金融可得性影響城鄉(xiāng)家庭收入差距研究

中圖分類(lèi)號(hào)］F126［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A［文章編號(hào)］1000-4211（2025）02-0101-19

一、引言

黨的二十屆三中全會(huì)《中共中央關(guān)于進(jìn)一步全面深化改革、推進(jìn)中國(guó)式現(xiàn)代化的決定》提出“形成有效增加低收入群體收入、穩(wěn)步擴(kuò)大中等收入群體規(guī)模、合理調(diào)節(jié)過(guò)高收入”上升到“制度體系”的高度。法國(guó)著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家皮凱蒂在《21世紀(jì)資本輪》提出，真正引發(fā)各階層收入差異的主要因素是資本收入，資本收入比越高，社會(huì)貧富差距越大。對(duì)于我國(guó)城鄉(xiāng)差距過(guò)大的形成原因眾多，比如城鄉(xiāng)二元化結(jié)構(gòu)的分割（郭慶賓等，2024）、農(nóng)村土地要素流通限制（錢(qián)文榮等，2021）、資源稟賦差異（楊丹等，2023）等，同時(shí)，來(lái)自財(cái)產(chǎn)性收入差距和財(cái)富累積效應(yīng)也加劇了這一問(wèn)題。隨著金融發(fā)展，尤其是興起的普惠金融的發(fā)展，新的研究認(rèn)為金融可得性是貧困減緩實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵。為了使金融發(fā)展更好服務(wù)于貧困減緩，在提升金融規(guī)模的同時(shí)，還需要構(gòu)建金融規(guī)模擴(kuò)張與貧困人口金融服務(wù)獲取的通道，提升金融可得性。金融可得性低是金融發(fā)展未能實(shí)現(xiàn)減貧效應(yīng)的關(guān)鍵因素（溫濤等，2005）。所以人們寄希望于推進(jìn)普惠金融發(fā)展，能提高城鄉(xiāng)居民的金融可得性水平，有助于解決低收入人群資金短缺、融資難、融資貴等稟賦問(wèn)題，有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。為此，本文以我國(guó)普惠金融發(fā)展為視角，選取金融可得性作為普惠金融發(fā)展的重要表現(xiàn)方式，探究金融可得性對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

然而，已有研究對(duì)于金融發(fā)展是否有助于減貧縮小收入差距仍然存在爭(zhēng)議。部分學(xué)者如Zalewski等（2010）研究發(fā)現(xiàn)國(guó)家金融化程度提高會(huì)導(dǎo)致收入差距的不斷擴(kuò)大，發(fā)展中國(guó)家的金融抑制和信貸配給使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放慢。在金融抑制的條件下，經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)導(dǎo)致金融資源短缺，形成信貸配給兩極分化，最終制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展，形成惡性循環(huán)，加重收入差距。在我國(guó)，隨著20世紀(jì)90年代中后期金融體制改革推進(jìn)，基于金融資本逐利的特性，金融機(jī)構(gòu)在考慮到農(nóng)村金融市場(chǎng)存在缺乏抵押物、信息不對(duì)稱(chēng)、回收貸款成本高等諸多風(fēng)險(xiǎn)，不斷將金融資源撤離農(nóng)村、轉(zhuǎn)向城市，這加劇了農(nóng)村金融排斥狀況。此外，我國(guó)城鄉(xiāng)金融資源分配的“不公平”和“低效率”也是中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴(kuò)大的重要原因（劉長(zhǎng)庚等，2013）。

同時(shí)，也有學(xué)者認(rèn)為金融可通過(guò)資源的配置、風(fēng)險(xiǎn)的分散，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，有利于個(gè)人獲得資金的機(jī)會(huì)，進(jìn)而改善收入分配差距（劉純彬和陳沖，2010）。特別是，隨著數(shù)字金融的發(fā)展，普惠金融的發(fā)展出現(xiàn)數(shù)字化的趨勢(shì)。一方面，第三方支付、網(wǎng)絡(luò)借貸、網(wǎng)絡(luò)理財(cái)?shù)榷喾N業(yè)務(wù)聚合為老百姓帶來(lái)了更加便利的金融服務(wù)；另一方面，數(shù)字普惠金融較低的交易成本與信息不對(duì)稱(chēng)程度促進(jìn)了金融可得性的提高（張?jiān)篮团硎缽V，2021）。但是互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度的地區(qū)異質(zhì)性會(huì)導(dǎo)致普惠金融發(fā)展不均衡（姚耀軍和施丹燕，2017）。對(duì)于低收入人群因存在技術(shù)獲取壁壘，仍然難以獲得金融服務(wù)，這種數(shù)字普惠金融發(fā)展趨勢(shì)可能會(huì)進(jìn)一步惡化收入差距問(wèn)題。不過(guò)，現(xiàn)有關(guān)于數(shù)字普惠金融對(duì)收入差距影響的研究，多從宏觀省級(jí)層面展開(kāi)討論，但考慮到宏觀省級(jí)數(shù)據(jù)難以真實(shí)反映數(shù)字普惠金融對(duì)居民個(gè)體的影響，而本文是以居民金融可得性水平為研究視角，以微觀個(gè)體作為研究對(duì)象，深入剖析金融可得性對(duì)城鄉(xiāng)居民個(gè)體收入差距的影響。

那么如何緩解城鄉(xiāng)金融發(fā)展不平衡，縮小城鄉(xiāng)收入差距呢？金融發(fā)展能否實(shí)現(xiàn)減貧呢？近兩年來(lái)，伴隨著國(guó)家精準(zhǔn)扶貧政策的實(shí)施和普惠金融的發(fā)展，推進(jìn)“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，商業(yè)銀行等眾多金融機(jī)構(gòu)積極實(shí)施普惠性金融服務(wù)，能更好地服務(wù)那些被金融結(jié)構(gòu)的門(mén)檻所阻隔的低收入人群。在此背景下，金融服務(wù)是否可成為實(shí)現(xiàn)普惠金融的重要前提，金融可得性的改善是否有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距？為了回答這些問(wèn)題，本文采用城鄉(xiāng)微觀個(gè)體層面數(shù)據(jù)，以金融可得性的角度，實(shí)證分析金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。

剩余部分結(jié)構(gòu)安排：第二部分是文獻(xiàn)綜述，第三部分是影響理論機(jī)制和研究假設(shè)，第四部分是數(shù)據(jù)、變量和計(jì)量模型，第五部分是實(shí)證結(jié)果分析，最后一部分是結(jié)論和政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

目前，國(guó)內(nèi)外有關(guān)金融可得性與居民收入差距研究文獻(xiàn)較為豐富，多從金融發(fā)展的視角出發(fā)，探討金融發(fā)展對(duì)金融市場(chǎng)參與主體收入的影響。其中，金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系研究仍存在不一致的結(jié)論，究其原因主要是金融發(fā)展水平在不同階段，其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響和程度是不同的（姚耀軍，2005；喬海曙和陳力，2009）。

