喬紅芳+何金麗

摘 要：基于中國(guó)1981—2011年的樣本數(shù)據(jù)，借助分位數(shù)回歸方法考察城鄉(xiāng)金融發(fā)展規(guī)模和效率差異以及其他主要因素對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，結(jié)果表明：在各分位點(diǎn)上，城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響均最強(qiáng)，勞動(dòng)生產(chǎn)率差異次之，金融發(fā)展規(guī)模和效率差異最弱。因此，金融發(fā)展規(guī)模和效率差異并不是我國(guó)當(dāng)前城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的主要因素，而固定資產(chǎn)投資和勞動(dòng)生產(chǎn)率的城鄉(xiāng)差異才是其主要成因。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距處于高分位點(diǎn)時(shí)，金融規(guī)模和效率差異的影響均不顯著；當(dāng)處于中間分位點(diǎn)時(shí)，金融效率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有顯著負(fù)影響；當(dāng)處于低分位點(diǎn)時(shí)，金融規(guī)模差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有顯著正影響。因此，縮小我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距，應(yīng)根據(jù)城鄉(xiāng)收入差距本身所處的不同分位數(shù)水平采取差異化策略。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)收入差距；金融發(fā)展規(guī)模差異；金融發(fā)展效率差異；固定資產(chǎn)投資差異；勞動(dòng)生產(chǎn)效率差異；分位數(shù)回歸

中圖分類號(hào)：F126；F224.0 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1674-8131（2014）06-0017-08

一、引言

1978年以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持快速增長(zhǎng)的同時(shí)，城鄉(xiāng)居民收入差距也逐步擴(kuò)大。城鎮(zhèn)名義人均可支配收入與農(nóng)村名義人均純收入之比由1978年的2.57∶1下降到1983年的1.82∶1低點(diǎn)后，逐步攀升至2009年的最高點(diǎn)3.33∶1，之后略微下降，2010—2012年間的城鄉(xiāng)人均收入比分別為3.23∶1、3.13∶1及3.11∶1，城鄉(xiāng)人均收入之差也連年擴(kuò)大至2012年的16 648.1元，城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大的現(xiàn)象較為突出。對(duì)此，國(guó)內(nèi)外學(xué)者的解釋很多，涉及經(jīng)濟(jì)水平、金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)特性、人力資本、體制變遷和制度變革等諸多方面（唐禮智 等，2008）。其中，金融發(fā)展被普遍認(rèn)為與收入差距的關(guān)系密切。

Greenwood等（1990）首次提出“庫茲涅茨效應(yīng)”，認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，低水平的金融發(fā)展擴(kuò)大了收入分配差距；但隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融發(fā)展水平的提升，收入差距逐漸縮小，直至收斂到均衡狀態(tài)。隨后國(guó)內(nèi)外諸多學(xué)者對(duì)該問題產(chǎn)生了很多爭(zhēng)論，按支持結(jié)論的不同可分成兩派：一派是支持金融發(fā)展擴(kuò)大了收入差距（Galor et al，1993；Banerjee et al，1993；張立軍 等，2005；樓裕勝，2008；張前程 等，2010；周才云，2010；葉志強(qiáng) 等，2011）；另一派卻認(rèn)為金融發(fā)展有助于縮小收入差距（C1arke et al，2003；溫濤 等，2005；胡宗義，2010）。

中國(guó)金融資源分布和發(fā)展水平的不均衡對(duì)城鄉(xiāng)收入差距究竟有怎樣的影響？姚耀輝（2005）、樓裕勝（2008）、張前程等（2010）、周才云（2010）使用協(xié)整和Granger因果檢驗(yàn)方法，分析認(rèn)為金融非均衡發(fā)展與收入差距間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，金融發(fā)展規(guī)模和效率非均衡在一定程度上拉大了城鄉(xiāng)收入差距，但各位學(xué)者對(duì)兩者究竟存在單向還是雙向因果關(guān)系出現(xiàn)了分歧。胡宗義（2010）利用 2007 年中國(guó)縣級(jí)截面數(shù)據(jù)，首次運(yùn)用非參數(shù)檢驗(yàn)方法證實(shí)了“庫茲涅茨效應(yīng)”的存在，認(rèn)為隨著金融深度的提高，城鄉(xiāng)收入差距逐漸縮小，在空間上城鄉(xiāng)收入不平等也逐步收斂。張鵬等（2011）利用全國(guó)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)采用OLS回歸方法分析得出了同樣的結(jié)論，強(qiáng)調(diào)農(nóng)村金融資源的匱乏阻礙了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。葉志強(qiáng)等（2011）利用省際面板數(shù)據(jù)，同時(shí)采用混合回歸、固定效應(yīng)估計(jì)和系統(tǒng)GMM估計(jì)三種方法分析發(fā)現(xiàn)：金融發(fā)展顯著地?cái)U(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，其與農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)顯著負(fù)相關(guān)，與城市居民收入增長(zhǎng)之間的相關(guān)關(guān)系卻不顯著。劉亭亭等（2011）基于 VAR 模型及協(xié)整檢驗(yàn)，同樣驗(yàn)證了金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的存在，但金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān)，金融發(fā)展效率卻與城鄉(xiāng)收入差距負(fù)相關(guān)。孫永強(qiáng)（2012）采用向量誤差修正模型構(gòu)建了城鄉(xiāng)二元分析框架，認(rèn)為在二元金融結(jié)構(gòu)條件下，外部融資度的提高將相應(yīng)的提高各部門居民的收入水平，但整體金融發(fā)展水平的提高將擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距，且其影響具有滯后性，金融城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的緩釋和城市化都有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。賀建清（2013）也使用向量誤差修正模型，以城鄉(xiāng)收入差距為被解釋變量，引入城鄉(xiāng)金融規(guī)模差異、城鄉(xiāng)金融效率差異及其他控制變量，分析表明：長(zhǎng)期內(nèi)金融規(guī)模差異擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，金融效率差異的效應(yīng)并不顯著；而短期內(nèi)金融規(guī)模差異縮小了城鄉(xiāng)收入差距，金融效率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距沒有影響。

