一、引　言

人类对公平分配的向往和追求从未停歇，与之对应的分配不公、贫富分化成为千古难题。随着托马斯·皮凯蒂《21世纪资本论》的出版，收入分配问题再次引起全球学界和政策制定者的高度关注（Piketty等，2019）。就中国而言，党和国家经过不懈努力，在促进经济增长、消除绝对贫困方面取得伟大成就，为扎实推进共同富裕奠定了坚实基础。尽管如此，城乡收入差距仍是一个需要高度关注的结构性问题。党的二十大报告提出要“以中国式现代化推进全体人民共同富裕”，这为解决居民收入差距问题提供了新思路。缩小城乡收入差距，实现共同富裕，重点在农村，根本也在农村。2003年以来，党中央先后通过推进税费制度改革、开展农村合作医疗制度以及实施乡村振兴战略等政策安排，支持农业农村发展，缩小城乡发展差距。而由于城乡二元体制使城乡居民收入差距问题十分突出，缩小城乡发展差距和居民收入差距依然任重道远。在全面开启建设现代化新征程的新阶段，中国如何持续调动各类资源做大农村蛋糕、实现共同富裕，这不仅能为破解居民收入差距的世界性难题提供中国智慧和中国方案，而且对于实现第二个百年奋斗目标具有重大意义。

作为推动现代经济发展的血脉，金融是助力实现共同富裕最核心的经济基础，实现共同富裕离不开金融的强力支持。银行业金融机构如何在新发展阶段主动担当、助力共同富裕已成为一大焦点。而长期以来，金融的“嫌贫爱富”决定了其不会自发助力共同富裕，如果不进行政策干预，则很容易产生金融乱象。原中国银监会自2015年以来多次出台文件，强调金融机构要回归本源，支持实体经济发展。 ³在第五次全国金融工作会议上，习近平总书记明确指出要发展中小银行，建设普惠金融服务体系，加强对“三农”领域的金融支持，这为银行业金融机构助力共同富裕指明了方向。作为长期活跃在县域市场的地方金融机构，农信社在振兴乡村发展、推动产业融合和促进农村居民持续增收等方面具有天然的信息搜寻和交易成本优势（林毅夫和李永军，2001），这为促进农民共同富裕提供了“源头活水”。那么，地方金融机构能否真正惠及农业农村发展并缩小城乡居民收入差距？这是一个重要的理论和现实问题。鉴于此，本文以农信社为切入点，分析地方金融机构发展对县域城乡居民收入差距的影响。这不仅可以加深对金融支持共同富裕理论逻辑的认识和理解，还能从中国式现代化的战略格局中为探索金融助力共同富裕的实践路径创建范本案例。

本文的潜在贡献有三个：第一，从微观金融机构视角拓展了金融发展与城乡居民收入差距之间关系的研究。以往的研究大多从宏观层面进行探讨，虽然可以刻画两者之间的关系，但是难以从微观金融机构视角捕捉其对城乡居民收入差距的影响。本文按照“规模—结构—效率”的思路，从发展规模、市场结构和经营效率三个维度考察地方金融机构发展对城乡居民收入差距的影响，并检验Kuznets效应论是否成立，这为从微观视角推动实现共同富裕目标提供了直接的经验证据。与以往的研究相同，本文证实了以农信社为主的地方金融机构发展能显著缩小县域城乡居民收入差距；但不同的是，本文发现Kuznets效应论对地方金融机构并不成立，这与地方金融机构“下沉”服务的积极性较高以及对“非活跃”的农村居民服务门槛较低有关。第二，本文精准刻画了地方金融机构发展影响城乡居民收入差距的机理路径。与以往的研究不同，本文从金融支农力度视角讨论了地方金融机构发展对县域城乡居民收入差距的作用机制，并结合金融助力共同富裕的实践路径，从中间业务创新视角进行了分析。这不仅为建立以地方金融机构为载体的金融助力共同富裕的服务体系提供了理论依据，还从新的视角证实了加大中间业务创新力度是地方金融机构发展缩小城乡居民收入差距不可忽视的作用机制。第三，本文从内部治理能力和外部经济发展条件两个层面，检验了地方金融机构发展对县域城乡居民收入差距的异质性影响，解答了地方金融机构如何在助力共同富裕中实现高质量发展。一方面，内部治理能力所产生的异质性不仅佐证了“地方金融机构发展的经济效应只是局部受益而非全部受益”的观点，还启示地方金融机构要建立高质量发展机制；另一方面，外部经济发展条件所产生的异质性启示政策制定者要结合县域要素市场情况，建立能持续助力共同富裕的“有为政府+有效市场”保障体系。

二、文献回顾与研究假说

（一）文献回顾

自“配第—克拉克”定理提出以来，学术界对各种社会机制影响收入差距的效应给予高度关注，形成了极具说服力的一些理论观点。主流学者认为，历史遗留问题和政府制度政策（如城乡户籍制度和偏向城市发展的经济政策）是导致城乡收入差距的主要原因（陆铭和陈钊，2004；雷根强和蔡翔，2012）。但也有学者认为，与城乡居民收入有关的资源禀赋和经济发展（如城乡教育资源差异和城镇化进程）也是不可忽略的因素（陈斌开和林毅夫，2013；龚刚和杨光，2010）。在上述研究推进过程中，国外学者注意到金融要素对收入差距的影响，围绕两者关系展开讨论，形成了不同的观点。第一种观点是Greenwood和Jovanovic（1990）提出的Kuznets效应论。该观点认为，由于金融部门对不同客户设定了不同的服务门槛，金融发展对收入差距的影响存在Kuznets效应。在金融发展早期，金融机构会以不平等的信贷分配为代价促进经济增长，从而导致更广泛的收入不平等；在金融发展达到一定水平后，经济发展基础得以加强，金融机构也有能力向更多不富裕的代理人提供贷款，从而促进收入平等分配。第二种观点是Banerjee和Newman（1993）提出的缩小论。该观点认为，由于穷人获得金融服务的成本较高，金融排斥行为十分普遍。若实行降低服务门槛的包容性金融制度，穷人的信贷约束就会放松，其能通过获得更多的金融服务来促进人力资本提升，从而缩小收入差距。第三种观点是De Gregorio（1996）提出的扩大论。该观点认为，由于金融发展遵循效率优先原则，金融机构所催生的储蓄及形成的资本会更偏向于偿债能力较强的富人群体，穷人只能通过非正式的家庭关系来获得信贷支持，这在一定程度上会扩大收入差距。