在理論研究方面，Greenwood和Jovanovic（1990）在庫(kù)茲涅茨假說(shuō)的基礎(chǔ)建立了一個(gè)反映金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配之間關(guān)系的動(dòng)態(tài)模型，證明了金融發(fā)展與收入分配差距呈倒“U”型關(guān)系。與此同時(shí)，Galor和Zeira（1993）、Banerjee和Newman（l993）分別利用兩部門(mén)和三部門(mén)模型證明，金融市場(chǎng)的長(zhǎng)期發(fā)展能夠縮小收入差距。但在金融市場(chǎng)不完善的條件下，Doepke和Townsend（2006）研究表明初始的財(cái)富差距所引起的收入差距不會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而減少，但信貸市場(chǎng)發(fā)展會(huì)降低收入分配的差距，并且金融發(fā)展可能通過(guò)勞動(dòng)力市場(chǎng)而對(duì)收入分配產(chǎn)生影響。因?yàn)榻鹑诳傻眯缘奶岣邔⒕徑鉂撛谄髽I(yè)家的融資約束，從而增加一國(guó)企業(yè)家的數(shù)量，而企業(yè)家數(shù)量的增加將會(huì)創(chuàng)造出大量新的就業(yè)機(jī)會(huì)（Bianchi等，2010）。另外，Claessens和Perotti（2007）通過(guò)構(gòu)建一個(gè)分析金融與收入分配的新框架，認(rèn)為在發(fā)展中國(guó)家，由于內(nèi)部人為設(shè)置的障礙，弱勢(shì)家庭和小企業(yè)從銀行獲取的信貸比率過(guò)低，這種限制會(huì)導(dǎo)致收入分配的不平等。我國(guó)學(xué)者也發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展通過(guò)“減貧效應(yīng)”縮小城鄉(xiāng)收入差距，而通過(guò)“門(mén)檻效應(yīng)”和“排斥效應(yīng)”擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距（王修華和邱兆祥，2011）。此外，農(nóng)戶和中小鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)進(jìn)入金融市場(chǎng)融資不僅面臨著進(jìn)入成本上的約束，同時(shí)也面臨著諸多實(shí)操層面的阻滯，金融排斥是拉大城鄉(xiāng)收入差距的主要原因（尹希果等，2007）。

在實(shí)證研究方面，金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距的關(guān)系仍未有統(tǒng)一的結(jié)論。有的研究結(jié)果表明金融發(fā)展對(duì)收入差距的影響是非線性的，增加涉農(nóng)貸款會(huì)顯著提高農(nóng)民收入，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距（姚耀軍，2005）。但有的學(xué)者認(rèn)為，金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距不存在明顯的關(guān)聯(lián)。比如葉志強(qiáng)等（2011）從我國(guó)城市和農(nóng)村兩個(gè)方面研究金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民收入的增長(zhǎng)與金融發(fā)展顯著負(fù)相關(guān)，城市居民收入增長(zhǎng)與金融發(fā)展不存在明顯的相關(guān)關(guān)系。但是，Maurer和Haber（2003）等學(xué)者對(duì)金融發(fā)展縮小收入差距的觀點(diǎn)提出疑問(wèn)，他們認(rèn)為隨著不斷金融的深化，從金融深化和金融市場(chǎng)發(fā)展中獲利的是那些高收入階層，而非低收入階層，從而導(dǎo)致收入分配差距擴(kuò)大。在金融發(fā)展初期，金融資源從貧困地區(qū)流向經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的城鎮(zhèn)地區(qū)，因此不利于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民的持續(xù)增收（溫濤等，2005）。伴隨金融發(fā)展人本主義實(shí)踐觀與價(jià)值理念的回歸（張賀和白欽先，2018），認(rèn)為普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距逐漸成為新的歷史實(shí)踐與金融發(fā)展常態(tài)（白傾先，2017）。此外，數(shù)字普惠金融通過(guò)利用數(shù)字技術(shù)推動(dòng)了普惠金融發(fā)展，讓農(nóng)村居民也能享受基本金融服務(wù)（劉航等，2019），并且隨著我國(guó)數(shù)字普惠金融不斷推廣，通過(guò)基礎(chǔ)功能、主導(dǎo)功能和衍生功能三大功能，形成了包容效應(yīng)、減貧效應(yīng)和增長(zhǎng)效應(yīng)三大收斂效應(yīng)，進(jìn)而縮小了城鄉(xiāng)收入差距（宋曉玲，2017）。不過(guò)，現(xiàn)有關(guān)于數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的研究多采用省級(jí)宏觀層面數(shù)據(jù)，難以真實(shí)反映普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)微觀個(gè)體收入的影響。

為了回答金融發(fā)展能否縮小城鄉(xiāng)居民收入差距這一問(wèn)題，我們注意到金融可得性的提高是縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的關(guān)鍵因素。金融可得性越來(lái)越受到人們的重視（王偉和孫芳城，2018），一方面，金融部門(mén)的發(fā)展并不意味著金融可得性的提升，還需要構(gòu)建金融擴(kuò)張與金融服務(wù)的通道，即提升金融可得性（Bae等，2012）。在大多數(shù)經(jīng)濟(jì)體中，金融資源都集中于少數(shù)規(guī)模較大的經(jīng)濟(jì)主體，金融發(fā)展水平的提高并不能代表所有經(jīng)濟(jì)主體的金融可得性的提高，金融總量的提高未必是整體金融參與者結(jié)構(gòu)的均衡。另一方面，由于不同地區(qū)和不同個(gè)體的金融需求存在差異，金融總量的發(fā)展并不意味著個(gè)體獲得金融服務(wù)的可得性提高。從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度認(rèn)為影響金融減貧作用的關(guān)鍵因素是貧困人口的信貸需求不足而非信貸供給不匹配（Karlan等，2017）。基于中國(guó)的實(shí)證研究也表明，貧困人口缺乏有效信貸需求，破除貧困人口的金融需求障礙是發(fā)揮金融減貧作用的關(guān)鍵（林萬(wàn)龍和楊叢叢，2012；謝玉梅等，2016）。從經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)的視角出發(fā)，金融發(fā)展與貧困減緩存在著多層次、多樣化的關(guān)系，金融與減貧的關(guān)系可以更為直接地界定為“金融發(fā)展一經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)一金融可得性—經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)一精準(zhǔn)扶貧”（單德朋等，2016）。也就是說(shuō)，金融服務(wù)是否可得是最終能否減低貧困的重要前提。因此，本文將從金融可得性的視角，探究金融可得性對(duì)居民收入的影響，回答金融可得性能否縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的問(wèn)題。