綜上可見，已有文獻(xiàn)關(guān)于我國(guó)金融發(fā)展規(guī)模和效率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大究竟有無影響尚未取得一致的結(jié)論，而且金融發(fā)展差異對(duì)收入差距有顯著正向或負(fù)向影響的結(jié)論也基本是基于傳統(tǒng)回歸方法得出的。傳統(tǒng)回歸方法僅僅關(guān)注因變量的條件均值，旨在描述自變量取值對(duì)因變量條件均值的影響，通常假定隨機(jī)擾動(dòng)來自于零均值同方差的正態(tài)分布，但實(shí)際經(jīng)濟(jì)生活中得到的數(shù)據(jù)很難滿足這一假定條件。Koenker & Bassett（1978）提出的分位數(shù)回歸方法則無需假定隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的分布特征，通過選擇不同的分位點(diǎn)（τ），依據(jù)被解釋變量條件分位數(shù)對(duì)解釋變量進(jìn)行回歸，將不同的分位數(shù)回歸結(jié)果綜合就得到了該條件分布的完整描述。因此，與傳統(tǒng)回歸方法相比，分位數(shù)回歸能更精確地描述解釋變量對(duì)被解釋變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響。通常情況下，當(dāng)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)存在異方差或服從非正態(tài)分布時(shí)，解釋變量對(duì)不同分位數(shù)水平下被解釋變量會(huì)產(chǎn)生不同影響，此時(shí)采用分位數(shù)回歸不僅能使得到的參數(shù)估計(jì)比OLS回歸系數(shù)更穩(wěn)健，而且能更加全面地刻畫分布的特征，從而有效地捕捉分布的尾部特征。因此，本文借助分位數(shù)回歸方法，通過引入金融發(fā)展規(guī)模差異、金融發(fā)展效率差異以及其他控制變量，采用我國(guó)1981—2011年的樣本數(shù)據(jù)，對(duì)不同分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行回歸，進(jìn)而詳細(xì)地刻畫出不同分位數(shù)水平下城鄉(xiāng)收入差距受金融發(fā)展規(guī)模和效率差異及其他控制變量影響的不同及其變化過程，并與OLS回歸結(jié)果進(jìn)行比較分析，以期豐富和拓展相關(guān)研究，進(jìn)而在此基礎(chǔ)上提出縮小城鄉(xiāng)收入差距的有效措施，為未來宏觀調(diào)控政策的制定提供決策參考。

喬紅芳，何金麗：金融發(fā)展差異擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距嗎？二、變量選取、數(shù)據(jù)來源及模型構(gòu)建

衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)主要有三種：一是城鄉(xiāng)居民收入之差（周才云，2010），二是城鄉(xiāng)居民收入之比（張立軍 等，2005；姚耀輝，2005；樓裕勝，2008；唐禮智 等，2008；胡宗義，2010；張前程 等，2010；張鵬，2011；葉志強(qiáng) 等，2011；丁志國(guó)，2011；劉亭亭 等，2011），三是使用泰爾指數(shù)（賀建清，2013）。城鄉(xiāng)收入之差是一個(gè)絕對(duì)數(shù)額，其大小無法反映城鄉(xiāng)居民收入的相對(duì)變化，故本文參考大多數(shù)學(xué)者的做法，選擇城鄉(xiāng)居民收入之比來衡量收入差距的大小，并定義為GAP=城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際可支配收入農(nóng)村居民人均實(shí)際純收入。其中，城鎮(zhèn)人均實(shí)際可支配收入為名義收入通過城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入指數(shù)平減后得到，農(nóng)村人均實(shí)際純收入為名義純收入通過農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減后得到，所有數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)，可以將影響城鄉(xiāng)居民收入差距的因素分為以下幾類：

