城鄉金融發展梯度差異對農村居民收入的效應研究

陳昱燃 張橋云 賀瑤

摘 要：文章針對金融發展理論中，對“城市金融發展”的外溢性金融行為重視不夠的現實，基于“城市金融發展”與“農村金融發展”的雙重視角，運用2003—2021年省級面板數據，探究城鄉金融發展梯度差異對農村居民收入的影響。研究發現：（1）基準模型回歸中，城市金融發展比農村金融發展更有利于提高農村居民收入。（2）門檻效應研究發現，以城市吸納勞動力數量（Labor）作為門檻變量時存在單一門檻，當低于門檻值時，農村金融發展更有利于提高農村居民收入。當高于門檻值時，城市金融發展更有利于提高農村居民收入；以經濟發展（PGDP）作為門檻變量時存在雙重門檻，當低于第一門檻值時，農村金融發展更有利于提高農村居民收入。當高于第一門檻值低于第二門檻值時，城市金融發展更有利于提高農村居民收入。當高于第二門檻值時，農村金融發展更有利于提高農村居民收入。（3）空間效應分析發現，從全國層面上看，周邊地區的城市金融發展有助于提高本地區農村居民收入；分區域看，在中部和西部地區，周邊地區城市金融發展均有助于提高本地區農村居民收入。為此，應推動城市金融發展并且堅持農村金融發展，最終實現“共同富?！钡陌l展目標。

關鍵詞：城鄉金融發展 城市金融發展 農村金融發展 農村居民收入

DOI：10.19592/j.cnki.scje.401367

JEL分類號：D31，E44，O11? ?中圖分類號：F832

文獻標識碼：A? ?文章編號：1000 - 6249（2024）02 - 079 - 18

一、問題的提出

作為一個正在全面轉型，但仍將長期處于社會主義初級階段的發展中小農大國，“三農”問題關系經濟社會發展的全局，而農民問題是“三農”問題的核心（熊德平、陳昱燃，2020）。關于城鄉金融發展與農村居民收入之間的關系已經得到眾多學者的關注和研究，但這些研究更多的是探究農村金融發展與農村居民收入之間的關系（Patrick，1966；Jappeli and Pagano，1989；溫濤等，2005；許崇正、高希武，2005；冉光和等，2008；余新平等，2010；kumar et al.， 2013；Ranjbar and Rassekh，2017；玉國華，2021；涂爽等，2022），較少基于中國整體的金融發展狀況探究金融發展與農村居民收入之間的關系（沈坤榮、張成，2004；王虎、范從來，2006；胡幫勇、張兵，2011；盧立香、陳華；2011；楊友才，2014）。而溫濤等（2005）認為，金融是內生于經濟發展戰略的，改革開放以來的中國農村改革是在沒有觸動整個經濟、金融體制下的政府主導下的漸進式改革，因此，農村金融發展對農村居民收入增長的影響效果微弱，并成為國家控制下向城市工業發展輸送農村經濟資源的管道。張海鵬（2019）指出，新中國成立以來，中國城鄉關系中存在諸多問題，城鄉二元經濟結構相當尖銳， 城鄉要素合理流動的機制尚未建立， 農村金融發展依然更多的是為城市金融發展做貢獻，盡管黨的十八大以來， 推動城鄉一體化發展成為黨和國家工作的重心之一，但改革具有漸進性，未來仍有很長的路要走。因此，作者認為，對城鄉金融發展的研究首先需要將其明確區分為城市金融發展與農村金融發展，但回顧相關文獻可以發現，部分學者雖然以“城鄉金融發展”為題，但事實上更多的是探究二元經濟結構視角下的城鄉金融發展面臨的外部環境差異或是政策差異（李樹、魯釗陽，2014；王冬吾，2015；景普秋等，2021），并未真正將城鄉金融發展區分為城市金融發展與農村金融發展并置于單獨的邏輯框架下進行研究。

