银行业结构对城乡收入差距的缩小效应研究——基于新结构经济学最优金融结构理论

李 瑞，王叶军，张小鹿

(1.南开大学 经济学院，天津 300071；
2.河北经贸大学 金融学院 河北 石家庄 050061;3.清华大学 创新发展研究院， 北京 100084；
4.清华大学 社会科学学院，北京 100084)

缩小城乡收入差距，推进城乡融合发展是扎实推动共同富裕的内在要求和重要抓手。党的十九大报告提出乡村振兴战略和城乡融合发展理念，意在通过促进农村经济社会发展，解决我国长期存在的城乡二元体制问题。2021年8月17日，中共中央财经委员会第十次会议研究扎实促进共同富裕问题，明确“共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征”“要坚持以人民为中心的发展思想，在高质量发展中促进共同富裕”①。然而，城乡发展不平衡是当前我国经济社会多个领域普遍存在的问题；
其中，城乡收入差距表现突出。研究表明，我国的收入不平等突出表现为长期过大的城乡收入差距[1-2]。2015年，我国东部、中部和西部的城乡收入差距分别为3.37、3.44和4.24，各省份内部的城乡收入差距亦存在巨大差异。对基尼系数进一步分解同样发现，城乡收入差距对全国居民总体收入差距的相对贡献率长期维持在50%以上[3]，远高于城乡内部的贡献率。不难看出，切实缩小城乡间收入差距是改善我国整体居民收入不平等状况的重要突破口②，直接影响着城乡融合和共同富裕目标的实现。

20世纪80年代后期以来，收入分配成为我国经济学研究的重要领域，众多学者对城乡收入差距的影响因素进行了详实深入的研究。但是，在考察金融因素的影响时，研究层面聚焦于以银行存贷款占GDP比重衡量的金融发展、以直接融资和间接融资比例衡量的金融结构等方面，对银行业内部结构的关注尚存不足，有待扩展和深化。与此同时，我国地理环境和经济结构在地区间的差异显著，可能对银行业结构缩小城乡收入差距效应的发挥产生重要影响。现有关于银行业结构与城乡收入差距的研究尚未能充分反映这些异质因素带来的差异化影响，对政策制定缺乏指导性，使金融政策难以做到因地制宜、精准调控。

本研究聚焦我国银行业结构对城乡收入差距的影响，一个原因是我国面临较大的城乡收入差距问题，另一重要原因是我国鲜明的银行业结构特点。经过多年发展，我国直接融资获得较快增长，但未能改变银行提供的间接融资仍是我国最主要融资途径的局面；
同时，“大而集中”成为我国银行业结构体系的重要特征。“大型国有银行占比高、中小微银行占比小”的银行业格局不可避免地造成“国有企业资金供给充裕甚至过剩、广大中小微企业和农户资金供给不足”的局面，形成久治不愈的中小企业“融资难、融资贵”及农村金融“贫血”问题[4]。银行业结构内部的这些问题也成为我国城乡收入差距过大的原因之一。基于这一逻辑，本文尝试研究以下问题：(1)银行业结构优化是否可以改善城乡收入不平等；
(2)根据新结构经济学最优金融结构理论“中小银行的规模和特征与中小企业更匹配”的观点，中小企业数量越多的地区，是否银行业结构优化对城乡收入差距的影响更大；
(3)我国不同省份在市场化水平、居民金融素养和基础设施等方面的差异，是加剧还是缩小了银行业结构优化对城乡收入差距的作用。

(一)相关文献综述

本文主要涉及两方面文献，一是影响城乡收入差距的因素，二是涉及银行业结构变动的经济效应。对卷帙浩繁的有关城乡收入差距的研究进行分类归纳、细致梳理可以发现，其涉及的主题主要包括如下方面：(1)经济制度变迁及宏观经济发展因素，如发展战略[5]、经济制度变革[6]、公有主体混合经济制度[7]、财政体制改革[8]等；
(2)中观行业和政策因素，如工业智能化[9]、服务业增长[10]、流通业发展[11]、对外贸易[12]、教育扩张[13]；
(3)微观个体因素，如劳动力质量[14]、劳动力流动[15]；
(4)其他影响因素，如户籍歧视[16]、城市化[17]、民营经济发展[18]、基础设施[19]等。虽然也有从金融发展和金融结构角度进行的研究，但基本停留在用“存贷款余额占GDP的比重”衡量金融发展规模、用“直接融资与间接融资的比重”衡量金融结构等宏观整体方面[20-25]。师俊国[26]基于新结构经济学研究金融结构对收入分配差距的门限效应，虽然也涉及城乡收入差距，但分析的仍然是间接融资与直接融资的比重、社会融资规模占GDP的比重这类金融结构的作用。吕海运和赵洪进[27]基于新结构经济学研究了银行业结构对城乡收入差距的影响，但使用的检验方法过于单一，对模型的内生性和稳健性缺乏足够的分析和检验，亦未考虑相关因素的异质性影响。这为本文的研究留置了探索空间。