1.城鄉(xiāng)金融發(fā)展差異

城鄉(xiāng)金融發(fā)展差異主要表現(xiàn)為金融發(fā)展規(guī)模差異和金融發(fā)展效率差異，前者反映了金融資源總量上的不均衡，后者反映了金融運(yùn)行效率的不均衡。盡管貸款并不是金融資源的全部，但是基于銀行信貸在中國(guó)金融市場(chǎng)中的重要地位以及數(shù)據(jù)可得性考慮，本文仍使用貸款余額來表征金融資源的總量，并利用儲(chǔ)蓄向貸款的轉(zhuǎn)化效率來衡量金融運(yùn)行的效率。在此基礎(chǔ)上，借鑒張前程等（2010）、樓裕勝（2008）提出的衡量城鄉(xiāng)金融差異指標(biāo)的思想，對(duì)金融發(fā)展規(guī)模差異（FSR）和金融發(fā)展效率差異（FER）兩類指標(biāo)重新進(jìn)行了界定：

FSR=城市貸款余額/城市GDP農(nóng)村貸款余額/農(nóng)村GDP

FER=城市貸款余額/城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄余額農(nóng)村貸款余額/農(nóng)戶儲(chǔ)蓄余額

其中，農(nóng)村貸款余額在2008年前為農(nóng)業(yè)貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額之和，2008年及以后直接使用《中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展報(bào)告》公告的農(nóng)村貸款數(shù)據(jù)；城市貸款余額為全國(guó)金融機(jī)構(gòu)貸款余額減掉農(nóng)村貸款余額； 農(nóng)村GDP=第一產(chǎn)業(yè)增加值+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值-鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)農(nóng)業(yè)增加值；城市GDP等于全國(guó)GDP與農(nóng)村GDP之差。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)金融年鑒》《中國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)統(tǒng)計(jì)資料》及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

2.城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異

固定資產(chǎn)投資在拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、創(chuàng)造就業(yè)崗位、增加居民收入、改善人們生活條件等方面具有重要作用，城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異可能會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響。周才云（2008）使用了城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比例之差來衡量固定資產(chǎn)投資差異，本文基于兩方面的考慮對(duì)其進(jìn)行了修正：一是采用比例的相對(duì)值指標(biāo)在某種程度上優(yōu)于采用差值的絕對(duì)值指標(biāo)；二是固定資產(chǎn)投資比例的絕對(duì)差異與城鄉(xiāng)收入比計(jì)算方式上的不一致性可能導(dǎo)致較大的偏誤。于是，將城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異指標(biāo)定義為：

FAIR=城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額

其中，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

3.城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率差異

高勞動(dòng)生產(chǎn)率會(huì)引致較高的產(chǎn)出，在其他條件不變情況下，可以提高人均GDP水平和居民收入；而低勞動(dòng)生產(chǎn)率則意味著低產(chǎn)出和低人均收入，于是，城鎮(zhèn)和農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率的差異可能會(huì)為城鄉(xiāng)收入差距提供合理的解釋。周才云（2008）構(gòu)造了城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率之差這一指標(biāo)來衡量城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率差異。與固定資產(chǎn)投資差異指標(biāo)類似，本文將其修訂為城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率之比：

LER=城鎮(zhèn)勞動(dòng)生產(chǎn)率農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率

其中，城鎮(zhèn)勞動(dòng)生產(chǎn)率=城市GDP城鎮(zhèn)就業(yè)總?cè)藬?shù)，農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率=農(nóng)村GDP農(nóng)村就業(yè)總?cè)藬?shù)；城市GDP與農(nóng)村GDP采用前文公式計(jì)算，城鎮(zhèn)與農(nóng)村就業(yè)總?cè)藬?shù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

4.城鎮(zhèn)化水平

從理論上講，城鎮(zhèn)化水平越高，農(nóng)民可獲得的就業(yè)機(jī)會(huì)越多，享受和擁有的資源稟賦也越多，收入水平也會(huì)隨之不斷提升。因而，眾多經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為城鎮(zhèn)化可以有效地縮小城鄉(xiāng)收入差距。于是，本文也引入該指標(biāo)，并與唐禮智（2008）、張鵬（2011）等的處理方法一致，選擇城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬砍擎?zhèn)化水平的高低：

UR=城鎮(zhèn)人口總?cè)丝?/p>

對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，基本的回歸模型可以設(shè)定如下：

三、實(shí)證分析

1.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文利用ADF方法對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定所涉及變量的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。在5%的顯著性水平下，各變量均為非平穩(wěn)序列，但其一階差分序列均為平穩(wěn)序列。因此，上述6個(gè)變量皆為I（1）序列，故可以利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法判斷它們之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并進(jìn)一步確定變量之間協(xié)整關(guān)系的形式。

2.Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

采用最大特征根統(tǒng)計(jì)量，選擇協(xié)整等式中有截距不帶時(shí)間趨勢(shì)的形式進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。可以發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下存在3個(gè)協(xié)整等式，表明6個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，其中的一個(gè)協(xié)整方程如下：