国内外学者对上述观点进行了实证检验，由于衡量金融发展的指标存在差异，相关检验并未达成一致性结论。一些研究发现，阈值效应会使金融发展对收入差距产生非线性作用。例如，Canavire-Bacarreza和Rioja（2009）分析了1960—2005年拉丁美洲和加勒比数据，结果支持了Kuznets效应论；乔海曙和陈力（2009）、Kim和Lin（2011）以及Chakroun（2020）使用金融规模来衡量金融发展情况，分析结果也支持了该观点。但也有研究得到与Kuznets效应论相反的结论。例如，Tan和Law（2012）以及Doğan（2018）研究发现，金融发展与收入差距之间存在U形关系。而另一些研究发现，一个国家或地区的金融发展水平越高，其收入差距越小。例如，Beck等（2007）基于1960—2006年多个国家数据的分析结果支持了该结论；刘贯春（2017）使用金融结构来衡量金融发展情况，分析结果也支持了该观点。但也有研究发现，金融发展会扩大收入差距。例如，De Haan和Sturm（2017）基于1975—2005年121个国家数据的分析结果支持了该结论；叶志强等（2011）使用金融规模来衡量金融发展情况，分析结果也支持了该观点。

现有文献讨论了金融发展对城乡居民收入差距的影响，但研究结论仍然存疑。事实上，除了采用不同样本外，现有研究还存在两个方面的挖掘空间。第一，现有文献大多从金融发展的某一维度来分析其对城乡居民收入差距的影响，但同时基于规模、结构和效率三个维度的分析甚少。事实上，金融发展不只是金融规模、金融结构或金融效率某个单一维度的表现，而是三个维度的综合表现。因此，只从某个维度进行分析可能无法全面反映金融发展所衍生的深度、结构和效率，这会使研究结果产生偏误（De Haan和Sturm，2017）。第二，现有文献从宏观层面进行了探讨，但缺乏微观层面的经验证据。作为长期扎根于县域市场的地方法人金融机构，全国农信社2021年末的资产规模为43.57万亿元，占银行业金融机构总资产规模的12.63%；存款余额和贷款余额分别为34.02万亿元和23.97万亿元，均居全国银行业金融机构首位；法人机构共计2 196家，其中农商行1 596家，农信社577家，农合行23家，占银行业金融机构法人数量的47.72%。 ⁴可见，农信社不仅是中国金融体系中不可或缺的力量，而且其服务“三农”的效果也非常显著。鉴于此，本文以农信社为切入点，研究地方金融机构发展对城乡居民收入差距的影响，这可以拓展金融发展与收入差距之间关系的研究。

（二）理论分析与研究假说

为了更好理解地方金融机构对城乡居民收入差距的影响，本文构建了一个简单的理论框架。假设一个经济体由城镇和农村两个部门组成，其产出可用Cobb-Douglas生产函数表示，该函数中包含技术、资本和劳动力三大生产要素。本文利用内生增长模型，将金融发展作为不同于物质资本的生产要素，从技术进步中分离出来，并加入生产函数中，以此得到城镇部门和农村部门的生产函数：

其中，$ u $和$ r $分别为城镇部门和农村部门，$ Y $为总产出，$ A $为技术进步，$ K $为资本投入，$ F $为金融发展，$ L $为劳动力投入。技术进步一般保持不变，$ \alpha $和$ \beta $分别为资本投入和金融发展的产出弹性。由于生产函数是希克斯中性的，$ 0 < \alpha < 1 $，$ 0 < \beta < 1 $，$ 0 < 1 - \alpha - \beta < 1 $。为了简化分析，假设城镇资本和劳动力不存在规模效应，农村资本和劳动力不存在稀缺。

假设城镇金融发展、农村金融发展与整体金融发展之间存在稳定关系，$ \sigma $（$ 0 < \sigma < 1 $）为金融发展对城镇部门的支持程度，则有$ {F_u} = \sigma F $，$ {F_r} = (1 - \sigma )F $。此外，假设农村劳动力可向城镇流动，但由于存在市场分割，农村劳动力无法获得城镇户籍。在人口规模不变的情况下，假设两个部门的劳动力人数等于各自的人口数，则城镇人口份额$ {v_u} $等于城镇化率$ \eta $，即$ {v_u} = \eta $，农村人口份额$ {v_r} = 1 - \eta $。于是，式（1）可转化为：

要使两个部门经济都能实现利润最大化，则劳动工资水平$ W $等于劳动边际产出$ {{\partial Y} \mathord{\left/ {\vphantom {{\partial Y} {\partial L}}} \right. } {\partial L}} $。

