胡德寶 蘇基溶

一、引言

世界銀行的數(shù)據(jù)顯示,中國的基尼系數(shù)在上世紀(jì)80年代初期為0.20左右,到1999年上升為0.437,2013年高達(dá)0.47,已超過國際公認(rèn)的0.4警戒線,而且收入差距有進(jìn)一步擴大的趨勢。如果任由這一趨勢持續(xù)下去的話,勢必使各階層社會矛盾激化,甚至影響經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展和社會穩(wěn)定。

造成收入差距擴大的原因眾多,國內(nèi)外大量學(xué)者從不同視角進(jìn)行了解讀,近年來金融發(fā)展的影響越來越成為理論和政策研究關(guān)注的熱點。金融發(fā)展代表著一國金融結(jié)構(gòu)的變化,在一國的經(jīng)濟發(fā)展過程中,通常會出現(xiàn)金融上層結(jié)構(gòu)的增長與國民產(chǎn)值及國民財富所表示的經(jīng)濟基礎(chǔ)結(jié)構(gòu)之間相對結(jié)構(gòu)的變化。對于發(fā)展中國家和新興經(jīng)濟體來說,金融發(fā)展意味著解除金融抑制,金融結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化。因此,有關(guān)金融發(fā)展的大部分研究是從發(fā)展中國家的金融抑制展開的。對于發(fā)展中國家尤其是不發(fā)達(dá)國家來說,政府過多干預(yù)金融活動和金融機構(gòu)引發(fā)了金融抑制,導(dǎo)致金融體系的發(fā)展滯后于經(jīng)濟發(fā)展,造成了金融抑制與收入分配間的惡性循環(huán)。

對于中國來說,收入差距與金融發(fā)展間的聯(lián)系非常緊密,對于兩者關(guān)系研究的這一問題具有很強的現(xiàn)實意義。當(dāng)前,我國的金融業(yè)正處于高速發(fā)展時期,金融規(guī)模大幅提高,金融結(jié)構(gòu)逐步優(yōu)化,然而2008年國際金融危機的影響?yīng)q存,理論界仍然存在對中國金融過度化的擔(dān)心和警惕。與此同時,我國收入差距過大引起消費需求不振、儲蓄率過高、經(jīng)濟轉(zhuǎn)型壓力大等宏觀經(jīng)濟難題,這些問題還是沒有得到有效破解,引發(fā)了民眾對于金融發(fā)展和金融體制改革的期待。因此,后金融危機時代應(yīng)該重視審視金融發(fā)展對于收入分配的影響,也自然引發(fā)了我們這樣的思考:我國的收入差距是否很大程度上源自于金融發(fā)展受到抑制?金融發(fā)展能縮小收入差距嗎?

本文利用2001—2011年中國省際面板數(shù)據(jù),采用處理動態(tài)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)廣義矩 (GMM)估計方法,研究中國金融發(fā)展對收入分配的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

早期研究收入分配的文獻(xiàn)把金融市場看作外生變量,忽略了金融發(fā)展對減少不平等的影響,提出的主要對策是通過再分配政策來減少收入分配不平等。然而,Demirguc-Kunt和Levine(2009)[1]對傳統(tǒng)的結(jié)論提出了批評,認(rèn)為再分配政策對生產(chǎn)和儲蓄會產(chǎn)生逆向激勵,不利于長遠(yuǎn)的經(jīng)濟增長,而利用金融部門改革來促進(jìn)金融發(fā)展不僅能夠帶動經(jīng)濟增長,減少收入不平等,還能避免重新分配收入導(dǎo)致的逆向激勵問題。后期對金融發(fā)展與收入分配關(guān)系的研究主要聚焦于金融發(fā)展和收入分配的相互關(guān)系上。

從國內(nèi)外的文獻(xiàn)來看,對金融發(fā)展與收入分配的關(guān)系沒有統(tǒng)一的研究結(jié)論。歸納來看,對二者關(guān)系主要存在三種不同的觀點。