而梯度發展理論1認為，區域經濟發展已形成了經濟發達區和落后區（即核心區與邊緣區），這些區域經濟發展水平出現了差異，形成了經濟梯度，可以試圖利用發達地區的優勢，借助其擴散效應，幫助縮小區域間的經濟差異（吉爾克，2016）。李秀敏、趙曉旭（2008）認為，城鎮化會導致城市生態圈的擴散，擴散可以劃分為近域擴散與遠域擴散，近域擴散會吸納周圍農村以及郊區的土地、人口與金融資源，將其變為城市的土地、人口與金融資源，遠域擴散會導致基礎設施以及金融資源等向外擴散，增加農村地區發展規模與發展質量，而無論近域擴散還是遠域擴散，均有助于農村居民收入的增長。魯釗陽等（2012）認為，要想破解金融發展非均衡的難題，必須實施“工業反哺農業、城市反哺農村”的城鄉協調發展戰略，并且要加強城市金融系統與農村金融系統之間的良性循環，共同促進農村居民收入增長。程莉、周宗社（2014）發現，隨著金融資源在中心城市中的集聚區域不斷擴大，人們的主觀意愿以及對高收入的需求，必定導致農村地區的勞動力自發涌向城市，會帶動周邊地區中小城市的發展，此時，城市地區的金融發展更有助于提高農村居民收入水平。此外，黨中央的政策措施同樣為城鄉金融發展指明了方向，2021年6月10日，黨中央、國務院印發《關于支持浙江高質量發展建設共同富裕示范區的意見》，意見緊扣推動共同富裕，深入探索破解城鄉二元結構問題的可行辦法，健全城鄉融合發展的體制機制，鼓勵先富帶動后富，提高人民生活水平。這些研究都在表明，城鄉金融發展存在梯度差異，并且部分地區可能存在城市金融發展對農村居民收入影響的作用效果要強于農村金融發展的現象。

已有研究為本文提供了借鑒與參考，但同樣可以發現，學者關注點多集中在農村金融發展如何影響農村居民收入增長，即農村金融發展的“直接普惠”效應，而對城市金融發展輻射帶動影響農村居民收入增長的外溢性“普惠”效應關注度不夠，即忽視了城市金融發展的“間接普惠”效應。因此，本文的邊際貢獻可能在以下三個方面：（1）從理論層面剖析了城鄉金融發展梯度差異對農村居民收入影響的作用機制，為“直接普惠”效應與“間接普惠”效應的概念提出以及作用效果檢驗提供依據；（2）從實證的角度更加精準地探究了城市金融發展與農村金融發展對本地區以及周邊地區農村居民收入影響的差異；（3）豐富了現有的普惠金融發展理論，為研究城鄉金融發展與農村居民收入提供了新視角。

余下的結構安排如下，第二部分為理論機制與研究假說，第三部分為實證檢驗與結果分析，第四部分為結論與政策建議。

二、理論機制與研究假說

（一）城鄉金融發展與農村居民收入的制度分析

新中國成立至改革開放初期（1949年—1978年）。中國的基本國情決定實現農民收入增長應該成為城鄉金融發展的重要目標，但基于嚴峻的國際政治形勢，新中國成立初期，國家整體發展戰略主要以犧牲經濟效率為代價，大力發展城市重工業，以求可以獨立對抗外部威脅，因此，該階段農村金融發展必須服從國家整體經濟發展戰略，并成為國家控制下向城市工業發展輸送農村經濟資源的管道（溫濤等，2005）。

改革開放初期至21世紀初期（1978年—2000年）。中國農村進行了一系列的改革，改革是在未觸動已有的國家經濟體制下進行，且取得一定成功。但隨后在持續推進市場化經濟的過程中，農村金融改革逐步轉化為面向城市和工業發展的金融改革，政府試圖通過金融發展引導資金流向，使資金流入國有經濟。事實上，這種發展方式并沒有產生內生于農村經濟發展的金融并且農村居民收入增長也未成為政府發展的重要目標，但整體上看，農村居民收入水平整體上呈現增長的發展態勢。

21世紀初期（2000年—2010年）。伴隨亞洲金融危機的爆發以及中國融入全球化進程的加快，維護金融穩定，保障金融安全成為政府關注的重點。為規避金融風險，金融機構不斷提高金融服務的門檻，并且伴隨商業銀行股份制改革，金融機構逐漸暴露出“嫌貧愛富”的本性，考慮到農村地區金融服務成本高等現實情況以及為實現利潤最大化的目標，部分金融機構逐步退出農村地區，因此，這一時期金融發展很難實現農民增收，但整體上看，農村居民收入依然在增長。