其中，$ \varphi = (1 - \alpha - \beta )A{K^\alpha } $，且$ {\varphi _u} $与$ {\varphi _r} $之间存在比值关系，即$ {\varphi _u} = \kappa {\varphi _r} $。劳动工资水平$ W = {W_u} + {W_r} $，则城镇部门工资份额为$ {{{W_u}} \mathord{\left/ {\vphantom {{{W_u}} W}} \right. } W} $，农村部门工资份额为$ {{{W_r}} \mathord{\left/ {\vphantom {{{W_r}} W}} \right. } W} $。由此，可得城镇部门与农村部门劳动工资之差$ ga{p^1} $、城镇部门与农村部门劳动工资之比$ ga{p^2} $以及城镇部门与农村部门劳动工资泰尔指数$ ga{p^3} $。

从式（4）中可以看到，若要缩小城乡之间的劳动工资差距，则需给农村部门配置更多金融资源来支持其发展。本文将式（4）对$ {F_r} $求偏导数，分析农村金融发展对城乡之间劳动工资差距的影响，则可得：

其中，$\pi = {\varphi _u}{\varphi _r}{\sigma ^{{\beta _u}}}{\rm{ }}/{\varphi _u}{\varphi _r}{\sigma ^{{\beta _u}}}{(1 - \sigma )^{{\beta _u}}}{\eta ^{{\alpha _u} + {\beta _u}}} $${(1 - \eta )^{{\alpha _r} + {\beta _r}}}{L^{{\alpha _u} + {\beta _u} + {\alpha _r} + {\beta _r}}}{(1 - \sigma )^{{\beta _u}}}{\eta ^{{\alpha _u} + {\beta _u}}} $$ {(1 - \eta )^{{\alpha _r} + {\beta _r}}}{L^{{\alpha _u} + {\beta _u} + {\alpha _r} + {\beta _r}}}$。$ {{\partial ga{p^1}} \mathord{\left/ {\vphantom {{\partial ga{p^1}} {\partial F}}} \right. } {\partial F}} $的符号取决于$ \sigma $、$ \eta $、$ {F_r} $、$ {\beta _u} $和$ {\beta _r} $的大小。当城镇劳动工资差距对农村金融发展的边际产出大于农村劳动工资差距对农村金融发展的边际产出时，城乡劳动工资差距对农村金融发展的导数大于零，城乡居民收入差距会扩大；当前者小于后者时，城乡劳动工资差距对农村金融发展的导数小于零，城乡居民收入差距会缩小；当前后两者相等时，城乡居民收入差距达到最大值。理论上，城乡金融发展差距的持续扩大不仅会使城乡居民获得和使用金融产品的差异增大，也会使金融发展对城乡居民收入产生较弱的广化效应（孙君和张前程，2012）。此外，由于城乡劳动力市场分割和信息不对称，城镇金融给农村部门放贷时不仅要付出更多的交易成本，还会产生严重的逆向选择问题。即使城镇金融发展所产生的经济增长效应可以惠及农村居民，其受益程度也远低于城镇居民（李夏伟，2023）。而农村金融对农村部门拥有一定的放贷优势，可以利用更多软信息优势开展信贷业务。因此，农村金融支持农村部门的边际产出大于城镇金融支持农村部门的边际产出。由此可以推断，以农信社为主的地方金融机构发展可能会缩小城乡居民收入差距。

$ {{\partial ga{p^2}} \mathord{\left/ {\vphantom {{\partial ga{p^2}} {\partial F}}} \right. } {\partial F}} $的符号取决于$ {\beta _r} $和$ {\beta _u} $的大小。当$ {\beta _r} > {\beta _u} $时，城乡劳动工资差距对农村金融发展的导数大于零，城乡居民收入之比会扩大；当$ {\beta _r} < {\beta _u} $时，城乡劳动工资差距对农村金融发展的导数小于零，城乡居民收入之比会缩小；当$ {\beta _r} = {\beta _u} $时，城乡劳动工资差距对农村金融发展的导数等于零，城乡居民收入之比达到最大值。一般而言，城镇金融在整个金融体系中的体量和规模远大于农村金融，即$ {F_u} > {F_r} $，其具有较高的资本配置效率和更多的投资机会。因此，以城镇金融为主的金融发展提高城镇居民收入的作用更加明显，但对农村居民的影响甚微。特别是在贷款利率自由竞争和农村部门信贷风险高、收益低的情况下，以发展城镇金融为主的商业银行更愿意将资金投向资本回报率较高的非农部门和城市区域，而弱化对农村部门的金融支持。这不仅会使商业银行对非农部门的信贷价格竞争并不充分，还会导致其对农村部门信贷支持的边际利润远低于对城镇部门的信贷支持。这意味着城镇金融发展对城镇部门的产出弹性大于农村金融发展的产出弹性，即$ {\beta _r} - {\beta _u} < 0 $。由此可以推断，以农信社为主的地方金融机构发展可能会缩小城乡居民收入之比。

$ {{\partial ga{p^3}} \mathord{\left/ {\vphantom {{\partial ga{p^3}} {\partial {F_r}}}} \right. } {\partial {F_r}}} $的符号主要取决于$ \eta $和城乡劳动工资之比的大小。当$ {{(1 - \eta ){W_u}} \mathord{\left/ {\vphantom {{(1 - \eta ){W_u}} {\eta {W_r}}}} \right. } {\eta {W_r}}} $大于1时，城乡劳动工资差距对农村金融发展的导数大于零，城乡居民收入的泰尔指数会扩大；当其小于1时，城乡劳动工资的泰尔指数对农村金融发展的导数小于零，城乡居民收入的泰尔指数会缩小；当其等于1时，城乡劳动工资的泰尔指数对农村金融发展的导数等于零，城乡居民收入的泰尔指数达到最大值。刘易斯理论表明，当劳动力可以在城乡之间自由流动时，农村大量劳动力将不断进入城镇部门从事生产活动，以获得与城镇居民相同的工资，最终在城乡工资相等的情况下实现城乡劳动力的动态均衡。此时，若要实现利润最大化，地方金融机构需充分发挥中小市场信息优势，持续增加对农村部门的信贷支持力度。而作为支农支小的主力军，农信社长期坚守服务“三农”初心，可以利用机构网点、决策链条短和人缘地缘优势来满足农村各类经济主体的资金需求，促进农民持续增收。由此可以推断，地方金融机构发展可能会缩小城乡居民收入差距。基于上述分析，本文提出以下假说：地方金融机构发展能够缩小城乡居民收入差距。