長(zhǎng)期來看，金融發(fā)展規(guī)模差異、固定資產(chǎn)投資差異、勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有正影響，其彈性系數(shù)分別為0.285 1、1.826 0和1.031 5；但是金融發(fā)展效率差異和城鎮(zhèn)化水平則對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有負(fù)的影響，其彈性系數(shù)分別為-0.342 6和-1.086 5。通過比較可以發(fā)現(xiàn)：固定資產(chǎn)投資差異的彈性系數(shù)分別是金融發(fā)展規(guī)模和效率差異系數(shù)的6.4倍和5.3倍，勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的彈性系數(shù)亦分別是金融發(fā)展規(guī)模和效率差異系數(shù)的3.6倍和3倍。那么直觀的結(jié)論是：固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的解釋力明顯大于金融發(fā)展規(guī)模和效率差異，因此，簡(jiǎn)單地將當(dāng)前較高的城鄉(xiāng)收入差距歸因于城鄉(xiāng)金融發(fā)展的不均衡并不妥當(dāng)。此外，在城鄉(xiāng)人均收入比不斷波動(dòng)調(diào)整的過程中，城市與農(nóng)村間金融發(fā)展規(guī)模和效率差異所起的作用是否也有變化？為探究這一問題，下文將使用分位數(shù)回歸方法，詳細(xì)分析和刻畫不同水平下的城鄉(xiāng)收入差距受到各解釋變量影響的差異和變動(dòng)。

3.分位數(shù)回歸

本文采用1981—2011年中國(guó)城鄉(xiāng)收入比、城鄉(xiāng)金融發(fā)展規(guī)模差異、金融發(fā)展效率差異、固定資產(chǎn)投資差異、勞動(dòng)生產(chǎn)率差異、城鎮(zhèn)化水平的相關(guān)數(shù)據(jù)，使用Eviews 7.2軟件進(jìn)行分位數(shù)回歸，參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表3所示。

從上述回歸結(jié)果可以看到：

（1）在不同分位點(diǎn)上，各解釋變量對(duì)被解釋變量的影響方向與協(xié)整方程估算結(jié)果一致，但是部分系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上變得不再顯著。在低分位數(shù)0.2水平上，金融發(fā)展規(guī)模差異、固定資產(chǎn)投資差異、勞動(dòng)生產(chǎn)率差異三個(gè)變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距有顯著的正影響；而金融發(fā)展效率差異和城鎮(zhèn)化水平在10%的顯著水平下無法拒絕原假設(shè)，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距沒有解釋力；在中低分位數(shù)0.4水平上，除城鎮(zhèn)化水平系數(shù)不顯著之外，其余系數(shù)均在10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)；在中高分位數(shù)水平0.6上，固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)在5%水平下顯著為正，金融發(fā)展效率差異系數(shù)為負(fù)且在10%的水平下接近顯著，而包括金融發(fā)展規(guī)模差異在內(nèi)的其余系數(shù)均不顯著；在高分位數(shù)0.8水平上，只有固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異系數(shù)在5%水平下顯著為正，而金融發(fā)展規(guī)模和效率差異系數(shù)均不顯著。

（2）在不同分位點(diǎn)上，相同解釋變量對(duì)被解釋變量的影響程度呈現(xiàn)出較大差異。具體表現(xiàn)為以下幾個(gè)方面：

第一，隨著城鄉(xiāng)收入差距的分位數(shù)水平由0.2逐步增加到0.8，城鄉(xiāng)金融發(fā)展規(guī)模差異的系數(shù)變得不再顯著且越來越小。當(dāng)處于0.2分位數(shù)水平時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)在5%水平下顯著，且彈性值為0.138 7；當(dāng)處于0.4分位數(shù)水平時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)變得在10%的水平下接近顯著，而彈性值降為0.113 1；在隨后的中、中高及高分位數(shù)水平下，其系數(shù)均不再顯著，彈性值也一直下降至0.045 6。這說明：城鄉(xiāng)金融發(fā)展規(guī)模的差異只能解釋低分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距，而不能解釋高分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距。也就是說，金融資源總量上的差異只有在較小的收入差距水平下才對(duì)收入差距有較大的貢獻(xiàn)，金融發(fā)展規(guī)模差異并不是造成當(dāng)前較大城鄉(xiāng)收入差距的主要原因，這有悖于諸多文獻(xiàn)中所得出的結(jié)論。

第二，在低分位數(shù)0.2和高分位數(shù)0.8水平上，金融發(fā)展效率差異的系數(shù)較小且不顯著，但是當(dāng)處于中間分位數(shù)水平時(shí)，系數(shù)顯著為負(fù)且隨著分位數(shù)水平的提高變得越來越小。當(dāng)處于0.4分位數(shù)水平時(shí)，金融發(fā)展效率差異系數(shù)在5%水平下顯著，且彈性值為-0.133 9；當(dāng)處于0.5和0.6分位數(shù)水平時(shí)，金融發(fā)展效率差異系數(shù)在10%的水平下接近顯著，且彈性值分別降為-0.123 2和-0.120 2；而在低及高分位數(shù)水平下，其系數(shù)均不顯著，彈性值也大幅下降至-0.096 6和-0.094 1。這說明：城鄉(xiāng)金融發(fā)展效率的差異并不是影響城鄉(xiāng)收入差距的主要因素，對(duì)當(dāng)前較高水平的城鄉(xiāng)收入差距并不能提供有效的解釋。