近十年來（2010年—）。國家更加側重于從微觀層面推進農村金融改革，削弱政府行政手段對農村金融市場的干預，不斷提高農村金融市場的商業化、市場化程度，如出臺《關于全面推進農村金融產品和服務方式創新的指導意見》（銀發〔2010〕198號）等政策。這一時期，小額信貸、普惠金融等新型金融發展模式不斷深化，微觀層面的金融改革初見成效。此外，在正確把握中國當前貧困狀況的前提下，在2020年“十三五”規劃的收官之年，中國徹底實現了現行貧困標準下，農村貧困人口的全部脫貧的偉大目標，這一時期金融發展實現了農村居民收入增長的目標。

（二）城鄉金融發展與農村居民收入的理論分析

金融集聚理論認為，城鄉之間的金融發展是非均衡與不同步的，且米爾頓·弗里德曼（Milton Friedmann，1966）的“核心—邊緣”模型以及岡納·繆爾達爾（Gurmar Myrdal，1957）的“回波—擴散”效應指出，金融發展就是金融資源向城市地區聚集而向農村地區擴散的過程。具體來說，金融發展的萌芽階段，整個經濟收入主要來自傳統的農業耕作，工業并未出現明顯的發展；金融發展的前期，資本得到原始積累，伴隨相關產業政策的扶持，城市工業經濟發展迅速，金融資源開始向城市集聚，而農村地區發展停滯；金融發展的中期，伴隨基礎設施的完善，經濟增速較快，城市地區金融資源集聚區域不斷擴大，金融資源在城市已經達到飽和，開始向農村地區擴散；金融發展的后期，城鄉二元經濟結構完成向一元經濟結構的過渡與轉換，金融資源在城鄉之間自由流動。

需要說明的是，中國的金融發展問題源于中國特殊的基本國情以及所處時段的宏觀政策，其特殊性表現在發達而有力的上層結構，流動性強且分散化的下層結構（林毅夫等，2003；宋平等，2017；曾康霖，2019，楊潔等，2021），因此，金融發展作為一種動態的過程，其階段劃分也有許多不同的標準，可以按照金融規模的總量對金融發展的階段進行劃分，也可按照一些歷史大事件或者政策變革來對其進行階段劃分，還可以在固定的時間段內對其進行劃分（俞立平，2012）?？紤]到數據的可得性，作者理論假說部分提到的金融發展前期、中期和后期僅針對樣本區間而言。

作者認為，金融發展前期，金融資源開始向城市集聚，城市地區的金融發展速度與規模要高于農村地區，該階段城市金融發展主要為了滿足城市居民的需要，“外溢性”普惠行為并不明顯，而定向的農村金融發展更能促進農村居民收入增長。故提出如下假說：

H1：金融發展初期，農村金融發展比城市金融發展更能促進農村居民收入增長。

金融發展中期，城市化進程不斷加快，金融資源在城市中的集聚區域不斷擴大，根據人們的主觀意愿以及對高收入的需求，必定導致農村地區的勞動力自發涌向城市，并且城市金融發展可能會汲取農村地區的人口紅利，但同時也會促進農村居民收入的提高（程莉、周宗社，2014；李展、崔雪，2022）。在發展過程中，會產生新的產業集聚中心，在空間上形成大、中、小城市協調發展的城市層級結構，這一時期，城市金融發揮的輻射效應顯著，有力帶動了農村地區經濟發展，實現了農村居民收入增長（張浩然，2014），一個很好的例子是國家支持浙江高質量發展建設共同富裕示范區。故提出如下假說：

H2：金融發展中期，城市金融發展與農村金融發展均有助于提高農村居民收入，但城市金融的作用效果更強。

金融發展后期，城市金融發展趨于飽和，金融資源開始向周邊農村地區擴散。整個擴散過程可細分為近域擴散與遠域擴散，近域擴散會吸納周圍農村以及郊區的各類資源，將其轉化為城市資源；遠域擴散會導致城市的基礎設施以及人口資源等向外擴散，實現真正意義上的金融發展。故提出如下假說：

H3：金融發展后期，城市金融發展與農村金融發展均有助于提高農村居民收入，但城市金融發展的作用效果逐漸減弱，農村金融發展的作用效果逐漸增強，最后兩者的作用效果相同。

