普惠金融能縮小城鄉(xiāng)收入差距嗎？

黃永興+陸鳳芝

內(nèi)容提要：普惠金融通過農(nóng)村資本的形成、配置及技術(shù)創(chuàng)新而縮小城鄉(xiāng)收入差距。本文依據(jù)2005-2014年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，基于非線性與線性面板模型檢驗(yàn)普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。結(jié)果表明：對(duì)全國(guó)而言，普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響表現(xiàn)為先擴(kuò)大后縮小的非線性特征；對(duì)東部地區(qū)的影響表現(xiàn)為先加劇后放緩的動(dòng)態(tài)特征，對(duì)中部地區(qū)的影響表現(xiàn)為持續(xù)拉大的線性特征，普惠金融對(duì)西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距影響不顯著。普惠金融的發(fā)展程度與農(nóng)村資金是否逃逸到非農(nóng)行業(yè)或產(chǎn)業(yè)，是制約普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距的癥結(jié)。因此，普惠金融政策的制定要統(tǒng)籌規(guī)劃、因地制宜，應(yīng)努力降低農(nóng)村居民與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)獲取金融服務(wù)的門檻。

關(guān)鍵詞：普惠金融；城鄉(xiāng)收入差距；面板模型

中圖分類號(hào)：F832文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001-148X（2017）06-0063-06

一、問題的提出

從資本形成角度分析，儲(chǔ)蓄總量的增長(zhǎng)與儲(chǔ)蓄-投資轉(zhuǎn)化率的提高是資本形成的兩個(gè)基本條件，普惠金融通過降低金融服務(wù)的“門檻效應(yīng)”影響城農(nóng)村資本的形成。普惠金融致力于降低金融服務(wù)的門檻，讓更多有金融服務(wù)需求的人享受到金融服務(wù)，拓寬農(nóng)村投融資渠道，動(dòng)員農(nóng)村儲(chǔ)蓄，提高農(nóng)村的儲(chǔ)蓄-投資轉(zhuǎn)化率。通過農(nóng)村資本的形成，普惠金融可以縮小城鄉(xiāng)收入差距，但其實(shí)際效果取決于金融服務(wù)門檻降得有多低，能夠?yàn)槎嗌俎r(nóng)民、小微企業(yè)提供金融服務(wù)。當(dāng)然，這取決于普惠金融的發(fā)展程度。

當(dāng)前農(nóng)村地區(qū)社保體制不健全，農(nóng)戶儲(chǔ)蓄主要是出于預(yù)防性動(dòng)機(jī)，農(nóng)戶并不能享受到城市居民所享有的證券交易、理財(cái)?shù)确e累性金融服務(wù)。從農(nóng)村資本配置角度考慮，確保儲(chǔ)蓄、保險(xiǎn)、匯款等基本金融服務(wù)，可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)。普惠金融可以降低城鄉(xiāng)之間金融發(fā)展的非均衡，農(nóng)戶手中的資金將通過普惠金融發(fā)展體系配置到收益最高的項(xiàng)目中去，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，逐步縮小城鄉(xiāng)收入差距。因此，如何防止農(nóng)村資金逃逸到非農(nóng)行業(yè)或產(chǎn)業(yè)，造成農(nóng)村金融真空化問題，如何確保農(nóng)村資金回流是該影響路徑需要考量的難題之一。另外，農(nóng)業(yè)技術(shù)專業(yè)化的發(fā)展需要技術(shù)創(chuàng)新，普惠金融體系的完善可以為農(nóng)業(yè)技術(shù)的創(chuàng)新與發(fā)展夯實(shí)資金基礎(chǔ)，也可以為農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣與普及提供寬廣的融資渠道。普惠金融發(fā)展越好的地區(qū)，農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新帶來的生產(chǎn)力越高，城鄉(xiāng)收入差距也應(yīng)該越小。

我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距居高不下的主要原因在于城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡，城鄉(xiāng)收入差距問題不僅關(guān)系著微觀主體，更制約著宏觀經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。普惠金融的重點(diǎn)服務(wù)對(duì)象是農(nóng)民、貧困人群和小微企業(yè)等特殊群體，普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響也是通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展來實(shí)現(xiàn)的。金融服務(wù)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距分配格局的形成具有重要影響，普惠金融的發(fā)展直接影響農(nóng)村的資本形成、配置及農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，間接影響到城鄉(xiāng)收入差距。本文以普惠金融指數(shù)作為門檻變量，從金融功能觀角度分析普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的機(jī)理，使用非線性模型面板門檻估計(jì)方法分析普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