第三，不管處于何分位數(shù)水平上，固定資產(chǎn)投資差異的系數(shù)都顯著為正，且呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢(shì)。當(dāng)處于0.2分位數(shù)水平時(shí)，固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)在1%水平下顯著，且彈性值為0.732 1；當(dāng)處于0.4分位數(shù)水平時(shí)，其系數(shù)依舊在1%水平下顯著，彈性值下降為0.575 5；當(dāng)處于0.5和0.6分位數(shù)水平時(shí)，固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)仍可以在5%的水平下顯著，其彈性值也分別下降至0.419 2和0.376 3；當(dāng)處于0.8分位數(shù)水平時(shí)，其系數(shù)在1%水平下顯著，其彈性值升至0.498 7。這說明：城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異才是影響我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距至關(guān)重要的因素。

第四，在中低分位數(shù)0.4以下和高分位數(shù)0.8水平上，勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的系數(shù)顯著為正且較為穩(wěn)定，但是當(dāng)處于中間分位數(shù)水平時(shí)，系數(shù)變得不再顯著且越來越小。當(dāng)處于0.2和0.4分位數(shù)水平時(shí)，勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的系數(shù)在10%水平下接近顯著，彈性值分別為0.224 9和0.250 3；當(dāng)處于0.5和0.6分位數(shù)水平時(shí)，系數(shù)不再顯著，且分別下降至0148 2和0.125 5；當(dāng)處于0.8分位數(shù)水平時(shí)，系數(shù)在5%水平下顯著，彈性值為0.209 1。這說明：城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)中低水平及較高水平的城鄉(xiāng)收入差距表現(xiàn)出了較強(qiáng)的解釋力，對(duì)中間分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距的解釋力較弱。

第五，隨著收入差距分位數(shù)水平的提高，城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)盡管統(tǒng)計(jì)上不顯著，但其符號(hào)卻呈現(xiàn)出先負(fù)后正再負(fù)的變化，系數(shù)絕對(duì)值則表現(xiàn)出先大幅下降后緩慢上升的變化。當(dāng)處于0.2和0.4分位數(shù)水平時(shí)，城鎮(zhèn)化水平的彈性值分別為-0.162 3和-0.081 0，這說明，只有當(dāng)收入差距較小時(shí)城鎮(zhèn)化水平的提高才會(huì)降低城鄉(xiāng)收入差距，這與經(jīng)濟(jì)理論相吻合；當(dāng)處于0.5和0.6分位數(shù)水平時(shí)，其彈性值分別為0.028 4和0.058 4，意味著城鎮(zhèn)化的推進(jìn)反而提高了收入差距，這一結(jié)論看似與經(jīng)濟(jì)理論相悖，卻恰恰反映了“以人為本”的理念在城鎮(zhèn)化過程中未得到重視；當(dāng)處于0.8分位數(shù)水平時(shí)，其彈性值僅為-0.000 3，意味著城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)緩解當(dāng)前較高城鄉(xiāng)收入差距的作用微乎其微。

（3）在相同分位點(diǎn)上，固定資產(chǎn)投資差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的解釋力最強(qiáng)，勞動(dòng)生產(chǎn)率差異的解釋力次之，金融發(fā)展規(guī)模和效率差異的解釋力最弱。當(dāng)處于 0.2分位數(shù)水平時(shí)，固定資產(chǎn)投資差異、勞動(dòng)生產(chǎn)率差異、金融發(fā)展規(guī)模差異的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均顯著，分別為0.732 1、0.224 9和0.138 7，即固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)分別是勞動(dòng)生產(chǎn)率差異系數(shù)、金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)的3.26倍和5.28倍，而勞動(dòng)生產(chǎn)率差異系數(shù)亦是金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)的1.62倍；當(dāng)處于0.4分位數(shù)水平時(shí)，固定資產(chǎn)投資差異、勞動(dòng)生產(chǎn)率差異、金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率差異的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均顯著，分別為0.575 5、0.250 3、0113 1和-0.133 9，即固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)分別是勞動(dòng)生產(chǎn)率差異、金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率差異系數(shù)的2.3倍、5.09倍和4.3倍，而勞動(dòng)生產(chǎn)率差異系數(shù)亦分別是金融發(fā)展規(guī)模和效率差異系數(shù)的2.2倍和1.87倍；當(dāng)處于0.5和0.6分位數(shù)水平時(shí)，固定資產(chǎn)投資差異與金融發(fā)展效率差異的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著，分別為0.419 2、-0.123 2和0.376 3、-0.120 2，即固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)分別是金融發(fā)展效率差異系數(shù)的3.4倍和3.13倍；當(dāng)處于0.8分位數(shù)水平時(shí)，只有固定資產(chǎn)投資差異與勞動(dòng)生產(chǎn)率差異系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著，分別為0.498 7和0.209 1，即固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)是勞動(dòng)生產(chǎn)率差異系數(shù)的2.38倍。

