王培輝　袁薇++王征

摘 要：通過(guò)構(gòu)建的內(nèi)生門限的金融改革與收入不平等理論模型表明：金融改革與收入不平等之間具有門限效應(yīng)，深化金融改革有利于提高經(jīng)濟(jì)體人均收入。當(dāng)金融改革水平低于門限值時(shí)，金融改革會(huì)擴(kuò)大收入差距；當(dāng)金融改革水平越過(guò)門限值時(shí)，金融改革有利于收入差距的縮小。采集55個(gè)新興市場(chǎng)國(guó)家的非平衡面板數(shù)據(jù)，使用動(dòng)態(tài)門限面板模型實(shí)證結(jié)果表明，金融改革與收入不平等間存在明顯的門限效應(yīng)，金融改革門限值為0.6310。多數(shù)新興市場(chǎng)國(guó)家金融改革對(duì)降低收入不平等已經(jīng)發(fā)揮正向效應(yīng)，為緩解新興市場(chǎng)國(guó)家收入差距持續(xù)擴(kuò)大的問(wèn)題，必須進(jìn)一步深化金融改革。關(guān)鍵詞： 金融改革；收入不平等；動(dòng)態(tài)門限面板模型中圖分類號(hào)：

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A

文章編號(hào)：1003-7217（2016）05-0002-07一、引 言20世紀(jì)80年代以來(lái)，新興市場(chǎng)國(guó)家普遍掀起了旨在消除金融抑制，以金融自由化和金融創(chuàng)新為特征的金融改革。新興市場(chǎng)國(guó)家采取逐步放松信貸控制，推動(dòng)利率市場(chǎng)化和資本市場(chǎng)對(duì)外開(kāi)放等一系列措施，以提高金融發(fā)展水平，開(kāi)放金融市場(chǎng)。金融改革推動(dòng)了新興市場(chǎng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，居民收入水平不斷提高。與此同時(shí)，多數(shù)新興市場(chǎng)國(guó)家出現(xiàn)了貧富差距日趨擴(kuò)大的問(wèn)題。世界銀行統(tǒng)計(jì)資料顯示，55個(gè)新興市場(chǎng)國(guó)家中基尼系數(shù)低于0.3的僅有6個(gè)國(guó)家，0.3～0.4之間的有16個(gè)國(guó)家，0.4以上的有33個(gè)國(guó)家，基尼系數(shù)超過(guò)0.4警戒線的國(guó)家占比達(dá)60%，新興市場(chǎng)國(guó)家收入不平等問(wèn)題已非常嚴(yán)重[1]。收入不平等源于個(gè)人經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)的高低。個(gè)人的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)由自身的技能、創(chuàng)新性、社會(huì)地位、父母的遺產(chǎn)等因素決定。金融體系可影響個(gè)人獲得經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)的難易程度，影響貧富差距以及代際間貧富差距的大小[2]。金融改革在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，必然帶來(lái)收入分配的變革。金融改革如何影響收入分配，是否有助于消除收入不平等成為學(xué)者研究關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題。關(guān)于金融發(fā)展與收入不平等的理論聯(lián)系，基于研究角度與方法不同，得出結(jié)論尚未統(tǒng)一，主要存在以下幾種觀點(diǎn)：一是“G-Z”假說(shuō)，即金融發(fā)展對(duì)收入不平等存在負(fù)向效應(yīng)，金融發(fā)展有利于縮小收入差距[3]。金融發(fā)展會(huì)逐步消除財(cái)富約束而改善低收入者獲得信貸的機(jī)會(huì)、人力資本積累和職業(yè)選擇，通過(guò)麥金農(nóng)導(dǎo)管效應(yīng)和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展來(lái)減少貧困，為此，必須保持穩(wěn)定的宏觀經(jīng)濟(jì)。Clarke等（2003）利用91個(gè)國(guó)家1960～1995年的面板數(shù)據(jù)考察收入不平等與金融發(fā)展的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，收入差距隨著金融中介的發(fā)展而縮小[4]。