第一種觀點認(rèn)為金融發(fā)展縮小了收入差距。Galor和Zeira(1993)[2]構(gòu)造了一個兩部門跨期模型,認(rèn)為金融自由化、金融市場的競爭和開放使窮人也能夠融資進(jìn)行人力資本投資,進(jìn)入高收入的現(xiàn)代部門。Banerjee和Newman(1993)[3]認(rèn)為由于信息和交易成本導(dǎo)致的金融市場不完善,對缺乏抵押品和信用記錄的窮人的信貸約束尤為明顯,從而放松信貸約束主要對窮人有利,而對富人影響不顯著。因此,金融發(fā)展通過提高資本配置效率和放松信貸約束,減少了收入差距,使窮人受益 (Galor和Moav,2004[4])。McK-enzie和Woodruff(2006)[5]也有類似觀點,他們認(rèn)為在不完全金融市場,高收入人群可以用財產(chǎn)作抵押獲得金融機構(gòu)的融資,而低收入人群即使有良好的項目前景和飽滿的創(chuàng)業(yè)激情,卻苦于無法從正規(guī)的金融市場得到融資支持來實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)夢想。金融發(fā)展卻可以改變這一狀況,使窮人也有創(chuàng)業(yè)的機會。Beck等(2009)[6]考察了美國銀行業(yè)的發(fā)展對收入差距的影響,發(fā)現(xiàn)放松金融管制增加了對非熟練工人的需求,減少了收入差距,當(dāng)某個州放松對商業(yè)銀行的地區(qū)限制后,該州的基尼系數(shù)顯著下降。Shahbaz和Islam(2011)[7]以巴基斯坦為例,同樣得到金融發(fā)展縮小收入差距的結(jié)論。

第二種觀點認(rèn)為金融發(fā)展擴大了收入差距。在King和Levine(1993)[8]看來,由于不完全金融市場本身存在的過大的信息成本和交易成本,低收入家庭由于沒有抵押物作擔(dān)保,無法為子女的教育融資,阻礙了其人力資本的積累從而影響了收入收斂的可能。Clarke等 (2006)[9]認(rèn)為金融市場主要引導(dǎo)資金流向富人和擁有良好社會網(wǎng)絡(luò)的人,因為他們能提供擔(dān)保品,違約的風(fēng)險更小。金融發(fā)展為富裕家庭提供了更優(yōu)質(zhì)的金融服務(wù),而窮人由于不能提供擔(dān)保品,被排除在正規(guī)的金融體系之外。Maurer和Haber(2002)[10]從政治經(jīng)濟學(xué)的角度解釋了金融發(fā)展加強收入分配不平等的原因。他們發(fā)現(xiàn),在社會精英統(tǒng)治的國家,金融發(fā)展并沒有使金融服務(wù)向窮人和新企業(yè)延伸,金融服務(wù)只會使富人和具有某些政治資源的人進(jìn)一步增加,從而拉大了收入差距。Acemoglu等 (2005)[11]認(rèn)為收入差距導(dǎo)致政治影響力的分配差異,把窮人排除在金融體系之外,少數(shù)精英階層利用其強大的政治影響力來主導(dǎo)金融部門的改革,獲得了大部分利益,而風(fēng)險卻由整個社會共擔(dān) (Claessens和Perotti,2007[12])。Baland和 Robinson(2000)[13]以及 Ranjan(2000)[14]的研究與之 “異曲同工”。他們發(fā)現(xiàn),當(dāng)被排除在正規(guī)金融市場之外的低收入家庭遭遇突發(fā)風(fēng)險時,子女不得不輟學(xué),或過早在低工資部門就業(yè),從而拉大收入差距。

第三種觀點認(rèn)為二者存在倒U型的非線性關(guān)系。Greenwood和Jovanovic(1990)[15]開創(chuàng)性地建立了一個反映金融發(fā)展、經(jīng)濟增長與收入分配間關(guān)系的動態(tài)模型,證明存在財富門檻效應(yīng):早期階段低收入階層由于沒有能力支付進(jìn)入成本而無法融入金融系統(tǒng)從中獲益,在財富分配中處于劣勢,收入分配差距擴大;當(dāng)金融媒介比較發(fā)達(dá)時,更多的人通過財富積累達(dá)到門檻水平,他們通過金融服務(wù)獲得更高的收益,收入差距隨之減小。因此,收入差距隨金融發(fā)展內(nèi)生形成庫茲涅茨曲線。Clarke等 (2006)[9]在Kuznets(1955)假說的基礎(chǔ)上提出了一個擴展的Kuznets假說,即非農(nóng)部門的收入差距大于農(nóng)業(yè)部門的收入差距,初始階段金融發(fā)展使得進(jìn)入非農(nóng)部門更加容易,收入分配不平等將會加強,通過閥值后收入分配差距將減少。

