城乡金融发展梯度差异对农村居民收入的效应研究

陈昱燃 张桥云 贺瑶

摘 要：文章针对金融发展理论中，对“城市金融发展”的外溢性金融行为重视不够的现实，基于“城市金融发展”与“农村金融发展”的双重视角，运用2003—2021年省级面板数据，探究城乡金融发展梯度差异对农村居民收入的影响。研究发现：（1）基准模型回归中，城市金融发展比农村金融发展更有利于提高农村居民收入。（2）门槛效应研究发现，以城市吸纳劳动力数量（Labor）作为门槛变量时存在单一门槛，当低于门槛值时，农村金融发展更有利于提高农村居民收入。当高于门槛值时，城市金融发展更有利于提高农村居民收入；以经济发展（PGDP）作为门槛变量时存在双重门槛，当低于第一门槛值时，农村金融发展更有利于提高农村居民收入。当高于第一门槛值低于第二门槛值时，城市金融发展更有利于提高农村居民收入。当高于第二门槛值时，农村金融发展更有利于提高农村居民收入。（3）空间效应分析发现，从全国层面上看，周边地区的城市金融发展有助于提高本地区农村居民收入；分区域看，在中部和西部地区，周边地区城市金融发展均有助于提高本地区农村居民收入。为此，应推动城市金融发展并且坚持农村金融发展，最终实现“共同富裕”的发展目标。

关键词：城乡金融发展 城市金融发展 农村金融发展 农村居民收入

DOI：10.19592/j.cnki.scje.401367

JEL分类號：D31，E44，O11   中图分类号：F832

文献标识码：A   文章编号：1000 - 6249（2024）02 - 079 - 18

一、问题的提出

作为一个正在全面转型，但仍将长期处于社会主义初级阶段的发展中小农大国，“三农”问题关系经济社会发展的全局，而农民问题是“三农”问题的核心（熊德平、陈昱燃，2020）。关于城乡金融发展与农村居民收入之间的关系已经得到众多学者的关注和研究，但这些研究更多的是探究农村金融发展与农村居民收入之间的关系（Patrick，1966；Jappeli and Pagano，1989；温涛等，2005；许崇正、高希武，2005；冉光和等，2008；余新平等，2010；kumar et al.， 2013；Ranjbar and Rassekh，2017；玉国华，2021；涂爽等，2022），较少基于中国整体的金融发展状况探究金融发展与农村居民收入之间的关系（沈坤荣、张成，2004；王虎、范从来，2006；胡帮勇、张兵，2011；卢立香、陈华；2011；杨友才，2014）。而温涛等（2005）认为，金融是内生于经济发展战略的，改革开放以来的中国农村改革是在没有触动整个经济、金融体制下的政府主导下的渐进式改革，因此，农村金融发展对农村居民收入增长的影响效果微弱，并成为国家控制下向城市工业发展输送农村经济资源的管道。张海鹏（2019）指出，新中国成立以来，中国城乡关系中存在诸多问题，城乡二元经济结构相当尖锐， 城乡要素合理流动的机制尚未建立， 农村金融发展依然更多的是为城市金融发展做贡献，尽管党的十八大以来， 推动城乡一体化发展成为党和国家工作的重心之一，但改革具有渐进性，未来仍有很长的路要走。因此，作者认为，对城乡金融发展的研究首先需要将其明确区分为城市金融发展与农村金融发展，但回顾相关文献可以发现，部分学者虽然以“城乡金融发展”为题，但事实上更多的是探究二元经济结构视角下的城乡金融发展面临的外部环境差异或是政策差异（李树、鲁钊阳，2014；王冬吾，2015；景普秋等，2021），并未真正将城乡金融发展区分为城市金融发展与农村金融发展并置于单独的逻辑框架下进行研究。