探讨银行业结构对经济影响的文献对我们启发也较大。总体来看，可以从相互联系但又各有侧重的两个方面进行总结：第一个方面注重对银行业整体竞争程度的把握，关注银行业集中度的经济效应。具体说来，即用赫芬达尔指数等测度方法，通过资产、分支机构或从业人员数等对排名前三或前五的几家大型银行在全部银行市场中的占比衡量银行业竞争程度，通过这一角度分析银行业结构对信贷资金供给[28]、私营企业融资约束[29]、经济增长[30]、全要素生产率[31]等的影响。第二个方面，也即本文力图探索和证实的方面，注重从功能和特征角度出发，研究不同规模的银行在服务实体经济方面存在的不以人的意志为转移的、客观存在的成本和效率差异，解释中小银行的相对重要性，进而基于我国当前经济结构特征，探究以中小银行发展所推动的“银行业规模结构”优化对经济的影响。比较有代表性的文献有林毅夫和孙希芳[30]，该研究构造了中小金融机构市场份额这一关键变量③，用来研究中小金融机构市场份额上升对中国经济增长的作用。姚耀军和董钢锋[32-33]研究由中小银行发展所推动的银行业结构变化对缓解中小企业融资约束的影响。吴晗和段文斌[34]探讨了中小银行市场份额的上升对中小企业进入率的影响。可以发现，现有考察银行业结构对经济影响的文献更多关注增长，但从理论和实证角度深入探讨银行业结构对分配，尤其是城乡收入差距这一重要命题影响的研究仍有待加强。

(二)理论分析

林毅夫等[35]首次系统论述了新结构经济学最优金融结构理论，认为金融结构不仅包括金融市场与银行在金融体系中的相对重要性，而且涉及银行业中不同规模银行的分布对经济的重要作用。这一理论对金融结构含义的分析具有明显的拓展。传统研究对于金融结构的探讨大多停留在不同融资方式，即直接融资和间接融资的比例，分析金融市场和金融中介究竟哪一方对经济的作用更强。新结构经济学最优金融结构理论进一步将不同规模银行在信息生产方式和风险分散能力方面的差异，以及对经济绩效的影响等纳入金融结构的研究范畴，对中国等金融领域以银行为主导的经济体具有更直接的启示意义。在该理论正式形成前，其视角和思路已经被应用于学术研究；
该理论正式提出后，同样得到学术界持续关注。如林毅夫和姜烨[36]在该理论系统提出前基于同样视角进行研究，发现银行业结构及其与经济结构的匹配程度对经济增长具有显著影响。几乎与该理论提出同时，林毅夫和孙希芳[30]按照这一研究思路，发现中小金融机构市场份额同我国经济增长关系密切，前者份额的上升对后者具有显著的提高作用。中小企业融资问题是理论界和实践领域经久不衰的话题。姚耀军和董钢锋[32-33]从中小银行发展角度对该问题做了探索性研究，并将其与传统金融结构和金融发展的作用进行对比，发现中小银行发展引致的银行业结构变动是解释中小企业融资约束的重要因素，且通过了统计检验；
而金融中介与金融市场的比值、金融规模指标均未产生一致可信的影响。新近出现的一些文献还用该理论来解读银行业结构同经济发展之间的关系。比如，吴晗和段文斌[34]以最优金融结构理论为视角，探讨了银行业市场结构与中国制造业企业进入的联系；
颜建晔等[37]同样基于该理论，对银行业结构对地区经济发展的影响进行了研究；
叶德珠等[38]从银行业规模结构与企业规模结构相互匹配的视角，研究银企匹配度与地区经济增长之间的关系。张一林等[39]从银企匹配的视角出发，认为大银行的融资特性与大企业的企业特性相互匹配，能帮助大企业有效地节约信息成本、减少利息支出，有助于为大型和高资质企业发展提供充足的金融资源和良好的金融服务；
但严格的抵押品要求和违约清算制度决定其难以为中小企业提供有效的金融支持。我们在认识和实际政策制定中长期存在的误区，即认为通过行政干预要求大银行服务中小企业有助于缓解中小企业的融资问题，其实不然，中小企业融资困难的重要原因是缺乏与之资质匹配的金融供给。上述研究充分反映出增加中小银行占比，优化银行业结构，关注不同银行规模结构对理论研究和经济运行实际的重要程度。

