金融發展、城鎮化與城鄉收入差距

王飛飛，李方華，臧敦剛

1.2.3.四川農業大學，四川 成都 611130

一、引言

當前，打破城鄉二元經濟結構和縮小城鄉收入差距是解決我國社會主要矛盾的應有之義。按照羅楚亮等（2021）的觀點，一國的經濟成效體現在兩個方面，其一是經濟增長和收入增長，其二是收入分配。我國GDP從1978年的3，678.7億元增長至2020年的1，015，986億元，絕對數值增長了276倍，已經成為世界第二大經濟體；我國居民人均可支配收入從1978年的171.2元增長為2019年的32，189元，收入絕對數增長了188倍①，蔡昉等（2018）和林毅夫（2018）稱其為“增長奇跡”，因此改革開放以來我國在經濟和收入增長方面取得了令人矚目的成就。

但對于收入分配問題尚未取得國內外一致評價，尤其是城鄉收入差距依然明顯，甚至在本世紀初期，我國曾一度成為世界上城鄉收入差距最大的國家之一（章元等，2011）。具體如圖1，如果按城鄉收入差距絕對數②進行度量，那么我國自改革開放以來城鄉收入差距逐年擴大；如圖2，如果按相對差距③測度，1978年以來我國城鄉收入差距在高位波動。這不利于我國各項事業有序健康發展，因此應加強對城鄉收入差距問題的重視程度。在解決社會主要矛盾和中國經濟社會均衡穩定發展要求下，應重點解決收入分配不平等問題，而首要應進一步縮小城鄉收入差距（李成友等，2021）。

圖1 1978-2019我國城鄉居民絕對收入差距（單位：元）

圖2 1978-2019我國城鄉居民相對收入差距（單位：萬元）

金融在現代經濟體系中處于核心地位，金融發展水平直接影響我國經濟發展情況。近年來學者將金融發展細分為金融發展規模、金融發展效率和金融發展結構（閆瑞增等，2018）。關于金融發展與經濟增長關系的研究肇始于20世紀70年代，至今形成的文獻浩如煙海。但總體可以梳理成三條脈絡，其一是發揮金融在市場經濟中配置資源的作用，可以促進經濟結構優化；其二是發揮金融在宏觀調控中的工具效應，可以促進經濟穩健增長；其三是發揮金融在中觀和微觀層面的增收效應，可以促進各部門收入增長（姚耀軍，2005；葉志強等，2011；惠新華，2017）。由此可見，金融發展能夠對我國居民收入產生直接或間接影響。實際上，已經有大量文獻予以證明我國金融發展在城鄉之間具有較大的差異，形成了較為典型的城鄉二元金融結構（王曙光和王東賓，2011），金融發展對我國城鄉收入差距也產生了一定的影響。故而在優化居民收入結構、推動金融支持實體經濟發展和金融助推鄉村振興的背景下，研究金融發展與城鄉收入差距之間的關系具有重要意義。

實務和理論部門一般用“城鎮常住人口/總人口數”和“城鎮戶籍人口/總人口數”作為衡量我國城鎮化的指標。改革開放以來，我國城鎮化率增長迅速，截止2020年，我國常住人口城鎮化率約為63.89%，戶籍人口城鎮化率約為45.4%。與2010年相比，常住人口城鎮化率上升14.21%④。城鎮化推動了我國經濟發展和城鄉人口流動，是城鄉二元結構向一元結構演變的必然途徑（孫永強，2012）。同時，眾多學者對城鎮化與城鄉收入差距之間的關系予以關注，但尚未形成較為一致的看法。因此，在推動城鄉一體化和優化收入分配結構的背景下，亟需進一步厘清城鎮化與城鄉收入差距的相互關系。

二、文獻綜述

城鄉收入差距產生原因主要有三個：一是我國長期實行的城鄉二元經濟體制，建國以來實行重工業趕超戰略，各種資源不斷由農村流向城市工業部門，城市與農村被分割成了不同的經濟體系（孫永強，2012）；二是長期以來實行的城鄉戶籍管理體制限制了廣大農村勞動力向城鎮勞動部門的流動，增加了農民工轉移成本，造成大量的剩余勞動力滯留農村（張耀軍和柴多多，2018）；三是由于經濟開發深度、非國有化、政府財政支出結構及市場經濟活動參與程度等多重因素的影響，造成城鄉基礎設施建設水平差異較大和居民工作機會不平等，進而強化了城鄉收入差距不平等程度（陸銘和陳釗，2004；周心怡等，2021）。