而梯度发展理论1认为，区域经济发展已形成了经济发达区和落后区（即核心区与边缘区），这些区域经济发展水平出现了差异，形成了经济梯度，可以试图利用发达地区的优势，借助其扩散效应，帮助缩小区域间的经济差异（吉尔克，2016）。李秀敏、赵晓旭（2008）认为，城镇化会导致城市生态圈的扩散，扩散可以划分为近域扩散与远域扩散，近域扩散会吸纳周围农村以及郊区的土地、人口与金融资源，将其变为城市的土地、人口与金融资源，远域扩散会导致基础设施以及金融资源等向外扩散，增加农村地区发展规模与发展质量，而无论近域扩散还是远域扩散，均有助于农村居民收入的增长。鲁钊阳等（2012）认为，要想破解金融发展非均衡的难题，必须实施“工业反哺农业、城市反哺农村”的城乡协调发展战略，并且要加强城市金融系统与农村金融系统之间的良性循环，共同促进农村居民收入增长。程莉、周宗社（2014）发现，随着金融资源在中心城市中的集聚区域不断扩大，人们的主观意愿以及对高收入的需求，必定导致农村地区的劳动力自发涌向城市，会带动周边地区中小城市的发展，此时，城市地区的金融发展更有助于提高农村居民收入水平。此外，党中央的政策措施同样为城乡金融发展指明了方向，2021年6月10日，党中央、国务院印发《关于支持浙江高质量发展建设共同富裕示范区的意见》，意见紧扣推动共同富裕，深入探索破解城乡二元结构问题的可行办法，健全城乡融合发展的体制机制，鼓励先富带动后富，提高人民生活水平。这些研究都在表明，城乡金融发展存在梯度差异，并且部分地区可能存在城市金融发展对农村居民收入影响的作用效果要强于农村金融发展的现象。

已有研究为本文提供了借鉴与参考，但同样可以发现，学者关注点多集中在农村金融发展如何影响农村居民收入增长，即农村金融发展的“直接普惠”效应，而对城市金融发展辐射带动影响农村居民收入增长的外溢性“普惠”效应关注度不够，即忽视了城市金融发展的“间接普惠”效应。因此，本文的边际贡献可能在以下三个方面：（1）从理论层面剖析了城乡金融发展梯度差异对农村居民收入影响的作用机制，为“直接普惠”效应与“间接普惠”效应的概念提出以及作用效果检验提供依据；（2）从实证的角度更加精准地探究了城市金融发展与农村金融发展对本地区以及周边地区农村居民收入影响的差异；（3）丰富了现有的普惠金融发展理论，为研究城乡金融发展与农村居民收入提供了新视角。

余下的结构安排如下，第二部分为理论机制与研究假说，第三部分为实证检验与结果分析，第四部分为结论与政策建议。

二、理论机制与研究假说

（一）城乡金融发展与农村居民收入的制度分析

新中国成立至改革开放初期（1949年—1978年）。中国的基本国情决定实现农民收入增长应该成为城乡金融发展的重要目标，但基于严峻的国际政治形势，新中国成立初期，国家整体发展战略主要以牺牲经济效率为代价，大力发展城市重工业，以求可以独立对抗外部威胁，因此，该阶段农村金融发展必须服从国家整体经济发展战略，并成为国家控制下向城市工业发展输送农村经济资源的管道（温涛等，2005）。

改革开放初期至21世纪初期（1978年—2000年）。中国农村进行了一系列的改革，改革是在未触动已有的国家经济体制下进行，且取得一定成功。但随后在持续推进市场化经济的过程中，农村金融改革逐步转化为面向城市和工业发展的金融改革，政府试图通过金融发展引导资金流向，使资金流入国有经济。事实上，这种发展方式并没有产生内生于农村经济发展的金融并且农村居民收入增长也未成为政府发展的重要目标，但整体上看，农村居民收入水平整体上呈现增长的发展态势。

21世纪初期（2000年—2010年）。伴随亚洲金融危机的爆发以及中国融入全球化进程的加快，维护金融稳定，保障金融安全成为政府关注的重点。为规避金融风险，金融机构不断提高金融服务的门槛，并且伴随商业银行股份制改革，金融机构逐渐暴露出“嫌贫爱富”的本性，考虑到农村地区金融服务成本高等现实情况以及为实现利润最大化的目标，部分金融机构逐步退出农村地区，因此，这一时期金融发展很难实现农民增收，但整体上看，农村居民收入依然在增长。