目前，關(guān)于金融可得性對(duì)城鄉(xiāng)家庭收入的影響研究較少，且多數(shù)研究聚焦于宏觀省級(jí)數(shù)據(jù)分析金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。此外，相關(guān)研究多聚焦于考察金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，并采用貸款總量等數(shù)據(jù)衡量金融發(fā)展水平，比如以銀行借貸總額與GDP的比值作為指標(biāo)，進(jìn)而分析金融的可得性會(huì)對(duì)農(nóng)民收入的影響，但這卻忽略了金融資源配置結(jié)構(gòu)存在的問(wèn)題，因?yàn)榻鹑谫Y源具有特殊性，不僅具有一般資源屬性，是貨幣化的社會(huì)資產(chǎn)金額市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中最重要的資源配置手段和機(jī)制，也對(duì)其他資源的配置結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，單從宏觀角度以特定的指標(biāo)分析金融資源配置效率，具有片面性。雖然，當(dāng)前也有部分學(xué)者研究新興數(shù)字普惠金融的發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，但受限于數(shù)字普惠金融的數(shù)據(jù)的可獲得性，多從省級(jí)宏觀層面分析城鄉(xiāng)收入差距，但是難以反映出普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)個(gè)體微觀收入的影響，鑒于此，為了更好地解釋金融可得性對(duì)城鄉(xiāng)家庭收入的影響，采用北京大學(xué)中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)資料庫(kù)2014年、2016年和2018年的微觀數(shù)據(jù)，選取城鄉(xiāng)家庭的各項(xiàng)收入來(lái)源數(shù)據(jù)和家庭金融資產(chǎn)數(shù)據(jù)，構(gòu)建城鄉(xiāng)居民家庭個(gè)人收入的計(jì)量模型，通過(guò)利用OLS回歸、分位數(shù)回歸和傾向值匹配法，實(shí)證分析金融可得性對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)家庭個(gè)人收入及不同來(lái)源的收入的影響。

三、理論機(jī)制與研究假設(shè)

基于已有的研究成果，以及借鑒張立軍和湛游（2006）認(rèn)為金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距主要通過(guò)門(mén)檻效應(yīng)、減貧效應(yīng)和非均衡效應(yīng)三種途徑，本文認(rèn)為金融可得性對(duì)城鄉(xiāng)收入影響主要包括以下三類(lèi)：一是金融可得性的減貧效應(yīng)；二是擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，包括金融發(fā)展產(chǎn)生的排斥效應(yīng)、門(mén)檻效應(yīng)，會(huì)拉大城鄉(xiāng)家庭之間的收入差距；三是金融可得性縮小城鄉(xiāng)收入差距，包括金融發(fā)展產(chǎn)生的包容效應(yīng)，以及資本累積的涓滴效應(yīng)，有利于抑制城鄉(xiāng)家庭之間的收入差距擴(kuò)大。

（一）金融可得性的減貧效應(yīng)

金融的減貧效應(yīng)主要表現(xiàn)在利用金融服務(wù)投資獲利，促進(jìn)自身人力資本的投資以及企業(yè)行為的帶動(dòng)效應(yīng)。從投資機(jī)制角度來(lái)看，普惠金融的目的是通過(guò)降低貧困人口的貸款成本來(lái)減緩貧困。根據(jù)Greenwald和Stiglitz（1990）投資理論，金融排斥會(huì)影響窮人，這是因?yàn)樗畛蹙腿鄙贀?dān)保物和資源來(lái)獲取獲得銀行貸款。從人力資本提升角度來(lái)看，普惠金融通過(guò)賦予貧困人群獲得貸款的權(quán)利，破除其資金約束，使其可以將資金用于自身教育，從而有助于提升他們?cè)趧趧?dòng)力市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力。從企業(yè)行為機(jī)制角度來(lái)看，降低中小企業(yè)的貸款成本提高生產(chǎn)產(chǎn)量，提供更多的就業(yè)就會(huì)，進(jìn)而產(chǎn)生減貧效應(yīng)。

（二）金融可得性擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的傳導(dǎo)機(jī)制：排斥效應(yīng)和門(mén)檻效益

一方面，由于金融資源是稀缺的，而金融需求卻總多于金融供給，這也導(dǎo)致金融規(guī)則一般由金融供給方制定，而金融機(jī)構(gòu)為了“控制風(fēng)險(xiǎn)”和“逐利益”的權(quán)衡，會(huì)優(yōu)先考慮金融規(guī)則完善和金融需求量大的城鎮(zhèn)發(fā)達(dá)地區(qū)，這使農(nóng)村低收入人群、小微企業(yè)難以從金融機(jī)構(gòu)獲得所需的金融服務(wù)，同時(shí)又會(huì)通過(guò)“馬太效應(yīng)\"讓這一現(xiàn)象惡化，讓農(nóng)村低收入水平人群無(wú)法獲得與城鎮(zhèn)高收入水平人群一樣的權(quán)利，產(chǎn)生金融排斥效應(yīng)，進(jìn)而擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民之間的收入差距，產(chǎn)生排斥效應(yīng)。

另外，金融體系的運(yùn)行和維護(hù)是需要成本，金融服務(wù)通常也需要支付給維持金融運(yùn)行部門(mén)一定的報(bào)酬，這無(wú)疑給金融需求者們而言相當(dāng)于一道“門(mén)檻”。但對(duì)于不同的金融需求者，破除門(mén)檻效應(yīng)的難易程度卻不一樣，初始稟賦差異會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民獲得金融服務(wù)的差異越來(lái)越大，而受限于自身財(cái)富累積未達(dá)到特定的門(mén)檻效應(yīng)，則難跨越金融門(mén)檻，這也直接影響了他們的收入水平。同時(shí)，金融的供給也受限于不同地域，如金融機(jī)構(gòu)的營(yíng)業(yè)網(wǎng)點(diǎn)一般布局于城鎮(zhèn)發(fā)達(dá)地區(qū)，而欠發(fā)達(dá)農(nóng)村地區(qū)人群獲得難以獲得金融服務(wù)，從而使得他們手中的資本為無(wú)法借助金融服務(wù)的渠道獲得資本增值，拉大城鄉(xiāng)居民之間的收入差距，從而產(chǎn)生門(mén)檻效益。

（三）金融可得性縮小城鄉(xiāng)收入差距的傳導(dǎo)機(jī)制：包容效應(yīng)和資本累計(jì)效應(yīng)

一般而言，包容效應(yīng)是與排斥效應(yīng)相對(duì)，通過(guò)填補(bǔ)金融服務(wù)的空白，擴(kuò)大金融服務(wù)的覆蓋面，讓被排除在正規(guī)金融體系之外的人群，能夠獲得價(jià)格合理、便捷的金融服務(wù)。為了解決金融發(fā)展自身會(huì)產(chǎn)生排斥效應(yīng)和門(mén)檻效應(yīng)，政府及相關(guān)部門(mén)會(huì)通過(guò)制定相應(yīng)的金融政策，向被金融的門(mén)檻排斥在外的低收入農(nóng)村人群傾斜。同時(shí)，地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不斷提高，也會(huì)帶動(dòng)金融發(fā)展，讓更多的低收入農(nóng)村居民可以享受到金融服務(wù)，從而產(chǎn)生包容效應(yīng)，有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，說(shuō)明包容效應(yīng)有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