二、指標(biāo)設(shè)定、數(shù)據(jù)說明與模型選取

（一）指標(biāo)設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

本文選取2005-2014年30個(gè)省市自治區(qū)（西藏因數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失予以剔除）的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，原始數(shù)據(jù)來源于歷年中國(guó)人民銀行發(fā)布的各省《金融運(yùn)行報(bào)告》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)及國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

1.被解釋變量?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的測(cè)量主要有城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值、基尼系數(shù)及泰爾指數(shù)方法，本文遵循王少平和歐陽(yáng)志剛（2008）的做法，測(cè)算泰爾指數(shù)（Teil）用以衡量城鄉(xiāng)收入差距，具體計(jì)算公式為：

Teili，t=∑2j=1sij，tsi，tln（sij，tsi，t/pij，tpi，t）（1）

其中，j=1，2分別表示農(nóng)村與城鎮(zhèn)地區(qū)；t表示年份；sij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村的收入；si則表示i地區(qū)總收入；pij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村的人口；pi則表示i地區(qū)總?cè)丝凇?/p>

2.普惠金融指數(shù)（Financial Inclusion Index，下文簡(jiǎn)稱FII），既是本文的核心解釋變量也是非線性模型（門檻模型）的門檻變量。在借鑒已有文獻(xiàn)（Mandira Sarma和Jesim Pais，2011）的基礎(chǔ)上，本文擬從四個(gè)維度構(gòu)建普惠金融評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。（1）金融服務(wù)的滲透性，這里選用每萬(wàn)人擁有的金融機(jī)構(gòu)數(shù)與金融從業(yè)人員數(shù)，每萬(wàn)平方千米擁有的金融機(jī)構(gòu)數(shù)與金融從業(yè)人員數(shù)4個(gè)指標(biāo)對(duì)該維度進(jìn)行衡量。（2）金融服務(wù)的使用性，具體使用銀行類金融機(jī)構(gòu)人均存、貸款及人均儲(chǔ)蓄余額。（3）金融服務(wù)的效用性，這里選用存、貸款余額占GDP的比重及銀行承兌匯票余額占GDP的比重對(duì)該維度進(jìn)行反映。（4）金融服務(wù)的承受性，這里使用非金融機(jī)構(gòu)融資占金融機(jī)構(gòu)存貸款的比重來反映該維度的貢獻(xiàn)。前三個(gè)維度的各項(xiàng)指標(biāo)均為正向指標(biāo)即指標(biāo)值越大普惠金融發(fā)展?fàn)顩r越好，第四個(gè)維度的指標(biāo)為逆向指標(biāo)。

本文借鑒聯(lián)合國(guó)人類發(fā)展署測(cè)算人類發(fā)展指數(shù)所使用的方法來構(gòu)建普惠金融指數(shù)測(cè)算模型，F(xiàn)II具體計(jì)算方法為：

FIIit=1-

（w1t-E1t）2+（w2t-E2t）2+…（wkt-Ekt）2w21t+w22t+…+w2kt（2）

其中，i表示不同的地區(qū)；t為不同的年份；k表示不同的維度；FIIit∈0，1，F(xiàn)II值越趨近于1說明普惠金普惠金融發(fā)展?fàn)顩r越好，當(dāng)其值為1時(shí)表示普惠金融發(fā)展水平最好；w表示各維度的權(quán)重；E表示各維度的測(cè)度值，其計(jì)算公式為：

Ekt=wkt×yikt（3）

yikt為第i個(gè)省份第k個(gè)維度在第t年標(biāo)準(zhǔn)化后的值，具體標(biāo)準(zhǔn)化方法如下：

對(duì)于正向指標(biāo)：yikt=xikt-min{xkt}max{xkt}-min{xkt}（4）

對(duì)于負(fù)向指標(biāo)：yikt=max{xkt}-xiktmax{xkt}-min{xkt}（5）

其中，xikt為未經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理的原始數(shù)據(jù)。對(duì)于各維度的權(quán)重w，本文使用熵值法進(jìn)行測(cè)算①。

