高明 李德龍 施雨水

0 引言

金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配之間的關(guān)系得到學(xué)術(shù)界越來(lái)越多的關(guān)注。大量的宏觀研究注意到了金融發(fā)展的外部效應(yīng)，比如對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。也有一些學(xué)者指出，金融發(fā)展的程度影響到了經(jīng)濟(jì)的分配方式。一方面，金融發(fā)展可以創(chuàng)造更廣泛的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)，特別是對(duì)低收入家庭，從而有助于縮小貧富差距。比如，信貸市場(chǎng)使更多貧窮家庭的孩子有了接受高等教育的機(jī)會(huì)，也降低了其因經(jīng)濟(jì)因素輟學(xué)的可能；金融市場(chǎng)通過(guò)幫助新興企業(yè)獲得融資促進(jìn)新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，改善了社會(huì)整體福利(Jacoby and Skoufias, 1997; Mookherjee and Ray, 2003)。另一方面，金融發(fā)展對(duì)收入分配的影響也可經(jīng)由間接途徑?；诳鐕?guó)、公司和家庭的實(shí)證研究指出，金融發(fā)展除強(qiáng)化市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)外，還可以通過(guò)影響總產(chǎn)出以及信用、資本的配給影響企業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的需求，進(jìn)而改善收入分配(Townsend and Ueda, 2006)。

然而，現(xiàn)實(shí)中往往是那些具有更高財(cái)富水平、更高社會(huì)地位和更好教育程度的群體能夠更加有效地利用金融市場(chǎng)，并進(jìn)一步積累財(cái)富。金融市場(chǎng)效率提高，使用金融服務(wù)的邊際成本降低，有助于提高那些一直在使用金融服務(wù)者的福利。財(cái)富移轉(zhuǎn)(Wealth Transfer)使得金融發(fā)展很可能事實(shí)上是擴(kuò)大了貧富差距(Becker and Tomes, 1979, 1986; Greenwood and Jovanovic, 1990)。對(duì)于，學(xué)術(shù)界也很難在理論和實(shí)證上達(dá)成一致。國(guó)內(nèi)較早期研究認(rèn)為金融發(fā)展不利于我國(guó)收入差距的縮小(章奇等，2004；溫濤等，2005；孫永強(qiáng)和萬(wàn)玉琳，2011)，近期也有文獻(xiàn)指出金融發(fā)展在一定條件下也可以縮小收入差距、有倒U型關(guān)系存在(如胡宗義和劉亦文，2010；丁志國(guó)等，2011)。

相關(guān)問(wèn)題對(duì)當(dāng)今的中國(guó)社會(huì)有著重大的意義。隨著改革開(kāi)放的進(jìn)一步推進(jìn)和市場(chǎng)體制的逐步確立，人均收入顯著提高，但收入差距問(wèn)題也更加凸顯出來(lái)。這種收入差距又多被歸結(jié)為城鄉(xiāng)收入差距。對(duì)中國(guó)問(wèn)題的研究，城鄉(xiāng)二元體制是非常重要的因素，城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村因?yàn)轶w制原因有著系統(tǒng)性的差別。中國(guó)當(dāng)前的金融體系，以國(guó)有商業(yè)銀行為主體，以銀行信貸為主要融資手段，具有明顯的城市化傾向，這對(duì)收入分配的影響可能更加顯著。面對(duì)城鎮(zhèn)金融市場(chǎng)的快速發(fā)展與國(guó)民收入差距日趨擴(kuò)大的現(xiàn)象，我們急需探求其中的因果關(guān)系——收入差距是由金融發(fā)展的外部性所致還是城鄉(xiāng)二元體制本身對(duì)財(cái)富分配的影響。