近年來,國內(nèi)一些文獻(xiàn)討論了中國的金融發(fā)展與收入分配的關(guān)系 (章奇等,2004[16];姚耀軍,2005[17];楊俊等,2006[18],2008[19])。葉志強等(2011)[20]、王征和魯釗陽 (2011)[21]、孫永強(2011)[22]以中國的農(nóng)村為例,證明了農(nóng)村的金融發(fā)展擴大了城鄉(xiāng)差距。這些研究得到的結(jié)論基本相同,即中國的金融發(fā)展擴大了收入分配差距,金融發(fā)展帶來了一定的負(fù)面效應(yīng) (張博和胡金焱,2014[23])?？偨Y(jié)發(fā)現(xiàn),前期的研究大部分采用時間序列數(shù)據(jù),且沒有考察解釋變量的內(nèi)生性問題,例如Rajan和Zingales(2003)[24]認(rèn)為收入分配不公將影響政治權(quán)利的分配從而影響金融發(fā)展的深度和寬度。本文將采用中國省級面板數(shù)據(jù),運用系統(tǒng)的GMM估計方法以避免估計中可能出現(xiàn)的內(nèi)生性偏差。同時,本文將對金融發(fā)展影響收入差距的機制和渠道進(jìn)行深入分析,從根源上剖析金融發(fā)展的收入分配效應(yīng)。

三、模型設(shè)定、變量和估計方法

（一）理論與模型設(shè)定

本文首先利用中國30個省份①由于數(shù)據(jù)可得性,沒有考慮西藏。按照區(qū)域劃分的慣例,將30個省份分為東、中、西部。東部地區(qū)包括:北京、天津、廣東、上海、福建、江蘇、遼寧、山東、浙江、河北、海南;中部地區(qū)包括:黑龍江、吉林、內(nèi)蒙古、山西、江西、安徽、河南、湖北、湖南;西部地區(qū)包括:重慶、甘肅、寧夏、青海、陜西、廣西、四川、新疆、云南、貴州。2001—2011年的面板數(shù)據(jù),探討中國的金融改革對收入差距的影響及貢獻(xiàn)度。借鑒Clarke等人的研究框架,建立如下基本的回歸模型:

其中,Ineq是衡量收入差距的指標(biāo);f(fina)表示金融發(fā)展水平;X表示影響收入分配的其他控制變量;ε為誤差項。

為了檢驗金融發(fā)展與收入分配間是否符合庫茲涅茨效應(yīng) (Kuznets effect),將反映金融發(fā)展的變量的平方次項也考慮進(jìn)來。同時,結(jié)合相關(guān)研究文獻(xiàn)和中國的實際,還應(yīng)該加入以下控制變量。

1.經(jīng)濟增長變量。Kuznets提出收入分配與經(jīng)濟發(fā)展水平有關(guān),并且呈倒U型的相關(guān)關(guān)系,因此,模型中增加了衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的變量及其平方項。

2.教育水平變量。在我國現(xiàn)行的教育體制和國家貸款資助政策下,金融發(fā)展影響了父母對子女的教育投資決策,其中尤其是高等教育可能改變個人“命運”,對未來就業(yè)的行業(yè)和收入影響很大,直接關(guān)系到我國居民收入差距。

3.貿(mào)易開放度變量。一方面,改革開放后,國家實行了出口導(dǎo)向型的發(fā)展戰(zhàn)略,為促進(jìn)出口,政府制定了很多優(yōu)惠措施。而這些優(yōu)惠措施,比如貿(mào)易許可證、配額和出口補貼等,對高收入階層可能更有利;另一方面,貿(mào)易開放加強了競爭,打破了壟斷,使得收入差距縮小。因此,貿(mào)易對收入分配的凈效應(yīng)是不確定的。