银行业结构对城乡收入差距的影响，取决于大银行和中小银行的金融服务类型及质量对城镇居民和农村居民金融资源获取的相对影响。更具体地，当农村居民直接获取金融资源更容易、或者金融资源对其收入增加效应相对城镇居民更大时，城乡收入差距就趋向于降低，反之则会扩大城乡收入差距。这可以从两个角度来分析。

第一，从规模特征、信息获取和风险偏好等方面看，大银行资金实力雄厚、规模庞大、委托代理链条长，对客户资产抵押和收入流水的要求更高，所以城市富裕群体更容易获得大银行的信贷资金，农村低收入群体则多被排斥在外。与大型国有银行相比，中小银行往往享有信息优势，为了实现利润并确保资金安全，中小银行有极强的动机依托社会关系和地理优势有效搜集和利用软信息进行更加灵活的组合和考量，代替基于严格抵押要求的客户筛选机制[4]，利用这种信息优势降低农户在借款申请环节的交易成本和违约风险[40-41]。中小银行占比的提高可以带来目标客户群体的下移，使收入较低、资产较少，甚至人力资本和社会资本都相对缺乏的农民群体也能享受到金融资源。有望通过优化家庭资产配置提高资金运用效率，获取更多财产性收入；
增加教育培训提升劳动技能[24]，使工资性收入增长；
扩大生产经营规模，提高经营性收入。

由于劳动力市场分割，进城务工的农业转移劳动力很难进入福利待遇较高的国有企事业单位，只能进入次级劳动力市场[42]，在中小微民营企业谋职，或从事个体经营，甚至成为流动商贩。中小银行占比增加，有利于直接满足这些群体的融资需求，能帮助其在原有基础上扩大经营规模，同时可能助力新企业新市场主体诞生，保障并提高进城务工人员收入[18]。农民工是我国经济转型过程中一个特殊的群体，为国家经济发展和社会进步贡献了巨大力量。近期国家统计局公布的官方数据显示，在2020年，我国有超过2.8亿之多的农民工群体。现行户籍制度及城市更高的生活成本，客观上使得进城务工人员难以在城市安家落户，他们往往采用多种途径将打工所得交给在农村生活的家庭成员，常用途径包括汇款、托人捎带或自己返乡时携带等[1]，这种行为直接增加了农村居民的收入。进一步地，农村居民获得的货币性收入有助于改善农业生产环境，提高农业生产力，从短期和长期缩小城乡收入差距[43]。

第二，长期以来，我国农村金融体系发展滞后，不仅限制了农业及农村非农生产经营，也不利于盘活农村资产、吸引城市资本进行投资，加上规划、体制等多重因素以及产业发展规律等，使农村居民可比收入长期低于城市居民。2006年，国家适时地颁布调控政策放松对农村金融市场的准入限制④，以应对农村发展缺乏资金的局面，多种形式的金融机构及相当数量的小型金融机构应运而生，提高了中小银行在整个银行体系中的比重，直接增加了农村金融供给方式，拓展了农村的金融获取途径和规模。垄断性的银行业市场结构容易造成信贷市场不完善，降低风险系数较低的农村家庭和农村企业对金融资源的获取概率[44]。新一轮农村信用社改革、农村金融市场准入门槛的降低，为农村商业银行、农村资金互助社、小额贷款公司、村镇银行等农村中小金融结构的建立拓展了政策空间，为其深耕农村市场提供了肥沃土壤。这些新型农村金融机构的诞生客观上提高了中小金融机构占比，优化了银行业结构，能够在相当程度上缓解中小企业和农村领域的信贷约束，提高其正规金融的选择机会[29]。在国家大力支持乡村振兴，鼓励多渠道兴旺农村产业，培育绿色农业、新型农业，探索三权分置、土地流转等制度创新以盘活农村资产的背景下，中小银行能够灵活高效地捕捉当地农村资金需求的信息并提供服务，使农村居民较自身以往和同期城市居民的金融利用程度明显增加，有利于充分发挥金融撬动收入增加的杠杆作用，建立对农村居民的造血机制，缩小城乡收入差距[45]。