Beck等（2007）采用99個(gè)國(guó)家1960～1999年的面板數(shù)據(jù)分析金融發(fā)展對(duì)減少貧困的影響，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展通過(guò)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而降低貧困，但金融發(fā)展落后國(guó)家的收入不平等和貧困減緩的速度慢于金融發(fā)達(dá)的國(guó)家[5]。Luca Agnello等（2012）使用62個(gè)國(guó)家1973～2005年的數(shù)據(jù)研究指出，金融改革降低了收入不平等[6]。Jie Li和Han Yu（2014）進(jìn)一步指出在人力資本較高的國(guó)家，金融改革降低收入不平等的效果更顯著[7]。二是金融發(fā)展擴(kuò)大收入不平等，即金融發(fā)展導(dǎo)致資本主要流向富人，金融服務(wù)并未惠及窮人，從而加劇收入不平等[8]。Arestis和Caner（2004）檢驗(yàn)了金融自由化通過(guò)不同渠道影響收入不平等，認(rèn)為如果宏觀經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定和政策支持不到位，金融自由化往往會(huì)加劇不平等[9]。Agnello等（2012）認(rèn)為銀行危機(jī)會(huì)加劇收入分配的不公平程度[10]。大多數(shù)中國(guó)學(xué)者的研究也發(fā)現(xiàn)，中國(guó)金融發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距[11-14]。三是“倒U”假說(shuō)，金融發(fā)展對(duì)收入分配的影響呈非線性并且其作用取決于金融的發(fā)展階段：在早期，金融發(fā)展會(huì)惡化收入分配差距，但越過(guò)拐點(diǎn)后，隨著金融發(fā)展的深化與成熟，收入差距逐漸縮小，直至收斂到平等[15]。Aghion等（1997）認(rèn)為由于信貸市場(chǎng)的不完善，資本積累存在涓滴效應(yīng)：當(dāng)資本積累率足夠高時(shí)，經(jīng)濟(jì)中的財(cái)富分配收斂到唯一不變的狀態(tài)；當(dāng)資本管制放松時(shí)，資本的涓滴效應(yīng)引起經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)生唯一的穩(wěn)定分配狀態(tài)，但政府仍有必要對(duì)收入分配進(jìn)行調(diào)節(jié)，以有利于促進(jìn)生產(chǎn)效率的提高；收入差距在資本積累過(guò)程的初期有加劇的態(tài)勢(shì)，但是在后期將逐漸減小，即收入分配隨金融發(fā)展呈倒U型變化[16]。Matsuyama（2000）在資本邊際生產(chǎn)效率遞增的假設(shè)下，也得出類似的結(jié)論[17]，國(guó)內(nèi)也有學(xué)者得出金融發(fā)展與居民收入差距存在“倒U”關(guān)系[18，19]。綜上所述，現(xiàn)有研究多從金融中介的融資約束機(jī)制出發(fā)研究金融發(fā)展對(duì)收入不平等的影響，取得了豐富研究成果。但也存在不足：一是金融改革涉及信貸控制、利率控制、金融市場(chǎng)準(zhǔn)入壁壘、銀行監(jiān)管、銀行私有化程度、資本開(kāi)放程度和證券市場(chǎng)等多個(gè)方面?，F(xiàn)有研究多以存貸款規(guī)模、資本流動(dòng)等單一指標(biāo)和信貸市場(chǎng)、股票市場(chǎng)、債券市場(chǎng)等單個(gè)市場(chǎng)為金融發(fā)展代表進(jìn)行分析，缺乏金融改革對(duì)收入分配影響的綜合系統(tǒng)分析。二是研究多以發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家為樣本，缺乏針對(duì)新興市場(chǎng)國(guó)家金融改革與收入不平等的研究。為此，本文從新興市場(chǎng)國(guó)家普遍存在的金融抑制出發(fā)構(gòu)建理論模型，并采用55個(gè)新興市場(chǎng)國(guó)家的非平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，以揭示金融改革與收入不平等之間關(guān)系。該問(wèn)題的解決有助于我們更好地理解金融改革對(duì)收入分配的影響機(jī)制，進(jìn)而引導(dǎo)新興市場(chǎng)國(guó)家深化金融改革，發(fā)揮其對(duì)收入分配的積極作用。

二、金融改革與收入不平等：一個(gè)簡(jiǎn)單的理論模型