4.城鎮(zhèn)化變量。城鎮(zhèn)化水平對收入分配的影響分為兩個方面,如果進(jìn)入城市的新移民可以通過人力資本增值或經(jīng)營自己的生意成為城市的中產(chǎn)階級,就能對不平等產(chǎn)生正面影響;城市的新移民在低工資的非正式部門就業(yè),城鎮(zhèn)化反而拉大了收入分配差距。

5.政府支出變量。政府的財政政策如轉(zhuǎn)移支付等財政支出對收入分配起到重要作用 (Atkinson,1997[25])。

6.通貨膨脹對窮人的影響要大于對富人的影響(Easterly和Fischer,2001[26]),富人持有多種資產(chǎn),有很多手段來分散風(fēng)險,而窮人最重要的收入來源就是名義的工資收入,因此,通貨膨脹會加劇收入不平等。由于中國的利率市場化未完全實現(xiàn),通脹率無法通過名義利率與實際利率的差值直接得到。

綜上,我們得到以下的模型:

其中,y表示收入差距;FD表示金融發(fā)展水平;EDU表示受教育水平,本文用平均受教育年限來反映;GDP反映經(jīng)濟發(fā)展水平,用各省份實際人均GDP表示;OPEN表示開放程度,用進(jìn)出口總額/GDP表示;URB為城鎮(zhèn)化率,表示城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎?GOV為政府支出水平,用政府財政支出/GDP來表示;INF表示通貨膨脹率,本文用CPI增長率來替代;η是無法觀測的地區(qū)效應(yīng),比如區(qū)位、區(qū)域稟賦差異等因素;λ指僅隨時間變化的影響因素;ε是誤差項,下標(biāo)i和t分別代表地區(qū)和時間。

（二）變量以及數(shù)據(jù)來源

1.金融發(fā)展水平。如果采用麥金龍的M2/GDP指標(biāo)測度金融發(fā)展水平,將會掩蓋投資渠道不暢、謹(jǐn)慎性消費傾向過高、交易手段落后等原因?qū)е碌腗2值偏高,從而高估了金融深化程度。因此,可以采用金融相關(guān)系數(shù) (FIR,Financial Interrelation Ratio)指標(biāo),即一國 (地區(qū))的全部金融資產(chǎn)與同期GDP的比值。國內(nèi)不少學(xué)者在測度金融發(fā)展水平時也采用了這一指標(biāo),如姚耀軍 (2005)、陳志剛 (2009)等。各省金融資產(chǎn)數(shù)據(jù)來自于 《中國金融年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒。

2.收入分配的度量。收入分配具有多重維度,地區(qū)、群體、城鄉(xiāng)以及個人的收入差距問題都構(gòu)成了收入分配的來源,本文則主要考察金融發(fā)展對中國區(qū)域間收入分配不平等的影響。測度收入分配最常用的指標(biāo)是基尼系數(shù)。由于中國城鎮(zhèn)和農(nóng)村的居民收入數(shù)據(jù)是分開統(tǒng)計的,這就對計算城鄉(xiāng)混合的基尼系數(shù)造成困難。另外,城鎮(zhèn)多采用等距五分法或非等距七分法,農(nóng)村的調(diào)查數(shù)據(jù)一般按收入水平分組,而且不同省份組距差異很大 (魯曉東,2008[27])?？紤]到數(shù)據(jù)在各省份之間可比性,還需要考察各省份城鎮(zhèn)居民的收入分配不平等問題。目前,計算省際基尼系數(shù)的文獻(xiàn)并不多,主要有胡祖光 (2004)[28]、陳昌兵(2007)[29]以及魯曉東 (2008)[27]等。本文參考了胡祖光 (2004)和魯曉東 (2008)的方法計算出各省份的GINI系數(shù)。此外,由于我國是一個典型的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu),陸銘等 (2005)[30]的研究表明城鄉(xiāng)收入差距的變動可以解釋近年來中國總體收入差距變動的75%。因此,城鄉(xiāng)收入比也可作為衡量我國收入分配差距的替代指標(biāo)①事實上,如果把財產(chǎn)性收入納入到居民收入統(tǒng)計中是最為合理的,可惜的是,我國的統(tǒng)計數(shù)據(jù)不包含這一部分。因此,將城鄉(xiāng)收入比作為替代指標(biāo)是一個 “次優(yōu)選擇”。,用各省份城市居民可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比CV來表示。