3.其他解釋變量。（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Pgdp），使用人均GDP（單位：元）反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，為了消除通貨膨脹的影響，使各期的人均GDP可以比較。本文以2005年為基期，使用GDP平減指數(shù)對(duì)其縮減得到實(shí)際值。（2）城市化水平（Purb）。本文采用各地區(qū)年末城鎮(zhèn)人口比重（單位：%）表示城市化水平。（3）對(duì)外貿(mào)易開發(fā)程度（Open），采用進(jìn)出口總額占GDP的比重（單位：%）來反映對(duì)外開放程度，進(jìn)出口總額按人民幣兌美元的年均匯率折算為本位幣人民幣計(jì)價(jià)。（4）地方政府財(cái)政支出水平（Gov），采用地方一般預(yù)算支出占GDP的比重（單位：%）進(jìn)行表示。（5）高等教育水平（Edu）。為了反映高等教育發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，采用每萬(wàn)人高等院校在校生數(shù)（單位：人）進(jìn)行反映，考慮到在校生人力資本轉(zhuǎn)化的時(shí)滯性，本文將該指標(biāo)作滯后4期處理。

為了消除異方差的影響，本文對(duì)以上指標(biāo)皆進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理，各指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示。

1.非線性面板模型

本文借鑒已有文獻(xiàn)（Hansen，1999）構(gòu)建如下單門限面板模型（多門限可在此基礎(chǔ)上擴(kuò)展）：

lnTeilit=αi+β1lnFIIitI（FIIitγ）+β2lnFIIitI（FIIit>γ）+λilnXit+εit（6）

其中αi為截距項(xiàng)，β1、β2為不同門檻區(qū)間的彈性系數(shù)，γ為門限值，λi為其他解釋變量的系數(shù)，Xit=[Pgdpit，Purbit，Openit，Govit，Eduit]為其他解釋變量。I（·）為示性函數(shù)，當(dāng)滿足括號(hào)內(nèi)條件時(shí)其值取1，否則為0。另外，在對(duì)面板門限模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)使用格點(diǎn)搜索法（Grid Search）不斷嘗試門限值，直至使式（6）的殘差平方和最小，得出最佳估計(jì)值；對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，構(gòu)造LM統(tǒng)計(jì)量，使用自抽樣（Bootstrap）模擬其漸進(jìn)分布，進(jìn)而得出漸進(jìn)有效的概率P進(jìn)行判別。

2.線性面板模型

（1）用變截距面板模型來刻畫變量間的關(guān)系，變截距面板模型可分為固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)兩種情況，具體模型設(shè)定如下：

lnTeilit=φi+Xitβ+μit（7）

其中，φi為個(gè)體效應(yīng)；Xit=[lnFIIit，lnPgdpit，lnOpenit，lnGovit，lnEduit]；β為解釋變量的系數(shù)矩陣；當(dāng)cov（φi，Xit）≠0時(shí)，式（7）為固定效應(yīng)模型；當(dāng)cov（φi，Xit）=0時(shí)，式（7）為隨機(jī)效應(yīng)模型。在對(duì)固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行判斷時(shí)，使用Hausman檢驗(yàn)，當(dāng)拒絕原假設(shè)時(shí)即使用固定效應(yīng)模型。

（2）由于選取的樣本時(shí)間跨度較短，采用OLS估計(jì)可能會(huì)存在一定的系數(shù)估計(jì)偏誤；同時(shí)，考慮到各變量?jī)?nèi)生性問題的存在，采用動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)，具體模型設(shè)定如下：

lnTeilit=αi+χlnTeilit-1+Xitβ+μit（8）

其中，由于引入了被解釋變量的滯后項(xiàng)，可以反映城鄉(xiāng)收入差距的積累效應(yīng)，但滯后項(xiàng)易與截面異質(zhì)性效應(yīng)相關(guān)，需要采用廣義矩估計(jì)（GMM）對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。鑒于系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（SYS-GMM）可以克服弱工具變量的影響且具有較高的估計(jì)效率，本文采用該方法對(duì)動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)。在檢驗(yàn)估計(jì)的過程中，GMM要求（8）式差分后不存在二階自相關(guān)，構(gòu)建AR（2）統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)殘差序列是否接受不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)。此外，本文使用穩(wěn)健性較高的Hansen統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)原假設(shè)矩條件的過度識(shí)別有效是否成立。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