(三)假设提出

基于上述两方面理论分析，本文提出第一个研究假设：

H1：以中小银行发展所推动的银行业结构优化，更好地满足了中小企业和农村的金融需求，有助于缩小城乡收入差距。

银行业结构对城乡收入差距作用的发挥不可避免地会受到当地经济环境的影响。为此，本文考察如下三个方面的差异化影响：(1)市场化水平。金融资源作为对经济发展和收入增加至关重要的因素，其有效配置离不开市场的基础性作用。我国幅员辽阔，经济改革和对外开放进程在不同区域间差别明显，使得市场化水平参差不齐。市场化水平高的地区对资源的配置和利用能力更强，预期同等程度银行业结构优化对城乡收入差距产生的作用将高于市场化水平较落后的地区。(2)金融素养。金融素养作为一种特殊的人力资本，反映了行为主体对金融知识和服务的获取和利用能力，影响个人进行财务规划、按期归还债务、提前规划养老储蓄和积累财富的能力[46]。我国居民整体金融素养不高，且不同省份居民的金融素养存在较大差异，城乡之间的差距则更严重⑤，极有可能影响到银行业结构对缩小城乡收入差距的作用。(3)基础设施方面。包括通讯基础设施在内的基础设施是经济发展的先导，其同样能够为金融机构布局和金融服务供给提供方便，从而基础设施水平的差异也将是强化或阻碍银行业结构优化对城乡收入差距影响的重要因素。基于此,本文提出第二个研究假设，包括三个命题：

H2a：市场化水平越高的地区，以中小银行发展所推动的银行业结构优化对城乡收入差距的缩小作用更大。

H2b：金融素养越高的地区，以中小银行发展所推动的银行业结构优化对城乡收入差距的缩小作用更大。

H2c：基础设施越完善的地区，以中小银行发展所推动的银行业结构优化对城乡收入差距的缩小作用更大。

(一)模型设定和估计方法

交互法是倍差法(Difference-in-Difference)的一个变形，在金融发展与经济增长等文献中被广泛使用。以中小银行发展推动的银行业结构优化与中小企业的匹配能否缩小城乡收入差距是本文首要研究的问题。为此，借鉴Rajan和Zinglas[47]、Beck等[48]以及吴晗和段文斌[34]对交互法的使用，设定如(1)式所示的基准回归模型以便进行实证分析。

Gapit=α+βBSit×ENit+ΓXit+θi+δt+εit

(1)

在式(1)中，Gapit为被解释变量城乡收入差距。BSit为银行业结构，以中小银行在银行体系中的占比衡量。ENit为地区中小型工业企业总资产，用以衡量某地区中小企业数量规模⑥。根据理论分析，当某地区中小企业数量越多，中小银行对当地提供金融服务的功能越能得到充分发挥。这种银企匹配度的增加，使中小企业能够获得更多金融资源，也进一步提高了金融机构服务中小企业的效率，可能对缩小城乡收入差距产生积极作用。Xit为控制变量集，包括金融规模、经济发展状况、政府支出和教育水平等；
θi为地区固定效应，δt表示时间固定效应，εit是随机误差项。

(二)变量定义和数据来源

城乡收入差距(Gap)。借鉴骆永民和樊丽明[49]、黄乾等[18]的做法，对城乡人均可支配收入比进行测量⑦。这是一个正向指标，不仅具有良好的连续性和可比性，而且对收入差距的刻画最直观，最能形象地说明城乡收入差距的程度。数值越大说明城镇居民与农村居民收入分配越不平等。

核心解释变量：银行业结构与中小企业数量的匹配(简称“银企匹配”)，具体以银行业结构(BS)与中小企业数量(EN)的交互项表示。借鉴姚耀军和董钢锋[32-33]、吴晗和段文斌[34]以及颜建晔等[37]的做法，银行业结构可以用中小银行资产占全部银行资产总额的比重表示。其中，中小银行定义参考银监会的统计口径⑧，中小企业数据来自《中国工业统计年鉴》分地区大中小型工业企业统计指标。

控制变量：参考经济理论和已有文献，加入可能影响城乡收入差距的因素作为控制变量，具体包括：金融规模(Fina)，本文中以银行存贷款总额与GDP的比值表示；
经济发展水平(Pgdp)，本文采用各地区人均GDP表示；
对外贸易(FT)，本文中的测量方法为各地区进出口额占地区GDP的比重；
城市化率(Urban)，本文使用地区城镇常住人口与常住总人口之比度量；
政府支出(Gov)，本文用地方政府财政支出与GDP之比衡量；
教育水平变量(Edu)，在本文中以每万人在校大学生数度量。

