乎是低金融素養組別(-0.067)的2倍，顯示出金融素養在經濟主體利用金融資源改善收入狀況方面的重要作用。這得到一些學者研究的支持，如王正位等[57]的研究發現，金融素養是經濟主體金融市場參與度和金融市場參與效果的重要影響因素。其中，相較于金融素養較低的家庭，金融素養高的家庭收入增長更快，金融素養對家庭收入增長率具有顯著的正向影響。然而，廖理等[58]研究發現，從金融需求端看，金融素養較低的家庭對金融市場的參與意愿低，借貸意愿不強，即便迫于需要也更傾向于利用非正規渠道向親朋好友、民間機構借貸，而不是從商業銀行等正規金融機構融資；從金融供給端看，金融素養低的家庭由于認知偏差和信用管理能力更差，較難實現財富積累，加之在信用記錄和按時還款方面的表現不佳，使得銀行貸款申請被拒絕的概率更大，這在一定程度上限制了銀行業結構優化作用的發揮。

從表6列(5)(6)基礎設施的差異化影響結果可以發現：在基礎設施更加完善的分組中，銀行業結構與中小企業數量的交互項系數為-0.142，且在1%水平下通過顯著性檢驗；但在基礎設施得分低的地區，該核心變量并未通過顯著性檢驗。這表明通訊類基礎設施的完善程度對于銀行業結構優化縮小城鄉收入差距作用的發揮至關重要。完善的通訊基礎設施有利于城鄉之間的信息交流，一方面有利于農村居民及時獲得務工信息，降低信息搜尋成本和減少摩擦性失業[19]，另一方面有利于農村民營企業和個體經營者及時捕捉瞬息萬變的市場信息，降低因信息不對稱造成的經營風險，了解市場行情，增強議價能力，提高農民收入[45]。隨著鄉村振興戰略的實施，基礎設施的完善為城市資本到農村投資提供了便利條件，有利于投資者發掘農村有價值的資源，助力當地農民增收。

六、結論與建議

本文以新結構經濟學最優金融結構理論中關于銀行業結構的研究為基礎，通過理論分析和實證檢驗銀行業結構優化對城鄉收入差距的作用。結果表明，隨著地區中小企業數量規模的增加，以中小銀行發展帶來的銀行業結構優化能夠顯著縮小城鄉收入差距，內生性及穩健性檢驗均得出與此一致的結論。異質性分析發現，銀行業結構優化對高城鄉收入差距地區的影響大于低城鄉收入差距地區；市場化水平高的地區，銀行業結構優化能夠顯著縮小城鄉收入差距，低市場化水平地區影響則不顯著；金融素養的分組檢驗中，銀行業結構優化對城鄉收入差距均產生了顯著負向影響，但系數差別明顯，前者幾乎達到后者的2倍，表明金融素養在經濟主體利用金融資源改善收入狀況方面的巨大差異；與市場化水平類似，銀行業結構優化對基礎設施完善的地區作用顯著，對基礎設施仍需進一步完善的地區則無顯著影響。

基于上述研究結論，本文提出如下政策建議：(1)發展中小銀行的普惠金融業務，因地制宜地為不同地區農民增收提供融資渠道。(2)注重中小銀行金融政策的地區差異性，針對不同省份的經濟發展階段、農村產業結構、特色農村產業，實施精準的中小銀行農村金融服務政策。(3)在確保金融安全的同時，進一步放寬銀行業準入限制，增加中小銀行數量，優化銀行業結構，構建與公有制為主體多種所有制經濟共同發展基本經濟制度相契合的銀行業結構，充分發揮金融服務實體經濟的作用，縮小城鄉收入差距。(4)采取有效措施提升落后地區的市場化水平，注重保護市場機制在資源配置和價格形成中的基礎性作用，減少對中小銀行的不當干預。(5)加強居民金融教育，提高居民整體尤其是農村居民金融素養。營造良好的金融法治環境，打擊非法金融活動，規范金融機構的業務和經營行為，通過加大宣傳等途徑消除家戶對金融活動的心理排斥。在鼓勵和支持民眾金融參與的同時，降低遭受金融損失的可能性，最大限度發揮金融政策的實施效果。(6)加強對欠發達地區的基礎設施投資建設，尤其是便利金融資源供給以及金融知識和信息獲取的基礎設施，為暢通金融服務和供給、增加金融獲取途徑和資源提供基礎條件，進而為縮小城鄉收入差距提供基礎支撐。

注釋：

①習近平：《扎實推動共同富裕》，載于《求是》2021年第20期，第4-8頁。

②因為單從城市和農村內部看，其收入不平等程度始終維持在合理區間：城鎮居民收入差別基尼系數在改革開放初期處于0.2左右水平，之后在1993—2001年逐步擴大到0.3，2002年至今基本維持在0.3～0.35；農村居民收入差別基尼系數相對較高，但也始終未超過0.4的國際警戒線，基本維持在0.3～0.4。參見陳宗勝等著《中國居民收入分配通論：由貧窮邁向共同富裕的中國道路與經驗》，格致出版社2018年版，第5頁。

③具體構造方法是以四大國有商業銀行之外的其他金融機構貸款余額占地區全部金融機構貸款余額的比重衡量中小金融機構的市場份額。

④2006年12月20日，《中國銀行業監督管理委員會關于調整放寬農村地區銀行業金融機構準入政策，更好支持社會主義新農村建設的若干意見》(銀監發〔2006〕90號)。

⑤西南財經大學中國家庭金融調查研究中心和中國農業銀行戰略規劃部聯合發布的《中國農村金融發展報告2014》顯示，我國家庭金融知識水平遠低于歐美發達國家。我國家庭整體金融知識水平為42.0，而美國家庭知識水平為75.3，荷蘭為78.8。同樣值得重視的是，我國城鄉居民間金融知識水平亦存在巨大的“鴻溝”：城市家庭知識水平均值為51.4，農村家庭僅為29.4。金融素養和金融知識來自對“financial literacy”的翻譯，在中文文獻中可互換使用。

⑥大中小型工業企業的劃分標準為：從業人員(X，人)營業收入(Y，萬元)。大型：X≥1 000，Y≥40 000；中型：300≤X<1 000，2 000≤Y<40 000；小型：20≤X<300，300≤Y<2 000；微型：X<20，Y<300。由于國家統計局未公布各類型企業的數量，故根據不同類型企業總資產規模結合該劃分標準可近似估算某地區中小微企業數量。

⑦國家統計局在2013年更改了統計口徑，統一了“農村人均純收入”和“城市人均可支配收入”，自2013年起開始使用“農村人均可支配收入”，故2008—2012年“農村人均可支配收入”的數據由“農村人均純收入”替代。

⑧自2019年起，郵儲銀行納入“大型商業銀行”匯總口徑(銀保監會)。“工農中建交”為五大國有商業銀行；中小銀行包括農村金融組織(農村商業銀行、各級農村信用社、農村合作銀行、村鎮銀行和農村互助社)、城市商業銀行(包括城市信用社)、股份制商業銀行。

⑨由國務院發展研究中心發展戰略與區域經濟研究部依據不同地區經濟社會發展狀況而提出的區劃構想，八大綜合經濟區分別為東北(黑龍江、吉林、遼寧)、北部沿海(北京、天津、河北、山東)、東部沿海(上海、江蘇、浙江)、南部沿海(福建、廣東、海南)、黃河中游(陜西、山西、河南、內蒙古)、長江中游(湖北、湖南、江西、安徽)、西南(云南、貴州、四川、重慶、廣西)、西北(甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆)。