在借鑒Holmstrom和Tirole（1997）、劉純斌等（2010）、李志陽(yáng)等（2011）相關(guān)研究基礎(chǔ)上[20-22]，構(gòu)建內(nèi)生門限的家庭投資周期模型，考查金融抑制對(duì)居民收入的影響，借此闡明金融改革與收入不平等的關(guān)系。（一）模型基本假設(shè)及分析假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中的個(gè)人只生存一期，并在下一期有一個(gè)后代，即經(jīng)濟(jì)體人口總量固定。經(jīng)濟(jì)體中只存在一種產(chǎn)品，該產(chǎn)品既可用于消費(fèi)，也可用于投資。每個(gè)人具有來(lái)自于代際之間的遺產(chǎn)作為初始財(cái)富進(jìn)行資本投資，并提供有效勞動(dòng)獲得工資。每個(gè)時(shí)期個(gè)人都面臨兩種投資方案：一是將個(gè)人財(cái)富存入金融機(jī)構(gòu)，獲取實(shí)際利率為r的儲(chǔ)蓄收入；二是通過(guò)股票、債券、直接投資等形式，將個(gè)人財(cái)富投資于收益率為R的固定項(xiàng)目，且投資收益率r0。（二）模型基本結(jié)論1.金融改革對(duì)收入不平等影響具有明顯的門限效應(yīng)，二者存在非線性關(guān)系。模型門限內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)體的金融制度，由經(jīng)濟(jì)體金融改革程度決定。當(dāng)金融改革使得富有家庭把全部財(cái)富投資于固定項(xiàng)目時(shí)，此時(shí)的金融改革指標(biāo)值即為門限值。當(dāng)金融改革水平低于門限值時(shí)，富有家庭收入增長(zhǎng)更快，金融改革會(huì)擴(kuò)大兩類家庭收入差距，加劇收入不平等現(xiàn)象；當(dāng)金融改革水平超過(guò)門限值后，貧困家庭收入增長(zhǎng)更快，金融改革會(huì)縮小兩類家庭收入差距，降低收入不平等程度。不同程度的金融抑制政策會(huì)對(duì)家庭投資產(chǎn)生不同影響，進(jìn)而影響居民收入水平。在金融改革初期，金融抑制程度減輕，兩類家庭開(kāi)始把部分財(cái)富投資于收益更高的固定項(xiàng)目，家庭收入得到提高。由于投資項(xiàng)目普遍存在較高的初始投資規(guī)模要求，申請(qǐng)金融機(jī)構(gòu)信貸往往需要提供抵押品，加上金融市場(chǎng)投資種類和規(guī)模有限等因素影響，家庭參與投資項(xiàng)目的渠道有限，這使得貧困家庭參與投資項(xiàng)目明顯不足，而富有家庭能夠把更高比例的財(cái)富投資到固定項(xiàng)目，獲得更高的投資收益，直到所有財(cái)富投資于固定項(xiàng)目。這一期間，金融改革推動(dòng)金融發(fā)展，金融抑制程度下降會(huì)更有利于富有家庭收入提高，從而擴(kuò)大了金融收入差距。隨著經(jīng)濟(jì)體金融改革的進(jìn)一步推進(jìn)，金融體系更加健全，弱勢(shì)金融消費(fèi)者保護(hù)措施不斷完善，利率逐漸市場(chǎng)化，兩類投資的收益率差距逐漸減少。貧困家庭參與投資固定項(xiàng)目的機(jī)會(huì)不斷加大，存款比例下降，貧困家庭收入會(huì)迅速提高。此時(shí)，富有家庭已經(jīng)實(shí)現(xiàn)最優(yōu)投資配置，財(cái)富維持穩(wěn)定增長(zhǎng)比率。此時(shí)兩類家庭收入差距會(huì)逐漸減小。2.深化金融改革有利于提高經(jīng)濟(jì)體人均收入。一方面，金融改革能夠消除金融約束，逐步改變金融脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)和低收入者的現(xiàn)狀，有效改善國(guó)內(nèi)金融體系的運(yùn)行效率；另一方面，金融改革會(huì)促使成本的社會(huì)化以及更合理的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)。此外，金融改革可通過(guò)提供獲得信貸服務(wù)的平等機(jī)會(huì)和降低邊際收益率的波動(dòng)產(chǎn)生對(duì)收入分配的公平效應(yīng)。隨著金融改革深化，金融體系提供多層次的金融服務(wù)以滿足各類需求者，更多的個(gè)人能參與高收益投資項(xiàng)目，從而提高家庭居民收入。三、實(shí)證模型及指標(biāo)選擇（一）計(jì)量模型為捕捉金融改革與收入不平等之間存在的門限效應(yīng)，借鑒Dang（2012）[23]提出的動(dòng)態(tài)面板門限模型，設(shè)定金融改革（FI）與收入不平等（GINI）的動(dòng)態(tài)門限面板數(shù)據(jù)模型如下：其中，下標(biāo)i=1，2…N和t=1，2…T分別代表國(guó)家（或地區(qū)）和年份。