金融發(fā)展、政府財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響——基于地級(jí)市面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

■盧方元，李彥龍

一、引言

改革開放以后，我國(guó)金融發(fā)展規(guī)模和政府公共財(cái)政支出規(guī)模有了大幅度的提高，金融的快速發(fā)展和政府財(cái)政支出的擴(kuò)張被認(rèn)為是推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的兩項(xiàng)重要因素。但是伴隨著快速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，我國(guó)的城鄉(xiāng)居民收入差距也在不斷擴(kuò)大，城鄉(xiāng)收入差距自2002年以來(lái)一直處于3.2倍左右 （李實(shí)，2012），如果考慮城鎮(zhèn)居民的社會(huì)保障等因素，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距會(huì)更高。社會(huì)公平問(wèn)題已經(jīng)上升為我國(guó)社會(huì)的突出問(wèn)題，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距從而促進(jìn)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展已是我國(guó)現(xiàn)階段的重要任務(wù)，因此研究如何有效地縮小城鄉(xiāng)居民之間的收入差距問(wèn)題具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

影響城鄉(xiāng)居民收入差距的因素有金融發(fā)展水平、財(cái)政支出、人力資本、對(duì)外開放等等（溫濤，2014；王小華，2014），我們?cè)诖酥饕紤]金融發(fā)展和政府財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。鑒于金融發(fā)展、政府財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距有重要影響，國(guó)外學(xué)者在這方面已經(jīng)進(jìn)行了大量的研究。關(guān)于金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距影響的觀點(diǎn)主要有金融發(fā)展能夠縮小城鄉(xiāng)居民收入差距 （Georg等，2006；Michael等，2010）、金融發(fā)展能夠拉大城鄉(xiāng)居民收入差距（Maurer&Haber，2007）、金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間存在著倒“U”型關(guān)系（Jeremy&Boyan，1990）?？梢?，關(guān)于金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響尚未定論。而政府財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的主流觀點(diǎn)是城鄉(xiāng)收入差距主要受財(cái)政支出結(jié)構(gòu)影響，因?yàn)椴煌愋偷呢?cái)政支出（如教育支出、醫(yī)療支出）對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響不同（Philippe，1999；Wu 等，2006）。

對(duì)于我國(guó)金融發(fā)展、政府財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距影響的研究，國(guó)內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了許多有益的討論。金融業(yè)大都集中在城市，農(nóng)村金融業(yè)相對(duì)比較落后，受金融資源分配不均的影響，金融發(fā)展很可能會(huì)拉大城鄉(xiāng)居民收入差距，多數(shù)文獻(xiàn)也支持我國(guó)金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距的觀點(diǎn)（陳偉國(guó)、樊士德，2009；劉長(zhǎng)庚等，2013），但也有文獻(xiàn)支持我國(guó)金融發(fā)展縮小我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的觀點(diǎn)（溫濤等，2014），還有學(xué)者認(rèn)為隨著金融業(yè)在城市發(fā)展的相對(duì)飽和，金融業(yè)會(huì)向農(nóng)村蔓延，會(huì)縮小城鄉(xiāng)金融差距，最終會(huì)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距之間為倒“U”型關(guān)系（喬海曙、陳力，2009）。收入分配也是公共財(cái)政的一大職能，財(cái)政支出政策作為一種政策手段，對(duì)居民收入分配調(diào)控有其獨(dú)特的作用，是其他政策不可替代的。由于我國(guó)中央政府通過(guò)GDP考核地方政府業(yè)績(jī)，地方政府首先會(huì)采取相關(guān)措施發(fā)展當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)，而經(jīng)濟(jì)的發(fā)展主要源于城鎮(zhèn)而非農(nóng)村，因此政府在擴(kuò)大財(cái)政支出時(shí)很有可能具有城鎮(zhèn)偏向性，國(guó)內(nèi)關(guān)于財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距影響的文獻(xiàn)大多也認(rèn)為我國(guó)政府財(cái)政支出存在“城鎮(zhèn)偏向”，從而拉大了我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距（雷根強(qiáng)、蔡翔，2012；賀俊、吳照，2013），不同財(cái)政支出的影響方向不同，且財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響在中國(guó)三大地區(qū)間存在著差異性（王藝明、蔡翔，2010）。