本文原始数据来源于《分省金融运行报告》《中国统计年鉴》《中国工业统计年鉴》、中经网统计数据库和《中国分省份市场化指数报告(2021)》。考虑到2008年金融危机前后各变量变动较大，本文选取2008—2019年中国31个省(自治区和直辖市)(未包括中国香港、澳门和台湾地区)，以下简称“省份”共计372个样本。由于物价水平的波动会对以名义货币值度量的经济变量产生放大或缩小作用，影响估计准确性，故将上述变量中的名义值换算为以2008年为基期的实际值进行回归。为易于分析，对取值较大的绝对数值取对数处理。各变量说明和描述性统计如表1所示。

表1 变量说明和描述性统计

(一)LIE假设检验

根据Hainmueller等(2018)[55]关于乘法交互模型可信度的经典分析，交互项模型有一个隐含关键假设，即线性交互作用假设(Linear Interaction Effect Assumption，简称 LIE假设)。可以将其概括为调节变量X每增加一单位，处理变量D对因变量Y的边际效应发生β(交互项的系数)单位的变化；
X对D的边际效应影响在X的整个定义域内不变，均为常数β。所设定的模型是否满足该前提假设，可以通过图形进行检验。具体做法可以分两步完成：第一步，将数据按变量X分组，画出Y-D所对应的散点图。若X为连续变量，则按照分位数将X等分成低(X=0)、中(X=1)、高(X=2)三组。第二步，考察Y与D组内关系是否为线性。考察方法如下，在散点图中分别给出线性拟合线和LOWESS拟合线，若两条拟合线接近，说明模型是线性的，即满足LIE假设；
否则，不满足。本文检验结果如图1所示。在图1中，X=0,1,2分别为地区中小企业数量规模“低、中、高”三组。三个分组中城乡收入差距和银行业结构的线性回归拟合线与LOWESS拟合线非常接近。此外，箱型估计量的Wald检验p值为0.487 2，未能拒绝“交互作用是线性的”原假设，支持使用线性交互模型。综上，本文的模型设定通过了LIE假设检验，即可以通过银行业结构与中小企业数量规模的交互项分析银行业结构对城乡收入差距的影响。

图1 LIE假设检验

(二)基准回归结果

本文采用2008—2019年平衡面板数据进行的Hausman检验拒绝零假设，故选用双向固定效应模型(FE)对城乡收入差距与银企匹配进行分步回归，以验证银行业结构与中小企业数量的交互项对城乡收入差距的影响。如表2所示，(1)—(4)列为固定效应模型的回归结果：(1)列只加入核心解释变量，(2)—(4)依次加入控制变量。(1)列结果显示，银行业结构与中小企业数量的交互项系数在1%水平下显著为负，表明随着地区中小企业数量规模的增加，以中小银行发展带来的银行业结构优化能够缩小城乡收入差距。(2)列在(1)列基础上加入金融规模控制变量，结果显示地区存贷款总额占GDP的比重上升会缩小城乡收入差距，并且通过了1%的显著性水平检验，说明金融规模的扩大有利于缓解城乡收入不平等。此时，银行业结构与中小企业数量的交互项系数有所下降，但仍在1%水平下显著为负。(3)列在(2)列的基础上加入经济发展水平、对外贸易和城市化率三个反映地区经济发展状况的控制变量，结果显示其均在不同程度上显著缩小城乡收入差距。银行业结构与中小企业数量的交互项系数较之前明显下降，但仍在1%水平下显著为负。(4)列继续加入政府支出和教育水平控制变量，同样对城乡收入不平等具有缓解作用。银行业结构与中小企业数量的交互项系数继续下降，但仍在1%水平下显著为负。模型(1)到模型(4)的调整拟合优度(R2)不断增加，银行业结构与中小企业数量交互项的系数则不断减小，但始终在1%水平下显著为负，显示出模型设定和回归方法的合理性。作为比较，(5)(6)列给出随机效应模型和混合最小二乘回归结果，可以看出，银行业结构与中小企业数量交互项的系数均在1%水平下显著为负，其拟合优度低于模型(4)，且个别控制变量变得不显著或符号方向发生改变。综合考虑，模型(4)的结果更可信。