本文在“城鄉(xiāng)收入差距(income disparity between urban and rural areas)”的基礎(chǔ)上，引入“城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距(income disparity within urban areas)”的概念[注]與之對(duì)應(yīng)的是“鄉(xiāng)村內(nèi)收入差距(income disparity within rural areas)”。但一方面，中國(guó)鄉(xiāng)村區(qū)域的金融發(fā)展非常緩慢，遠(yuǎn)較城鎮(zhèn)落后，不是研究金融發(fā)展與收入差距的適用樣本；另一方面，各省關(guān)于鄉(xiāng)村收入分配的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差異很大，且樣本缺失嚴(yán)重，暫時(shí)不具備實(shí)證研究的條件。。前者用城鎮(zhèn)居民平均可支配收入與農(nóng)村居民平均純收入之比度量，后者用城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)度量。本文通過(guò)分析1991—2008年31個(gè)省級(jí)行政單位的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)金融發(fā)展和收入分配之間的關(guān)系符合Greenwood and Jovanovic(1990)提出的庫(kù)茲涅茨效應(yīng)。隨著金融發(fā)展的深化，城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距都呈現(xiàn)倒U型的軌跡。倒U型曲線的存在并不是因?yàn)榻鹑诎l(fā)展本身的外部性，而是金融市場(chǎng)存在“進(jìn)入門(mén)檻”。在金融發(fā)展初期，窮人因?yàn)闊o(wú)法承擔(dān)這個(gè)固定成本而享受不到金融發(fā)展的正外部性，收入差距會(huì)逐漸擴(kuò)大；金融發(fā)展到一定程度后，低收入者進(jìn)入金融市場(chǎng)，收入差距會(huì)因?yàn)榻鹑诎l(fā)展的正外部性而縮小。若要通過(guò)金融手段促進(jìn)收入差距縮小，就必須對(duì)低收入者和鄉(xiāng)村區(qū)域更加關(guān)注。

本研究的創(chuàng)新之處主要有三點(diǎn)。首先，在實(shí)證模型上，本文引入金融發(fā)展變量的二次項(xiàng)來(lái)捕捉金融發(fā)展的庫(kù)茲涅茨效應(yīng)，檢驗(yàn)金融發(fā)展對(duì)收入差距的倒U型非線性影響在中國(guó)是否成立。同時(shí)，比照了金融發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距和城鄉(xiāng)收入差距的影響，以避免二元體制可能帶來(lái)的影響。國(guó)內(nèi)已有研究主要集中在金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響上，考慮到城鄉(xiāng)差距在中國(guó)整體收入差距中的決定性意義，使用城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距檢驗(yàn)金融發(fā)展的影響并作比照是更為一般性的做法。[注]學(xué)界普遍認(rèn)為，城鄉(xiāng)收入差距是中國(guó)收入差距的重要組成部分；世界銀行報(bào)告也指出，中國(guó)50%以上的收入差距可以被城鄉(xiāng)差距所解釋(Atinc，1997；Yang，1999；章奇等，2004；陸銘和陳釗，2004；葉志強(qiáng)等，2011)。其次，在數(shù)據(jù)選擇上，本文在基于總收入檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，考慮到近年財(cái)產(chǎn)性收入的影響增大，也用城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入差距作為因變量進(jìn)行實(shí)證，得到一致結(jié)果。第三，在計(jì)量方法上，本文除了采用面板固定效應(yīng)模型外，還使用工具變量法對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行了控制，并使用廣義矩估計(jì)(GMM)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得到了一致的結(jié)果。

本文其他章節(jié)安排如下：第1章回顧了國(guó)內(nèi)外相關(guān)領(lǐng)域的研究，第2章是計(jì)量模型、變量構(gòu)造與數(shù)據(jù)描述，第3章報(bào)告了實(shí)證結(jié)果并作討論，第4章是結(jié)論和政策建議。

1 文獻(xiàn)回顧

金融發(fā)展對(duì)收入差距的影響，國(guó)內(nèi)外已有比較豐富的理論和實(shí)證研究，但并未達(dá)成一致結(jié)論。本章按照金融發(fā)展影響收入差距的三種可能性對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行回顧。

1.1 線性關(guān)系： 金融發(fā)展有助于縮小收入差距

一些理論研究從人力資本積累的角度出發(fā)，認(rèn)為金融發(fā)展具有明顯的正外部性，有利于縮小收入差距。反之，不完美的金融市場(chǎng)會(huì)使得收入差距長(zhǎng)期存在。Becker and Tomes(1979, 1986)指出金融市場(chǎng)在父母對(duì)子女的人力資本投資決策中扮演著重要角色，非完美的信貸市場(chǎng)導(dǎo)致初始稟賦差距延續(xù)為后期持續(xù)存在的貧富差距。Galor and Zeira(1993)認(rèn)為只有當(dāng)金融系統(tǒng)得到發(fā)展和改善后，窮人能夠低成本地對(duì)教育進(jìn)行融資，收入分配的情況才會(huì)得以改善。很多實(shí)證結(jié)果支持了“金融影響人力資本積累”的假說(shuō)。Jacoby(1994)顯示信貸約束導(dǎo)致持續(xù)性貧困。Jacoby and Skoufias(1997)利用印度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)存在借款約束的家庭遇到財(cái)務(wù)困難時(shí)更可能使子女輟學(xué)。Flug et al. (1998)和Beegle et al. (2006)分別利用跨國(guó)面板和坦桑尼亞數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)擁有少量資產(chǎn)的貧窮家庭更可能使未成年人參加工作。而Dehejia and Gatti(2005)運(yùn)用跨國(guó)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)1960—1995年間的金融發(fā)展顯著降低了未成年人工作比例。