多數(shù)文獻(xiàn)并沒(méi)有考慮城鄉(xiāng)居民收入差距的空間相關(guān)性，近些年一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在著空間相關(guān)性，根據(jù)我國(guó)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)量模型對(duì)我國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施、民生財(cái)政等因素對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響進(jìn)行了研究（童光榮、李先玲，2014；洪源等，2014）。 但考慮到地級(jí)市之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系相比省域地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系更為緊密，而且國(guó)內(nèi)對(duì)金融發(fā)展、政府財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距影響在東部、中部、西部和東北等地區(qū)之間的差異研究相對(duì)還比較匱乏?；诖耍覀兏鶕?jù)2008～2012年中國(guó)310個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間計(jì)量模型對(duì)我國(guó)金融發(fā)展、政府財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響進(jìn)行研究，并且將全國(guó)劃分為東部、中部、西部、東北四大地區(qū)對(duì)我國(guó)金融發(fā)展、政府財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響進(jìn)行全國(guó)和地區(qū)兩個(gè)層次的分析。

二、計(jì)量模型的構(gòu)建與數(shù)據(jù)描述

（一）空間計(jì)量模型

與傳統(tǒng)計(jì)量模型相比，空間計(jì)量模型考慮了經(jīng)濟(jì)學(xué)中普遍存在的空間依賴性（Anselin,1988)，即一個(gè)地區(qū)的觀測(cè)值依賴于其他地區(qū)的觀測(cè)值，更加貼近實(shí)際。在空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中，空間依賴性（也叫空間相關(guān)性）一般設(shè)定為變量的空間自相關(guān)形式，即通過(guò)變量的空間滯后因子，將空間相關(guān)性引入經(jīng)典經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型。目前應(yīng)用最廣泛的兩種空間計(jì)量模型有空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）。

SAR模型主要用于研究相鄰地區(qū)的行為對(duì)本地區(qū)是否有擴(kuò)散效應(yīng)（溢出效應(yīng)），其空間相關(guān)性體現(xiàn)在因變量的滯后項(xiàng)上，其模型形式如下：

其中ρ是空間自相關(guān)系數(shù)，度量了相鄰地區(qū)因變量對(duì)本地區(qū)因變量的影響；W是N×N空間權(quán)重矩陣，X是N×K的外生變量矩陣，β是外生解釋變量的回歸參數(shù)，ξ是滿足正態(tài)獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

SEM模型把對(duì)象間的相互關(guān)系通過(guò)誤差項(xiàng)的空間自相關(guān)關(guān)系得以體現(xiàn)，其模型設(shè)定形式如下：

其中，模型中的誤差項(xiàng)u由其空間自相關(guān)項(xiàng)Wu和正態(tài)獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)δ組成；λ是空間誤差自相關(guān)系數(shù)，此模型中的W可與（1）式中的W不相同。其他參數(shù)與（1）式中的含義相同。

由于上述兩種模型中的自變量存在內(nèi)生性，傳統(tǒng)的OLS法得到的估計(jì)量是有偏的，需要采取其他估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)?？臻g計(jì)量模型的參數(shù)估計(jì)方法包括極大似然法、工具變量法、廣義矩方法等。與工具變量法等方法相比，極大似然法（MLE）不需要篩選工具變量，并且能夠利用似然函數(shù)值對(duì)模型進(jìn)行比較和檢驗(yàn)，Anselin也建議采用極大似然法估計(jì)空間滯后模型和空間誤差模型的參數(shù) （Anselin，1988），因此我們采用MLE方法實(shí)現(xiàn)對(duì)空間計(jì)量模型的估計(jì)。

（二）空間計(jì)量模型的設(shè)定

通過(guò)比較發(fā)現(xiàn)，根據(jù)我們的數(shù)據(jù)，SAR模型表現(xiàn)更好，因此在下文中我們選擇SAR模型作為基準(zhǔn)模型。下面對(duì)所選擇的變量進(jìn)行說(shuō)明（各變量匯總結(jié)果如表1所示）。

表1 各變量匯總結(jié)果

被解釋變量城鄉(xiāng)居民收入差距gap用我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值衡量，比重越大說(shuō)明我國(guó)的城鄉(xiāng)居民收入差距越大。

核心解釋變量為金融發(fā)展水平fd和政府財(cái)政支出水平gov。與多數(shù)實(shí)證分析一樣，我們選擇金融機(jī)構(gòu)人民幣存貸款余額總和與當(dāng)?shù)谿DP的比值衡量金融發(fā)展水平，政府財(cái)政支出水平用地方財(cái)政一般預(yù)算支出與當(dāng)?shù)谿DP比值表示，同時(shí)為了驗(yàn)證我國(guó)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間是否存在倒“U”型關(guān)系，引入金融發(fā)展水平的平方項(xiàng)fd2。