關于金融發展與城鄉收入差距的關系，許多學者進行了深入的探究，但結論存在明顯分歧。第一種觀點認為金融發展與城鄉收入差距存在倒“U”型非線性關系，如喬海曙和陳力（2009）、惠新華（2017）認為在金融發展的初期階段會擴大城鄉收入差距，而在金融發展后期階段，兩者為負相關；第二種觀點認為金融發展和城鄉收入差距互相作用和影響，持有這一觀點的學者較多（張宏彥等，2013）；第三種觀點把金融發展分解成金融發展規模及效率，結果表明前者會擴大城鄉收入差距，而后者則會縮小城鄉收入差距，影響效果截然不同（姚耀軍，2005；劉賽紅和朱建，2017）。

目前對城鎮化與城鄉收入差距關系的研究結論有所差異。第一種觀點認為城鄉收入差距會隨著城鎮化的擴大而縮小，理由是城鎮化促進了農村勞動力生產條件的改善和勞動生產率的提高，農村居民人均收入逐步提高，城鄉收入差距便隨之縮?。T夢黎和王軍，2018）；第二種觀點認為城鎮化率提高使城鄉收入差距逐漸擴大，一方面是城鎮化過程中更多的資源投向城鎮基礎設施建設，而擁有更多更好資源的城鎮擁有更強的“虹吸效應”，有利于城市居民收入增加，但對農村的基礎設施建設投入減少，阻礙了農村居民的收入提高（李成友等，2021；程開明和李金昌，2007；李曉龍和冉光和，2019）；第三種觀點認為二者存在“U”型關系，原因在于城市容納的人口具有最適度規模，當城鎮人口飽和前，城鎮化擴張會引起城鄉收入差距縮小，而當城鎮人口飽和后，城鎮經濟效率會逐漸下降，進而擴大城鄉收入差距（田新民等，2009）。

現有研究對本文具有重要借鑒意義，但也有進一步完善的地方：現有研究偏好于構造金融發展綜合指標或選擇單一指標探究其與城鄉收入差距的關系，科學性和全面性有待商榷，而本文將金融發展細分為規模、結構和效率，探究三者與城鄉收入差距的關系，研究結果具備更強的科學性和可靠性；鮮有學者基于鄉村振興宏觀背景研究城鎮化與城鄉收入差距的關系，實際上，鄉村振興和城鎮化都是破除城鄉二元結構的重要戰略選擇，但目前不少人認為二者存在矛盾?；诖?，探究新時期城鎮化與城鄉收入差距的關系具有理論和實踐雙重價值。

三、理論推導與研究假說

由于我國特殊的城鄉二元體制，假設存在城鎮（City）和農村（Rural）兩個經濟部門，根據C-D函數，構建兩部門生產函數如下：

Yc和Yr分別表示城鎮部門和農村部門的產出；Ac和Ar分別表示兩部門的綜合技術水平；L和K分別表示勞動力和資本，而m、1-m、n和1-n為彈性系數。

現有研究認為，金融發展（Findev）會影響到城鎮和農村兩部門的融資水平，從而影響兩部門的資本K。同時，城鎮化（Urban）引起的城鄉人口流動首先是從適齡勞動力流動開始的，從而會影響兩部門的勞動力L。那么兩部門細化生產函數可以演變為：