也有學(xué)者關(guān)注金融系統(tǒng)對(duì)分散風(fēng)險(xiǎn)的貢獻(xiàn)，指出隨著金融發(fā)展，市場(chǎng)將出現(xiàn)更多“分散化”經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)，這無(wú)疑會(huì)提高社會(huì)整體福利(Stiglitz, 1974)。隨著分散風(fēng)險(xiǎn)的固定成本降低，之前無(wú)法享受此類(lèi)福利的窮人將因此獲利；但如果分散風(fēng)險(xiǎn)的邊際成本遞減，一直享受此服務(wù)的富裕階層會(huì)獲益更多(Newbery, 1977; Townsend, 1982; Bardhan et al., 2000; Demirgü?-Kunt and Levine, 2009)。一些學(xué)者將金融市場(chǎng)分散風(fēng)險(xiǎn)的功能與個(gè)體成為企業(yè)家的機(jī)會(huì)聯(lián)系起來(lái)，認(rèn)為不夠發(fā)達(dá)的金融市場(chǎng)會(huì)降低窮人成為企業(yè)家的機(jī)會(huì)(Evans and Jovanovic,1989; Mookherjee and Ray, 2003; Jeong and Townsend, 2007, 2008)，信貸約束又使得初始稟賦顯著影響個(gè)體的企業(yè)家生涯及后期的財(cái)富分配(Aghion and Bolton, 1997; Piketty, 1997; Bardhan, 2000)。Paulson and Townsend(2004)和Demirgü?-Kunt et al. (2008)研究了家庭財(cái)富與創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)相對(duì)富裕的家庭會(huì)更可能創(chuàng)業(yè)，創(chuàng)業(yè)之前與金融機(jī)構(gòu)的良好關(guān)系對(duì)于新企業(yè)的生存有顯著的正向作用。

金融市場(chǎng)對(duì)收入分配的影響還會(huì)通過(guò)間接途徑傳導(dǎo)。Gine and Townsend(2004)指出，金融擴(kuò)張以及家庭信貸可得性可以解釋樣本期內(nèi)泰國(guó)人均GDP的快速增長(zhǎng)；與此同時(shí)，就業(yè)率和平均工資也有所上升。在這個(gè)過(guò)程的初期，只有那些具有企業(yè)家能力但缺乏資金支持的人能從金融發(fā)展中獲利；隨著金融市場(chǎng)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，大部分勞動(dòng)者都能享受到工資上升帶來(lái)的福利。Levine et al. (2011)指出，在發(fā)達(dá)的金融市場(chǎng)上，銀行間的競(jìng)爭(zhēng)使得其貸款甄別必須更加偏重于公司實(shí)力，這反過(guò)來(lái)迫使公司提高生產(chǎn)效率以吸引銀行資本，從而顯著加大公司之間的競(jìng)爭(zhēng)。同時(shí)，金融發(fā)展會(huì)降低由于歧視造成的勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入門(mén)檻，有助于縮小由此導(dǎo)致的收入差距。在發(fā)展中國(guó)家，大量勞動(dòng)力被中小企業(yè)雇傭，金融發(fā)展對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)影響的一個(gè)重要方面在于其對(duì)中小企業(yè)的影響。[注]相關(guān)的實(shí)證研究包括Hubbard and Palia(1995)、Huo(1997)、Demirgü?-Kunt and Maksmovic(1998)、Rajan and Zingales(1998)、Black and Strahan(2002)、Beck et al. (2005, 2008)、Klapper et al. (2006)、 Cotler and Woodruff(2008)，De Mel et al. (2008)、Demirgü?-Kunt and Levine(2009)、Kerr and Nanda(2009)等。從已有的研究來(lái)看，無(wú)論是公司、行業(yè)還是國(guó)家層面的結(jié)果，基本都支持金融發(fā)展提高公司(特別是小公司)業(yè)績(jī)、有助于新生公司進(jìn)入市場(chǎng)的結(jié)論。