近十年来（2010年—）。国家更加侧重于从微观层面推进农村金融改革，削弱政府行政手段对农村金融市场的干预，不断提高农村金融市场的商业化、市场化程度，如出台《关于全面推进农村金融产品和服务方式创新的指导意见》（银发〔2010〕198号）等政策。这一时期，小额信贷、普惠金融等新型金融发展模式不断深化，微观层面的金融改革初见成效。此外，在正确把握中国当前贫困状况的前提下，在2020年“十三五”规划的收官之年，中国彻底实现了现行贫困标准下，农村贫困人口的全部脱贫的伟大目标，这一时期金融发展实现了农村居民收入增长的目标。

（二）城乡金融发展与农村居民收入的理论分析

金融集聚理论认为，城乡之间的金融发展是非均衡与不同步的，且米尔顿·弗里德曼（Milton Friedmann，1966）的“核心—边缘”模型以及冈纳·缪尔达尔（Gurmar Myrdal，1957）的“回波—扩散”效应指出，金融发展就是金融资源向城市地区聚集而向农村地区扩散的过程。具体来说，金融发展的萌芽阶段，整个经济收入主要来自传统的农业耕作，工业并未出现明显的发展；金融发展的前期，资本得到原始积累，伴随相关产业政策的扶持，城市工业经济发展迅速，金融资源开始向城市集聚，而农村地区发展停滞；金融发展的中期，伴随基础设施的完善，经济增速较快，城市地区金融资源集聚区域不断扩大，金融资源在城市已经达到饱和，开始向农村地区扩散；金融发展的后期，城乡二元经济结构完成向一元经济结构的过渡与转换，金融资源在城乡之间自由流动。

需要说明的是，中国的金融发展问题源于中国特殊的基本国情以及所处时段的宏观政策，其特殊性表现在发达而有力的上层结构，流动性强且分散化的下层结构（林毅夫等，2003；宋平等，2017；曾康霖，2019，杨洁等，2021），因此，金融发展作为一种动态的过程，其阶段划分也有许多不同的标准，可以按照金融规模的总量对金融发展的阶段进行划分，也可按照一些历史大事件或者政策变革来对其进行阶段划分，还可以在固定的时间段内对其进行划分（俞立平，2012）。考虑到数据的可得性，作者理论假说部分提到的金融发展前期、中期和后期仅针对样本区间而言。

作者认为，金融发展前期，金融资源开始向城市集聚，城市地区的金融发展速度与规模要高于农村地区，该阶段城市金融发展主要为了满足城市居民的需要，“外溢性”普惠行为并不明显，而定向的农村金融发展更能促进农村居民收入增长。故提出如下假说：

H1：金融发展初期，农村金融发展比城市金融发展更能促进农村居民收入增长。

金融发展中期，城市化进程不断加快，金融资源在城市中的集聚区域不断扩大，根据人们的主观意愿以及对高收入的需求，必定导致农村地区的劳动力自发涌向城市，并且城市金融发展可能会汲取农村地区的人口红利，但同时也会促进农村居民收入的提高（程莉、周宗社，2014；李展、崔雪，2022）。在發展过程中，会产生新的产业集聚中心，在空间上形成大、中、小城市协调发展的城市层级结构，这一时期，城市金融发挥的辐射效应显著，有力带动了农村地区经济发展，实现了农村居民收入增长（张浩然，2014），一个很好的例子是国家支持浙江高质量发展建设共同富裕示范区。故提出如下假说：

H2：金融发展中期，城市金融发展与农村金融发展均有助于提高农村居民收入，但城市金融的作用效果更强。

金融发展后期，城市金融发展趋于饱和，金融资源开始向周边农村地区扩散。整个扩散过程可细分为近域扩散与远域扩散，近域扩散会吸纳周围农村以及郊区的各类资源，将其转化为城市资源；远域扩散会导致城市的基础设施以及人口资源等向外扩散，实现真正意义上的金融发展。故提出如下假说：

H3：金融发展后期，城市金融发展与农村金融发展均有助于提高农村居民收入，但城市金融发展的作用效果逐渐减弱，农村金融发展的作用效果逐渐增强，最后两者的作用效果相同。