另外，金融發(fā)展也會(huì)影響居民的資本積累，產(chǎn)生資本累積的涓滴效應(yīng)。由于金融發(fā)展具有配置資源、提供資金融資以及分散投資分析等功能，金融資源的合理配置會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，從而有效配置資源，降低地區(qū)發(fā)展的不平衡。而反過(guò)來(lái)，同時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平向好，會(huì)促進(jìn)工資收入的提高，增加就業(yè)。經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平不斷提高，促進(jìn)投資需求的提升，從而刺激投融資的貸款利率提高，此時(shí)低收入人群將手中有限的資本以較高利率放貸給高收入人群，高收入人群可以進(jìn)行資本增值的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，使得低收入人群也可獲得更多利息收入，進(jìn)而產(chǎn)生資本累積的涓滴效應(yīng)。

（四）提出假設(shè)

根據(jù)上述金融影響居民收入的影響機(jī)制分析可知，金融可得性對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的影響不一，從金融可得性影響收入的直接機(jī)制看，金融對(duì)城鄉(xiāng)居民收入產(chǎn)生的排斥效應(yīng)和門(mén)檻效應(yīng)都表明會(huì)加大城鄉(xiāng)居民收入差距，而從減貧效應(yīng)、包容性效應(yīng)以及間接機(jī)制的資本累積都顯示會(huì)抑制城鄉(xiāng)居民收入差距。然而，從微觀個(gè)體的角度看，家庭金融可得性的提高可以緩解家庭進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和自身生活的融資約束，提升開(kāi)展居民進(jìn)行農(nóng)業(yè)和非農(nóng)就業(yè)和創(chuàng)業(yè)等活動(dòng)的概率（張龍耀等，2013），同時(shí)，家庭金融可得性的提高可提升自身資金的有效配置、風(fēng)險(xiǎn)的分散，提高家庭成員個(gè)人收入水平，進(jìn)而改善收入分配差距（劉純彬和陳沖，

2010），在此基礎(chǔ)上提出假設(shè)1：家庭金融可得性的提高有助于提升家庭個(gè)人收入水平。

金融可得性可通過(guò)有效城鎮(zhèn)、農(nóng)村家庭的個(gè)人收入及不同來(lái)源的個(gè)人收入，進(jìn)而影響其家庭收入水平。近年來(lái)，為了消除農(nóng)村居民獲得金融服務(wù)的阻礙，讓更多的貧困弱勢(shì)群體享受更多的金融服務(wù)，國(guó)家大力實(shí)施普惠型的農(nóng)村金融惠農(nóng)政策，普惠金融使經(jīng)濟(jì)體重所有成員“在一個(gè)可支付的成本上確保金融服務(wù)的獲取，并且脆弱群體（如弱勢(shì)和低收入群體）能夠及時(shí)充分地獲取貸款”，根據(jù)Greenwald和Stiglitz（1990）所提出的投資理論，認(rèn)為金融排斥會(huì)影響窮人，這是因?yàn)樗畛蹙腿鄙贀?dān)保物和資源來(lái)獲取銀行貸款，而普惠金融通過(guò)賦予貧困人員就獲得貸款的權(quán)利，破除其資金約束，使其可以將資金用于自身教育，從而有助于提升他們?cè)趧趧?dòng)力市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力。這讓低收入的家庭帶來(lái)的邊際效應(yīng)明顯要高于收入的農(nóng)村家庭，也有利于縮小農(nóng)村內(nèi)部的收入差距，即“金融可得性 $$ 家庭收入水平 $$ 城鄉(xiāng)家庭之間收入差距”的作用機(jī)制，提出研究假設(shè)2：相比于高收入階層，低收入階層的家庭金融可得性提高能獲得更高家庭個(gè)人收入水平，有助于降低城鄉(xiāng)家庭之間的收入差距。

四、數(shù)據(jù)、變量和模型

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)資料庫(kù)的微觀數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)是具有以下優(yōu)點(diǎn)：一、數(shù)據(jù)庫(kù)分為社區(qū)、家庭和個(gè)人三個(gè)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行追蹤調(diào)查；二、可反映我國(guó)整體的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，調(diào)查覆蓋面廣和數(shù)據(jù)質(zhì)量高等優(yōu)點(diǎn)。在此基礎(chǔ)上選用2014年、2016年和2018年三年的CFPS的城鄉(xiāng)全樣本追蹤數(shù)據(jù)，涉及我國(guó)31個(gè)省、直轄市和自治區(qū)，詳細(xì)地記錄了調(diào)查家庭的收入、消費(fèi)支出、人口特征等經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。此外，考慮到原始樣本存在部分缺失、數(shù)據(jù)不合理等情況，故對(duì)原始樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理：（1）剔除變量缺失樣本，如部分受訪者選擇“不適用”、“不知道”或者空格等，進(jìn)行篩選并剔除；（2）刪除離異值和不合理的樣本；（3）考慮到收入數(shù)據(jù)的跨度較大，以及有0值存在，對(duì)收入和負(fù)債數(shù)據(jù)采取加1再取對(duì)數(shù)處理；（4）合并樣本中家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)與成人調(diào)查數(shù)據(jù)剔除不匹配的樣本，并最終形成最終得到37331個(gè)有效樣本數(shù)，包括18740個(gè)農(nóng)村樣本和18591個(gè)城鎮(zhèn)樣本，能夠有效地反映近五年的我國(guó)社會(huì)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。

（二）變量描述

被解釋變量：城鄉(xiāng)收入差距。借鑒周建等（2013）將居民主要收入分為工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收。本文選取的被解釋變量是家庭個(gè)人收入，家庭個(gè)人收入是一個(gè)家庭的總收入除以家庭總?cè)藬?shù)，包括工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入、財(cái)產(chǎn)性收入，以 Q10% 、 Q30% ， Q50% ！ Q70% 、 Q90% 五個(gè)不同分位點(diǎn)分別計(jì)算出農(nóng)村居民家庭個(gè)人收入，如表1所示。從表中可以發(fā)現(xiàn)，全樣本家庭低分位點(diǎn)的居民的個(gè)人收入要遠(yuǎn)低于高收入分位點(diǎn)，如2014年個(gè)人收入在低分位點(diǎn) Q10% 為1750元，而高分位點(diǎn) Q90% 則為33758元，約為低分位點(diǎn) Q10% 的20倍，此外。此外，隨著時(shí)間的推移，相較于2014年，從2016年和2018年樣本看，個(gè)人收入均有一定幅度的提高，但低分位點(diǎn)和高分位點(diǎn)的收入差距依然較高。最后，從農(nóng)村樣本和城鎮(zhèn)樣本看，依然發(fā)現(xiàn)低收入階層的家庭收入遠(yuǎn)低于高收入階層的收入水平，不同收入階層的家庭收入差距問(wèn)題依然嚴(yán)峻。