基于以上分析，重點考慮現有研究忽視的“間接普惠”效應，作者認為城市金融發展發揮“間接普惠”功能的作用途徑主要有兩條，分別是以勞動力轉移為媒介與以經濟發展為媒介。

一是以勞動力轉移為媒介。在金融資源既定的狀態下，由于城市地區的邊際勞動報酬高于農村地區，且受城市基礎設施建設與企業資本擴張的影響，農村地區的勞動力便會因為城鄉工資差異而不斷地流入城市生產部門，而勞動力轉移的過程也是農村居民收入提高的過程（程名望等，2006；葛永波等，2020；顏色等，2022）。在勞動力轉移的過程中，同樣伴隨著金融資源的流動，金融資源自發地流向城市地區可以加快城市地區的產業結構升級，進一步帶動農村勞動力的轉移，此外，由于城市基礎設施建設相對完善，以及受到政府經濟政策的影響，城市地區擁有更多的資源優勢，因此，會導致農村居民收入持續增長（田新民等，2009，陳昱燃、熊德平，2021）。

二是以經濟發展為媒介。金融興則經濟興，伴隨城鄉一體化進程的加快，城市金融發展帶動各項產業結構的轉型與升級，促進整體經濟發展水平的提高，而經濟水平的提高使得政府有能力將更多的資金定向精準地投向農村等偏遠落后地區，促進農村居民收入的提高（葛永波等，2020），此外，經濟發展能有效推動產業結構升級，實現對落后產能的淘汰，并且可以提供更具有技術含量的工作崗位，這就要求農民在“干中學”過程中提升技能和知識水平，使農民有能力對自己進行人力資本投資，有利于提高自身收入水平（劉來會、安素霞，2020），進一步增強間接普惠金融的外溢性效果。故提出如下假說：

H4：城市金融發展以勞動力轉移為渠道，間接提高農村居民收入。

H5：城市金融發展以經濟發展為渠道，間接提高農村居民收入。

三、實證檢驗與結果分析

（一）數據來源與說明

考慮到數據的可得性以及為保證實證結果的準確性，全部數據的樣本區間選定2003—2021年，數據來源于《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國農村統計年鑒》、各?。ㄊ?、區）的統計年鑒、中經網統計數據庫、EPS數據庫以及Wind數據庫。

（二）基準模型構建

1.模型構建

[Incomeit=β0+β1Ratesit+β2Controlsit+μi+νt+εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

其中，Income表示農村居民收入，Rates表示城市金融發展與農村金融發展的比值即城鄉金融發展相對重要性，其中城市金融發展（Urfinc）=[城市金融貸款?。ㄊ?、區）GDP]，農村金融發展（Rufinc）=[涉農貸款?。ㄊ?、區）GDP]，Controls表示控制變量，借鑒張立軍、湛泳（2006），熊德平、陳昱燃（2020），陳樸等（2021），呂冰洋、陳怡心（2022）等研究成果，對模型進行進一步優化，從產業結構、政府干預與投資的角度，選取包括一般財政預算收入（Budget）、城市吸納勞動力數量（Labor）、固定資產投資（Asset）、第二產業占比（Secondary）、第三產業占比（Tertiary）、城鎮化率（Urban）、對外依存度（Foreign）作為控制變量。

需要說明的是，一是作者使用貸款數據而不使用存款數據或者存款與貸款總和數據作為衡量金融發展的指標是因為，本文中的金融發展重點關注金融機構對資金的使用以及撥付，農村居民獲取金融資源的主要來源在于金融機構的貸款；二是雖然國家對“三農”領域存在政策扶持，導致涉農貸款的政策性很強，但陳治（2010），尹志超等（2014），董玄等（2016）等認為農村金融發展的主要目的在于服務“三農”，而涉農貸款的使用在農村金融支持“三農”發展中承擔著最重要的角色，因此，涉農貸款能夠最真實地反映農村金融發展；三是本文的研究重點在于考察城市金融發展和農村金融發展對農村居民收入影響的作用大小差異，且為保證城鄉金融發展相對重要性數據為正，因此，取其比值加1并取對數作為核心解釋變量；四是由于部分省份（市、區）某年存在樣本缺失值，作者采用插值法將其補全；五是中國國家統計局于在2014年正式用農民人均可支配收入替代農民人均純收入，二者的主要區別甚微1，因此，作者在2003年至2013年采用農民人均純收入衡量農村居民收入，而2014年至2021年采用農民人均可支配收入衡量農村居民收入。

2.結果分析

（1）描述性統計。

描述性統計結果如表1所示，需要說明的是，表1中“/”代表數據直接來自統計年鑒、中經網統計數據庫、EPS數據庫以及Wind數據庫，無需對其進行處理或加工。

（2）基準模型分析。

采用2003年至2021年全國省級面板數據，通過逐步加入控制變量，建立城鄉金融發展相對重要性對農村居民收入影響的基準回歸模型，可以看出，城鄉金融發展相對重要性的系數顯著為正，即城市金融發展比農村金融發展更能促進農村居民收入增長，驗證假說H2。