被解釋變量GINI為國(guó)家（或地區(qū)）的基尼系數(shù)，反映地區(qū)內(nèi)的收入不平等程度。x為一組影響收入差距的解釋變量，包括金融改革程度指標(biāo)（FI）；人均國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率（GDP），用于衡量國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；CPI指數(shù)用來(lái)衡量國(guó)家的物價(jià)水平； GB代表一國(guó)（或地區(qū)）政府支出水平；AD為社會(huì)撫養(yǎng)比，代表一國(guó)（或地區(qū)）人口結(jié)構(gòu)狀況；EU為教育支出，用來(lái)衡量一國(guó)（或地區(qū)）人力資本投資水平；考慮到基尼系數(shù)的變動(dòng)往往具有累積效應(yīng)，其影響可能存在一定的時(shí)滯效應(yīng)，本文引入GINI滯后項(xiàng)以捕捉這種效應(yīng)，控制變量同樣包括GINIi，t-1；εit是未觀測(cè)到的既隨國(guó)家又隨時(shí)間改變的誤差項(xiàng)，εit～idd（0，σ2）；μi為個(gè)體固定效應(yīng)；q為模型門限變量，γ為待估門限值，是本文關(guān)注的重點(diǎn)參數(shù)之一，I（·）為邏輯函數(shù)。（二）估計(jì)方法考慮到被解釋變量的滯后項(xiàng)可能導(dǎo)致模型產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題，使用OLS法估計(jì)模型參數(shù)存在偏差，借鑒Anja Baum等（2013）、Dang等（2012）和Stephanie Kremer等（2013）的相關(guān)研究[24-26]，將時(shí)間序列門限模型建模方法和動(dòng)態(tài)面板門限的GMM估計(jì)結(jié)合起來(lái)，并采用網(wǎng)格搜索法來(lái)獲取門限值，利用差分廣義矩方法來(lái)估計(jì)模型參數(shù)，以避免誤差項(xiàng)的序列相關(guān)導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。具體分三個(gè)步驟：第一步，估計(jì)門限值。首先，對(duì)門限變量進(jìn)行從小到大逐一排序，然后，將兩端的數(shù)值去掉，在分位數(shù)5%～95%之間取樣本進(jìn)行門限搜索。給定門限值，先把內(nèi)生變量對(duì)所有工具變量進(jìn)行回歸，得到其估計(jì)值，再用估計(jì)值代替內(nèi)生變量重新估計(jì)模型，獲得模型的殘差平方和S（γ）。在門限變量的取值區(qū)間內(nèi)搜索S（γ）的最小值，并以此最小值為門限值的估計(jì)值，即=arg min Sn（γ）。第二步，確定門限值后，進(jìn)行Wald統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)。Wald統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)是用來(lái)檢驗(yàn)單個(gè)解釋變量和模型總體門限效應(yīng)的顯著性，原假設(shè)為H0：Rβ=0，其中，R=[1，-1]。若拒絕原假設(shè)，則說(shuō)明金融改革水平對(duì)收入不平等存在門限效應(yīng)。Wald統(tǒng)計(jì)量定義為：W（）={R（）}′{RVar∧（（））R′}-1{R（）}（2）由于Wald統(tǒng)計(jì)量分布未知，借鑒Hansen（1999）[27]使用的自助抽樣法來(lái)獲得Wald統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布，從而檢測(cè)變量門限效應(yīng)的顯著性。最后，依據(jù)變量門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，確定最終回歸模型，再運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的兩步差分廣義矩法來(lái)重新估計(jì)模型，得到各解釋變量的系數(shù)估計(jì)值。（三）指標(biāo)說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源1.基尼系數(shù)①。本文的重點(diǎn)是考察金融改革對(duì)收入不平等的影響，作為收入不平等的衡量指標(biāo)基尼系數(shù)成為研究的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。