以金融發展為例，假定城鎮、農村和全國金融發展程度（Findevt)存在某種穩定關系，設權重為w，那么有：

此時兩部門生產函數為：

假設規模報酬不變，市場完全競爭，成本和價格一定，居民收入為其勞動邊際收益，求偏導后兩部門居民收入函數為：

本文在理論推導部分參考（程名望和張家平，2019）的做法，按照“城鎮居民可支配收入/農村居民可支配收入”衡量城鄉收入差距（Gap）。據此，兩部門收入差距為：

對等號兩邊求偏導可得城鄉收入差距與金融發展的理論關系：

同理，可以推導出城鄉收入差距與城鎮化的理論關系如下：

注：β為權重，參見w定義

由式（14）可以看出，分母始終＞0，整個等式大小取決于分子，而分子的大小由m和n決定。如果n＞m，則Gap對Findev的導數＞0，城鄉收入差距擴大；如果n＜m，則Gap對Findev導數＜0，城鄉收入差距縮??；若n=m，Gap達到最大值。一般而言，我國城鎮金融發展程度優于農村，但近年來隨著普惠金融在農村部門的深化、越來越多的農村居民獲得正規金融服務、金融結構非均衡得到改善等，使城鄉居民收入差距逐步縮?。ㄐざ说?，2020）。本文參考閆瑞增等（2018）做法，以金融發展規模、金融發展效率和金融發展結構測度金融發展。因此提出如下假說：

H1：金融發展規模、效率、結構與城鄉收入差距負相關，即規模擴大、效率提高和結構優化會使城鄉收入差距縮小。

由式（15）可以看出，分母始終＞0，那么如果q＞p，則Gap對Urban的導數＞0，城鄉收入差距擴大；如果q＜p，則Gap對Urban的導數＜0，城鄉收入差距縮??；若p=q，Gap達到最大值。城鎮化帶來的直接效果是城鎮勞動力需求增加，可以吸收農村剩余勞動力，且土地的邊際報酬是遞減的，所以城鎮化能提高農村居民的收入水平，使得農村部門和城鎮部門的收入差距縮?。惡｝埡婉R長發，2020）。據此，提出本文的第二個假說：

H2：城鎮化與城鄉收入差距為負相關，即城鎮化會縮小城鄉收入差距。

四、研究設計

（一）數據來源

本文以1989-2019年我國部分宏觀數據為樣本，數據均來源于中國國家統計局歷年統計年鑒。值得一提的是，為避免手動收集和整理數據可能產生的錯誤，本文利用Python等數據挖掘技術，直接從國家統計局官網析取相關數據，確保了數據的準確性。

（二）變量選取及定義

1.被解釋變量：城鄉收入差距。泰爾指數、絕對收入差距、相對收入差距和基尼系數被廣泛用于測度城鄉收入差距。然而，泰爾指數沒有較為確定的取值度量范圍；絕對收入差距忽略了價格因素，缺乏可比性；相對收入忽略了人口因素，有所缺陷；基尼系數適用于測度總體收入差距水平。但由于泰爾指數不僅考慮了城鄉居民收入、還考慮了城鄉人口數量的差異，因此科學性相對更強。故本文參考龍海明等（2015）、程名望和張家平等（2019）的做法，采用泰爾指數作為城鄉收入差距的代理變量。其計算公式為：

式（16）中，由于統計年鑒尚未直接披露農村收入、總收入和城鎮收入數據，所以本文參考王少平和歐陽志剛（2008）的做法，即“農村收入=農村人口數×農村居民人均可支配收入”、“城鎮收入=城鎮人口數×城鎮居民人均可支配收入”、以“總收入=全國人口數×全國居民人均可支配收入”。圖3刻畫了我國改革開放以來泰爾指數的變化情況，其值越大，收入差距越大，反之亦然。

圖3 1978-2019我國泰爾指數變化

2.解釋變量：（1）金融發展。在較早文獻中，如陸銘和陳釗（2004）用單一指標測度金融發展，存在一定的不足。隨著研究的不斷深入，越來越多的學者將金融發展細分為金融規模和金融效率（張玉玲和韓喜昆，2017）。但實際上，各國金融結構存在較大差異，我國金融系統中銀行占比較大，城鄉農村金融服務也主要由銀行完成。故有必要將金融結構視為金融發展的一部分。因此，本文參考閆瑞增（2018）的做法，以金融規模、金融效率和金融結構作為金融發展的代理變量。（2）城鎮化。相較而言，關于城鎮化的測度意見較為一致，通常是采用常住人口城鎮化率或戶籍人口城鎮率進行代理。國內學者較多采用前者（張耀軍和柴多多，2018；陳斌開和林毅夫，2013），本文亦是，詳見表1。