控制變量包括：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平rgdp，用人均GDP表示；對(duì)外開放程度（open)，使用當(dāng)年的按美元與人民幣中間價(jià)折算的貨物進(jìn)出口貿(mào)易總額與當(dāng)?shù)谿DP比值表示。

（三）樣本和數(shù)據(jù)來(lái)源

我們分析的數(shù)據(jù)為2008～2012年我國(guó)27個(gè)省市區(qū)共310個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)①由于西藏、青海、貴州、海南地區(qū)地級(jí)市以及廣東省深圳市、新疆維吾爾自治區(qū)的博爾塔拉蒙古自治州的數(shù)據(jù)缺失較多，本文采用的數(shù)據(jù)為其余27個(gè)省共310個(gè)地級(jí)市（自治州、盟），其中北京、天津、上海、重慶等四個(gè)直轄市均按地級(jí)市處理。少量縣級(jí)市也按照了地級(jí)市處理，如新疆維吾爾自治區(qū)的石河子市。，主要來(lái)源于中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒2009～2013，對(duì)于其中缺失的部分?jǐn)?shù)據(jù)通過(guò)中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行了補(bǔ)充，對(duì)其余仍缺失的少量數(shù)據(jù)通過(guò)臨近幾年的數(shù)據(jù)擬合得到。另外我們對(duì)人均GDP進(jìn)行了自然對(duì)數(shù)處理。

心理學(xué)家齊克森米哈里在《心流：最佳體驗(yàn)的心理學(xué)》一書中提到這樣一個(gè)案例：在荷蘭一家醫(yī)院里，有一名患有精神分裂癥的女性患者，住院已超過(guò)10年，思路不清、病況嚴(yán)重，一直以來(lái)都情緒淡漠。

三、實(shí)證分析

（一）全域空間自相關(guān)分析

Moran’s I是最早應(yīng)用于全局聚類檢驗(yàn)的方法（Cliff和Ord，1972）。它可以用來(lái)檢驗(yàn)整個(gè)研究區(qū)中鄰近地區(qū)是空間正相關(guān)、負(fù)相關(guān)，還是相互獨(dú)立的。Moran’s I的計(jì)算公式如下：

式中，N是研究?jī)?nèi)的地區(qū)個(gè)數(shù)，Wij是一階地理Moran’s I的取值一般在－1到1之間，大于0表示正相關(guān)，小于0表示負(fù)相關(guān)，如果Moran’s I值接近于0，表明屬性是隨機(jī)分布的，不存在空間自相關(guān)性。我國(guó)2008～2012年的城鄉(xiāng)居民收入差距 gap的Moran’s I值如表2所示。

表2 2008～2012年城鄉(xiāng)居民收入差距gap的Moran’s I值

由表2可知，我國(guó)2008～2012年的城鄉(xiāng)居民收入差距gap的Moran’s I值均為正，并且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)居民城鄉(xiāng)收入差距存在著空間正相關(guān)，其中2010年的Moran’s I值相對(duì)較小，說(shuō)明我國(guó)2010年的城鄉(xiāng)居民收入差距的空間相關(guān)性相對(duì)較弱。

（二）回歸分析

1.全國(guó)層面分析

由上述分析結(jié)果可知，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在著空間相關(guān)性，由傳統(tǒng)計(jì)量模型得到的結(jié)果會(huì)存在一定偏差，需要使用空間計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)。考慮到地區(qū)和時(shí)間上的差異，我們加入了虛擬變量east、middle和west分別表示東部、中部和西部地區(qū)，以控制地區(qū)間的差異，同時(shí)采用時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)以控制時(shí)間上的差異。對(duì)2008～2012年我國(guó)27個(gè)省市區(qū)共310個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)回歸進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。