本文分別采用非線性和線性面板模型，對(duì)普惠金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響進(jìn)行分析；考慮到我國(guó)地區(qū)金融資源分布不均衡現(xiàn)象，從全國(guó)以及東、中、西②區(qū)域進(jìn)行實(shí)證分析。

（一）全國(guó)層面的分析

采用STATA140非動(dòng)態(tài)門檻回歸程序Xthreg對(duì)全國(guó)層面樣本進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表2，可以發(fā)現(xiàn)存在“單門檻效應(yīng)”；進(jìn)一步對(duì)門檻值進(jìn)行估計(jì)可得全國(guó)層面普惠金融的彈性系數(shù)估計(jì)值為03649，其95%置信區(qū)間為[02767，03758]。在得到門檻估計(jì)值之后需要對(duì)該值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖1，可見普惠金融的單門檻估計(jì)值與真實(shí)值一致③。

給出了全國(guó)層面的回歸結(jié)果。對(duì)于門檻效應(yīng)模型，當(dāng)FII值低于門檻值03649時(shí)，普惠金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的彈性系數(shù)為01666，且在1%的顯著性水平下顯著，表明當(dāng)普惠金融發(fā)展水平處于這一區(qū)間時(shí)，普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距存在顯著拉大作用。當(dāng)FII值越過門檻值時(shí)，彈性系數(shù)變?yōu)?01641，說明此時(shí)普惠金融能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。對(duì)于線性板模型中的靜態(tài)模型，由Hausman檢驗(yàn)可知固定效應(yīng)優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)，F(xiàn)II的固定效應(yīng)系數(shù)顯著為正，這說明普惠金融的發(fā)展在拉大城鄉(xiāng)收入差距，該結(jié)論與門檻效應(yīng)的低門檻值區(qū)間相一致。根據(jù)動(dòng)態(tài)面板的回歸結(jié)果，AR（2）統(tǒng)計(jì)量接受二階殘差序列不存在自相關(guān)的原假設(shè)，Hansen檢驗(yàn)表明工具變量的設(shè)定是有效的。所以，從2005年到2014年普惠金融的發(fā)展并沒有顯著擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，也沒有起到始終縮小城鄉(xiāng)收入的作用，而是呈現(xiàn)出門檻效應(yīng)的非線性特征。從整體來看呈現(xiàn)先擴(kuò)大后縮小的動(dòng)態(tài)變化特征，且彈性系數(shù)大小接近，形似Kuznets“倒U型”的中間部分。結(jié)合原始數(shù)據(jù)，F(xiàn)II值高于03649的主要為北京、上海、天津等地，這表明普惠金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的降低效應(yīng)主要來源于這些高度發(fā)達(dá)的省市。

北京、上海和天津具有特殊的政治地位與經(jīng)濟(jì)功能，城市化水平較高，農(nóng)村地區(qū)扮演著城市功能擴(kuò)展區(qū)的角色，市內(nèi)大型金融機(jī)構(gòu)積聚，金融資源流向較為廣泛。這三個(gè)地區(qū)農(nóng)村居民收入水平也相對(duì)全國(guó)其他省市區(qū)更高，農(nóng)村居民使用金融工具進(jìn)行投資理財(cái)也更加普遍，普惠金融的發(fā)展能夠較好顯現(xiàn)其縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。在其他省份，尤其西北地區(qū)，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后，金融基礎(chǔ)設(shè)施較差，農(nóng)民享受金融服務(wù)面臨著較高的服務(wù)門檻，普惠金融的初步發(fā)展不足以立竿見影地改善這些地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。普惠金融對(duì)各地區(qū)城鄉(xiāng)差距的影響確實(shí)存在程度與進(jìn)度差異，本文對(duì)全國(guó)按照東、中、西層面劃分，并作進(jìn)一步深入分析。另外，從其他解釋變量的系數(shù)可以看出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口城市化率、對(duì)外開放程度及地方政府的財(cái)政支出等因素都能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，但高等教育的發(fā)展卻擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。