表1 變量定義

（三）模型設定

由于本文樣本符合時間序列數據特征，故借鑒肖端等（2020）學者的方法構建 VAR模型。對于樣本數據{Thei;1,Theil2…,TheilT}，可通過T階自相關進行預測VAR（T）：

其中，擾動項εt為白噪聲，滿足E(εt)=0，同方差，且無相關Cov(εt,εs)=0,t≠s。T為時間（年份），TheilT為城鄉收入差距；γn為彈性系數。若采用OLS估計方程，將可能出現損失樣本容量的問題，因此為了提高估計效率，本文將采用最大釋然估計法。

進一步，采用誤差修正模型（ECM）調整經濟變量變化過程中可能產生的動態誤差?？紤]最簡單的VAR（1）模型：

其中|γ1|＜1，故{TheilT}是平穩過程。對方程（18）兩邊求期望，并令長期期望均值Theil*=E(TheilT)=E(TheilT-1)，則可以得到Theil*=γ0/1-γ1。將γ0=(1-γ1)Theil*代入方程（18），并在方程兩邊同時減去TheilT-1?？傻茫?/p>

式（19）和（20）中，將ΔTheilT表達為對長期均衡偏離的(Theil*-TheilT-1)的部分調整（即誤差修正）加上擾動項。

（四）數據描述性統計

據表2，泰爾指數最大值為0.162，出現在2003年，彼時我國已然成為世界上城鄉收入差距最大的國家之一。金融規模均值為2.437，我國各經濟部門的儲蓄率都比較高，存款對金融規模貢獻最大，進而導致金融總體規模較大。金融效率可以衡量經濟部門對存款資金的利用效率，其均值為1.255，說明我國金融效率還有進一步提升的空間。金融結構均值為0.374，說明我國的股票市場尚不發達，經濟部門融資依舊以銀行貸款的間接融資為主。城鎮化最大值為0.606，說明我國城鎮化率近30年來不斷提高，已經超過60%。

表2 變量描述性統計

五、實證分析

（一）金融發展、城鎮化與城鄉收入差距的靜態關系分析

1.最佳滯后階數選擇

從計量的角度來看，時間序列數據中的各變量存在滯后期；另一方面，從經濟政策角度來看，政策實施產生的效果往往也具有滯后性。因此，在構建VAR模型時，常通過LL和AIC等信息準則確定變量滯后階數。表3中信息準則結果均表明本文在構建VAR模型時應滯后4階。

表3 最佳滯后階數信息統計

2.ADF平穩性檢驗

目前學者常用ADF檢驗考察數據平穩性，以避免直接回歸導致的t檢驗失效或偽回歸等問題。本文予以借鑒，采用stata15軟件從水平層面和一階差分層面對數據進行平穩性檢驗，并將檢驗結果匯報于表4。

表4中，在水平層面，ADF檢驗值序列數據存在單位根。但在一階差分層面，ADF檢驗值均不拒絕“不存在單位根”原假設，則認為此時數據平穩，可以進行協整檢驗。

3.Johanson協整檢驗

表5中，跡統計值表明在1%的水平下至少存在一個協整方程，符合變量一階單整情況至多存在N-1個協整方程的理論設定。由此說明金融發展規模、效率、結構和城鎮化與城鄉收入差距之間存在長期關系。表6中列示了各經濟變量在1%顯著水平下的協整系數。

表5 Johanson協整檢驗結果

表6 變量協整系數值

由此可以寫出協整方程為：

通過協整方程可以看出，在本文截取的時間范圍內：Scale與Theil之間的系數為正，說明金融規模擴大引起了城鄉收入差距的擴大，與王修華和邱兆祥（2011）、胡振華和陳恒智（2013）等學者觀點一致。原因在于，近30年來，我國經濟發展迅速，GDP總量不斷增加，總體金融規模不斷擴大。然而，農村部門的金融發展規模遠不及城鎮部門，加之金融機構在農村地區長期的“系統性負投資”，使得金融規模擴大帶來的“涓滴效應”在農村地區效果甚微。城鎮部門居民享受到金融規模擴大所帶來的福利，收入增長迅速，而農村居民收入增長依舊緩慢，故城鄉收入差距進一步擴大。