（三）門檻效應檢驗

農村居民收入很大程度上受經濟發展的影響（陳昱燃、熊德平，2021；楊潔等，2021）， 而城鄉金融發展過程中，勞動力的流動又可帶來人口數量與價格紅利（丁志國等，2012；張成思、劉貫春，2018）?；诖?，以城市吸納勞動力數量（Labor）與經濟發展（PGDP）作為門檻變量，以解釋城鄉金融發展相對重要性對農村居民收入影響的門檻效應。

1.模型構建

（1）以城市吸納勞動力數量（Labor）作為門檻變量：

[Income=β0+β1Rates1Labor?γ1+β2Rates2Labor≥γ1+β3Controls+μ]? ? ? ? ? ? （2）

（2）以經濟發展（PGDP）為門檻變量：

[Income=β0+β1Rates1PGDP?θ1+β2Rates2θ1≤PGDP?θ2+β3Rates3PGDP≥θ2+β4Controls+μ]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （3）

其中，Rates表示城鄉金融發展相對重要性，γ1表示城市吸納勞動力數量的門檻值，θ1與θ2表示經濟發展的門檻值。

2.結果分析

門檻效應檢驗的回歸結果如表5所示。在模型（1）中建立門檻變量為城市吸納勞動力數量（Labor）的單門檻回歸，門檻值為5.5969（如表3所示）?？梢钥闯?，當低于門檻值時，城鄉金融發展相對重要性與農村居民收入之間存在顯著的負向關系，表明農村金融發展比城市金融發展更能提高農村居民收入。當跨越門檻值，城鄉金融發展相對重要性與農村居民收入之間存在顯著的正向關系，表明城市金融發展比農村金融發展更能提高農村居民收入。作者認為，當城市吸納勞動力低于門檻值時，更多的勞動力在農村，此時發展農村金融可以帶動農村基礎設施建設，為農村居民提供更多的就業崗位，實現農村居民收入增長。當跨越門檻值時，城市吸納勞動力能力增強，且由于城市邊際勞動報酬高于農村地區，導致農村富余的勞動力自發轉移至城市，農村居民收入提高。驗證假說H1、H2。

在模型（2）中建立門檻變量為經濟發展（PGDP）的雙門檻回歸，門檻值分別為10.3549與11.3014（如表4所示）?？梢钥闯?，當小于第一個門檻值時，城市金融發展比農村金融發展更能促進農村居民收入增長，當處于第一個門檻值與第二個門檻值之間時，農村金融發展更能提高農村居民收入，當跨越第二個門檻值時，城市金融發展比農村金融發展更能提高農村居民收入。作者認為原因在于，當小于第一個門檻值時，全社會經濟發展水平都比較低，農村地區基礎設施薄弱，即使各種生產條件均在不斷優化，但農村地區生產力依然低下，金融資源無法得到合理充分利用，雖然農村金融發展可以提高農村居民收入，但效果并不明顯。而此時城市地區生產能力強，技術水平高，金融資源可以被很好地吸收與利用，并且勞動力需求旺盛。因此，與農村金融發展相比，城市金融發展更能提高農村居民收入。當處于第一個門檻值與第二個門檻值之間時，農村地區基礎設施已經趨于完善，并且伴隨國家方針政策的出臺，農村地區有能力吸收與利用農村金融發展資源，推動農村居民收入提高：當跨越第二個門檻值時，單純的金融定向支持農村落后地區的發展作用效果不明顯，需要采取“先富”帶動“后富”的發展模式，如中國的江蘇、浙江等地區以及國家在浙江建立共同富裕示范區就是為了實現“全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”的目標。驗證假說H3。

（四）空間模型

1.模型構建

[Income=β0+ρ1WIncome+β1Rates+β2Controls+ρ2WRates+ρ3Wcontrols+μ]? ? ? ? ? ?（4）

其中，W為空間經濟距離矩陣，Pi（i=1、2、3）表示空間項系數，Controls為控制變量，主要包括城市固定資產投資數量（Asset）、一般財政預算收入（Budget）、第二產業占比（Secondary）、第三產業占比（Tertiary）、城鎮化率（Urban）與對外依存度（Foreign）。