（二）地區(qū)層面的分析

對(duì)東、中、西地區(qū)進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)（結(jié)果如表4），可以發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)存在“雙門檻效應(yīng)”，中、西部地區(qū)不存在門檻效應(yīng)。因此，對(duì)東部地區(qū)運(yùn)用非線性與線性面板模型研究普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，而對(duì)中、西部地區(qū)僅采用線性面板模型進(jìn)行分析。表5為東部地區(qū)的回歸結(jié)果，由門檻效應(yīng)模型可以發(fā)現(xiàn)：當(dāng)FII值低于01582時(shí)，普惠金融的彈性系數(shù)在統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著；當(dāng)FII值介于01582和03656之間時(shí)，彈性系數(shù)顯著為正，這說明進(jìn)入第二個(gè)階段普惠金融的發(fā)展開始拉大城鄉(xiāng)收入差距。當(dāng)普惠金融發(fā)展進(jìn)入第三個(gè)階段即FII值大于03656時(shí)，變量的彈性系數(shù)從04177降到02752，表明隨著普惠金融的進(jìn)一步發(fā)展，其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的拉大作用有所緩解。從線性面板模型進(jìn)行考察，Hausman檢驗(yàn)同樣認(rèn)為固定效應(yīng)優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)，其中FII的系數(shù)并不顯著，這與門檻模型的第一階段結(jié)果相一致。在動(dòng)態(tài)面板模型中，AR（2）檢驗(yàn)和Hansen檢驗(yàn)表明模型不存在殘差序列二階自相關(guān)且工具變量為外生的，支持GMM估計(jì)的有效性。從系統(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距是擴(kuò)大的，且FII的系數(shù)04528與門檻模型的第二階段估計(jì)結(jié)果相近。因此，普惠金融的發(fā)展在東部地區(qū)是拉大城鄉(xiāng)收入差距的，但這種拉大作用具有非線性的門檻效應(yīng)特征，總體呈現(xiàn)出先加劇后放緩的動(dòng)態(tài)特征，形似Kuznets“倒U型”的左半部分。

從其他解釋變量的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城市化水平、地方政府財(cái)政支出占比等因素，依然可促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距的縮小，高等教育仍拉大城鄉(xiāng)收入差距。對(duì)外開放程度沒能通過線性模型與非線性模型的顯著性檢驗(yàn)，可能由于東部地區(qū)對(duì)外水平已經(jīng)達(dá)到一定的高度，該因素已經(jīng)不能再顯著的促進(jìn)農(nóng)村居民提高收入。

表6是中、西部地區(qū)回歸結(jié)果。對(duì)于中部地區(qū)，Hausman檢驗(yàn)判定隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型。普惠金融指數(shù)的系數(shù)在隨機(jī)效應(yīng)模型中為正，說明普惠金融在中部地區(qū)顯著擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，且影響程度相比東部地區(qū)兩個(gè)拉大階段都要高。雖然動(dòng)態(tài)面板模型中AR（2）與Hansen檢驗(yàn)均通過了檢驗(yàn)，但GMM估計(jì)方法的前提是其對(duì)應(yīng)的靜態(tài)面板模型應(yīng)該為固定效應(yīng)，否則估計(jì)結(jié)果無意義。對(duì)于西部地區(qū)，Hausman檢驗(yàn)也判定隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型，在隨機(jī)效應(yīng)模型中，普惠金融的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著，說明普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響在該區(qū)域并不明顯，動(dòng)態(tài)面板模型在該區(qū)域的估計(jì)結(jié)果也無統(tǒng)計(jì)意義。

對(duì)于其他解釋變量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城市化水平的系數(shù)在中、西部均顯著為負(fù)，說明這兩個(gè)因素在中、西部均可以顯著的縮小城鄉(xiāng)收入差距；對(duì)外開放程度在中部系數(shù)為負(fù)但并沒有通過顯著性檢驗(yàn)，而該變量的系數(shù)在西部地區(qū)卻顯著為負(fù)，可以得知對(duì)外開放程度的提高可以縮小西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，但對(duì)中部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距并無顯著影響。地方政府財(cái)政支出占比在兩個(gè)區(qū)域均不能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，高等教育水平在全國(guó)層面與東部地區(qū)一致，均表現(xiàn)為拉大城鄉(xiāng)收入差距。