基于以上分析，重点考虑现有研究忽视的“间接普惠”效应，作者认为城市金融发展发挥“间接普惠”功能的作用途径主要有两条，分别是以劳动力转移为媒介与以经济发展为媒介。

一是以劳动力转移为媒介。在金融资源既定的状态下，由于城市地区的边际劳动报酬高于农村地区，且受城市基础设施建设与企业资本扩张的影响，农村地区的劳动力便会因为城乡工资差异而不断地流入城市生产部门，而劳动力转移的过程也是农村居民收入提高的过程（程名望等，2006；葛永波等，2020；颜色等，2022）。在劳动力转移的过程中，同样伴随着金融资源的流动，金融资源自发地流向城市地区可以加快城市地区的产业结构升级，进一步带动农村劳动力的转移，此外，由于城市基础设施建设相对完善，以及受到政府经济政策的影响，城市地区拥有更多的资源优势，因此，会导致农村居民收入持续增长（田新民等，2009，陈昱燃、熊德平，2021）。

二是以经济发展为媒介。金融兴则经济兴，伴随城乡一体化进程的加快，城市金融发展带动各项产业结构的转型与升级，促进整体经济发展水平的提高，而经济水平的提高使得政府有能力将更多的资金定向精准地投向农村等偏远落后地区，促进农村居民收入的提高（葛永波等，2020），此外，经济发展能有效推动产业结构升级，实现对落后产能的淘汰，并且可以提供更具有技术含量的工作岗位，这就要求农民在“干中学”过程中提升技能和知识水平，使农民有能力对自己进行人力资本投资，有利于提高自身收入水平（刘来会、安素霞，2020），进一步增强间接普惠金融的外溢性效果。故提出如下假说：

H4：城市金融发展以劳动力转移为渠道，间接提高农村居民收入。

H5：城市金融发展以经济发展为渠道，间接提高农村居民收入。

三、实证检验与结果分析

（一）数据来源与说明

考虑到数据的可得性以及为保证实证结果的准确性，全部数据的样本区间选定2003—2021年，数据来源于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、《中国农村统计年鉴》、各省（市、区）的统计年鉴、中经网统计数据库、EPS数据库以及Wind数据库。

（二）基准模型構建

1.模型构建

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

其中，Income表示农村居民收入，Rates表示城市金融发展与农村金融发展的比值即城乡金融发展相对重要性，其中城市金融发展（Urfinc）=[城市金融贷款省（市、区）GDP]，农村金融发展（Rufinc）=[涉农贷款省（市、区）GDP]，Controls表示控制变量，借鉴张立军、湛泳（2006），熊德平、陈昱燃（2020），陈朴等（2021），吕冰洋、陈怡心（2022）等研究成果，对模型进行进一步优化，从产业结构、政府干预与投资的角度，选取包括一般财政预算收入（Budget）、城市吸纳劳动力数量（Labor）、固定资产投资（Asset）、第二产业占比（Secondary）、第三产业占比（Tertiary）、城镇化率（Urban）、对外依存度（Foreign）作为控制变量。

需要说明的是，一是作者使用贷款数据而不使用存款数据或者存款与贷款总和数据作为衡量金融发展的指标是因为，本文中的金融发展重点关注金融机构对资金的使用以及拨付，农村居民获取金融资源的主要来源在于金融机构的贷款；二是虽然国家对“三农”领域存在政策扶持，导致涉农贷款的政策性很强，但陈治（2010），尹志超等（2014），董玄等（2016）等认为农村金融发展的主要目的在于服务“三农”，而涉农贷款的使用在农村金融支持“三农”发展中承担着最重要的角色，因此，涉农贷款能够最真实地反映农村金融发展；三是本文的研究重点在于考察城市金融发展和农村金融发展对农村居民收入影响的作用大小差异，且为保证城乡金融发展相对重要性数据为正，因此，取其比值加1并取对数作为核心解释变量；四是由于部分省份（市、区）某年存在样本缺失值，作者采用插值法将其补全；五是中国国家统计局于在2014年正式用农民人均可支配收入替代农民人均纯收入，二者的主要区别甚微1，因此，作者在2003年至2013年采用农民人均纯收入衡量农村居民收入，而2014年至2021年采用农民人均可支配收入衡量农村居民收入。