金融深度是一個(gè)重要的觀察變量。Clarke et al. (2006)利用83個(gè)國(guó)家1960—1995年間的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了金融深度有助于縮小收入差距。Beck et al. (2007)利用1960—2005年間的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)基尼系數(shù)的增長(zhǎng)率隨金融深度增強(qiáng)而降低，并且金融發(fā)展對(duì)低收入人群更為有利，可以降低絕對(duì)貧困水平。Batuo et al. (2012)利用22個(gè)非洲國(guó)家1990—2004年間的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)收入差距隨著金融發(fā)展而減小，并且不支持Greenwood and Jovanovic(1990)的倒U假說(shuō)。

1.2 線性關(guān)系： 金融發(fā)展擴(kuò)大了收入差距

中文文獻(xiàn)主要集中在金融深度對(duì)收入差距的影響，多數(shù)認(rèn)為收入差距會(huì)被金融發(fā)展拉大。章奇等(2004)利用1978—1998年間的中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融深度的增加擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，且主要表現(xiàn)在20世紀(jì)90年代。另外，我國(guó)金融機(jī)構(gòu)在向農(nóng)村和農(nóng)業(yè)配置資金方面缺乏效率。章奇等(2004)對(duì)金融深度的影響采取了線性假設(shè)，文章中運(yùn)用了三種不同的計(jì)量方法，但是三者在主變量的顯著性上并不一致。陸銘和陳釗(2004)的樣本區(qū)間為1987—2001年，指出中國(guó)持續(xù)擴(kuò)大的城鄉(xiāng)收入差距源于地方政府實(shí)施的帶有城市化傾向的經(jīng)濟(jì)政策，金融發(fā)展本身并無(wú)顯著影響。該文得出與章奇等(2004)不同的結(jié)論，但未討論內(nèi)生性問(wèn)題。

溫濤等(2005)運(yùn)用時(shí)間序列分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)(Granger Causality Tests)對(duì)1952—2003年間中國(guó)的整體金融發(fā)展進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)整體金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)效應(yīng)，并擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。葉志強(qiáng)等(2011)將數(shù)據(jù)集擴(kuò)展到了2006年，并參照Beck et al. (2007)的實(shí)證框架，指出金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村居民人均收入有顯著的負(fù)向影響，對(duì)城鎮(zhèn)居民人均收入則無(wú)顯著影響。但該研究同樣忽略了金融發(fā)展的內(nèi)生性，也沒(méi)有考慮政府對(duì)農(nóng)業(yè)的財(cái)政支出。孫永強(qiáng)和萬(wàn)玉琳(2011)用泰爾熵指數(shù)度量城鄉(xiāng)收入差距，運(yùn)用中國(guó)1978—2008年間的省級(jí)數(shù)據(jù)，采用面板誤差修正模型考察了金融發(fā)展、對(duì)外開(kāi)放和城鄉(xiāng)收入差距三者之間的長(zhǎng)期關(guān)系，認(rèn)為在長(zhǎng)期金融發(fā)展會(huì)顯著擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民的收入差距。此外，Gimet and Lagoarde-Segot(2014)運(yùn)用1994—2002年間49個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與收入差距存在顯著正向因果關(guān)系。并且，這種關(guān)系取決于金融部門(mén)的性質(zhì)，而非其規(guī)模。相比于資本市場(chǎng)，銀行部門(mén)對(duì)不平等有更強(qiáng)的影響。