解釋變量：金融可得性。本文考慮到現(xiàn)有文獻(xiàn)衡量單一經(jīng)濟(jì)個(gè)體金融可得性時(shí)多使用該主體實(shí)際獲得的資金情況作為指標(biāo)，例如何韌等（2012）采用有無(wú)獲得銀行貸款來(lái)衡量企業(yè)的金融可得性；盧亞娟等（2014）采用農(nóng)戶獲得的正規(guī)與非正規(guī)貸款總額來(lái)衡量農(nóng)戶的金融可得性，但實(shí)際上金融分組機(jī)構(gòu)的數(shù)量以及貸款服務(wù)的門(mén)檻都是內(nèi)生的，金融服務(wù)的供給內(nèi)生于金融服務(wù)對(duì)象的及機(jī)會(huì)和金融需求（單德朋等，2016）。而本文考慮到選擇的變量金融可得性并不針對(duì)某一具體的經(jīng)濟(jì)個(gè)體，而是更偏向于小型組織層面的家庭，故選用0，1啞變量來(lái)衡量是否獲得存款和貸款，可較好地消除收入與貸款產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題。本文以獲得金融服務(wù)的種類(lèi)反映家庭獲得金融可得性水平作為自變量。本文借鑒栗勤和肖晶（2015）測(cè)度農(nóng)村普惠金融的方法，利用集中度指數(shù)測(cè)度中國(guó)不同收入家庭金融包容水平下的不平等程度，將所獲得的10576個(gè)有效樣本在獲得金融服務(wù)的種類(lèi)數(shù)量，反應(yīng)所有家庭金融可得性水平，將獲得金融服務(wù)分為存貸款、保險(xiǎn)以及其他（國(guó)債、股票、基金等）理財(cái)產(chǎn)品等金融服務(wù)。如果一個(gè)樣本沒(méi)有獲得儲(chǔ)蓄或貸款、保險(xiǎn)和其他理財(cái)產(chǎn)品的金融服務(wù)則為0，獲得其中任何一種則為1，獲得其中任何兩種則為2，獲得其中任何三種則為3，見(jiàn)表2。在2014年樣本中，農(nóng)村樣本未獲得金融服務(wù)的比例高達(dá) 60.47% ，而城鎮(zhèn)樣本未獲得金融服務(wù)的比例為 44.41% ，全樣本未獲得金融服務(wù)的比例為 52.53% 。此外，從獲得1種、2種和3種金融服務(wù)看，農(nóng)村樣本一直獲得金融服務(wù)的比例均低于城鎮(zhèn)樣本。從2016年和2018年的樣本結(jié)果看，農(nóng)村樣本獲得金融服務(wù)的比例逐漸提高，尤其是獲得1種和2種金融服務(wù)，然而，農(nóng)村樣本依然低于城鎮(zhèn)樣本的獲得金融服務(wù)的比例，這表明農(nóng)村家庭獲得金融服務(wù)的種類(lèi)和占比均要低于城鎮(zhèn)家庭樣本，城鄉(xiāng)家庭能否獲得金融服務(wù)存在較大的差距。

控制變量：考慮到除了金融可得性因素外，存在其他影響農(nóng)村、城鎮(zhèn)家庭收入水平的因素，比如肖龍鐸和張兵（2017）認(rèn)為影響農(nóng)村居民收入的影響包括戶主的性別、年齡、受教育程度和家庭資產(chǎn)、人口規(guī)模、所在地區(qū)個(gè)人GDP等因素。本文考慮到城鎮(zhèn)、農(nóng)村不同家庭的特征，戶主的性別對(duì)影響其家庭收入的效應(yīng)較小，故本文選取的控制變量包括地區(qū)特征、家庭特征和受訪者特征三個(gè)層面。其中，地區(qū)特征控制變量選取地區(qū)發(fā)展水平（選用我國(guó)各省市人均GDP衡量，并取對(duì)數(shù)處理）；考慮到不同農(nóng)村、城鎮(zhèn)家庭初始的自身要素稟賦不同，主要選取家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、家庭負(fù)債總額（包括待償房貸總額和其他銀行貸款，并加1取對(duì)數(shù)處理）以及城鄉(xiāng)分類(lèi)（城市為1，農(nóng)村為0）；受訪者特征包括受教育程度（文盲/半文盲為0年，小學(xué)為6年，初中為9年，高中/中專(zhuān)/技校為12年，大專(zhuān)為15年，本科為16年，研究生為19年）、健康狀況（選取健康狀況主要考慮到居民健康水平可能會(huì)影響到其工作收入和因病致窮，0＼～5健康水平依次遞增）、不同的家庭人口數(shù)量、婚姻狀況（已婚有伴侶為1，其他情況為0）和年齡，共得到37331個(gè)有效樣本，包括農(nóng)村樣本18740個(gè)和城鎮(zhèn)樣本18591個(gè)，描述性結(jié)果統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表3。

五、實(shí)證分析

（一）設(shè)立模型

本文對(duì)于金融可得性對(duì)家庭收入差距的影響實(shí)證分析分為兩部分，第一部分是分析金融可得性對(duì)居民收入的影響，具體實(shí)施方法包括使用OLS回歸方程分析法和傾向值匹配中的ATT檢驗(yàn)方法；第二部分是分析金融可得性對(duì)家庭收入差距的影響，先利用GINI系數(shù)直接測(cè)算各家庭之間收入的差距，使用ATT中的匹配后的家庭收入（假設(shè)沒(méi)有獲得一種金融服務(wù)）再次測(cè)算家庭收入差距，最后計(jì)算ATT效應(yīng)觀察金融可得性對(duì)家庭收入差距的影響。

（1）家庭個(gè)人收入的回歸方程

In （Y_i）=α+θD_i+Σβ_jCV_i，j+ε_i

其中，In（ Y_i） 表示家庭i的個(gè)人收入的對(duì)數(shù)，作為因變量；D表示啞變量，將獲得金融服務(wù)種類(lèi)進(jìn)行二分法分類(lèi)。如果家庭獲得金融服務(wù)，則取值為1，包括獲得一種、兩種、三種及以上金融服務(wù)，如果家庭未獲得金融服務(wù)，則取值為0。U表示城鄉(xiāng)分類(lèi)的啞變量，農(nóng)村家庭取值0，城鎮(zhèn)家庭取值1； CV_i，j 表示各控制變量，其中分別包括家庭負(fù)債總額、家庭固定資產(chǎn)、地區(qū)發(fā)展水平、城鄉(xiāng)分類(lèi)、戶主受教育年限、戶主健康狀況以及家庭人口規(guī)模，θ 、 β 分別表示啞變量和各控制變量的系數(shù)， ε_i 表示誤差項(xiàng)。