三、研究设计

（一）数据与样本

1. 数据来源与处理方式。本文使用的数据由农信社（含农合行和农商行）数据和社会经济发展数据两部分组成。其中，农信社数据来自陕西省农村金融研究中心建立的农信社专项数据库，社会经济发展数据来自2009—2017年国家统计局发布的《中国县域统计年鉴》和陕西省统计局发布的《陕西区域统计年鉴》。本文按照以下步骤对数据进行了处理：第一，处理农信社专项数据，生成存款余额等诸多能测算农信社发展规模、市场结构和经营效率的指标；第二，以农信社所在县域的ID为标识码，提取《中国县域统计年鉴》和《陕西区域统计年鉴》中能反映城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入的数据，并与农信社专项数据进行匹配；第三，剔除陕西省秦农银行及其成立之前涉及的6个区的农信社数据，以及其他地级市辖区的农信社数据；第四，采用插值法对缺失的数据进行处理。本文最终得到陕西省87个县2008—2016年连续9年共783个观测样本，属于平衡面板数据。

2. 样本代表性说明。本文以陕西省为研究对象主要有以下两点考虑：第一，在西部地区，陕西省农信社系统在服务“三农”、促进当地农村居民增收以及巩固脱贫攻坚成果等方面的作用十分显著； ⁵第二，陕西省经济社会发展水平距离党中央确定的实现共同富裕的目标仍有很大差距，这在全国范围内具有代表性和典型性。 ⁶本文以陕西省为例进行系统性分析，不仅能从理论上阐释金融如何助力缩小全国经济欠发达地区的城乡居民收入差距，而且对于创建金融助力共同富裕的范本案例具有重要的实践价值。

3. 研究期间说明。本文将时间范围设定在2008—2016年，主要有以下三点考虑：第一，由于缺失指标较多且无法通过二次调查补齐，本文未使用2017年及以后的数据；第二，国家统计局农村社会经济调查司编印的《中国县域统计年鉴》中并未统计城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入，陕西省统计局自2019年起也不再编印《陕西区域统计年鉴》，加之各县公布的城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入不完整，因此本文未计算2018年及以后的县域城乡居民收入差距；第三，2016年以来，由于统计口径的变化，陕西省统计局编印的《陕西区域统计年鉴》不再公布城镇人口数量和农村人口数量指标，从而无法利用人口指标来测算2017年及以后的县域城乡居民收入泰尔指数。

（二）变量定义

1. 被解释变量。本文不仅基于绝对差距视角选取县域城乡居民收入之差作为被解释变量，还从相对差距视角选取县域城乡居民收入之比和县域城乡居民收入的泰尔指数这两个指标作为被解释变量。其中，县域城乡居民收入之差用县域城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的差值表示，县域城乡居民收入之比用县域城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的比值表示，县域城乡居民收入的泰尔指数按照式（6）进行计算。

其中，$ Thei{l_{it}} $表示县域城乡居民收入的泰尔指数，$ inc_t^{urban} $和$ inc_t^{rural} $分别表示$ t $年县域城镇居民和农村居民的总收入。其中，县域城镇居民总收入用县域城镇居民人口数量（$ pop_t^{urban} $）与县域城镇居民人均可支配收入的乘积表示，县域农村居民总收入用县域农村居民人口数量（$ pop_t^{rural} $）与县域农村居民人均纯收入的乘积表示。$ in{c_t} $表示$ t $年县域城乡居民的总收入，$ po{p_t} $表示$ t $年县域城乡居民总人口数量，用$ pop_t^{urban} $与$ pop_t^{rural} $之和表示。

2. 核心解释变量。本文的核心解释变量为地方金融机构发展。参考Muhammad等（2016）以及张雪芳和戴伟（2020）的研究，本文按照“规模—结构—效率”的思路，选取农信社发展规模、市场结构和经营效率作为衡量地方金融机构发展的三个维度，利用Cov-AHP方法进行赋权，计算得到地方金融机构发展水平，具体计算步骤详见张珩等（2017a）的阐述。其中，农信社发展规模用年末农信社贷款余额与县域生产总值之比表示，市场结构用年末农信社贷款余额与县域金融市场贷款余额之比表示，经营效率通过构建投入产出指标体系并采用GML指数方法进行测算，具体方法详见张珩等（2017b）的阐述。

3. 控制变量。影响城乡居民收入差距的因素十分复杂，除了地方金融机构发展水平外，本文选取了以下指标作为控制变量：县域经济发展水平（用取自然对数的县域生产总值及其平方项表示）、县域人力资本投资（用中小学在校学生数与县域总人口比值表示）、县域第一产业结构（用第一产业生产总值与县域生产总值比值表示）、县域金融发展规模（用县域城乡居民储蓄存款余额与县域生产总值比值表示）、县域人口密度（用县域人口数量与县域行政面积比值表示）以及县域工业化发展水平（用县域规模以上工业产值与县域生产总值比值表示）。为了控制市场化改革、数字普惠金融等因素的影响，本文还加入了个体效应和时间效应来反映其线性变化趋势。此外，为了避免因遗漏某些变量而使实证结果出现偏误，本文在加入农信社产权组织形式固定效应的同时，还控制了地方金融机构所在地级市的生产总值、财政盈余和金融发展规模，以此得到更加准确的因果识别结果。