采用的基尼系數(shù)的數(shù)據(jù)來(lái)自于the Standardized World Income Inequality Database Version 4.0。2.金融改革指數(shù)。本文采用的金融改革指標(biāo)來(lái)自Abiad et a1.（2008）建立的金融改革數(shù)據(jù)庫(kù)[28]，其計(jì)算的金融改革指數(shù)涵蓋金融改革涉及的信貸控制、利率控制、金融市場(chǎng)準(zhǔn)入壁壘、銀行監(jiān)管、銀行私有化程度、資本開(kāi)放程度和證券市場(chǎng)等7個(gè)方面，能夠比較全面反映各地區(qū)的金融改革情況②。他們對(duì)金融改革的7個(gè)方面分別進(jìn)行評(píng)分，分?jǐn)?shù)控制在0～3之間，而后將7個(gè)方面的評(píng)分進(jìn)行算術(shù)平均得出金融改革綜合指標(biāo)，并將金融改革變量標(biāo)準(zhǔn)化在（0，1）之間，分?jǐn)?shù)越接近1表示金融改革成效顯著，金融抑制程度低；反之，分?jǐn)?shù)越趨于0表示金融改革成效不顯著，金融抑制程度高，其中1表示完全金融自由，0表示為完全金融抑制。3.控制變量。（1）政府財(cái)政支出（GB）。使用政府財(cái)政支出占GDP比重來(lái)表示一國(guó)或地區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的干預(yù)程度包括對(duì)商品和服務(wù)的購(gòu)買與消費(fèi)，但不包括國(guó)防、軍事支出。政府支出通常投資于使私人投資受益的公共基礎(chǔ)設(shè)施，尤其使富人會(huì)更加富有。同時(shí)，政府支出還包括降低收入不平等的政府轉(zhuǎn)移支付。（2）消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（CPI）。是衡量通貨膨脹的主要指標(biāo)之一，如果消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)升幅過(guò)大，表明通貨膨脹已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定和收入不平等的因素。已有實(shí)證研究顯示，通貨膨脹與收入不平等之間存在正相關(guān)關(guān)系（Al-Marhubi Fahim，2000）[29]。相對(duì)窮人，富人可利用更多的金融工具緩解通脹沖擊。（3）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）。以人均國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率來(lái)衡量一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。人均國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)變化對(duì)收入不平等的影響更為復(fù)雜，但長(zhǎng)期表現(xiàn)人均國(guó)民生產(chǎn)總值有助于降低收入不平等，預(yù)期符號(hào)為負(fù)。（4）社會(huì)撫養(yǎng)比（AD）。是被撫養(yǎng)人口（15歲以下或64歲以上人口）與勞動(dòng)年齡人口（15～64歲人口）之比，數(shù)據(jù)體現(xiàn)為每百名勞動(dòng)年齡人口中被撫養(yǎng)人口所占的比例。因此，撫養(yǎng)比值越高，家庭負(fù)擔(dān)越重，可能會(huì)增加一國(guó)的收入不平等。（5）教育支出（EU）。使用教育支出總額占GDP的比例來(lái)衡量對(duì)人力資本的投資。更多的教育投入意味著投資于人力資本更多，人力資本的提升會(huì)提高人們的生產(chǎn)效率，特別是低收入者的勞動(dòng)生產(chǎn)率，從而使他們能夠獲得更好的工資待遇。表1列出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。這里收集了包括中國(guó)在內(nèi)55個(gè)新興市場(chǎng)國(guó)家和地區(qū)1981～2005年的非平衡面板數(shù)據(jù)，共計(jì)1060個(gè)觀測(cè)值，其研究范圍覆蓋歐洲、亞洲、美洲和非洲。其中，包括12個(gè)歐洲國(guó)家、15個(gè)南美國(guó)家、11個(gè)非洲國(guó)家、16個(gè)亞洲國(guó)家（地區(qū)）。四、實(shí)證及其結(jié)果分析首先，將金融發(fā)展水平按照從小到大順序排列，去除兩端5%的數(shù)值，以保證每個(gè)區(qū)制至少包含5%的數(shù)據(jù)。