由表3可知，空間自相關(guān)系數(shù)為正，意味著我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在著空間正相關(guān)性，相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距的擴(kuò)大會(huì)拉大本地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距。傳統(tǒng)計(jì)量模型和SAR模型估計(jì)結(jié)果均說(shuō)明我國(guó)金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距有顯著影響，其中fd系數(shù)為正，fd2的平方項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明我國(guó)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系。gov的系數(shù)均為正，且都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)政府財(cái)政支出拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距，主要是由于我國(guó)政府財(cái)政支出存在的 “城鎮(zhèn)偏向”所導(dǎo)致。lnrgdp的系數(shù)均為負(fù)，說(shuō)明我國(guó)現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展在一定程度上遏制了城鄉(xiāng)居民收入差距的擴(kuò)大。open系數(shù)均為負(fù)，傳統(tǒng)計(jì)量模型中open系數(shù)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，但在SAR模型中沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，意味著由傳統(tǒng)計(jì)量模型得出的結(jié)果放大了對(duì)外貿(mào)易對(duì)縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的作用。

表3 傳統(tǒng)計(jì)量模型和SAR模型估計(jì)結(jié)果

2.地區(qū)層面分析

我國(guó)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在著很大差異，需要對(duì)地區(qū)層面進(jìn)行更深層次的分析。為了比較各地區(qū)之間金融發(fā)展、政府財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，我們采用時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)模型對(duì)2008～2012年我國(guó)各地區(qū)的地級(jí)市面板數(shù)據(jù)分別進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 各地區(qū)SAR模型估計(jì)結(jié)果匯總

（1）空間自相關(guān)系數(shù)ρ均為正，且空間自相關(guān)系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，意味著我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在著空間正相關(guān)性，一個(gè)地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大會(huì)對(duì)相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生正向的影響。采取相關(guān)措施縮小一個(gè)地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距也有利于縮小相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距。

（2）西部地區(qū)的金融發(fā)展水平fd和fd2的系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，意味著西部地區(qū)的金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響不顯著，加大西部地區(qū)的金融支持力度可以增加西部地區(qū)的居民收入以縮小西部與東部、中部和東北地區(qū)的收入差距。東部地區(qū)和中部地區(qū)fd和fd2的系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，且fd的系數(shù)為正，fd2的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明我國(guó)東部、中部地區(qū)的金融發(fā)展水平與城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在著倒“U”型關(guān)系。

東北地區(qū)fd和fd2的系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，但與東部和中部地區(qū)不同的是，西部地區(qū)fd的系數(shù)為負(fù)，fd2的系數(shù)為正，意味著東北地區(qū)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距之間為正“U”型關(guān)系。東北地區(qū)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距之所以存在正“U”型關(guān)系，與東北地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有很大關(guān)聯(lián)，東北地區(qū)作為我國(guó)的老工業(yè)基地，工業(yè)近年在東北地區(qū)得到了迅速發(fā)展，除了政策的支持以外，金融業(yè)在城市地區(qū)的相對(duì)密集也會(huì)促進(jìn)工業(yè)的迅速發(fā)展，而對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用相對(duì)來(lái)說(shuō)較弱，以致從長(zhǎng)期來(lái)看，金融發(fā)展有拉大城鄉(xiāng)居民收入差距的趨勢(shì)。

通過(guò)fd和fd2的系數(shù)可計(jì)算出東部和中部地區(qū)倒“U”曲線的臨界轉(zhuǎn)折點(diǎn)分別為3.316和3.368，東北地區(qū)正 “U”曲線的臨界轉(zhuǎn)折點(diǎn)為1.957。2008～2012年各年份位于“U”型和倒“U”型曲線右側(cè)的地區(qū)所占的比例如表5所示。

表5 各年份位于倒“U”曲線（正“U”曲線）右側(cè)地區(qū)所占比例（%）

由表5可知：東部和中部地區(qū)只有少數(shù)地區(qū)的金融發(fā)展水平位于倒“U”型曲線右側(cè)，意味著我國(guó)現(xiàn)階段東部地區(qū)和中部地區(qū)的金融發(fā)展整體上拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距，只有少量地區(qū)金融發(fā)展減小了城鄉(xiāng)居民收入差距。并且東部地區(qū)和中部地區(qū)存在著差異，在各個(gè)年份，東部地區(qū)位于倒“U”型曲線右側(cè)的地區(qū)比重與中部地區(qū)相比較多。東北地區(qū)約有三分之一的地區(qū)的金融發(fā)展水平位于正“U”型曲線的右側(cè)，意味著我國(guó)現(xiàn)階段東北地區(qū)大約有三分之一的地區(qū)金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距，三分之二的地區(qū)金融發(fā)展減小了城鄉(xiāng)居民收入差距。但隨著東北地區(qū)工業(yè)化的發(fā)展，金融發(fā)展會(huì)促進(jìn)工業(yè)的發(fā)展，從長(zhǎng)期看有拉大城鄉(xiāng)居民收入差距的趨勢(shì)，采取相關(guān)措施優(yōu)化東北地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尤為重要。