Efficiency和Theil的系數為正，說明金融發展效率的提高擴大城鄉收入差距，與閆瑞增等（2018）的結果一致。原因在于盡管我國將各部門存款轉換為貸款促進經濟發展的效率在增加，但由于早期金融機構在農村地區長期“系統性負投資”留下的“后遺癥”，使得農村地區獲得的貸款量比重較小，而城市部門獲得較大額度貸款后用于生產，城鎮居民收入增加，由此使得城鄉收入差距擴大。

Structure和Theil的系數為負，表明金融發展結構優化縮小了城鄉收入差距，與李健旋和趙林度（2018）等學者觀點一致。原因在于，長期以來銀行在我國金融體系中占主導地位，而股票市場占比較小，從某種層面來說這種金融結構不利于我國金融體系優化。因此本世紀以來我國著重推動了股票市場的發展，使得金融的福利效應通過企業或居民投資擴散至廣大農村地區，農村居民收入增加，城鄉收入差距得以縮小。

Urban與Theil的系數為負，意味著城鎮化率提高擴大了城鄉收入差距，與陸銘和陳釗（2004）、李國正和艾小青（2018）等學者意見一致。原因有二：一是城鎮化建設吸引了大量農村剩余勞動力進城務工，緩解了農村就業壓力，提高了農村家庭的收入水平；二是城鄉分割的戶籍制度逐漸淡化和取消，使得大量農村人口可以進入城鎮生活，就業機會增加，收入也隨之增加，同時農村土地資本邊際產出提高，農業經濟效益提高，促進農村居民增收。因而縮小了城鄉收入差距。

4.格蘭杰因果關系檢驗

據表7，在5%水平下顯著拒絕“金融效率是引起金融規模變化的格蘭杰原因”和“城鎮化差距是引起金融規模變化的格蘭杰原因”的原假設。其余原假設均在5%水平下通過顯著性檢驗，未被拒絕。關于城鎮化是金融發展和城鎮化的格蘭杰原因，本文認為城鄉收入差距是我國金融發展規模擴大，金融效率提升、金融結構優化和城鎮化率提高的現實原因之一，因此城鄉收入差距變化會在一定程度上對金融發展和城鎮化產生影響。

表7 格蘭杰因果檢驗結果

（二）金融發展、城鎮化與城鄉收入差距的動態關系分析

1.誤差修正模型（ECM）

Johanson協整檢驗無法規避現實中各經濟變量短期波動給長期關系帶來的不確定影響。而ECM可以調整各經濟變量短期和長期動態誤差，使長期協整關系更有效。

調整系數能夠直觀反映ECM的調整效果。若調整系數為正，則經濟變量的長期和短期動態關系不僅沒有得到調整，反而偏離程度更大。所以，至少需要有一個調整系數為正，協整關系才有效。從表8中可以看出，本文的誤差修正模型效果較好，故而本文長期協整關系穩健。

表8 誤差修正模型調整系數值

2.脈沖響應分析

本文進行脈沖響應分析，并按照IRF脈沖響應函數繪制圖4，較為全面刻畫Scale、Efficiency、Structure和Urban與Theil的動態關系。

圖4 Theil對Scale、Efficiency、Structure和Urban沖擊的響應圖

通過圖4可以分析得出：（1）當金融發展規模受到某一外界條件正沖擊后，在前5期會較大程度地使城鄉收入差距擴大，而后正向效應放緩，但就總體趨勢來看，金融發展規模擴張將會導致城鄉收入差距擴大。（2）當金融發展效率受到某一外界條件正沖擊后，在前5期對城鄉收入差距產生正向影響，第（5-7）⑤期產生較小的負向影響，第7期后繼續產生正向影響，故總體而言金融發展效率提高會導致城鄉收入差距擴大。（3）金融發展結構受到某一外界條件正沖擊后，在前6期引起城鄉收入差距縮小，而（6-9）期較小程度地引起城鄉收入差距擴大，但總體上金融發展結構優化縮小了城鄉收入差距。（4）城鎮化受到某一外界條件正沖擊后，在（0-2）期較小程度地擴大了城鄉收入差距，而后城鄉收入差距響應值均＜0，故說明總體上城鎮化率提高縮小了城鄉收入差距。