2.结果分析

（1）描述性统计。

描述性统计结果如表1所示，需要说明的是，表1中“/”代表数据直接来自统计年鉴、中经网统计数据库、EPS数据库以及Wind数据库，无需对其进行处理或加工。

（2）基准模型分析。

采用2003年至2021年全国省级面板数据，通过逐步加入控制变量，建立城乡金融发展相对重要性对农村居民收入影响的基准回归模型，可以看出，城乡金融发展相对重要性的系数显著为正，即城市金融发展比农村金融发展更能促进农村居民收入增长，验证假说H2。

（三）门槛效应检验

农村居民收入很大程度上受经济发展的影响（陈昱燃、熊德平，2021；杨洁等，2021）， 而城乡金融发展过程中，劳动力的流动又可带来人口数量与价格红利（丁志国等，2012；张成思、刘贯春，2018）。基于此，以城市吸纳劳动力数量（Labor）与经济发展（PGDP）作为门槛变量，以解释城乡金融发展相对重要性对农村居民收入影响的门槛效应。

1.模型构建

（1）以城市吸纳劳动力数量（Labor）作为门槛变量：

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

（2）以经济发展（PGDP）为门槛变量：

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

其中，Rates表示城乡金融发展相对重要性，γ1表示城市吸纳劳动力数量的门槛值，θ1与θ2表示经济发展的门槛值。

2.结果分析

门槛效应检验的回归结果如表5所示。在模型（1）中建立门槛变量为城市吸纳劳动力数量（Labor）的单门槛回归，门槛值为5.5969（如表3所示）。可以看出，当低于门槛值时，城乡金融发展相对重要性与农村居民收入之间存在显著的负向关系，表明农村金融发展比城市金融发展更能提高农村居民收入。当跨越门槛值，城乡金融发展相对重要性与农村居民收入之间存在显著的正向关系，表明城市金融发展比农村金融发展更能提高农村居民收入。作者认为，当城市吸纳劳动力低于门槛值时，更多的劳动力在农村，此时发展农村金融可以带动农村基础设施建设，为农村居民提供更多的就业岗位，实现农村居民收入增长。当跨越门槛值时，城市吸纳劳动力能力增强，且由于城市边际劳动报酬高于农村地区，导致农村富余的劳动力自发转移至城市，农村居民收入提高。验证假说H1、H2。

在模型（2）中建立门槛变量为经济发展（PGDP）的双门槛回归，门槛值分别为10.3549与11.3014（如表4所示）。可以看出，当小于第一个门槛值时，城市金融发展比农村金融发展更能促进农村居民收入增长，当处于第一个门槛值与第二个门槛值之间时，农村金融发展更能提高农村居民收入，当跨越第二个门槛值时，城市金融发展比农村金融发展更能提高农村居民收入。作者认为原因在于，当小于第一个门槛值时，全社会经济发展水平都比较低，农村地区基础设施薄弱，即使各种生产条件均在不断优化，但农村地区生产力依然低下，金融资源无法得到合理充分利用，虽然农村金融发展可以提高农村居民收入，但效果并不明显。而此时城市地区生产能力强，技术水平高，金融资源可以被很好地吸收与利用，并且劳动力需求旺盛。因此，与农村金融发展相比，城市金融发展更能提高农村居民收入。当处于第一个门槛值与第二个门槛值之间时，农村地区基础设施已经趋于完善，并且伴随国家方针政策的出台，农村地区有能力吸收与利用农村金融发展资源，推动农村居民收入提高：当跨越第二个门槛值时，单纯的金融定向支持农村落后地区的发展作用效果不明显，需要采取“先富”带动“后富”的发展模式，如中国的江苏、浙江等地区以及国家在浙江建立共同富裕示范区就是为了实现“全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展”的目标。验证假说H3。