四、結(jié)論與政策建議

普惠金融可以通過農(nóng)村資本的形成、配置及農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新而縮小城鄉(xiāng)收入差距，但普惠金融的發(fā)展程度與農(nóng)村資金逃逸是否到非農(nóng)行業(yè)或產(chǎn)業(yè)，是制約普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距的癥結(jié)。在全國(guó)范圍與東部地區(qū)，普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響是非線性的；在中、西部地區(qū)，普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響則是線性的。全國(guó)范圍存在“單門檻效應(yīng)”，普惠金融在達(dá)到門檻值前后對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響主要表現(xiàn)為先拉大后縮小。東部地區(qū)存在“雙門檻”效應(yīng)，在依次達(dá)到兩個(gè)門檻值的三個(gè)區(qū)間內(nèi)，普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響表現(xiàn)為不顯著、先加劇后放緩的動(dòng)態(tài)特征。在中部地區(qū)，普惠金融主要表現(xiàn)為拉大城鄉(xiāng)收入差距；在西部地區(qū)，普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響并不顯著。

基于以上結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，努力降低農(nóng)村居民與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)獲取金融服務(wù)的門檻，建立合理、有效的農(nóng)村資金回流機(jī)制。首先，鼓勵(lì)大的商業(yè)銀行、政策性銀行設(shè)立普惠金融專營(yíng)機(jī)構(gòu)，適當(dāng)降低農(nóng)村市場(chǎng)新興金融機(jī)構(gòu)的準(zhǔn)入門檻。其次，健全、完善普惠金融法律制度體系，保障農(nóng)民、小微企業(yè)等應(yīng)享有的金融服務(wù)權(quán)益。最后，加快對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的改造，推廣農(nóng)業(yè)專業(yè)技術(shù)，增強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)對(duì)金融資源的吸引力。

第二，普惠金融政策的制定要統(tǒng)籌規(guī)劃、因地制宜。全國(guó)層面應(yīng)該繼續(xù)大力推行普惠金融政策，努力將普惠金融發(fā)展程度提升到門檻值的第二個(gè)階段。其次，東、中、西各省應(yīng)從自身實(shí)際出發(fā)，因地、因時(shí)施策。東部地區(qū)應(yīng)加強(qiáng)普惠金融工具的創(chuàng)新，中、西部地區(qū)應(yīng)該加大普惠金融基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)。

第三，加大地區(qū)經(jīng)濟(jì)建設(shè)，提高人口城市化水平、破除城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)壁壘，努力提高對(duì)外開放程度；地方政府應(yīng)落實(shí)普惠金融政策，努力提高普惠金融的發(fā)展程度，進(jìn)而跨過普惠金融發(fā)展門檻值，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

注釋：

①限于篇幅，在此對(duì)熵值法的處理過程不進(jìn)行詳細(xì)介紹，感興趣的讀者可向讀者索取。

②鑒于地緣與經(jīng)濟(jì)因素，本文在國(guó)家統(tǒng)計(jì)局區(qū)域劃分的基礎(chǔ)上將東北地區(qū)的遼寧并入東部地區(qū)，吉林與黑龍江并入中部地區(qū)進(jìn)行研究；具體區(qū)域省份分布，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

③下文分東、中、西區(qū)域進(jìn)行討論時(shí)，不再贅述門限值的確定問題。

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[6]Hansen B. E. Threshold Effects in Non-dynamic Panel Estimation and Inference. Journal of Economics，1999（6）：345-368.

Can Inclusive Finance Narrow the Urban-Rural Income Gap？

Verification based on Nonlinear and Linear Panel Model

HUANG Yong-xing， LU Feng-zhi

（School of Business， Anhui University of Technology， Maanshan 243002， China）

Abstract：Inclusive finance reduces urban-rural income gap through the formation， allocation and technological innovation of rural capital. Based on the provincial panel data of China from 2005 to 2014， this paper examines the influence of inclusive finance on urban - rural income gap based on nonlinear and linear panel model. The results show that at the national level， the impact of inclusive finance on urban-rural income gap is characterized by the first expansion and then reduction non-linear characteristic； the impact of the urban-rural income gap in the eastern region is characterized by the dynamic characteristic of the slowdown after the first increase， the impact on the central region is characterized by a continual widening linear characteristic and the influence of inclusive finance on urban-rural income gap in western China is not significant. The degree of development of inclusive finance and the escape of rural funds to non-agricultural industries or industries are the bottlenecks that constrain inclusive finance to narrow the urban-rural income gap. Therefore， the formulation of inclusive financial policies should be planned in an all-round way and act according to circumstances， and try to reduce the threshold of access to financial services for rural residents and township enterprises.

Key words：inclusive finance； urban-rural income gap； panel model

（責(zé)任編輯：厲新）