為了彌補(bǔ)最小二乘法（OLS）在回歸分析中的缺陷，采用Koenkel和Pxassett在1987年分位數(shù)回歸（QuantileRegression）思想，以因變量Y的條件分位數(shù)對(duì)自變量X進(jìn)行回歸，得到所有分位數(shù)下的回歸模型，相比于普通最小二乘法回歸描述自變量對(duì)因變量局部變化的影響而言，更能精準(zhǔn)地描述自變量X對(duì)因變量Y的變化范圍以及條件分布形狀的影響，構(gòu)建分位數(shù)回歸方程，見(jiàn)公式（2）。

uant_τ{ln（Y_i）∣D_i}===β_o+θ^τD_i+Σβ_j^τCV_i，j+ε_i

公式（2）中的為分位點(diǎn)， ln（Y_i） 表示農(nóng)村家庭i的個(gè)人收入的對(duì)數(shù)， D_i 表示是否獲得金融服務(wù)， θ^τ 和 β_j^τ 表示各變量參數(shù)估計(jì)的t分位系數(shù)，其他變量和符號(hào)的解釋與公式（1）相同。

（2）傾向值匹配法分析金融可得性對(duì)家庭收入的影響ATT=E[Y_1I-Y_0I|D_I=1]=E[Y_1I|D_I=1]-E[Y_0I|D_I=1]

采用Heckman（1999）開(kāi)發(fā)的ATT方法，利用傾向值計(jì)算金融可得性對(duì)家庭收入的影響，分析金融可得性對(duì)家庭收入的影響。其中 E[Y_1I-Y_0I∣D_I=1] 表示獲得金融服務(wù)的家庭i的收入期望值， E[Y_0I|D_I=1] 表示獲得金融服務(wù)的家庭i如果沒(méi)有獲得金融服務(wù)時(shí)的家庭收入期望值。結(jié)合公式（1）和（3）得出ATT的估值。

其中 n_D 表示獲得金融服務(wù)的家庭數(shù)量， 是公式（1）中的估計(jì)值，ATT效應(yīng)表示處理組的因果效應(yīng)。

（3）金融可得性對(duì)家庭收入不平等影響

為了測(cè)算金融可得性對(duì)家庭收入不平等的影響，首先，選取收入不平等的衡量指標(biāo)，本文選取的基尼系數(shù)（GINI）作為衡量收入不平等的指標(biāo)，如公式（5）。

其中n表示樣本數(shù)量Y表示全部樣本家庭收入的平均值， Y_i 表示家庭i的收入， ρ_i 表示家庭i的收入在全部樣本家庭收入的排名。

其次根據(jù)金融可得性對(duì)居民家庭收入的影響，計(jì)算金融可得性對(duì)居民家庭收入差距的

影響，如公式（6）。

在公式（6）的右側(cè)， 樣本中獲得金融服務(wù)的基尼系數(shù)， 表示未獲得金融服務(wù)的基尼系數(shù)，公式左側(cè)為了兩者之差，可反應(yīng)基尼系數(shù)的變化。

（二）實(shí)證結(jié)果

1.基準(zhǔn)回歸分析

為了更加清晰地分析金融可得性對(duì)家庭不同收入來(lái)源的影響，通過(guò)估計(jì)金融可得性對(duì)家庭個(gè)人工資性收入、個(gè)人經(jīng)營(yíng)性收入、個(gè)人財(cái)產(chǎn)性收入和個(gè)人轉(zhuǎn)移性收入的回歸方程，本文考慮到可能存在異方差問(wèn)題，故采用穩(wěn)健性O(shè)LS回歸。從表4可以看出，金融可得性對(duì)個(gè)人收入、個(gè)人工資收入、個(gè)人經(jīng)營(yíng)性收入和個(gè)人財(cái)產(chǎn)性收入均產(chǎn)生正向顯著影響。此外，在其他控制變量不變的情況下，金融可得性對(duì)個(gè)人收入的顯著性影響效果最高，影響系數(shù)達(dá)0.544，顯著性影響系數(shù)最低的為個(gè)人經(jīng)營(yíng)性收入，影響系數(shù)為0.130。此外，其他控制變量也能在一定程度上影響居民的收入和不同來(lái)源收入，如教育和婚姻狀況顯著提高居民的個(gè)人收入，其他控制變量對(duì)個(gè)人收入和不同來(lái)源收入的影響存在一定的差異。這表明，家庭金融可得性提高能顯著地提高家庭的個(gè)人收入。從個(gè)人收入的不同來(lái)源看，個(gè)人工資性收入、個(gè)人財(cái)產(chǎn)性收入個(gè)人經(jīng)營(yíng)性收入和個(gè)人轉(zhuǎn)移性收入都會(huì)提高，驗(yàn)證了本文的假設(shè)1。

此外，考慮到金融可得性對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入的影響存在一定差異，從城鎮(zhèn)和農(nóng)村角度分別進(jìn)行回歸，如表5所示，由于篇幅原因，結(jié)果不再展示控制變量回歸結(jié)果。從回歸結(jié)構(gòu)可以看出，金融可得性對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的個(gè)人收入均呈現(xiàn)正向顯著影響，城鎮(zhèn)居民的影響系數(shù)高于農(nóng)村居民的影響系數(shù)。從個(gè)人經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入，金融可得性對(duì)城鎮(zhèn)居民的影響系數(shù)依然高于農(nóng)村居民的影響系數(shù)。然而，金融可得性對(duì)城鎮(zhèn)居民的個(gè)人工資性收入沒(méi)有顯著影響，而對(duì)農(nóng)村居民個(gè)人工資性收入產(chǎn)生正向顯著影響，且影響系數(shù)高達(dá)0.739，表明金融可得性對(duì)農(nóng)村居民的工資性收入水平有更大的影響。

最后，本文也考慮到選用2014年、2016年和2018年三個(gè)不同樣本作為全樣本可能對(duì)回歸結(jié)果造成一定差異，故依次以不同年份樣本和城鄉(xiāng)樣本對(duì)個(gè)人收入進(jìn)行回歸分析，如表6所示。從表中結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，不論是城鄉(xiāng)樣本或者農(nóng)村樣本，金融可得性在2014年、2016年和2018年均對(duì)個(gè)人收入產(chǎn)生顯著正向影響。此外，相較于城鎮(zhèn)樣本，金融可得性對(duì)2014年的農(nóng)村樣本的個(gè)人收入的影響系數(shù)要低于城鎮(zhèn)樣本，然而，在2016年和2018年間，農(nóng)村樣本的金融可得性對(duì)個(gè)人收入的影響系數(shù)均要高于城鎮(zhèn)樣本，表明金融可得性對(duì)農(nóng)村居民的個(gè)人收入有更高影響水平。