（四）空间模型

1.模型构建

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

其中，W為空间经济距离矩阵，Pi（i=1、2、3）表示空间项系数，Controls为控制变量，主要包括城市固定资产投资数量（Asset）、一般财政预算收入（Budget）、第二产业占比（Secondary）、第三产业占比（Tertiary）、城镇化率（Urban）与对外依存度（Foreign）。

2.结果分析

采用空间经济距离矩阵，利用MoranI（莫兰指数）探究城市金融发展和农村金融发展对农村居民收入的影响。可以发现，从全国整体来看，本地区城乡金融发展相对重要性与本地区农村居民收入之间存在较强的空间相关性，周边地区城乡金融发展相对重要性与本地区农村居民收入之间存在较强的空间相关性且作用效果更强烈。根据LR检验和Wald检验的结果将此模型确定为空间杜宾模型（SDM）。进一步将中国划分为东、中、西部地区1进行分区域异质性空间回归，回归结果见表6。

分区域来看，重点关注周边地区城乡金融发展相对重要性与本地区农村居民收入的空间相关性，可以看出，在中、西部地区，城乡金融发展相对重要性的系数显著为正，表明周边地区的城乡金融发展相对重要性对经济距离相近区域的农村居民收入存在较强的正向影响，进一步说明周边地区城市金融发展相比于农村金融发展更能促进本地区农村居民收入水平的提高，作者认为中部和西部地区的城乡经济、金融的发展仍存在较大空间，城市金融发展可以推动城市化进程，带动农村劳动力向城市转移，促进本地区农村居民收入增长。

由于表6空间滞后项系数显著不为零，采用空间杜宾模型度量溢出效应会存在系统性误差（李延军等，2018），为此，进一步做空间溢出效应分解。从表7空间溢出效应分解的结果可以发现，在全国层面上，长期来看，本地区城乡金融发展相对重要性对本地区农村居民收入的空间溢出效应不显著，而周边地区的城乡金融发展相对重要性对本地区的农村居民收入存在正向的空间溢出效应。分区域看，在中部和西部地区，本地区城乡金融发展相对重要性对本地区农村居民收入存在正向的空间溢出效应，而在东部地区，本地区城乡金融发展相对重要性对本地区农村居民收入不存在空间溢出效应；在中部和西部地区，周边地区城乡金融发展相对重要性对本地区的农村居民收入存在正向的空间溢出效应，而在东部地区，周边地区城乡金融发展的相对重要性对本地区的农村居民收入不存在空间溢出效应。

（五）机制分析

为探究城乡金融发展对农村居民收入影响的作用机制，作者构建如下模型进行机制分析。需要说明的是对于作用机制检验，学术界多参考温忠麟、叶宝娟（2014）的中介效应“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（王伟同、周佳音，2019；江艇，2022），因此，作者借鉴江艇（2022）的做法，进行作用机制分析。故构建如下模型：

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

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

其中，controls為控制变量组，具体变量含义同基准回归模型（1）。

根据表8的结果可知，一是城市金融发展对劳动力转移具有显著的正向影响，即城市金融发展显著提升了劳动力转移数量（Labor），二是城市金融发展对经济增长具有显著的正向影响，即城市金融发展显著提升了经济发展水平（PGDP），因此，两种作用机制均存在，验证H4、H5。

（六）稳健性检验

1.双重差分检验（DID）

为保证实证结果的准确性以及为了更加稳健地评估城市金融发展是否对农村居民收入具有促进作用，借鉴赵涛等（2020）的研究方法，本文拟将“金融和科技结合试点”1作为外生政策冲击，并以双重差分（DID）方法评估这一现实问题。需要说明的是，选取“金融和科技结合试点”作为外生政策冲击的原因在于，高科技公司以及科技金融基础设施多位于城市地区，并且科技与金融的发展多以发达的城市地区为主，具体模型设定如下：

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

其中treat代表政策发生试点的虚拟变量，period代表政策发生时间的虚拟变量，treat*period代表交互项，即政策效应，controls代表控制变量。

双重差分法使用前需要进行平行趋势检验，即需要满足在没有科技和金融结合试点方案实施的情况下，试点地区与非试点地区农民收入增长的变动趋势是一致的。实验结果如图1所示，可以看出，在2011年政策发生之前农民收入增长对应的系数没有通过显著性检验，但政策实施后农民收入增长对应的系数通过显著性检验。