各變量的數(shù)據(jù)均來自于各省份統(tǒng)計年鑒,變量的統(tǒng)計描述參見表1。

表1 各個變量的統(tǒng)計描述

從各個變量的變異系數(shù) (標(biāo)準(zhǔn)差與均值比)可看出,金融發(fā)展水平、開放程度差異最為明顯,表明這些因素對收入差距產(chǎn)生的影響較顯著;其他各因素的差異程度較低,但各省份間的差異較為明顯。

（三）估計方法

考慮到金融發(fā)展水平可能受收入分配的影響而產(chǎn)生內(nèi)生性的問題 (Rajan和Zingales,2003[24]),本文擬采用Blundell和Bond(1998)[31]提出來的系統(tǒng)GMM估計的動態(tài)面板方法。其基本思路是先對估計方程差分,用一組滯后的解釋變量作為差分方程中相應(yīng)的工具變量,結(jié)合水平方程,并增加一組滯后的差分變量作為水平方程相應(yīng)變量的工具。GMM估計量的一致性依賴于工具變量的有效性。在進(jìn)行工具變量選擇時,采用兩項檢驗:第一項為檢驗過度識別的Hansen檢驗;第二項檢驗誤差項不是序列相關(guān)的假設(shè)有效性。如果這兩個假設(shè)的原假設(shè)都沒有被拒絕,說明模型選擇的工具變量是有效的。

四、實證結(jié)果及分析

（一）實證研究

利用軟件Stata 12.0來進(jìn)行實證研究。為了避免偽回歸,首先對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。兩種單位根檢驗結(jié)果表明所有序列都是平穩(wěn)的,表明可以假定各解釋變量對收入差距的影響只具有地區(qū)效應(yīng)而不考慮時間趨勢效應(yīng)。然后采用協(xié)方差分析,通過F檢驗來識別模型。得到的F統(tǒng)計量分別為F2=10.26,F1=5.78,都在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。因此,可以把模型設(shè)定為變系數(shù)模型,這是與事實相符的:對于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)差異較大的各地區(qū)來說,各解釋變量對收入差距的影響顯然不同。

異方差和序列相關(guān)是面板數(shù)據(jù)回歸中最常見的問題,兩者的存在違反了古典模型的假定,導(dǎo)致普通最小二乘法 (OLS)不能適用,因此需要檢驗?zāi)Ｐ偷男蛄邢嚓P(guān)和異方差。先對模型采用Wald統(tǒng)計量進(jìn)行序列相關(guān)檢驗,計算結(jié)果以1%的顯著水平拒絕了不存在序列相關(guān)的原假設(shè)。對異方差的檢驗,首先檢驗是否存在截面同期相關(guān)性。Breusch-Pagan的LM檢驗結(jié)果表明不存在截面同期相關(guān),再采用似然比統(tǒng)計量(Likelihood-ratio)對異方差問題進(jìn)行檢驗,得到LR=116.31,在1%的顯著水平下證明了異方差的存在。

本文采用GMM模型進(jìn)行實證研究,結(jié)果見表2。其中,模型一和模型三分別未考慮FD和人均GDP的平方項,模型二加入了人均收入水平的二次項,驗證是否存在經(jīng)濟發(fā)展水平與收入分配的Kuznets倒U型假說,模型四檢驗了Greenwood和Jovanovic(1990)[15]提出的金融發(fā)展與收入分配的倒U型假說。Hansen檢驗和AR(2)檢驗都不能拒絕原假設(shè),表明工具變量的設(shè)定形式有效。

表2 金融發(fā)展與收入差距 （全樣本）：兩階段System-GMM估計

模型二的回歸結(jié)果顯示人均GDP的平方項不顯著,表明金融發(fā)展的平方項對收入分配的影響不顯著。模型四的回歸結(jié)果顯示FD的平方項不顯著,表明金融發(fā)展與收入分配之間的Kuznets倒U型假說在我國無法得到驗證,二者僅表明出負(fù)相關(guān)關(guān)系。