(三)内生性检验

城乡收入差距可能反向影响中小企业的数量，进而影响本文的核心结论，也即基准模型可能存在内生性，同时，考虑到城乡收入差距具有较强的延续性，在很大程度上受到上期的影响，故本文使用动态面板(GMM)、被解释变量滞后一期和二期为工具变量的固定效应工具变量法(FE-IV)以及核心解释变量的滞后一期和二期为工具变量的工具变量两阶段最小二乘法(IV-2SLS)重新进行回归，以缓解内生性问题。表3列(1)为系统GMM估计结果，列(2)和(3)分别为以被解释变量滞后一期和二期为工具变量的固定效应回归结果，列(4)和(5)分别为以核心解释变量滞后一期和二期为工具变量的两阶段最小二乘回归结果。可以看出，不论采用动态面板还是工具变量回归，均证实与中小企业数量匹配的银行业结构对城乡收入差距具有显著的缩小作用，且在1%水平上显著。

表2 银行业结构对城乡收入差距的影响

表3 银行业结构与城乡收入差距：动态面板和工具变量回归

(四)稳健性检验

本文使用变量替换、样本再造和更换估计方法三个方面进行稳健性检验，结果见表4。在样本替换方面，本文使用中小银行从业人员占比(用“银行业结构1”表示)衡量银行业结构，重新计算银行业结构与中小企业数量的匹配，检验其对城乡收入差距的影响，如列(1)所示。样本再造方面，考虑到由于直辖市享受特殊的政策支持使其辖内中小银行和企业数量明显高于其他地区，故删除直辖市样本重新对数据进行回归，并辅以上述变量替换做进一步检验，结果见列(2)和(3)。更换估计方法方面，以银企匹配滞后一阶作为工具变量，选用双向固定效应工具变量GMM方法重新进行估计，结果如列(4)所示。综合表4各结果可以看出，银行业结构与中小企业交互项的系数始终在1%水平下显著为负，说明基准模型的估计结果具有较强的稳健性。

表4 稳健性检验：替换变量、样本再造和更换估计方法

(一)不同分位点城乡收入差距对银行业结构响应的异质性

从计量模型设计原理来看，传统线性回归模型仅关注被解释变量的均值对解释变量变化的响应，无法捕捉被解释变量整体分布的异质性特征，即无法反映在城乡收入差距不同层次上，银行业结构优化对城乡收入差距的影响程度，限制了对比分析的可行性。因此，本文采用Koenker和Bassett[56]提出的分位数回归方法进一步分析银行业结构优化对不同城乡收入差距地区的异质性影响。选择的分位数为城乡收入差距的0.1、0.3、0.5、0.7和0.9分位数，回归结果分别对应表5的(1)—(5)列。由表5可知，随着城乡收入差距分位数的增加，银行业结构与中小企业数量的交互项系数呈由小到大递增趋势。除0.1分位数的系数不显著外，其他各分位数至少在5%水平下显著，其中0.5分位数对应的估计系数通过了1%显著性水平。这表明，随着中小企业数量的增加，银行业结构优化对高城乡收入差距地区的影响大于低城乡收入差距地区，即银行业结构优化对城乡收入差距的影响具有“遇强则强”的特点，从而反映出由中小银行发展所推动的银行业结构优化对解决我国城乡之间长期过大的收入差距具有良好的性态。具体而言，我国城乡收入差距大体呈现“西部省份最高、中东部省份相对较低”的格局。由于银行业结构优化对高城乡收入差距地区的效应更大，从而使得西部地区城乡收入差距得到更大程度的缓解，有望推动东西部地区城乡收入差距的收敛，实现东中西部的均衡发展。

表5 面板分位数回归结果

(二)市场化水平、金融素养和基础设施的差异化影响

现有研究常基于东中西三大区域划分进行异质性分析。然而，除中东西区域划分之外，我国还存在“东、中、西、东北”四大经济区域及八大综合经济区⑨的划分，这充分说明我国地区发展的多样性，东中西三大区域的划分偏笼统；
但采用四大经济区或八大经济区则可能严重降低研究的样本数量，使回归结果可信度降低。综合考虑，本文转换思路，从市场化水平、金融素养和基础设施等具体方面对样本进行划分，以突破单纯区域划分的局限，从多角度多方面具体考察银行业结构缩小城乡收入差距情境变量的差异化影响。首先分别将市场化水平、金融素养和基础设施变量按取值大小从高到低排序，求各自的均值，然后按大于或小于均值分别归类到高、低组别，将中间值并入与之相邻两数中差额较小的一组，最后对各组分别进行回归，结果见表6。