1.3 金融發(fā)展與收入差距之間的非線性關(guān)系

Greenwood and Jovanovic(1990)認(rèn)為金融影響家庭獲得更高投資回報(bào)的可能性。他們假設(shè)，金融中介在項(xiàng)目識(shí)別方面具有絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，其參與有助于提高投資者的投資回報(bào)率乃至社會(huì)的整體效率，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。然而，進(jìn)入金融市場(chǎng)(接受到金融中介的服務(wù))需要支付一定的固定成本，這個(gè)成本在初期并不是每個(gè)人都能支付得起。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，越來(lái)越多的人有能力支付這一成本并接觸到金融市場(chǎng)與金融中介，進(jìn)而有機(jī)會(huì)獲得更高的投資回報(bào)。Townsend and Ueda(2006)擴(kuò)展了Greenwood and Jovanovic(1990)的理論，并指出貧富差距與金融發(fā)展之間的關(guān)系并非是單調(diào)的。Demirgü?-Kunt and Levine(2009)提出金融會(huì)影響不同個(gè)體的投資回報(bào)率。當(dāng)金融市場(chǎng)的發(fā)展程度很低的時(shí)候，其不完美程度對(duì)投資機(jī)會(huì)造成了很大的限制；或者如果較高的初始資本會(huì)帶來(lái)較高的投資回報(bào)，那么通常只有富人才能夠通過(guò)投資來(lái)積累財(cái)富，貧富差距無(wú)疑會(huì)被擴(kuò)大。Kim and Lin(2011)認(rèn)為金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系取決于某一國(guó)家金融發(fā)展的水平，強(qiáng)調(diào)了門(mén)檻的作用。

中文實(shí)證文獻(xiàn)方面，丁志國(guó)等(2011)利用我國(guó)1985—2009年各省的數(shù)據(jù)證明了我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間存在倒U型關(guān)系。此外，結(jié)果顯示單位GDP的農(nóng)業(yè)貸款額、貸款網(wǎng)點(diǎn)比率、就業(yè)城市化等因素能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。胡宗義和劉亦文(2010)對(duì)金融非均衡發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系進(jìn)行了研究，研究結(jié)果支持倒U型關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)拐點(diǎn)出現(xiàn)在金融發(fā)展20%～60%的分位數(shù)水平區(qū)間。而關(guān)于金融發(fā)展與收入差距的倒U型機(jī)制形成原因，孫永強(qiáng)(2012)雖未證實(shí)倒U型關(guān)系，但指出城市化可能是金融發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距的中間渠道。楊楠和馬綽欣(2014)研究?jī)烧叩臅r(shí)變關(guān)系，并具體探討了中國(guó)地區(qū)間的階段性差異。

1.4 小結(jié)

現(xiàn)有理論文獻(xiàn)對(duì)金融發(fā)展與收入差距之間的關(guān)系尚未取得一致結(jié)論。一些學(xué)者認(rèn)為金融發(fā)展更有利于低收入者且會(huì)縮小收入差距。因?yàn)榻鹑诎l(fā)展直接地降低進(jìn)入金融市場(chǎng)、接受金融服務(wù)和管理風(fēng)險(xiǎn)的門(mén)檻，同時(shí)間接地通過(guò)增加勞動(dòng)力市場(chǎng)的需求來(lái)促進(jìn)就業(yè)公平并提高工資，有利于低收入者通過(guò)教育積累人力資本和擁有才能卻缺乏初始資本的人成為企業(yè)家，使得經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)的分布更加廣泛。也有學(xué)者認(rèn)為金融發(fā)展雖然會(huì)提高金融服務(wù)質(zhì)量并降低服務(wù)成本，但由于存在進(jìn)入門(mén)檻，只有已經(jīng)在金融市場(chǎng)中的富裕階層才能因此獲益。即使金融市場(chǎng)的進(jìn)入門(mén)檻會(huì)隨著金融發(fā)展逐漸降低，富裕階層仍會(huì)比窮人更加有效地利用金融服務(wù)積累財(cái)富，使得貧富差距進(jìn)一步擴(kuò)大。

實(shí)證研究大多認(rèn)為金融發(fā)展有助于縮小貧富差距，尤其在金融發(fā)展的過(guò)程中，低收入的家庭和小公司會(huì)比富裕家庭和大公司獲得更多經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)。在家庭層面上，金融發(fā)展有助于平滑消費(fèi)和對(duì)人力資本投資進(jìn)行融資；在公司層面上，金融可得程度往往與高回報(bào)和更好的公司業(yè)績(jī)相聯(lián)系。中文文獻(xiàn)大多支持金融發(fā)展擴(kuò)大貧富差距，這可能與相關(guān)研究對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)二元體制及其經(jīng)濟(jì)影響的控制程度有關(guān)。中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距較高的地區(qū)往往是那些整體經(jīng)濟(jì)不夠發(fā)達(dá)、金融服務(wù)也很難覆蓋的地區(qū)，金融發(fā)展并不完全外生于模型。國(guó)內(nèi)已有研究多是利用各省或者全國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量數(shù)據(jù)衡量金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，這雖然可以很好地捕捉金融發(fā)展的整體效應(yīng)(包括直接效應(yīng)和間接效應(yīng))，但卻存在內(nèi)生性引起的識(shí)別問(wèn)題。章奇等(2004)系統(tǒng)地考慮了內(nèi)生性的問(wèn)題，但通過(guò)不同方法得到的實(shí)證結(jié)果并不一致。