（三）模型设定

1. 基准模型设定。为了检验地方金融机构发展和城乡居民收入差距的关系，本文借鉴Kim和Lin（2011）的研究，构建如下模型：

其中，$ gap_{ijt}^m $为被解释变量，表示产权组织形式为$ j $的农信社$ i $所在县域在$ t $年的城乡居民收入差距，$ m = 1 $表示县域城乡居民收入之差，$ m = 2 $表示县域城乡居民收入之比，$ m = 3 $表示县域城乡居民收入的泰尔指数；$ r{f_{ijt}} $为核心解释变量，表示产权组织形式为$ j $的农信社$ i $在$ t $年的发展水平，$ {\beta _1} $表示地方金融机构发展对县域城乡居民收入差距的影响程度；$ {X_{ijt}} $表示控制变量，包括县域生产总值、人口密度等。$ {\mu _i} $为个体固定效应，$ {\gamma _t} $为时间固定效应，$ {\phi _j} $为产权组织形式固定效应，$ {\varepsilon _{ijt}} $为随机误差项。

2. 非线性关系检验的模型设定。为了检验“倒U形”关系假说对地方金融机构是否成立，本文参照杨友才（2014）的思路，构建如下面板门槛效应模型：

其中，$ {g_{it}} $为门槛变量，$ \eta $为待估计的门槛值。$ \Phi ( \cdot ) $为指示性函数，在指定区间内为1，否则为0。本文在估计模型时将地方金融机构发展作为门槛变量，基于Bootstrap自抽样法反复抽样300次来检验门槛估计值的显著性。若门槛估计值通过显著性检验，则说明Kuznets效应论对地方金融机构成立。

3. 空间溢出效应模型设定。为了检验地方金融机构发展对县域城乡居民收入差距的影响是否存在空间溢出效应，本文借鉴吴本健等（2022）的思路，构建如下模型：

其中，$ W $为空间权重矩阵，$ W \cdot gap_{ijt}^m $为$ gap_{ijt}^m $的空间滞后项；$ \rho $为空间自相关系数，用于衡量相邻县域或经济距离相近县域的城乡居民收入差距对本县域城乡居民收入差距的影响；$ W \cdot r{f_{ijt}} $为$ r{f_{ijt}} $的空间滞后项；$ {\theta _1} $为空间滞后项的系数。若$ {\theta _1} $显著异于零，则认为地方金融机构发展对县域城乡居民收入差距的影响存在空间溢出效应。

四、实证结果分析

（一）基准结果分析

本文使用的数据属于长面板数据，若采用固定效应模型或随机效应模型进行分析，则可能无法解决异方差和自相关问题。鉴于此，本文首先采用固定效应模型和面板广义最小二乘法进行初步估计，并对估计结果进行组间异方差、组内自相关和组间同期相关检验。结果显示，三个检验均拒绝原假设，说明需要采用一阶系数不相同的可行广义最小二乘法进行估计。 ⁷为了避免存在反向因果关系，本文检验了县域城乡居民收入差距是否会显著影响地方金融机构发展。本文将地方金融机构发展作为被解释变量，将滞后一期的县域城乡居民收入差距作为核心解释变量，并加入滞后一期的上述控制变量进行检验。结果显示，滞后一期的县域城乡居民收入差距并未显著影响地方金融机构发展，说明模型不存在严重的内生性问题。 ⁸表1结果显示，地方金融机构发展变量的系数均为负，且至少在5%的水平上显著。这表明无论是绝对收入差距还是相对收入差距，地方金融机构发展均能显著缩小县域城乡居民收入差距，这与实际情况相符。

（二）基于地方金融机构发展不同维度的结果分析

在地方金融机构发展的三个维度中，发展规模、市场结构和经营效率是否会对县域城乡居民收入差距产生显著的影响？为了回答这个问题，本文在式（7）的基础上，分别将地方金融机构发展规模、市场结构和经营效率作为核心解释变量进行估计，以此识别其对县域城乡居民收入差距的影响。表1结果显示，市场结构对县域城乡居民收入之差的影响显著为负，表明地方金融机构的市场结构能够显著缩小县域城乡居民收入之差；发展规模对城乡居民收入之比的影响显著为负，表明地方金融机构发展规模能够显著缩小县域城乡居民收入之比。而在考虑人口因素后，市场结构的影响系数显著为负，表明地方金融机构的市场结构能够显著缩小县域城乡居民收入的泰尔指数。出现上述结果的原因是，以农信社为主的地方金融机构长期扎根于县域，且较多聚焦于涉农客户，在提高农村居民收入方面发挥的作用比较明显。特别是随着资产规模的扩大，农信社在服务“三农”、履行“支农支小”使命时的基础比较牢固，因而在缩小城乡收入差距方面作用明显。此外，无论是绝对收入差距还是相对收入差距，地方金融机构经营效率的系数均不显著。分解全要素生产率后发现，纯技术变化不足是造成地方金融机构经营效率未能显著缩小县域城乡居民收入差距的根本原因。 ⁹具体而言，受省联社管理模式影响，农信社独立利用大数据、云计算等金融科技的能力不足，员工的创新能力也存在短板。这导致纯技术变化不足，无法满足当前农村居民的多元化金融需求，从而未能显著缩小县域城乡居民收入差距。