表6 市场化水平、金融素养和基础设施的差异化影响

市场化水平的高低对银行业结构缩小城乡收入差距作用的差异化影响见表6列(1)(2)。在高市场化水平地区，银行业结构与中小企业数量的交互项系数为-0.092，在1%水平下通过显著性检验，说明随着中小企业数量的增加，银行业结构优化能够显著缩小城乡收入差距。对于低市场化水平地区，该作用不显著。这可能是由于市场化水平高的地区，营商环境优越，中小企业发展得到良好的支持和保护，市场在资源配置方面的基础性作用得到充分发挥。此时，中小银行发展所推动的银行业结构优化能够有效满足中小企业的融资需求。这种银企匹配度的提高，通过促进吸纳农村居民的中小企业的发展，对于增加农村居民收入产生直接影响，从而对城乡收入差距缩小有显著的积极作用。对于城市中小企业，由于劳动力市场分割，农业转移劳动力很难进入城市国有大型企事业单位[19，42]，其大多就职于地方中小企业，另有大量进城农民从事个体经济或流动经营。如前文所述，城市务工人员的一部分或者大部分收入多被用来支持在农村生活的家庭，促进农村家庭收入的提高，进而缩小城乡收入差距。当市场化水平低、上述两方面作用都无法充分发挥时，银行业结构优化对城乡收入差距的影响会减弱，甚至变得不显著。

居民金融素养的高低对银行业结构缩小城乡收入差距作用的差异化影响如表6列(3)(4)所示：在不同水平的金融素养分组中，银行业结构优化对城乡收入差距均产生了显著的负向影响，但高金融素养组别银行业结构与中小企业数量的交互项系数(-0.127)几乎是低金融素养组别(-0.067)的2倍，显示出金融素养在经济主体利用金融资源改善收入状况方面的重要作用。这得到一些学者研究的支持，如王正位等[57]的研究发现，金融素养是经济主体金融市场参与度和金融市场参与效果的重要影响因素。其中，相较于金融素养较低的家庭，金融素养高的家庭收入增长更快，金融素养对家庭收入增长率具有显著的正向影响。然而，廖理等[58]研究发现，从金融需求端看，金融素养较低的家庭对金融市场的参与意愿低，借贷意愿不强，即便迫于需要也更倾向于利用非正规渠道向亲朋好友、民间机构借贷，而不是从商业银行等正规金融机构融资；
从金融供给端看，金融素养低的家庭由于认知偏差和信用管理能力更差，较难实现财富积累，加之在信用记录和按时还款方面的表现不佳，使得银行贷款申请被拒绝的概率更大，这在一定程度上限制了银行业结构优化作用的发挥。

从表6列(5)(6)基础设施的差异化影响结果可以发现：在基础设施更加完善的分组中，银行业结构与中小企业数量的交互项系数为-0.142，且在1%水平下通过显著性检验；
但在基础设施得分低的地区，该核心变量并未通过显著性检验。这表明通讯类基础设施的完善程度对于银行业结构优化缩小城乡收入差距作用的发挥至关重要。完善的通讯基础设施有利于城乡之间的信息交流，一方面有利于农村居民及时获得务工信息，降低信息搜寻成本和减少摩擦性失业[19]，另一方面有利于农村民营企业和个体经营者及时捕捉瞬息万变的市场信息，降低因信息不对称造成的经营风险，了解市场行情，增强议价能力，提高农民收入[45]。随着乡村振兴战略的实施，基础设施的完善为城市资本到农村投资提供了便利条件，有利于投资者发掘农村有价值的资源，助力当地农民增收。

本文以新结构经济学最优金融结构理论中关于银行业结构的研究为基础，通过理论分析和实证检验银行业结构优化对城乡收入差距的作用。结果表明，随着地区中小企业数量规模的增加，以中小银行发展带来的银行业结构优化能够显著缩小城乡收入差距，内生性及稳健性检验均得出与此一致的结论。异质性分析发现，银行业结构优化对高城乡收入差距地区的影响大于低城乡收入差距地区；
市场化水平高的地区，银行业结构优化能够显著缩小城乡收入差距，低市场化水平地区影响则不显著；
金融素养的分组检验中，银行业结构优化对城乡收入差距均产生了显著负向影响，但系数差别明显，前者几乎达到后者的2倍，表明金融素养在经济主体利用金融资源改善收入状况方面的巨大差异；
与市场化水平类似，银行业结构优化对基础设施完善的地区作用显著，对基础设施仍需进一步完善的地区则无显著影响。