2.分位數(shù)回歸分析

本文考慮到OLS回歸方程只能反映出金融可得性對(duì)農(nóng)村家庭和城鎮(zhèn)家庭個(gè)人收入的均值的影響，并不能對(duì)各個(gè)收入階層的影響進(jìn)行有效的呈現(xiàn)，故采用分位數(shù)回歸分析法分析金融可得性對(duì)不同農(nóng)村家庭個(gè)人收入和不同來(lái)源收入的影響。該方法所獲得的結(jié)果不易受到極端值的影響較為穩(wěn)健，并且可以通過(guò)不同收入階層的影響系數(shù)分析金融可得性對(duì)農(nóng)村家庭的收入差距的影響，見(jiàn)表7。在全樣本的分位數(shù)回歸結(jié)果中可以看出，首先，金融可得性對(duì)不同分位點(diǎn)的個(gè)人收入均產(chǎn)生正向顯著影響，且收入處于低分位點(diǎn)的居民的影響系數(shù)要高于收入處于高分位點(diǎn)的影響系數(shù)；其次，從農(nóng)村樣本和城鎮(zhèn)樣本看，依然發(fā)現(xiàn)隨著城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的收入的分位點(diǎn)提高，金融可得性對(duì)個(gè)人收入的影響系數(shù)逐漸下降，金融可得性對(duì)農(nóng)村居民收入處于低分位點(diǎn) Q10% 、 Q90% 的影響系數(shù)要低于城鎮(zhèn)居民在 Q10% 1Q90% 分位點(diǎn)的影響系數(shù)，而處于中間分位點(diǎn) Q30% 、 Q50% ，卻是農(nóng)村居民的影響系數(shù)要高；最后，從全樣本的不同時(shí)間段看，也發(fā)現(xiàn)隨分位點(diǎn)的不斷提高，影響系數(shù)減小。此外，相較于2014年和2018樣本，2016年樣本影響系數(shù)整體要高于2014年的影響系數(shù)。這表明金融可得性可對(duì)低收入群體的個(gè)人收入的促進(jìn)作用要高于對(duì)高收入群體的個(gè)人收入的，有效地改善農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民的低收入群體與高收入群體的收入差距，從而驗(yàn)證了本文的假設(shè)2。

另一方面，本文考慮到農(nóng)村樣本和城鎮(zhèn)樣本在不同時(shí)間段的分位數(shù)回歸結(jié)果也可能存在一定差異，故以個(gè)人收入為被解釋變量回歸分析，如表8所示。從表中結(jié)果可以看出，金融可得性對(duì)低分位點(diǎn)的農(nóng)村、城鎮(zhèn)樣本的個(gè)人收入的影響系數(shù)，也要高于高分位點(diǎn)的農(nóng)村、城鎮(zhèn)樣本的個(gè)人收入的影響系數(shù)，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的假設(shè)。

3.傾向值匹配分析

為了探究全樣本家庭是否獲得金融服務(wù)對(duì)其家庭個(gè)人收入及不同來(lái)源收入的影響，利用傾向值匹配分析得到所有家庭收入和收入差距的ATT效應(yīng)。同時(shí)，使用基尼系數(shù)測(cè)算不同家庭之間的個(gè)人收入與不同來(lái)源收入之間的差距。如表9所示，在左側(cè)分析的是金融可得性對(duì)收入的影響，右側(cè)的則是以基尼系數(shù)反映全樣本家庭的收入差距。從表9樣本家庭個(gè)人收入的ATT效應(yīng)可知，包括獲得金融服務(wù)和未獲得金融服務(wù)的全部樣本實(shí)際個(gè)人收入水平的均值為9009元，匹配后的個(gè)人收入均值為15139元，表明獲得金融服務(wù)可使得居民個(gè)人收入提高6130元；而全部家庭的實(shí)際個(gè)人收入水平的均值的基尼系數(shù)為0.0785，在通過(guò)匹配后的基尼系數(shù)則變0.0764，表明獲得金融可得性的貧困家庭的基尼系數(shù)低于未獲得金融可得性的家庭0.0021。此外，從農(nóng)村樣本，城鎮(zhèn)樣本以及分年樣本看，可以發(fā)現(xiàn)獲得金融服務(wù)后依然能提高居民的個(gè)人收入，除了2014年全樣本基尼系數(shù)有所提高，相較于未獲得金融服務(wù)，居民在獲得金融服務(wù)后各樣本的基尼系數(shù)均有所下降，這表明金融可得性有助于降低全樣本的收入差距，從而驗(yàn)證了假設(shè)2。

表10是在不同時(shí)間段和類(lèi)型家庭個(gè)人收入的ATT效應(yīng)和收入差距分析。從農(nóng)村樣本看，獲得金融服務(wù)和未獲得金融服務(wù)的全部樣本實(shí)際個(gè)人收入水平的均值依然要低于匹配后的個(gè)人收入均值，且隨著年份不斷提高，兩者的差值A(chǔ)TT效應(yīng)也有所提高，從2014年的2709元到2018年的5048元。此外，相較于未獲得金融服務(wù)居民的基尼系數(shù)，獲得金融服務(wù)的農(nóng)村在2014年的基尼系數(shù)提高了0.0023，而隨后農(nóng)村家庭基尼系數(shù)均出現(xiàn)下降。另外，從城鎮(zhèn)樣本的個(gè)人收入ATT效應(yīng)和收入差距也可以得出與農(nóng)村樣本相同的結(jié)果。

4.穩(wěn)健性分析

為保證所得研究結(jié)論的可靠性，本文采取以下方法進(jìn)行穩(wěn)健性分析：首先，更換變量測(cè)度方法為了驗(yàn)證金融可得性對(duì)農(nóng)村家庭之間收入差距的影響的可信度，通過(guò)保持原有的被解釋變量和控制變量不變，具體措施包括：（1）改用將保險(xiǎn)和理財(cái)產(chǎn)品兩種類(lèi)型作為金融可得性I，保險(xiǎn)、貸款和理財(cái)產(chǎn)品作為金融可得性的三種類(lèi)型作為金融可得性II；（2）僅選用2014年和2016年樣本，并依次從城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個(gè)樣本分析；（3）采用分位數(shù)回歸，并選用 Q10%～90% 共9個(gè)分位點(diǎn)回歸，見(jiàn)表11。結(jié)果表明，金融可得性I和金融可得性I均會(huì)促進(jìn)農(nóng)村或城鎮(zhèn)家庭的個(gè)人收入水平。此外，相較于高收入的家庭，低收入水平的農(nóng)村家庭的金融資產(chǎn)對(duì)其家庭個(gè)人收入水平具有更高的正向促進(jìn)效應(yīng)，這也進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的結(jié)論。

六、結(jié)論與政策建議

本文的研究結(jié)論主要有以下三點(diǎn)：

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)金融可得性能夠提高城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民的收入水平，在其他控制變量不變的情況下，金融可得性每提高 1% ，全樣本的個(gè)人收入提高 0.544% ，城鎮(zhèn)家庭個(gè)人收入提高0.551% ，農(nóng)村家庭個(gè)人收入提高 0.524% 。對(duì)家庭個(gè)人收入來(lái)源進(jìn)一步分解，金融可得性的提高對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭的個(gè)人工資性收入、個(gè)人經(jīng)營(yíng)性收入、個(gè)人財(cái)產(chǎn)性收入和個(gè)人轉(zhuǎn)移性收入都有促進(jìn)作用，其中對(duì)個(gè)人收入的影響最大。此外，金融可得性對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的個(gè)人收入均呈現(xiàn)正向顯著影響，城鎮(zhèn)居民的影響系數(shù)高于農(nóng)村居民的影響系數(shù)，且對(duì)不同時(shí)間段的城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的收入也有正向顯著影響。