2 計(jì)量模型與變量構(gòu)造

本文從兩個(gè)層面討論金融發(fā)展與收入差距的關(guān)系，一是金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距，二是金融發(fā)展與城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距，從而避免二元體制可能帶來(lái)的影響，以期得到更一般性的結(jié)論。對(duì)中國(guó)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)來(lái)講，固定效應(yīng)較之混合回歸和隨機(jī)效應(yīng)更為廣泛地采用。[注]如章奇等(2004)、陸銘和陳釗(2004)、葉志強(qiáng)等(2011)。英文文獻(xiàn)中，Clarke et al. (2006)采用了隨機(jī)效應(yīng)模型，因?yàn)榛貧w模型中包含了不隨時(shí)間變化的虛擬變量，致使固定效應(yīng)估計(jì)失效。本文運(yùn)用雙因素固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析，這在理論上也符合模型的內(nèi)涵假設(shè)，因?yàn)榻鹑诎l(fā)展程度顯然與省級(jí)效應(yīng)相關(guān)。并且，以中國(guó)的情況而言，城鄉(xiāng)收入差距較大的省份往往是不夠發(fā)達(dá)的省份，很難吸引金融資源。因此，對(duì)于這個(gè)問(wèn)題的研究，也必須考慮內(nèi)生性問(wèn)題。

2.1 計(jì)量模型與變量定義

2.1.1 金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距

為了考查金融發(fā)展對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文設(shè)定了以下基本的面板回歸模型：[注]本文樣本的截面跨度為31，時(shí)間跨度為18，仍可認(rèn)為是一個(gè)短面板。故，不著重考慮面板時(shí)間序列特征。

其中，下標(biāo)i和t分別表示第i個(gè)省級(jí)行政單位和第t年。INE和URRATIO表示以城鎮(zhèn)居民平均可支配收入與農(nóng)村居民平均純收入之比度量的城鄉(xiāng)收入差距，前者基于總收入(涵蓋工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入)，后者基于財(cái)產(chǎn)性收入。FD表示以金融深度度量的金融發(fā)展指標(biāo)，F(xiàn)D2是其二次項(xiàng)，用來(lái)捕捉金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的庫(kù)茲涅茨效應(yīng)。CV表示控制變量，在固定效應(yīng)模型中特別包括了地區(qū)固定效應(yīng)γi和時(shí)間固定效應(yīng)δt。ε是隨機(jī)干擾項(xiàng)。如果金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的庫(kù)茲涅茨效應(yīng)存在，則回歸結(jié)果應(yīng)顯示：α1顯著大于0且α2顯著小于0。

2.1.2 金融發(fā)展與城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距

為了考查金融發(fā)展對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距的影響，本文設(shè)定了以下基本回歸模型：

(3)

其中，GINI表示以基尼系數(shù)度量的城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距。其他變量設(shè)置與模型1相同。如果金融發(fā)展與城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距之間的庫(kù)茲涅茨效應(yīng)存在，則回歸結(jié)果應(yīng)顯示：α1顯著大于0且α2顯著小于0。

2.1.3 金融發(fā)展的度量

如何量化金融發(fā)展是金融深化理論提出后此領(lǐng)域研究面臨的共同問(wèn)題。McKinnon(1973)采用的是貨幣存量M2與GDP的比值，然而這一方法只能反映貨幣流通情況，無(wú)法與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配等議題相匹配，隨后即被認(rèn)為存在缺陷。自Levine and Zervos(1998)使用銀行對(duì)私人部門(mén)貸款總額與GDP比值度量金融發(fā)展以后，這個(gè)指標(biāo)就被廣泛接受。中國(guó)金融體系以商業(yè)銀行為主體，其中又以存貸業(yè)務(wù)占比最多。因此，本文以銀行貸款總額占GDP比重這一指標(biāo)度量金融發(fā)展。[注]金融發(fā)展縮小收入差距的關(guān)鍵機(jī)制，在于金融市場(chǎng)和金融中介的發(fā)展使得低收入者能夠獲得更多的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)，如投融資機(jī)會(huì)、成為企業(yè)家機(jī)會(huì)(包含自雇勞動(dòng)和自營(yíng)工商業(yè))等。銀行體系的發(fā)展可以促進(jìn)金融接觸(Financial Access)，這已被眾多文獻(xiàn)所證明。就本文而言，銀行貸款總額占GDP比重的增大意味著更多的借貸機(jī)會(huì)，即意味著更多的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)。這對(duì)于城市和農(nóng)村具有相同的效果。