排序后的數(shù)據(jù)依次作為門限值進(jìn)行回歸估計(jì)，遵循Arellano and Bover（1995）[31]的研究，使用內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行2OLS回歸，最小殘差平方和所對(duì)應(yīng)的數(shù)值即為門限估計(jì)值。然后，構(gòu)建Wald統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)。通過(guò)1000次自助抽樣，得到統(tǒng)計(jì)量的顯著性水平。相關(guān)統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2③。檢驗(yàn)結(jié)果表明金融融改革對(duì)收入不平等影響存在門限效應(yīng)，門限估計(jì)值為0.6310，模型門限效應(yīng)非常顯著，以該門限值為標(biāo)準(zhǔn)可分為不同的區(qū)制。單變量檢驗(yàn)結(jié)果表明：金融改革水平、人均GDP增長(zhǎng)率和社會(huì)撫養(yǎng)比門限效應(yīng)顯著，系數(shù)估計(jì)值的區(qū)制依賴性較明顯；而其他解釋變量的門限效應(yīng)不顯著，系數(shù)估計(jì)值具有區(qū)制獨(dú)立性。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，使用兩步差分廣義矩法重新估計(jì)模型，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。由動(dòng)態(tài)面板門限模型估計(jì)結(jié)果可知：以金融改革為模型門限變量，以門限估計(jì)值0.6310為界將樣本劃分為兩個(gè)區(qū)制，不同區(qū)制下金融改革對(duì)收入不平等影響明顯不同。金融改革系數(shù)的符號(hào)在低于門限值0.6310時(shí)顯著為正，金融改革與收入不平等是正相關(guān)的，金融改革加深會(huì)擴(kuò)大居民收入差距，增加收入不平等程度；而在高于門限值0.6310時(shí)顯著為負(fù)，金融改革與收入不平等是負(fù)相關(guān)的，金融改革深化會(huì)縮小居民收入差距，降低不平等程度，但是金融改革對(duì)居民收入差距影響強(qiáng)度明顯弱于低金融改革區(qū)制。該結(jié)果同時(shí)印證了前文的理論模型研究結(jié)論：在早期階段，金融改革會(huì)惡化收入分配差距，但越過(guò)拐點(diǎn)后，隨著金融發(fā)展的深化與成熟，收入差距逐漸縮小。此外，從時(shí)間角度分析，落入高金融改革水平區(qū)制的樣本隨著時(shí)間的發(fā)展而增多（如表4所示）。1987～1990，只有1～3個(gè)新興市場(chǎng)的金融改革水平超過(guò)門限值，這主要是由于本文選取非平衡面板數(shù)據(jù)而造成的；而到1995已有15個(gè)新興市場(chǎng)的金融改革水平越過(guò)門限值，2004這個(gè)數(shù)值更是達(dá)到43，近80%的新興市場(chǎng)國(guó)家金融改革對(duì)縮小收入不平等已經(jīng)發(fā)揮正向效應(yīng)。表明目前新興市場(chǎng)的金融改革與收入不平等的關(guān)系正處于倒U型曲線的轉(zhuǎn)變期，為此，各新興市場(chǎng)國(guó)家仍必須根據(jù)自身金融改革所處的不同階段繼續(xù)深化，發(fā)揮其對(duì)緩解收入分配不均的積極作用。

從地區(qū)角度分析，55個(gè)新興市場(chǎng)中，金融改革水平越過(guò)門限值的年份數(shù)基本上集中在10年（7個(gè)新興市場(chǎng)）和9年（5個(gè)新興市場(chǎng)），最少的為2年和最多的為20年。具體就各新興市場(chǎng)每年的金融改革水平超過(guò)門限值的年分?jǐn)?shù)而言，非洲6個(gè)新興市場(chǎng)國(guó)家超過(guò)了9年，歐洲多于9年的國(guó)家有7個(gè)，亞洲新興市場(chǎng)中金融改革水平超過(guò)門限值的個(gè)數(shù)為6，而美洲有9個(gè)國(guó)家超過(guò)了9年。盡管各洲新興市場(chǎng)國(guó)家或地區(qū)金融發(fā)展水平差異很大，但總體呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)。社會(huì)撫養(yǎng)比和人均國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的系數(shù)符號(hào)在兩區(qū)制下沒(méi)有發(fā)生變化，但數(shù)值有明顯差異，且均比較顯著。