本文也發(fā)現(xiàn)金融可得性對(duì)城鎮(zhèn)、農(nóng)村不同收入層面的家庭影響效應(yīng)不同，從不同收入水平的分位數(shù)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融可得性對(duì)城鎮(zhèn)、農(nóng)村低收入階層的家庭個(gè)人收入有顯著的正向效應(yīng)，且金融可得性對(duì)提高家庭個(gè)人收入隨收入水平提高，其影響效應(yīng)逐漸減弱。進(jìn)一步從個(gè)人收入的不同收入來(lái)源分析，發(fā)現(xiàn)金融可得性對(duì)低收入城鎮(zhèn)、農(nóng)村家庭的個(gè)人經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入的系數(shù)均要高于高收入城鎮(zhèn)、農(nóng)村家庭。

基于傾向匹配分析測(cè)度收入差距的GINI系數(shù)方法得到，在不同樣本家庭個(gè)人收入的處理組的因果效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，獲得金融服務(wù)和未獲得金融服務(wù)的全部樣本實(shí)際個(gè)人收入水平的均值均低于匹配后的個(gè)人收入均值，表明金融可得性有助于提高城鎮(zhèn)、農(nóng)村家庭的收入水平。另一方面，相較于未獲得金融服務(wù)，如果居民獲得金融服務(wù)后，各樣本的基尼系數(shù)均會(huì)有所下降，這表明金融可得性有助于降低全樣本的收入差距。

基于本文所得結(jié)論，提出以下政策建議：第一，深化普惠金融產(chǎn)品創(chuàng)新與精準(zhǔn)投放，強(qiáng)化農(nóng)村低收入家庭經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)動(dòng)力。研究發(fā)現(xiàn)，金融可得性對(duì)農(nóng)村家庭經(jīng)營(yíng)性收入的促進(jìn)作用顯著高于其他收入來(lái)源，且對(duì)低收入群體邊際效應(yīng)更大。針對(duì)農(nóng)村低收入家庭抵押物匱乏、風(fēng)險(xiǎn)承受力弱的特點(diǎn)，需構(gòu)建以經(jīng)營(yíng)性活動(dòng)為核心的差異化金融支持體系，推廣“信用 + 產(chǎn)業(yè)”聯(lián)動(dòng)的普惠信貸模式，依托農(nóng)業(yè)合作社、家庭農(nóng)場(chǎng)等新型經(jīng)營(yíng)主體，開(kāi)發(fā)無(wú)抵押小額循環(huán)貸款產(chǎn)品（如“鄉(xiāng)村振興貸”），將貸款額度與農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模、信用評(píng)級(jí)動(dòng)態(tài)掛鉤，重點(diǎn)支持特色種植養(yǎng)殖、農(nóng)產(chǎn)品加工等創(chuàng)收項(xiàng)目。例如，可借鑒印尼人民銀行的小額信貸模式，通過(guò)村級(jí)聯(lián)保小組降低信貸風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)引入政府擔(dān)?；鸱謸?dān)金融機(jī)構(gòu)風(fēng)險(xiǎn)。

第二，構(gòu)建財(cái)政金融政策協(xié)同機(jī)制，通過(guò)轉(zhuǎn)移支付金融化縮小城鄉(xiāng)收入差距?？紤]到金融可得性不僅提升收入水平，還能顯著降低基尼系數(shù)，但農(nóng)村轉(zhuǎn)移性收入的金融賦能潛力尚未充分釋放。政府應(yīng)該采取財(cái)政轉(zhuǎn)移支付為杠桿，設(shè)計(jì)“補(bǔ)貼 + 金融”聯(lián)動(dòng)的政策組合。其一，推動(dòng)轉(zhuǎn)移支付資金金融化運(yùn)作，將低保金、生態(tài)補(bǔ)償金等政府補(bǔ)貼通過(guò)數(shù)字賬戶直撥到戶，并允許農(nóng)戶以未來(lái)補(bǔ)貼收益為質(zhì)押申請(qǐng)生產(chǎn)性貸款。此外，創(chuàng)新“產(chǎn)業(yè)基金 + 集體經(jīng)濟(jì)”模式，在縣域?qū)用嬖O(shè)立鄉(xiāng)村振興發(fā)展基金，引導(dǎo)社會(huì)資本通過(guò)PPP模式投資農(nóng)村冷鏈物流、電商平臺(tái)等基礎(chǔ)設(shè)施，產(chǎn)生的收益按比例反哺低收入家庭作為財(cái)產(chǎn)性收入。

第三，優(yōu)化農(nóng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)體系，破解低收入家庭金融服務(wù)可及性障礙。本文研究發(fā)現(xiàn)，金融可得性對(duì)農(nóng)村居民收入提升的系數(shù)低于城鎮(zhèn)，反映出農(nóng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施薄弱導(dǎo)致政策紅利傳導(dǎo)受限。需以村級(jí)服務(wù)網(wǎng)絡(luò)和信用體系建設(shè)為重點(diǎn)，打通金融服務(wù)“最后一公里”，在每個(gè)行政村設(shè)立多功能服務(wù)站，提供小額存取、保險(xiǎn)代銷(xiāo)、信貸咨詢等基礎(chǔ)服務(wù)，并配備移動(dòng)服務(wù)車(chē)定期巡訪偏遠(yuǎn)自然村。

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TheImpact Mechanisms of Financial Accessibility on Urban-Rural Household Income Disparities - An Empirical Study Based on CFPS Data

Xiong Kaijun， Wang Shuo

（International Business School， Hainan University， Haikou，570228）

Abstract：Financial accessibility plays a significant role in the income gap between urban and rural residents. To investigate the mechanisms through which financial accessibility affects the income gap between urban and rural households， this study measures the financial accessibility levels of urban and rural households and analyzes its impact on household income using data from the China Family Panel Studies （CFPS， 2014-20l8）. Baseline regression results indicate that financial accessibility improves household income， particularly for low-income households. Quantile regression reveals heterogeneous effects of financial accessibility on different income sources （wage income， operational income， property income， and transfer income） among urban households， yet its positive impact on enhancing these income sources is consistently greater for lowincome households than for high-income ones. Further analysis demonstrates that financial accessibility significantly reduces income disparities between urban and rural households. For both urban and rural households， income inequality among those with access to financial services is smaller than among those without such access.

Key Words： Financial Availability; Personal Income; Urban and Rural Households; Income Gap