2.結果分析

采用空間經濟距離矩陣，利用MoranI（莫蘭指數）探究城市金融發展和農村金融發展對農村居民收入的影響?？梢园l現，從全國整體來看，本地區城鄉金融發展相對重要性與本地區農村居民收入之間存在較強的空間相關性，周邊地區城鄉金融發展相對重要性與本地區農村居民收入之間存在較強的空間相關性且作用效果更強烈。根據LR檢驗和Wald檢驗的結果將此模型確定為空間杜賓模型（SDM）。進一步將中國劃分為東、中、西部地區1進行分區域異質性空間回歸，回歸結果見表6。

分區域來看，重點關注周邊地區城鄉金融發展相對重要性與本地區農村居民收入的空間相關性，可以看出，在中、西部地區，城鄉金融發展相對重要性的系數顯著為正，表明周邊地區的城鄉金融發展相對重要性對經濟距離相近區域的農村居民收入存在較強的正向影響，進一步說明周邊地區城市金融發展相比于農村金融發展更能促進本地區農村居民收入水平的提高，作者認為中部和西部地區的城鄉經濟、金融的發展仍存在較大空間，城市金融發展可以推動城市化進程，帶動農村勞動力向城市轉移，促進本地區農村居民收入增長。

由于表6空間滯后項系數顯著不為零，采用空間杜賓模型度量溢出效應會存在系統性誤差（李延軍等，2018），為此，進一步做空間溢出效應分解。從表7空間溢出效應分解的結果可以發現，在全國層面上，長期來看，本地區城鄉金融發展相對重要性對本地區農村居民收入的空間溢出效應不顯著，而周邊地區的城鄉金融發展相對重要性對本地區的農村居民收入存在正向的空間溢出效應。分區域看，在中部和西部地區，本地區城鄉金融發展相對重要性對本地區農村居民收入存在正向的空間溢出效應，而在東部地區，本地區城鄉金融發展相對重要性對本地區農村居民收入不存在空間溢出效應；在中部和西部地區，周邊地區城鄉金融發展相對重要性對本地區的農村居民收入存在正向的空間溢出效應，而在東部地區，周邊地區城鄉金融發展的相對重要性對本地區的農村居民收入不存在空間溢出效應。

（五）機制分析

為探究城鄉金融發展對農村居民收入影響的作用機制，作者構建如下模型進行機制分析。需要說明的是對于作用機制檢驗，學術界多參考溫忠麟、葉寶娟（2014）的中介效應“三步法”。但由于“三步法”可能存在一定的弊端且其合理性有待商榷（王偉同、周佳音，2019；江艇，2022），因此，作者借鑒江艇（2022）的做法，進行作用機制分析。故構建如下模型：

[Laborit=β0+β1Urfincit+β2Controlsit+μi+νt+εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（5）

[PGDPit=β0+β1Urfincit+β2Controlsit+μi+νt+εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（6）

其中，controls為控制變量組，具體變量含義同基準回歸模型（1）。

根據表8的結果可知，一是城市金融發展對勞動力轉移具有顯著的正向影響，即城市金融發展顯著提升了勞動力轉移數量（Labor），二是城市金融發展對經濟增長具有顯著的正向影響，即城市金融發展顯著提升了經濟發展水平（PGDP），因此，兩種作用機制均存在，驗證H4、H5。

（六）穩健性檢驗

1.雙重差分檢驗（DID）

為保證實證結果的準確性以及為了更加穩健地評估城市金融發展是否對農村居民收入具有促進作用，借鑒趙濤等（2020）的研究方法，本文擬將“金融和科技結合試點”1作為外生政策沖擊，并以雙重差分（DID）方法評估這一現實問題。需要說明的是，選取“金融和科技結合試點”作為外生政策沖擊的原因在于，高科技公司以及科技金融基礎設施多位于城市地區，并且科技與金融的發展多以發達的城市地區為主，具體模型設定如下：

[Incomeit=β0+β1treati+β2periodt+β3treat×periodit+β4Controlsit+εit]? ? ? ? ? ? ? ? （7）

其中treat代表政策發生試點的虛擬變量，period代表政策發生時間的虛擬變量，treat*period代表交互項，即政策效應，controls代表控制變量。

雙重差分法使用前需要進行平行趨勢檢驗，即需要滿足在沒有科技和金融結合試點方案實施的情況下，試點地區與非試點地區農民收入增長的變動趨勢是一致的。實驗結果如圖1所示，可以看出，在2011年政策發生之前農民收入增長對應的系數沒有通過顯著性檢驗，但政策實施后農民收入增長對應的系數通過顯著性檢驗。