3.方差分解

為進一步分析 Scale、Efficiency、Structure和Urban對Theil變化的解釋強度。本文進行了方差分解，結果見表9。

表9 城鄉收入差距方差分解表

表9結果顯示，一方面，在向前預測10期的情況下，城鄉收入差距對自身變化的解釋程度較高，但若繼續延長預測時間，其對自身解釋能力會逐漸降低。另一方面，從向前預測1期到10期，金融發展規模（6.9%～24.4%）、效率（1.8%～5.6%）、結構（0.7%～4.4%）和城鎮化（0.8%～3.1%）對城鄉收入差距的解釋能力總體提高，說明在相對更長的時間維度上，金融發展和城鎮化對城鄉收入差距的影響程度會不斷提升。

六、結論與政策建議

本文以我國1989-2019年部分宏觀數據為樣本，通過構建兩部門生產函數從而進行了理論推導，而后構建了金融發展、城鎮化和城鄉收入差距之間的VAR和VEC模型，進行各經濟變量之間的靜態和動態分析。研究發現：（1）金融發展規模和金融發展效率與城鄉收入差距正相關，而金融發展結構與城鄉收入差距負相關；（2）城鎮化與城鄉收入差距負相關；（3）城鄉收入差距在一定程度上會對金融發展規模、效率和結構以及城鎮化產生影響。據此，本文提出如下政策建議。

第一，穩定城鎮金融發展，推動金融資源向農村部門傾斜，促進農村金融改革和發展，加快破除城鄉二元金融結構的進程。改革開放以來相當長的一段時期內，城鎮部門金融發展成效顯著，規模不斷擴大，效率不斷提高。但由于金融逐利本質和金融機構在農村地區長期的“系統性負投資”，導致農村部門金融發展落后于城鎮金融。因此，本文認為應穩定金融在城鎮部門的發展態勢，給予農村金融更多的政策支持，引導金融機構服務于農村、農業和農民，擴大金融發展的福利效應，加快城鄉二元金融結構向一元轉變的步伐。

第二，持續優化我國金融發展結構，進一步發揮資本市場中股票、債券、基金等細分市場在推動城鄉實體經濟發展和促進城鄉居民增收中的作用。我國當前以銀行為主的金融體系有其特殊的內涵和作用，但長期而言這將在一定程度上限制我國城鄉實體經濟的融資行為，同時不利于我國居民收入結構的優化。因此本文認為應在確保金融體系穩健的前提下促進我國金融結構持續優化，推動資本二級市場的發展，進而解決城鄉實體經濟融資難和融資貴的問題，以及提高城鄉居民的財產性收入。

第三，科學推動城鎮化建設，關注和解決好農村人口在向城鎮流動過程中可能出現的問題，協調好城鎮化建設與鄉村振興戰略之間的關系。城鎮化是我國從城鄉二元體制向一元轉變的必然選擇，城鎮化率在未來較長一段時期內將逐步提高。但必須重視在農村人口向城鎮流動過程中還存在較多的問題，比如耕地棄置、農業勞動力不足和過度城鎮化等。因此，本文認為，我國的城鎮化應有序推進，避免過度城鎮化帶來的長期陣痛，農村人口城鎮化不僅是簡單的角色轉變，還意味著生存環境、就業結構和社會保障體系的改變，對于這些問題，建議實務部門優化解決方案。同時，從本質來看，城鎮化與鄉村振興戰略不存在根本矛盾，但在政策制定和實施過程中可能存在局部矛盾，所以要協調好兩個經濟社會發展戰略之間的關系。

注釋：

①數據來源：（1）中國國家統計局，中國統計年鑒（1979-2020），http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/

（2）中國國家統計局，《中華人民共和國2020年國民經濟和社會發展統計公報》，http://www.stats.gov.cn/tjsj/tjcbw/202103/t20210331_1815847.html

②城鄉絕對收入差距：城鎮居民可支配收入—農村居民可支配收入

③城鄉相對收入差距：城鎮居民可支配收入÷農村居民可支配收入

④數據來源：國家統計局，第七次全國人口普查公報（第七號），http://www.stats.gov.cn/tjsj/tjgb/rkpcgb/qgrkpcgb/202106/t20210628_1818826.html

⑤說明：“（5-7）期”，括號表示未包含兩臨界期，即未包括第5期和第7期。下同。