2.1.4 省級(jí)城鎮(zhèn)基尼系數(shù)的計(jì)算

本文用基尼系數(shù)度量城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距(Ray, 1998)。城鎮(zhèn)基尼系數(shù)運(yùn)用各省統(tǒng)計(jì)年鑒中“人民生活”項(xiàng)的城鎮(zhèn)居民收入分組數(shù)據(jù)計(jì)算得到，方法參考謝建國(guó)和丁方(2011)。各省統(tǒng)計(jì)年鑒一般將城鎮(zhèn)居民按照平均收入從低到高分為7組，每組分別占抽樣總數(shù)的10%、10%、20%、20%、20%、10%、10%，以Xi表示各組的人口累計(jì)百分比，Yi表示各組的收入累計(jì)百分比，則城鎮(zhèn)基尼系數(shù)為：

(4)

2.1.5 控制變量

在考察金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距時(shí)，包含在模型中的控制變量如下：

(1) 二元對(duì)比系數(shù)(A_nA)：農(nóng)業(yè)部門(mén)與非農(nóng)業(yè)部門(mén)之間的二元結(jié)構(gòu)是中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的主導(dǎo)因素。為了控制二元結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文根據(jù)彭建剛和李關(guān)政(2006)計(jì)算了二元對(duì)比系數(shù)：[注]此構(gòu)造由陳宗勝于1994年提出(《經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的收入分配》，上海人民出版杜)，最初只包含農(nóng)業(yè)—工業(yè)的二元對(duì)比，彭建剛和李關(guān)政(2006)通過(guò)引入第三產(chǎn)業(yè)將其擴(kuò)展為農(nóng)業(yè)—非農(nóng)業(yè)二元對(duì)比。

(5)

其中，非農(nóng)業(yè)部門(mén)包括第二和第三產(chǎn)業(yè)。某部門(mén)比較勞動(dòng)生產(chǎn)率等于其產(chǎn)出所占比重與投入勞動(dòng)力所占比重之比。二元對(duì)比系數(shù)越低，說(shuō)明二元性越強(qiáng)。預(yù)測(cè)其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響為負(fù)。

(2) 人均實(shí)際GDP(GDP per capita以下簡(jiǎn)化為GDPp c，1991年價(jià)格)：Demirgü?-Kunt and Levine(2009)指出，金融對(duì)收入分配的影響可以分解成兩個(gè)方面：一是通過(guò)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加低收入者的收入，二是通過(guò)改變洛倫茲曲線(Lorenz curve)影響不同階層的相對(duì)收入。本文關(guān)心后者，回歸模型應(yīng)當(dāng)控制人均實(shí)際GDP(取自然對(duì)數(shù))。本文還引入其二次項(xiàng)以控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)收入差距的庫(kù)茲涅茨效應(yīng)(章奇等，2004；Clarke et al.,2006)。[注]對(duì)于名義值與實(shí)際值之間的差異，作者嘗試過(guò)三種調(diào)整方式： GDP per capita Deflator、GDP Deflator和CPI。發(fā)現(xiàn)通過(guò)前兩種方式計(jì)算出來(lái)的調(diào)整因子相差在1%以?xún)?nèi)，與第三種方式相差在10%以?xún)?nèi)。考慮到經(jīng)濟(jì)含義以及數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性，本文采用了第一種方式計(jì)算得到的人均實(shí)際GDP。

(3) 政府農(nóng)業(yè)支出(AGRI)：農(nóng)業(yè)支出占當(dāng)年政府財(cái)政支出的比例，是支農(nóng)政策的代理變量?？梢灶A(yù)期，較高的農(nóng)業(yè)支持將有助于縮小城鄉(xiāng)差距，預(yù)測(cè)其符號(hào)為負(fù)。