通過平行趨勢檢驗后，作者通過加入控制變量對政策實施時間和試點交叉項進行分析，結果見表9的（1）與（2），可以看出，模型（1）中交叉項系數顯著為正，表明實施金融與科技結合試點的政策對農民收入增長具有顯著的正向影響，加入控制變量后，模型（2）交叉項系數顯著依然顯著為正，表明了回歸結果的穩健性。

在此基礎上，進一步進行安慰劑檢驗，以保證實證結果的準確性，參考林毅夫等（2020），尹志超等（2020），林鐘高、劉文慶（2022）的研究成果，作者將政策時間發生時點提前一期然后進行分析，結果見表9的（3）、（4），可以看出，模型（3）與模型（4）中的交叉項系數不顯著，表明已有研究結論的穩健性1。

2.工具變量法

實證過程中，嚴重的內生性問題將導致回歸估計結果有偏差或者非一致。內生性問題的主要來源有遺漏變量偏誤、雙向因果與樣本選擇偏差，其中固定效應可以解決不隨時間量變化的遺漏變量和估計偏誤問題，工具變量兩階段最小二乘可以解決雙向因果問題以及Heckman檢驗可以解決樣本選擇偏差問題。

為降低偏誤，保證研究結果的準確，作者首先在模型中采用雙固定效應模型進行回歸，解決遺漏變量導致的內生性問題。其次，作者借鑒孫傳旺等（2019）的做法采用工具變量法展開研究，即將核心解釋變量城鄉金融發展相對重要性（Rates）滯后一期作為工具變量進行兩階段最小二乘回歸，結果如表10所示，可以看出，所得結論依然穩健。最后，作者采用嚴格意義上的Heckman兩階段方法檢驗可能由于樣本選擇偏差帶來的內生性問題，其中第一階段核心解釋變量城鄉金融發展相對重要性（Rates）系數顯著為正，第二階段核心解釋變量城鄉金融發展相對重要性（Rates）與imr系數同樣顯著，因此，模型不存在樣本選擇偏差問題1。

四、結論與政策建議

（一）研究結論

一是基準模型回歸中，城市金融發展比農村金融發展更有利于提高農村居民收入。二是門檻效應研究時發現，以城市吸納勞動力數量（Labor）作為門檻變量時存在單一門檻，當低于門檻值時，農村金融發展更有利于提高農村居民收入；當高于門檻值時，城市金融發展更有利于提高農村居民收入。以經濟發展（PGDP）作為門檻變量時存在雙重門檻，當低于第一門檻值時，農村金融發展更有利于提高農村居民收入；當高于第一門檻值低于第二門檻值時，城市金融發展更有利于提高農村居民收入；當高于第二門檻值時，農村金融發展更有利于提高農村居民收入。三是進行空間模型分析發現，從全國層面上看，周邊地區的城市金融發展均有助于本地區農村居民收入的提高。分區域看，在中部和西部地區，周邊地區城市金融發展均有助于本地區農村居民收入的提高。

（二）政策建議

本文的研究結論對矯正農村居民收入的相關研究以及對有關金融發展理論與政策研究的意義是顯而易見的，但這種結論并不能得出城鄉金融發展與農村居民收入是“魚”和“熊掌”的關系，為此應該：

1.推進城市金融發展，秉持“共享”的發展理念

習近平總書記指出：“共享改革發展的成果，是社會主義的本質要求，是社會主義制度優越性的體現?！敝袊L三角地區的融合發展、京津冀地區的協調發展以及浙江共同富裕先行示范區的設立都為中國特色社會主義市場經濟的發展做出了良好的借鑒。因此，一是鼓勵“先富”帶動“后富”，推動區域之間的經濟交流與合作，經濟發展水平較高的城市可以支持與幫助經濟發展水平較落后的城市，形成良性發展的外部環境；二是鼓勵目標客戶群體以城市為主的金融機構，在滿足城市金融服務需求的基礎上，將閑置的金融資源部署到農村等金融資源短缺的地區，以此提高金融資源的使用效率，滿足不同農村地區的金融需求；三是加強區域之間的交流與合作，鼓勵“引進來”與“走出去”，借鑒與學習東部地區的發展經驗，促進當地居民的持續增收。