基于上述研究结论，本文提出如下政策建议：(1)发展中小银行的普惠金融业务，因地制宜地为不同地区农民增收提供融资渠道。(2)注重中小银行金融政策的地区差异性，针对不同省份的经济发展阶段、农村产业结构、特色农村产业，实施精准的中小银行农村金融服务政策。(3)在确保金融安全的同时，进一步放宽银行业准入限制，增加中小银行数量，优化银行业结构，构建与公有制为主体多种所有制经济共同发展基本经济制度相契合的银行业结构，充分发挥金融服务实体经济的作用，缩小城乡收入差距。(4)采取有效措施提升落后地区的市场化水平，注重保护市场机制在资源配置和价格形成中的基础性作用，减少对中小银行的不当干预。(5)加强居民金融教育，提高居民整体尤其是农村居民金融素养。营造良好的金融法治环境，打击非法金融活动，规范金融机构的业务和经营行为，通过加大宣传等途径消除家户对金融活动的心理排斥。在鼓励和支持民众金融参与的同时，降低遭受金融损失的可能性，最大限度发挥金融政策的实施效果。(6)加强对欠发达地区的基础设施投资建设，尤其是便利金融资源供给以及金融知识和信息获取的基础设施，为畅通金融服务和供给、增加金融获取途径和资源提供基础条件，进而为缩小城乡收入差距提供基础支撑。

注释：

①习近平：《扎实推动共同富裕》，载于《求是》2021年第20期，第4-8页。

②因为单从城市和农村内部看，其收入不平等程度始终维持在合理区间：城镇居民收入差别基尼系数在改革开放初期处于0.2左右水平，之后在1993—2001年逐步扩大到0.3，2002年至今基本维持在0.3～0.35；
农村居民收入差别基尼系数相对较高，但也始终未超过0.4的国际警戒线，基本维持在0.3～0.4。参见陈宗胜等著《中国居民收入分配通论：由贫穷迈向共同富裕的中国道路与经验》，格致出版社2018年版，第5页。

③具体构造方法是以四大国有商业银行之外的其他金融机构贷款余额占地区全部金融机构贷款余额的比重衡量中小金融机构的市场份额。

④2006年12月20日，《中国银行业监督管理委员会关于调整放宽农村地区银行业金融机构准入政策，更好支持社会主义新农村建设的若干意见》(银监发〔2006〕90号)。

⑤西南财经大学中国家庭金融调查研究中心和中国农业银行战略规划部联合发布的《中国农村金融发展报告2014》显示，我国家庭金融知识水平远低于欧美发达国家。我国家庭整体金融知识水平为42.0，而美国家庭知识水平为75.3，荷兰为78.8。同样值得重视的是，我国城乡居民间金融知识水平亦存在巨大的“鸿沟”：城市家庭知识水平均值为51.4，农村家庭仅为29.4。金融素养和金融知识来自对“financial literacy”的翻译，在中文文献中可互换使用。

⑥大中小型工业企业的划分标准为：从业人员(X，人)营业收入(Y，万元)。大型：X≥1 000，Y≥40 000；
中型：300≤X<1 000，2 000≤Y<40 000；
小型：20≤X<300，300≤Y<2 000；
微型：X<20，Y<300。由于国家统计局未公布各类型企业的数量，故根据不同类型企业总资产规模结合该划分标准可近似估算某地区中小微企业数量。

⑦国家统计局在2013年更改了统计口径，统一了“农村人均纯收入”和“城市人均可支配收入”，自2013年起开始使用“农村人均可支配收入”，故2008—2012年“农村人均可支配收入”的数据由“农村人均纯收入”替代。

⑧自2019年起，邮储银行纳入“大型商业银行”汇总口径(银保监会)。“工农中建交”为五大国有商业银行；
中小银行包括农村金融组织(农村商业银行、各级农村信用社、农村合作银行、村镇银行和农村互助社)、城市商业银行(包括城市信用社)、股份制商业银行。

⑨由国务院发展研究中心发展战略与区域经济研究部依据不同地区经济社会发展状况而提出的区划构想，八大综合经济区分别为东北(黑龙江、吉林、辽宁)、北部沿海(北京、天津、河北、山东)、东部沿海(上海、江苏、浙江)、南部沿海(福建、广东、海南)、黄河中游(陕西、山西、河南、内蒙古)、长江中游(湖北、湖南、江西、安徽)、西南(云南、贵州、四川、重庆、广西)、西北(甘肃、青海、宁夏、西藏、新疆)。