（三）非线性关系检验结果分析

上文分析发现，地方金融机构发展能够显著缩小县域城乡居民收入差距，这与现有研究得到的Kuznets效应论观点并不完全一致。鉴于此，本文以地方金融机构发展作为门槛变量，基于式（8）检验门槛估计值的显著性。检验结果显示，三个门槛估计值在5%的水平上均没有通过显著性检验，说明地方金融机构发展对城乡居民收入差距的影响不存在门槛效应。为了保证结论的稳健性，本文不仅尝试多次改变“异常值除去比例”，还将地方金融机构发展规模、市场结构和经营效率这三个维度作为门槛变量，得到的门槛估计值也均没有通过显著性检验，这说明Kuznets效应论对地方金融机构并不成立。可能的解释是，以农信社为主的地方“小法人”金融机构尽管在县域金融市场中的份额多、规模小，但是其“下沉”金融服务、深耕“三农”业务的积极性不仅明显高于其他大中型商业银行，而且通过不断放松对农村合格抵押物的贷款约束门槛，促进更多“非活跃”的农村居民将名义信贷需求转变为有效信贷需求，使得地方金融机构持续支持农村居民增收的效果非常显著，因而不会对县域城乡居民收入差距产生显著的非线性影响。

（四）空间溢出效应结果分析

为了检验地方金融机构发展对县域城乡居民收入差距的影响是否存在空间溢出效应，本文分别采用地理距离权重矩阵和经济距离权重矩阵进行回归。 ¹⁰结果显示，基于地理距离权重矩阵的空间自相关系数均为正，且在1%的水平上显著，表明相邻县域与本县域的城乡居民收入差距存在显著的正向关联效应；地方金融机构发展仅对县域城乡居民收入之差具有显著的负向影响，其空间滞后项仅对县域城乡居民收入之比和县域城乡居民收入的泰尔指数具有显著的负向影响，表明地方金融机构发展对县域城乡居民收入差距的影响在相邻县域间并不完全存在“学习效应”和“示范效应”。基于经济距离权重矩阵的空间自相关系数均为正，且在1%的水平上显著，表明经济距离相近的县域与本县域的城乡居民收入差距存在显著的正向关联效应；地方金融机构发展及其空间滞后项的系数均显著为负，表明在考虑空间相关性后，地方金融机构发展不仅会显著缩小本县域的城乡居民收入差距，还会通过“学习效应”和“示范效应”显著缩小经济距离相近县域的城乡居民收入差距。

（五）稳健性检验 ¹¹

1. 重新计算地方金融机构发展指标。为了消除外部环境对地方金融机构经营效率的影响，本文采用三阶段GML指数来重新测算地方金融机构经营效率和地方金融机构发展状况，结果保持稳健。

2. 组合控制变量。为了避免因遗漏变量而产生的内生性问题，本文不仅将县域金融市场规模替换成县域金融市场效率，还加入县域城镇化水平（用城镇人口与总人口比值表示），结果保持稳健。

3. 计算地级市层面的城乡居民收入差距。为了寻找地方金融机构发展影响城乡居民收入差距的根源，本文不仅计算了地级市层面城乡居民收入差距的泰尔指数和基尼系数，还将其分解为城乡居民之间的泰尔指数和基尼系数以及城乡居民内部的泰尔指数和基尼系数，结果依然稳健。

4. 内生性分析。为了解决地方金融机构发展与县域城乡居民收入差距互为因果关系而产生的内生性问题，除了上文检验县域城乡居民收入差距是否会显著影响地方金融机构发展外，本文还参考刘勇政等（2019）的思路，选取相邻县域的地方金融机构发展均值作为工具变量。理论上，在同一省内的管制体制下，本县域与相邻县域在经济发展、产业结构和政策扶持等方面存在高度的相似性（Chong等，2013），这会导致地方金融机构在促进农村居民增收方面存在“学习效应”和“模仿效应”。因此，选取相邻县域的地方金融机构发展均值作为工具变量是一个比较可行的做法，结果依然稳健。

5. 置换检验。受不可观测的偶然性因素影响，地方金融机构发展和县域城乡收入差距在不同年份、不同地区和不同产权组织形式下均存在差异。若只采用可行广义最小二乘法进行分析，则可能会产生异质性偏差问题。鉴于此，本文借鉴Chetty等（2009）的做法进行置换检验。结果显示，累积概率密度函数中的所有回归系数均大于基准回归结果所得到的参数值。这说明在随机抽样情况下，不可观测的偶然性因素并不影响回归结果。 ¹²

6. 排他性检验。考虑到地方金融机构发展可能会受到其他政策（如农信社产权改革、贷款利率下限管制放松等）的冲击，本文根据农信社是否进行产权改革以及产权改革的时间设定产权改革变量Reform， ¹³同时根据贷款利率下限管制放松时间设定变量Post，2013年及之后赋值为1，2013年之前赋值为0。结果表明，政策冲击并不会对结论产生影响。

五、进一步分析

（一）作用机制分析

理论分析表明，地方金融机构发展可能会通过金融支农和中间业务创新来影响县域城乡居民收入差距。从金融支农角度看，地方金融机构发展能否缩小县域城乡居民收入差距主要取决于其对农村居民的贷款支持力度。事实上，农村居民平均贷款余额不仅反映了当地贷款可得性，也代表了地方金融机构服务的渗透度（吴本健等，2022）。特别是随着地方金融机构的改革与发展，其更有能力通过提高服务深度来满足农村居民的基础服务需求，以此提高社会再生产能力，实现增收致富。从中间业务创新角度看，中间业务是农信社创新金融产品和服务的主要表现形式。近年来，随着农村剩余劳动力向城镇转移，大量农村居民催生出电子银行、理财等金融服务需求。特别是在当前银行业贷款业务利差缩窄、利息收入稳定性降低的情况下，若地方金融机构可以通过加大中间业务创新力度来满足农村居民除贷款以外的其他金融需求，则能促进农村居民释放更多的生产力和经济活力，夯实稳步提高农村居民收入水平的经济基础，从而缩小城乡居民收入差距。