社會(huì)撫養(yǎng)比的系數(shù)符號(hào)為正，撫養(yǎng)比的系數(shù)由低于門限的0.0543增加為高于門限時(shí)的0.1020，社會(huì)撫養(yǎng)人口的增加會(huì)加重家庭生活負(fù)擔(dān)，尤其對(duì)貧困家庭影響更大，直接加劇了居民收入不平等。GDP的系數(shù)符號(hào)均顯著為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)縮小收入差距有顯著的促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是消除收入差距的主要手段。收入不平等滯后項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)顯著為正，說(shuō)明基尼系數(shù)存在一定的時(shí)滯效應(yīng)，上一期的收入不平等狀況會(huì)影響到當(dāng)期收入分配。教育支出的系數(shù)符號(hào)為負(fù)且顯著，國(guó)家教育支出的增加會(huì)促進(jìn)窮人人力資本的積累、生產(chǎn)效率和工資的提高致使收入差距的縮小。財(cái)政支出對(duì)基尼系數(shù)的影響系數(shù)顯著為負(fù)，通過(guò)金融改革政府支出也能使窮人受益，再加上政府的轉(zhuǎn)移性支出，因此，政府支出表現(xiàn)出有利于收入差距縮小。消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)系數(shù)符號(hào)顯著為負(fù)，說(shuō)明通貨膨脹是有利于縮小收入不平等。五、結(jié)論與政策建議以上構(gòu)建了內(nèi)生門限的金融改革與收入不平等理論模型，并基于55個(gè)國(guó)家非平衡面板數(shù)據(jù)，以金融改革為門限變量，應(yīng)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)門限模型，考察金融改革與收入不平等之間的非線性效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)金融改革與收入不平等之間的關(guān)系存在非線性門限效應(yīng)，金融改革的門限值約為0.6310。這意味著金融改革對(duì)收入不平等的影響取決于自身金融改革水平的高低。當(dāng)金融改革水平處在低于門限值時(shí)，金融改革對(duì)收入不平等的影響為正；當(dāng)金融改革水平處在高于門限值時(shí)，金融改革對(duì)收入不平等的影響為負(fù)。因此，為縮小居民收入差距，必須推動(dòng)金融體制的改革和重構(gòu)，保持超過(guò)門限值的最低金融改革水平。放松金融約束以促進(jìn)金融市場(chǎng)的充分發(fā)展，降低低收入者參與金融市場(chǎng)的門檻，使其獲得更多的金融服務(wù)以增加其人力資本投資，從而提高工資水平和改善收入分配狀況。在對(duì)金融風(fēng)險(xiǎn)可控的前提下，逐步穩(wěn)妥地推進(jìn)利率市場(chǎng)化，促進(jìn)資金的合理流動(dòng)，加大針對(duì)低收入者和小微企業(yè)的政策支持力度，創(chuàng)新其融資渠道。同時(shí)，完善銀行業(yè)信貸結(jié)構(gòu)和資本市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，發(fā)展多層次的資本市場(chǎng)，降低投資門檻。 注釋：①基尼系數(shù)是比例數(shù)值，處在0～1之間，是國(guó)際上用來(lái)綜合考察居民內(nèi)部收入分配差異狀況的一個(gè)重要分析指標(biāo)，其數(shù)值越大預(yù)示著國(guó)家的收入差距更大；同時(shí)基尼系數(shù)的降低可能反映為低收入者收入的增加或者高收入階層收入的減少。②由于一國(guó)的金融改革涉及金融發(fā)展指標(biāo)的多個(gè)方面，如果僅采用其中單一的指標(biāo)來(lái)衡量，則很難全面、準(zhǔn)確反映一國(guó)或地區(qū)的金融改革的實(shí)際情況。③本文同樣檢驗(yàn)了以初始不平等和其他控制變量為門限變量的門限效應(yīng)，均未發(fā)現(xiàn)金融改革對(duì)收入不平等的非線性作用，限于篇幅沒(méi)有列出相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果。參考文獻(xiàn)：[1]Solt， Frederick.Standardizing the world income inequality database[J]. 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