4. 分位數(shù)回歸與OLS回歸結(jié)果的比較

基于同樣數(shù)據(jù)，采用傳統(tǒng)OLS回歸得到表4的結(jié)果。比較表3和4可以發(fā)現(xiàn)：

第一，OLS回歸中固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響最為顯著，方向與分位數(shù)回歸結(jié)果一致，兩者的彈性系數(shù)分別是0.521 3和0.212 4，明顯高于金融發(fā)展規(guī)模差異、金融效率差異和城鎮(zhèn)化等因素。這說明金融發(fā)展差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)不及固定資產(chǎn)投資和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異那么大，且固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)也是勞動(dòng)生產(chǎn)率差異系數(shù)的2.45倍，說明了固定資產(chǎn)投資差異相對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響更為重要，這與分位數(shù)回歸得到的結(jié)論一致。

第二，OLS回歸中金融發(fā)展規(guī)模差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響在10%水平下接近顯著（P值為0.114 8）；金融發(fā)展效率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響則在5%水平下顯著，這一結(jié)論貌似與分位數(shù)回歸結(jié)果有些不同。然而按照前文分位數(shù)回歸的結(jié)論，當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距位于中高分位數(shù)水平上時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)統(tǒng)計(jì)上不顯著；當(dāng)收入差距位于0.2和0.8分位數(shù)水平之間時(shí)，金融發(fā)展效率差異系數(shù)統(tǒng)計(jì)上顯著。OLS回歸的結(jié)論恰好說明城鄉(xiāng)收入差距的總體條件均值處于中高分位數(shù)水平上，也從側(cè)面證明了隨機(jī)擾動(dòng)并不滿足正態(tài)分布的假定，采用分位數(shù)回歸得到的結(jié)果相對(duì)更穩(wěn)健。

第三，金融發(fā)展規(guī)模和效率差異的彈性系數(shù)分別是0.082 9和-0.110 3，與分位數(shù)回歸結(jié)果的方向一致；同時(shí)，城鎮(zhèn)化水平的彈性系數(shù)不顯著，方向?yàn)樨?fù)，說明城鎮(zhèn)化水平的提高有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。這些結(jié)論與分位數(shù)回歸結(jié)果相吻合。

第四，各變量的OLS回歸系數(shù)均介于不同分位數(shù)水平回歸相關(guān)系數(shù)的最大值與最小值之間，這也驗(yàn)證了分位數(shù)回歸結(jié)果的合理性。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用我國(guó)1981—2011年的數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距與金融發(fā)展差異以及其他因素的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，研究表明：（1）金融發(fā)展規(guī)模和效率差異并不是造成當(dāng)前較大城鄉(xiāng)收入差距的主要原因，固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異才是拉大我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的罪魁禍?zhǔn)祝蚁鄬?duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率差異，固定資產(chǎn)投資差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的貢獻(xiàn)更大；（2）隨著城鄉(xiāng)收入差距的不斷縮小，金融發(fā)展效率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的作用才慢慢凸顯，其作用方向?yàn)樨?fù)，且影響效力呈現(xiàn)緩慢增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)；（3）當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距位于中低及低分位數(shù)水平時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模差異才成為影響收入差距的重要因素，其彈性系數(shù)為正且隨著收入差距的縮小而不斷變大，這說明縮小金融發(fā)展規(guī)模的差異是該階段降低城鄉(xiāng)收入差距的重要舉措；（4）在相同分位點(diǎn)上，相對(duì)于金融發(fā)展規(guī)模和效率差異，固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響力更大；（5）不管處于何分位數(shù)水平上，城鎮(zhèn)化水平對(duì)收入差距的影響在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，對(duì)高分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用更是微乎其微。

鑒于以上分析和結(jié)論，縮小我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的路徑選擇，應(yīng)根據(jù)城鄉(xiāng)收入差距本身所處的不同分位數(shù)水平采取差異化策略：（1）在高分位數(shù)水平階段，最有效的措施是縮小固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異。2010年底我國(guó)城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比已經(jīng)攀升至6.64∶1，要解決城鄉(xiāng)收入差距的問題，必須縮小城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異；此外，盡管城鄉(xiāng)勞動(dòng)效率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響不如固定資產(chǎn)投資差異那么大，但仍需要不斷縮小城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率差異，以盡快縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。（2）在中低及低分位數(shù)水平階段，縮小金融發(fā)展規(guī)模差異成為縮小城鄉(xiāng)收入差距有益的補(bǔ)充措施，縮小金融發(fā)展規(guī)模差異的著力點(diǎn)在于有效地增加農(nóng)村地區(qū)金融資源總量的供給。

參考文獻(xiàn)：

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劉亭亭，劉傳哲.2011.中國(guó)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系的實(shí)證研究[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì)（2）：23-25.