同時,滯后的基尼系數(shù)與基尼系數(shù)呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,表明基尼系數(shù)存在條件收斂的過程;從人均GDP變量前的系數(shù)可看出,經(jīng)濟增長與收入差距呈反向變化關(guān)系,只是其影響趨勢還比較緩慢;教育對于拉大收入差距的效果較為明顯,因為通常高學(xué)歷人群收入相對較高,這就是人們常說的 “知識改變命運”,這也從另一個側(cè)面反映了教育均等化對于縮小收入差距的重要性;經(jīng)濟開放度越高,收入差距越大,這表明競爭性的開放政策和貿(mào)易政策在加強市場競爭、激發(fā)市場活力的同時,擴大了收入差距;城鎮(zhèn)化率提高傾向于縮小收入分配差距,說明城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)差距的作用抵消了它所帶來的城鎮(zhèn)居民內(nèi)部的收入差距;近年來政府的扶持政策開始偏向于向民生領(lǐng)域傾斜,有利于縮小收入差距。

通過四個模型的回歸結(jié)果可發(fā)現(xiàn),從全國整體來看,近10多年來中國的金融發(fā)展顯著地減少了收入分配的差距,這個結(jié)果與國內(nèi)以往的研究相反 (姚耀軍,2005[17];楊俊等,2006[18],2008[19]),但與一些跨國研究的結(jié)論一致 (Clarke等,2006[9];Beck等,2007[6])。

考慮到2008年金融危機對金融發(fā)展可能存在的重大影響[32],可選擇2001—2007年的數(shù)據(jù)作實證研究以進(jìn)行比較。以2001—2007年為樣本的實證結(jié)果如表3所示。結(jié)果表明,在2001—2007的樣本區(qū)間內(nèi),與之前的研究結(jié)論一致,金融發(fā)展一定程度上擴大了收入差距。

表3 金融發(fā)展與收入差距 （2001—2007）：兩階段System-GMM估計

續(xù)前表

與國內(nèi)以往研究結(jié)論不同的一個重要原因是樣本選擇區(qū)間的差異,也就是說趨勢變化出現(xiàn)在2008年后。伴隨著近年來我國金融體制改革的深化和金融發(fā)展水平的提升,國家陸續(xù)出臺了一系列針對中低收入家庭和小微企業(yè)的信貸支持政策,改善了中低收入人群的融資環(huán)境,拓寬了融資渠道,有利于中低收入人群增加就業(yè)。更為重要的是,基于移動互聯(lián)、大數(shù)據(jù)、云計算的互聯(lián)網(wǎng)金融對傳統(tǒng)的金融模式提出了挑戰(zhàn),金融服務(wù)門檻降低,平等、開放、便利的普惠金融體系正在形成,給居民提供了更多的創(chuàng)業(yè)投資機遇和縮小收入分配不平等的可能。

（二）分區(qū)域?qū)嵶C

中國各地區(qū)間在資源稟賦條件、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、發(fā)展水平等方面存在較大差異,因此我們可按區(qū)域劃分來進(jìn)行實證。檢驗結(jié)果見表4。

表4 東、中、西部區(qū)域模型選取的F檢驗和Hausman檢驗

結(jié)果表明,各區(qū)域的解釋變量對收入分配的影響相似,僅表現(xiàn)出截距的差異。將模型設(shè)定為變截距模型后,還需確定是選擇固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。Hausman檢驗結(jié)果表明,在1%的顯著水平上拒絕了固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型間沒有系統(tǒng)性差異的原假設(shè)。因此,應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。我們采用GMM方法分別估計金融發(fā)展對收入分配在東、中、西部不同的影響效應(yīng)。估計結(jié)果如表5所示。

表5 東、中、西部三大區(qū)域面板數(shù)據(jù)的估計結(jié)果

續(xù)前表

從區(qū)域上來看,金融發(fā)展均縮小了收入差距,但影響程度存在地區(qū)差異。東部地區(qū)的金融發(fā)展對縮小收入差距的影響程度最大,其次為中部和西部地區(qū)。這歸因于東部地區(qū)的金融寬度和深度明顯高于中西部地區(qū),對收入分配差距的貢獻(xiàn)度也更大。