通过平行趋势检验后，作者通过加入控制变量对政策实施时间和试点交叉项进行分析，结果见表9的（1）与（2），可以看出，模型（1）中交叉项系数显著为正，表明实施金融与科技结合试点的政策对农民收入增长具有显著的正向影响，加入控制变量后，模型（2）交叉项系数显著依然显著为正，表明了回归结果的稳健性。

在此基础上，进一步进行安慰剂检验，以保证实证结果的准确性，参考林毅夫等（2020），尹志超等（2020），林钟高、刘文庆（2022）的研究成果，作者将政策时间发生时点提前一期然后进行分析，结果见表9的（3）、（4），可以看出，模型（3）与模型（4）中的交叉项系数不显著，表明已有研究结论的稳健性1。

2.工具变量法

实证过程中，严重的内生性问题将导致回归估计结果有偏差或者非一致。内生性问题的主要来源有遗漏变量偏误、双向因果与样本选择偏差，其中固定效应可以解决不随时间量变化的遗漏变量和估计偏误问题，工具变量两阶段最小二乘可以解决双向因果问题以及Heckman检验可以解决样本选择偏差问题。

为降低偏误，保证研究结果的准确，作者首先在模型中采用双固定效应模型进行回归，解决遗漏变量导致的内生性问题。其次，作者借鉴孙传旺等（2019）的做法采用工具变量法展开研究，即将核心解释变量城乡金融发展相对重要性（Rates）滞后一期作为工具变量进行两阶段最小二乘回归，结果如表10所示，可以看出，所得结论依然稳健。最后，作者采用严格意义上的Heckman两阶段方法检验可能由于样本选择偏差带来的内生性问题，其中第一阶段核心解释变量城乡金融发展相对重要性（Rates）系数显著为正，第二阶段核心解释变量城乡金融发展相对重要性（Rates）与imr系数同样显著，因此，模型不存在样本选择偏差问题1。

四、结论与政策建议

（一）研究结论

一是基准模型回归中，城市金融发展比农村金融发展更有利于提高农村居民收入。二是门槛效应研究时发现，以城市吸纳劳动力数量（Labor）作为门槛变量时存在单一门槛，当低于门槛值时，农村金融发展更有利于提高农村居民收入；当高于门槛值时，城市金融发展更有利于提高农村居民收入。以经济发展（PGDP）作为门槛变量时存在双重门槛，当低于第一门槛值时，农村金融发展更有利于提高农村居民收入；当高于第一门槛值低于第二门槛值时，城市金融发展更有利于提高农村居民收入；当高于第二门槛值时，农村金融发展更有利于提高农村居民收入。三是进行空间模型分析发现，从全国层面上看，周边地区的城市金融发展均有助于本地区农村居民收入的提高。分区域看，在中部和西部地区，周边地区城市金融发展均有助于本地区农村居民收入的提高。

（二）政策建议

本文的研究结论对矫正农村居民收入的相关研究以及对有关金融发展理论与政策研究的意义是显而易见的，但这种结论并不能得出城乡金融发展与农村居民收入是“鱼”和“熊掌”的关系，为此应该：

1.推进城市金融发展，秉持“共享”的发展理念

习近平总书记指出：“共享改革发展的成果，是社会主义的本质要求，是社会主义制度优越性的体现。”中国长三角地区的融合发展、京津冀地区的协调发展以及浙江共同富裕先行示范区的设立都为中国特色社会主义市场经济的发展做出了良好的借鉴。因此，一是鼓励“先富”带动“后富”，推动区域之间的经济交流与合作，经济发展水平较高的城市可以支持与帮助经济发展水平较落后的城市，形成良性发展的外部环境；二是鼓励目标客户群体以城市为主的金融机构，在满足城市金融服务需求的基础上，将闲置的金融资源部署到农村等金融资源短缺的地区，以此提高金融资源的使用效率，满足不同农村地区的金融需求；三是加强区域之间的交流与合作，鼓励“引进来”与“走出去”，借鉴与学习东部地区的发展经验，促进当地居民的持续增收。