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（編輯：夏 冬）

4. 分位數(shù)回歸與OLS回歸結(jié)果的比較

基于同樣數(shù)據(jù)，采用傳統(tǒng)OLS回歸得到表4的結(jié)果。比較表3和4可以發(fā)現(xiàn)：

第一，OLS回歸中固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響最為顯著，方向與分位數(shù)回歸結(jié)果一致，兩者的彈性系數(shù)分別是0.521 3和0.212 4，明顯高于金融發(fā)展規(guī)模差異、金融效率差異和城鎮(zhèn)化等因素。這說明金融發(fā)展差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)不及固定資產(chǎn)投資和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異那么大，且固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)也是勞動(dòng)生產(chǎn)率差異系數(shù)的2.45倍，說明了固定資產(chǎn)投資差異相對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響更為重要，這與分位數(shù)回歸得到的結(jié)論一致。

第二，OLS回歸中金融發(fā)展規(guī)模差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響在10%水平下接近顯著（P值為0.114 8）；金融發(fā)展效率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響則在5%水平下顯著，這一結(jié)論貌似與分位數(shù)回歸結(jié)果有些不同。然而按照前文分位數(shù)回歸的結(jié)論，當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距位于中高分位數(shù)水平上時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)統(tǒng)計(jì)上不顯著；當(dāng)收入差距位于0.2和0.8分位數(shù)水平之間時(shí)，金融發(fā)展效率差異系數(shù)統(tǒng)計(jì)上顯著。OLS回歸的結(jié)論恰好說明城鄉(xiāng)收入差距的總體條件均值處于中高分位數(shù)水平上，也從側(cè)面證明了隨機(jī)擾動(dòng)并不滿足正態(tài)分布的假定，采用分位數(shù)回歸得到的結(jié)果相對(duì)更穩(wěn)健。

第三，金融發(fā)展規(guī)模和效率差異的彈性系數(shù)分別是0.082 9和-0.110 3，與分位數(shù)回歸結(jié)果的方向一致；同時(shí)，城鎮(zhèn)化水平的彈性系數(shù)不顯著，方向?yàn)樨?fù)，說明城鎮(zhèn)化水平的提高有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。這些結(jié)論與分位數(shù)回歸結(jié)果相吻合。

第四，各變量的OLS回歸系數(shù)均介于不同分位數(shù)水平回歸相關(guān)系數(shù)的最大值與最小值之間，這也驗(yàn)證了分位數(shù)回歸結(jié)果的合理性。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用我國(guó)1981—2011年的數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距與金融發(fā)展差異以及其他因素的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，研究表明：（1）金融發(fā)展規(guī)模和效率差異并不是造成當(dāng)前較大城鄉(xiāng)收入差距的主要原因，固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異才是拉大我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的罪魁禍?zhǔn)?，且相?duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率差異，固定資產(chǎn)投資差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的貢獻(xiàn)更大；（2）隨著城鄉(xiāng)收入差距的不斷縮小，金融發(fā)展效率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的作用才慢慢凸顯，其作用方向?yàn)樨?fù)，且影響效力呈現(xiàn)緩慢增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)；（3）當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距位于中低及低分位數(shù)水平時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模差異才成為影響收入差距的重要因素，其彈性系數(shù)為正且隨著收入差距的縮小而不斷變大，這說明縮小金融發(fā)展規(guī)模的差異是該階段降低城鄉(xiāng)收入差距的重要舉措；（4）在相同分位點(diǎn)上，相對(duì)于金融發(fā)展規(guī)模和效率差異，固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響力更大；（5）不管處于何分位數(shù)水平上，城鎮(zhèn)化水平對(duì)收入差距的影響在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，對(duì)高分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用更是微乎其微。

鑒于以上分析和結(jié)論，縮小我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的路徑選擇，應(yīng)根據(jù)城鄉(xiāng)收入差距本身所處的不同分位數(shù)水平采取差異化策略：（1）在高分位數(shù)水平階段，最有效的措施是縮小固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異。2010年底我國(guó)城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比已經(jīng)攀升至6.64∶1，要解決城鄉(xiāng)收入差距的問題，必須縮小城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異；此外，盡管城鄉(xiāng)勞動(dòng)效率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響不如固定資產(chǎn)投資差異那么大，但仍需要不斷縮小城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率差異，以盡快縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。（2）在中低及低分位數(shù)水平階段，縮小金融發(fā)展規(guī)模差異成為縮小城鄉(xiāng)收入差距有益的補(bǔ)充措施，縮小金融發(fā)展規(guī)模差異的著力點(diǎn)在于有效地增加農(nóng)村地區(qū)金融資源總量的供給。