三個區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平對收入分配的影響方向是不同的。東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平與收入差距是反向關(guān)系,而中西部則是同向關(guān)系。這說明東部地區(qū)的收入差距有縮小的趨勢,而中西部地區(qū)則有一定的擴大。假設(shè)經(jīng)濟發(fā)展與收入分配的倒U型曲線存在,則所處的階段和位置不同,東部處于曲線的右半部分,而中西部則處于左半部分。

教育對收入差距的貢獻(xiàn)度在三個地區(qū)也存在差異。東部地區(qū)教育資源集中,教育水平相對較高,對拉大收入差距作用的效果更加凸顯;中部地區(qū)教育水平也較高,但是經(jīng)濟發(fā)展水平還無法與之匹配,導(dǎo)致高層次人才向沿海甚至國外流失較嚴(yán)重;西部區(qū)域由于教育資源有限以及教育投入不足等因素,整體教育水平處于全國相對較低的水平,對收入差距的影響也較小。

區(qū)域間的開放程度與收入差距成正向關(guān)系。開放程度較高的區(qū)域,市場經(jīng)濟相對較完善,它表明出來的 “效率”因素更加明顯,對拉大收入差距的促進(jìn)作用更大。

城鎮(zhèn)化對收入差距的影響不同。對于東部區(qū)域來說,城鎮(zhèn)化會擴大收入差距,同時影響程度較小,這一方面緣于東部較高的城鎮(zhèn)化程度,城鎮(zhèn)化制度“紅利”的效果弱化;另一方面是因為這一區(qū)域聚集的高收入產(chǎn)業(yè)如金融、電力、電信、供水等產(chǎn)業(yè)的壟斷程度較高,新市民進(jìn)入到這些產(chǎn)業(yè)的可能性較小。對于中、西部地區(qū)來說,城鎮(zhèn)化程度較低,它對于縮小收入差距還有較大的潛力可以挖掘。

中、西部的政府財政政策在一定程度上起到了抑制收入分配不平等的作用,但可能是由于這些區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展相對落后,居民應(yīng)對不確定性風(fēng)險的能力較弱,財政支出的社會保障作用得到了體現(xiàn);然而東部地區(qū)的財政扶持政策可能反而會弱化經(jīng)濟的競爭活力,一定程度上抑制了市場機制的充分發(fā)揮。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步檢驗面板回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,可采用城鄉(xiāng)收入比作為測度收入差距的替代變量,同時用金融深度指標(biāo)來替代金融發(fā)展指標(biāo),用當(dāng)年貸款總額與固定資本形成額之比來表示①Liang(2006)采用這一指標(biāo)研究了1986—2000年間中國的省級數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)隨著金融深度的增強,中國的收入不平等程度有下降趨勢。參見Liang Zhicheng,Financial Development and Income Distribution:A System GMM Panel Analysis with Application to Urban China[J].Journal of Economic Development,2006,31(2):1-21.。運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)的廣義矩估計法 (GMM/DPD)進(jìn)行估計。選擇全國整體混合數(shù)據(jù)來考察,使用兩種動態(tài)面板GMM估計,即差分GMM(DIF-GMM)和系統(tǒng)GMM(SYSGMM),并以因變量的一階滯后項 (L.CV)作為工具變量。估計結(jié)果見表6。其中,模型五和模型六是差分GMM估計,模型七和模型八是系統(tǒng)GMM估計。

表6 金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距：差分GMM及系統(tǒng)GMM估計

續(xù)前表

采用替代變量后,通過表6我們可發(fā)現(xiàn)估計結(jié)果在統(tǒng)計上顯著,在方向上保持了一致。表明影響收入差距的主要解釋變量金融發(fā)展具有穩(wěn)健性:金融部門發(fā)展可縮小降低收入差距,有利于低收入家庭收入整體水平的提高。這個結(jié)果與表2的結(jié)論是一致的。