（3）各地區(qū)的政府財(cái)政支出gov的系數(shù)為正且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明了我國(guó)各地區(qū)政府財(cái)政支出仍存在著嚴(yán)重的“城鎮(zhèn)偏向”，政府財(cái)政支出的擴(kuò)張拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距。其中，東北地區(qū)政府財(cái)政支出對(duì)拉大城鄉(xiāng)居民收入差距的作用相對(duì)來(lái)說(shuō)最大，主要是由于東北地區(qū)作為我國(guó)的老工業(yè)基地，政府財(cái)政支出大多數(shù)也投入到了工業(yè)，而對(duì)農(nóng)業(yè)的支出力度較小。政府財(cái)政支出對(duì)拉動(dòng)城鄉(xiāng)居民收入差距的作用從東部、中部到西部地區(qū)依次減小。這與地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度有一定關(guān)聯(lián)，雖然政府財(cái)政支出存在“城鎮(zhèn)偏向”，但由于地區(qū)的生產(chǎn)技術(shù)水平、人力資本等因素的限制，發(fā)達(dá)地區(qū)政府財(cái)政支出對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的拉大作用較大，欠發(fā)達(dá)地區(qū)政府財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的拉大作用較小。

（4）就控制變量的系數(shù)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnrgdp）在各地區(qū)的系數(shù)為負(fù)并通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)的發(fā)展縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。對(duì)外開放程度的增加在東部地區(qū)和東北地區(qū)的系數(shù)為負(fù)并通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，意味著對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展有助于縮小東部地區(qū)和東北地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距，但在中部地區(qū)和西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)開放程度（open）的系數(shù)并沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

四、結(jié)論與建議

基于中國(guó)2008～2012年310個(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)，采用空間滯后模型（SAR）對(duì)我國(guó)金融發(fā)展、政府財(cái)政支出對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響進(jìn)行估計(jì)，我們得到以下結(jié)論：（1）我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在著空間正相關(guān)，一個(gè)地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距的擴(kuò)大對(duì)相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距有正向溢出效應(yīng)。（2）從全國(guó)層面看，我國(guó)金融發(fā)展水平與城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在著倒“U”型關(guān)系；由于我國(guó)政府財(cái)政支出存在的“城鎮(zhèn)偏向”，政府財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)大拉大了我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距。（3）東部地區(qū)和中部地區(qū)的金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距之間存在著倒“U”型關(guān)系，只有少數(shù)地區(qū)的金融發(fā)展水平位于倒“U”型右側(cè)，意味著現(xiàn)階段我國(guó)東部地區(qū)和中部地區(qū)的金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距；由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，東北地區(qū)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距為正“U”型關(guān)系。金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響在西部地區(qū)不顯著。（4）各地區(qū)的政府財(cái)政支出均拉大了城鄉(xiāng)居民收入差距。東北地區(qū)作為老工業(yè)基地的特殊環(huán)境，東北地區(qū)政府財(cái)政支出拉大城鄉(xiāng)居民收入差距的作用相對(duì)來(lái)說(shuō)最大。由于地區(qū)間生產(chǎn)技術(shù)水平、人力資本等因素的限制，政府財(cái)政支出對(duì)拉動(dòng)城鄉(xiāng)居民收入差距的作用從東部、中部到西部地區(qū)依次減小。

基于以上實(shí)證分析結(jié)果和結(jié)論，我們提出以下政策建議：（1）在堅(jiān)持對(duì)外開放的前提下，深化我國(guó)金融體制改革，尤其是要著力提升中西部地區(qū)的金融發(fā)展水平來(lái)推動(dòng)中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，從而縮小與其他地區(qū)的收入差距。（2）轉(zhuǎn)變城鄉(xiāng)金融二元結(jié)構(gòu)，深化農(nóng)村地區(qū)金融體系建設(shè)，縮小農(nóng)村與城鎮(zhèn)地區(qū)的金融發(fā)展水平，以促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。發(fā)展東北地區(qū)的金融產(chǎn)業(yè)的同時(shí)著力發(fā)展農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。（3）在擴(kuò)大政府財(cái)政支出以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，加大農(nóng)村地區(qū)的財(cái)政支出比重，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，避免財(cái)政支出過(guò)度集中于城鎮(zhèn)以縮小我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距。

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