本文选取金融支农力度和中间业务创新力度作为机制变量。其中，金融支农力度以各县域农信社农户贷款余额占贷款余额的比例作为代理变量，中间业务创新力度以各县域农信社中间业务收入占所有业务收入的比例作为代理变量。本文借鉴江艇（2022）的思路，分析地方金融机构发展是否会显著影响金融支农力度和中间业务创新。 ¹⁴表2结果显示，地方金融机构发展对金融支农力度和中间业务创新的影响至少在10%的水平上显著为正。这不仅表明地方金融机构会显著提高金融支农力度和中间业务创新，也很好诠释了地方金融机构如何长期通过完善体制机制来提高金融服务能力和创新金融产品服务，以此助力农村脱贫致富、实现共同富裕。

（二）异质性分析 ¹⁵

1. 股权结构。分散的股权结构既会影响地方金融机构的经营管理能力，也会影响其履行“支农支小”使命。但大股东入股后主要追求商业价值，往往不考虑小股东利益。这会影响地方金融机构服务“三农”（张珩，2022），不利于缩小县域城乡居民收入差距。在此情况下，小股东只能以更多的监督成本来服务高风险客户（Haw等，2010）。本文以农信社法人股股东持股比例作为股权结构的代理变量，根据其中位数进行分组回归。结果显示，法人股股东持股比例较低的地方金融机构能够显著缩小县域城乡居民收入差距。但这并不意味着地方金融机构不能增资扩股，而是要引入长期认同其服务农业农村发展的战略投资者。这样才能更好地履行“支农支小”使命，助力实现共同富裕。

2. 贷款定价。贷款定价是银行发放信贷资金的价格。一般而言，由于农村居民的潜在风险较高，地方金融机构需要通过提高贷款利率来控制道德风险。但贷款利率过高不利于形成涉农规模效应，还会影响“支农支小”效果。若地方金融机构能以较低的贷款利率发放贷款，则可以使更多的“非活跃”用户获得贷款资金并开展生产经营活动，从而缩小城乡居民收入差距。本文以农信社贷款加权利率（利息收入与贷款余额之比）作为贷款定价的代理变量，根据其中位数进行分组回归。结果显示，贷款定价较低的地方金融机构能够显著缩小县域城乡居民收入差距，而贷款定价较高的地方金融机构的影响则不显著。这并不意味着地方金融机构要完全按照国有大行实施的低利率策略来服务“三农”，而要根据农村居民信用等级、从事的农业产业和还款来源等来实施差异化的贷款定价策略，以此实现供需双赢。

3. 县域经济增长。一般而言，在经济增长较快的地区，地方金融机构不仅更易获得地方财政支持，而且农村居民也有机会跨越门槛获得金融服务，并通过生产经营活动提高自身财富积累水平，从而缩小城乡居民收入差距。而在经济增长较慢的地区，地方金融机构利用社会闲散金融资源的能力较弱，支持实体经济扩大再生产和服务“三农”的效果并不明显，从而无法显著缩小城乡居民收入差距。本文以县域人均生产总值增长率作为县域经济增长的代理变量，根据其中位数进行分组回归。结果显示，在经济增长较快的县域，地方金融机构发展能够显著缩小城乡居民收入差距；而在经济增长较慢的县域，这一影响则不显著。

4. 县域资金外流程度。从农信社视角看，地方金融机构主要通过以下两种渠道产生资金外流：一是受管理体制影响，农信社要定期将存款资金上存到省联社，省联社可能会将这些资金投向经济发达地区以获得高收益，这无形中为资金外流创造了条件；二是由于改制后的农信社要按照商业化模式运转，越发凸显的逐利性使其更倾向于将部分信贷资金投向资本回报率高的地区和非农产业，而这会加剧农村资金外流（陈雨露和马勇，2010）。本文采用县域金融市场存贷款余额之差来衡量县域资金外流程度，根据其中位数进行分组回归。结果显示，在资金外流程度较低的县域，地方金融机构发展能够显著缩小城乡居民收入差距；而在资金外流程度较高的县域，这一影响则不显著。这不仅意味着地方金融机构发展对县域城乡居民收入差距的影响会随资金外流的加剧而减弱，也启示监管部门要制定地方金融机构资金能“取之于当地、用之于当地”的政策，以此从源头上减少资金外流。

六、结论与启示

在当前扎实推动实现共同富裕、加快建设农业强国的关键时期，深入研究地方金融机构发展对城乡居民收入差距的影响效应、作用机制和异质性特征，既是持续做好县域金融服务的重要担当，也是在新时代背景下助力实现共同富裕的责任和使命。本文研究发现：第一，地方金融机构发展不仅会显著缩小县域城乡居民收入差距，还会对经济距离相近县域的城乡居民收入差距产生显著的正向溢出效应。第二，地方金融机构发展对县域城乡居民收入差距的门槛效应不显著，说明Kuznets效应论对地方金融机构并不成立。第三，地方金融机构发展会通过加大金融支农力度和中间业务创新力度来缩小县域城乡居民收入差距。第四，对于法人股持股比例和贷款定价较低的地方金融机构，以及所处县域经济发展速度较快和资金外流程度较低的地方金融机构，其发展能够显著缩小县域城乡居民收入差距。