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（編輯：夏 冬）

4. 分位數(shù)回歸與OLS回歸結(jié)果的比較

基于同樣數(shù)據(jù)，采用傳統(tǒng)OLS回歸得到表4的結(jié)果。比較表3和4可以發(fā)現(xiàn)：

第一，OLS回歸中固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響最為顯著，方向與分位數(shù)回歸結(jié)果一致，兩者的彈性系數(shù)分別是0.521 3和0.212 4，明顯高于金融發(fā)展規(guī)模差異、金融效率差異和城鎮(zhèn)化等因素。這說明金融發(fā)展差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)不及固定資產(chǎn)投資和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異那么大，且固定資產(chǎn)投資差異系數(shù)也是勞動(dòng)生產(chǎn)率差異系數(shù)的2.45倍，說明了固定資產(chǎn)投資差異相對(duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響更為重要，這與分位數(shù)回歸得到的結(jié)論一致。

第二，OLS回歸中金融發(fā)展規(guī)模差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響在10%水平下接近顯著（P值為0.114 8）；金融發(fā)展效率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響則在5%水平下顯著，這一結(jié)論貌似與分位數(shù)回歸結(jié)果有些不同。然而按照前文分位數(shù)回歸的結(jié)論，當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距位于中高分位數(shù)水平上時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模差異系數(shù)統(tǒng)計(jì)上不顯著；當(dāng)收入差距位于0.2和0.8分位數(shù)水平之間時(shí)，金融發(fā)展效率差異系數(shù)統(tǒng)計(jì)上顯著。OLS回歸的結(jié)論恰好說明城鄉(xiāng)收入差距的總體條件均值處于中高分位數(shù)水平上，也從側(cè)面證明了隨機(jī)擾動(dòng)并不滿足正態(tài)分布的假定，采用分位數(shù)回歸得到的結(jié)果相對(duì)更穩(wěn)健。

第三，金融發(fā)展規(guī)模和效率差異的彈性系數(shù)分別是0.082 9和-0.110 3，與分位數(shù)回歸結(jié)果的方向一致；同時(shí)，城鎮(zhèn)化水平的彈性系數(shù)不顯著，方向?yàn)樨?fù)，說明城鎮(zhèn)化水平的提高有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。這些結(jié)論與分位數(shù)回歸結(jié)果相吻合。

第四，各變量的OLS回歸系數(shù)均介于不同分位數(shù)水平回歸相關(guān)系數(shù)的最大值與最小值之間，這也驗(yàn)證了分位數(shù)回歸結(jié)果的合理性。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用我國(guó)1981—2011年的數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距與金融發(fā)展差異以及其他因素的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，研究表明：（1）金融發(fā)展規(guī)模和效率差異并不是造成當(dāng)前較大城鄉(xiāng)收入差距的主要原因，固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異才是拉大我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的罪魁禍?zhǔn)?，且相?duì)于勞動(dòng)生產(chǎn)率差異，固定資產(chǎn)投資差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的貢獻(xiàn)更大；（2）隨著城鄉(xiāng)收入差距的不斷縮小，金融發(fā)展效率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的作用才慢慢凸顯，其作用方向?yàn)樨?fù)，且影響效力呈現(xiàn)緩慢增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)；（3）當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距位于中低及低分位數(shù)水平時(shí)，金融發(fā)展規(guī)模差異才成為影響收入差距的重要因素，其彈性系數(shù)為正且隨著收入差距的縮小而不斷變大，這說明縮小金融發(fā)展規(guī)模的差異是該階段降低城鄉(xiāng)收入差距的重要舉措；（4）在相同分位點(diǎn)上，相對(duì)于金融發(fā)展規(guī)模和效率差異，固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響力更大；（5）不管處于何分位數(shù)水平上，城鎮(zhèn)化水平對(duì)收入差距的影響在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，對(duì)高分位數(shù)水平的城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用更是微乎其微。

鑒于以上分析和結(jié)論，縮小我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的路徑選擇，應(yīng)根據(jù)城鄉(xiāng)收入差距本身所處的不同分位數(shù)水平采取差異化策略：（1）在高分位數(shù)水平階段，最有效的措施是縮小固定資產(chǎn)投資差異和勞動(dòng)生產(chǎn)率差異。2010年底我國(guó)城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資比已經(jīng)攀升至6.64∶1，要解決城鄉(xiāng)收入差距的問題，必須縮小城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資差異；此外，盡管城鄉(xiāng)勞動(dòng)效率差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響不如固定資產(chǎn)投資差異那么大，但仍需要不斷縮小城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率差異，以盡快縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。（2）在中低及低分位數(shù)水平階段，縮小金融發(fā)展規(guī)模差異成為縮小城鄉(xiāng)收入差距有益的補(bǔ)充措施，縮小金融發(fā)展規(guī)模差異的著力點(diǎn)在于有效地增加農(nóng)村地區(qū)金融資源總量的供給。

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（編輯：夏 冬）