進(jìn)一步地比較模型五和模型八,可發(fā)現(xiàn)模型五中影響收入分配的因素金融發(fā)展前的系數(shù)為0.180,而代表經(jīng)濟發(fā)展水平的另一影響因素實際人均GDP前的系數(shù)為0.451。0.180/(0.180+0.451)=28.53%,這表明金融發(fā)展對低收入階層的收入增長或者說對縮小收入差距有大約28.53%的貢獻(xiàn)度,歸因于其收入分配效應(yīng),而剩下的71.47%則是由于金融發(fā)展的增長效應(yīng)引致的。

事實上,金融發(fā)展刺激金融媒介把更多的資金貸給更好的企業(yè),而非簡單地貸款給特定階層和享有特權(quán)的企業(yè),并對傳統(tǒng)銀行業(yè)的間接融資方式提出了挑戰(zhàn)。尤其近一兩年來互聯(lián)網(wǎng)金融迅猛發(fā)展,加劇了金融脫媒和市場競爭,使銀行的壟斷地位受到一定程度的威脅,也增強了小微企業(yè)及個人投融資的可得性。因此,金融發(fā)展改善了資本配置效率并減少了投融資約束,在提高經(jīng)濟發(fā)展水平的同時,具有縮小收入差距的分配效應(yīng)。

五、結(jié)論及政策啟示

本文運用系統(tǒng)的GMM估計方法對中國的金融發(fā)展與收入分配關(guān)系進(jìn)行研究,并對各區(qū)域間的差別進(jìn)行了比較。

研究表明,金融發(fā)展對促進(jìn)我國經(jīng)濟發(fā)展和縮小收入差距有重要意義。金融發(fā)展不僅促進(jìn)了經(jīng)濟增長,而且改善了現(xiàn)有金融服務(wù)的質(zhì)量,從而提高了金融服務(wù)的可獲得性。金融服務(wù)可獲得性的提高,把低收入者納入到正規(guī)的金融體系,可以增加靈活就業(yè)機會和投資機遇,改善收入分配。此外,金融發(fā)展帶來的融資環(huán)境的改善,可以幫助那些具有才能和創(chuàng)業(yè)激情但缺乏資金的人獲得資金去創(chuàng)業(yè),給予他們更多“逆襲”的機會。

金融發(fā)展更有利于提高低收入階層的收入,從而降低了收入差距。其中,金融發(fā)展對縮小收入差距大約有28.53%的貢獻(xiàn)度,歸因于金融發(fā)展的收入分配效應(yīng),而剩余的部分則歸因于金融發(fā)展的增長效應(yīng)。研究結(jié)果并不支持樣本區(qū)間中國金融發(fā)展與收入分配是呈倒U型關(guān)系的假說。金融發(fā)展對收入差距的影響存在地區(qū)差異,金融發(fā)展對縮小收入差距的影響效應(yīng)按照東、中、西部依次下降,這也是與東、中、西部金融寬度和深度依次減弱相關(guān)的。

顯然,本研究也具有以下明顯的政策啟示:

1.促進(jìn)金融發(fā)展水平并構(gòu)建普惠金融體系也是我國縮小收入差距的一個突破口。因此,我國應(yīng)建立和形成多種形式的金融機構(gòu)并存、分工合理、功能互補、有效競爭的多層次的金融系統(tǒng),并在防范風(fēng)險的前提下減少金融干預(yù),進(jìn)一步鼓勵金融組織創(chuàng)新,推動金融產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。

2.政府的財政支出應(yīng)加大向民生領(lǐng)域傾斜的力度。資本的逐利性使金融發(fā)展無法完全解決收入分配不公的問題,因此政府需要加大財政對民生領(lǐng)域的支持力度,尤其是增加對基礎(chǔ)設(shè)施和對 “三農(nóng)”的投入,建立和完善覆蓋城鄉(xiāng)的社會保障體系。

3.應(yīng)通過金融發(fā)展引導(dǎo)教育均等化發(fā)展。應(yīng)推進(jìn)教育均等化的進(jìn)程,加大國家助學(xué)貸款制度扶持力度,使農(nóng)村家庭和低收入家庭子女也能享受到優(yōu)質(zhì)的教育資源,從而通過教育對人力資本的積累作用來縮小城鄉(xiāng)間的收入差距。