本文的政策启示主要体现在三个方面：第一，建立地方金融机构高质量发展机制。当前，地方金融机构不仅要应对实体经济多元化的金融需求，还要面临同业和互联网的竞争。这倒逼地方金融机构要突破瓶颈，否则在新发展阶段举步维艰。因此，要加快推动省联社功能转变，优先吸收认同地方金融机构服务“三农”发展的战略投资者入股，与其建立能向“支农支小”倾斜的公司治理机制，以此从“市场优势”走向“质量提升”。此外，还要尽快在条件比较成熟的地区成立区域性联合银行，使农信社从“各自为战”的“小法人”转变为“协同发展”的“大法人”，并通过规模效应巩固好发展成果。第二，建立符合“三农”特点的金融支持共同富裕服务体系。农村居民的特殊性决定了地方金融机构不能完全按照国有大行的模式发展，而要抓住金融支持乡村振兴、助力共同富裕的政策红利，把更多资源合理配置到农业农村发展的重点领域和薄弱环节，为农村居民合法合规致富提供支撑，实现农村地区致富机会的均等。此外，还要积极应用数字化手段来强化农村信用评级建设和金融创新，充分发挥地方金融机构支持农业农村发展的“益贫”效应，逐步实现农民共同富裕。第三，构建助力实现共同富裕的“有为政府+有效市场”保障体系。政府部门要在尊重市场发展规律的基础上，积极运用“支农支小”再贷款和再贴现等结构性货币政策工具来支持地方金融机构发展，用“看得见的手”解决信贷投放不精准、金融服务不畅通等问题，充分发挥正向激励，让地方金融机构发展成果惠及更多农村居民，着力提升人民群众对金融的获得感、幸福感和满意度。

1中国经济出现前所未有的增长，国内生产总值和人均国内生产总值分别从2012年的53.85万亿元和39771元上升至2021年的114.36万亿元和80976元，一跃成为世界第二大经济体；居民人均可支配收入2012年的16500元翻了一番。

2从国际视角来看，2021年，英国、加拿大等发达国家的城乡居民收入之比接近于1，印度的城乡居民收入之比将近1.9，非洲最高的城乡居民收入之比也只有2.3左右，而中国的城乡居民收入之比却高达2.56。另外，国家统计局数据显示，尽管2021年的农村居民人均可支配收入水平较2012年翻了一番多，但2021年农村居民人均可支配的工资性收入、经营净收入、财产净收入和转移净收入的累计值分别为7958元、6566元、469元和3937元，仅分别为城镇居民的0.28倍、1.22倍、0.09倍和0.46倍，缩小城乡收入差距的任务依然非常艰巨。

3出台的文件包括《关于银行业进一步做好服务实体经济发展工作的指导意见》（银监发〔2015〕25号）、《关于提升银行业服务实体经济质效的指导意见》（银监发〔2017〕4号）等。

4数据来自原中国银行保险监督管理委员会官网。

5陕西农信官网数据显示，截至2021年末，作为西北五省资产规模最大、服务范围最广、营业网点和从业人员最多的银行业金融机构，陕西省农信社系统的涉农贷款较上年同期增加283.11亿元，增速为11.90%；全年累计发放普惠型涉农贷款1 387.28亿元，累计向脱贫地区和脱贫人口分别投放贷款1 577亿元和106亿元。

6截至2021年末，陕西省人均生产总值升至7.53万元，这一数值在西北五省长年位居首位，但明显低于小康水平人均GDP的10万元标准，这说明陕西省实现共同富裕的经济基础还有待提升。此外，城乡居民收入差距距离实现共同富裕目标也存在差距。2021年陕西省的城乡居民收入比为2.76，这不仅高于同期全国城乡居民收入比（2.50），与同处西部地区的四川省（2.36）和重庆市（2.4）也有一定距离，更与当前高质量发展建设共同富裕示范区的浙江省（1.94）相距甚远。

7组间异方差检验的原假设为不同个体的扰动项同方差，本文采用Wald检验，若Wald统计值显著，则拒绝原假设；组内自相关检验的原假设为不存在一阶组内自相关，本文采用沃尔德检验，若F统计值显著，则拒绝原假设；组间同期相关检验的原假设为不存在组间同期相关，本文采用Breusch-Pagan LM检验，若LM统计值显著，则拒绝原假设。受篇幅限制，本文未列出检验结果，若感兴趣请向作者索要。

8受篇幅限制，本文未列出检验结果，若感兴趣可向作者索要。

9受篇幅限制，本文未列出农信社全要素生产率的测算结果，若感兴趣可向作者索要。

10在回归分析之前，本文做了似然比检验，结果拒绝原假设，说明需要采用空间杜宾模型进行分析。在随机效应和固定效应选择上，Hausman统计值为负，说明需要采用随机效应的空间杜宾模型进行分析。受篇幅限制，本文未列出结果，若感兴趣可向作者索要。

11受篇幅限制，本文未列出稳健性检验结果，若感兴趣可向作者索要。

12具体做法是，首先通过随机分配农信社ID产生新的标识码，并测算新的地方金融机构发展，以此生成新的核心解释变量，然后利用蒙特卡罗模拟方法对式（7）回归1 000次。

13这里的产权改革变量为农信社是否进行产权改革（实施了产权改革赋值为1）与产权改革时间（产权改革之后赋值为1）的乘积。

14本文还按照三步法进行了检验，同样表明作用机制成立。

15受篇幅限制，本文未列出异质性分析结果，若感兴趣可向作者索要。