(4) 政府財(cái)政支出(FIS)：當(dāng)年政府財(cái)政支出占GDP的比例。由于政府政策存在城市化傾向(陸銘和陳釗，2004；溫濤等，2005)，預(yù)測(cè)此項(xiàng)符號(hào)為正。

(5) 外貿(mào)的活躍程度(TRADE)：當(dāng)年進(jìn)出口總額占GDP的比例。對(duì)外貿(mào)易一般發(fā)生于城鎮(zhèn)，故預(yù)測(cè)此項(xiàng)系數(shù)為正。

(6) 現(xiàn)代部門(mén)貢獻(xiàn)率(MSVA)：當(dāng)年第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比例，是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的代理變量?？紤]到其與二元對(duì)比系數(shù)之間可能存在多重共線性，故作為最后一個(gè)變量逐步加入回歸模型。

在考慮金融發(fā)展與城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距時(shí)，需要控制的因素有：(1)人均實(shí)際GDP；(2)政府財(cái)政支出；(3)外貿(mào)的活躍程度。認(rèn)為更高的政府財(cái)政支出意味著對(duì)富人更高的稅收和對(duì)窮人更多的轉(zhuǎn)移支付(Clarke et al.,2006)，預(yù)期更高的政府財(cái)政支出有助于縮小城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距。以國(guó)際貿(mào)易度量的開(kāi)放程度會(huì)影響收入差距(Beck et al.,2007)，預(yù)測(cè)外貿(mào)的活躍程度會(huì)增大城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與描述分析

本文運(yùn)用中國(guó)31個(gè)省級(jí)行政單位1991—2008年的面板數(shù)據(jù)。財(cái)產(chǎn)性收入來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)，其他資料均來(lái)自《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。選擇1991—2008年這一時(shí)間區(qū)間是基于以下原因：

第一，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，1990年是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)拐點(diǎn)，之后經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了相對(duì)發(fā)達(dá)的時(shí)期，并且金融發(fā)展相對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展是滯后的(如：章奇等，2004；陸銘和陳釗，2004；溫濤等，2005)。這與Greenwood and Jovanovic(1990) 的理論背景恰好吻合，檢驗(yàn)金融發(fā)展的庫(kù)茲涅茨效應(yīng)非常合適。

第二，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)改革的效應(yīng)在1980年代后期逐漸釋放干凈。家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制到1987年在中國(guó)大陸的所有省份均已推廣，這無(wú)疑會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距造成影響。將時(shí)間區(qū)間截選自1990年以后則可以避免這些影響對(duì)估計(jì)的干擾。

第三，金融發(fā)展在1990年代也發(fā)生了變化。政府自1980年代末開(kāi)始更加依靠金融體系作為主要的政策手段。中國(guó)農(nóng)村金融的發(fā)展水平，無(wú)論是在信貸還是儲(chǔ)蓄方面，與全國(guó)整體之間的差距都進(jìn)一步地?cái)U(kuò)大了(章奇等，2004；溫濤等，2005)。

變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1、表2所示。本文共有31個(gè)省的城鄉(xiāng)545個(gè)樣本點(diǎn)、城鎮(zhèn)420個(gè)樣本點(diǎn)。城鄉(xiāng)收入差距變量ln(INE)和ln(URRATIO)的均值分別為1.014和1.331。城鎮(zhèn)基尼系數(shù)ln(GINI)的均值為0.231。金融發(fā)展變量ln(FD)的均值為0.663。二元對(duì)比系數(shù)A_nA均值為0.218。

表1 金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距： 描述性統(tǒng)計(jì)

表2 金融發(fā)展與城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距： 描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證結(jié)果

以下使用雙因素固定效應(yīng)模型(同時(shí)控制省份i和時(shí)間t)和工具變量法分別討論金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距的關(guān)系，并進(jìn)行了相關(guān)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其中，對(duì)于城鄉(xiāng)收入差距，進(jìn)一步考慮了財(cái)產(chǎn)性收入。

之所以選擇雙因素固定效應(yīng)模型，除其符合理論假設(shè)和實(shí)踐中廣泛使用外，對(duì)時(shí)間虛擬變量的聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)強(qiáng)烈拒絕“無(wú)時(shí)間效應(yīng)”的原假設(shè)，所以本文在所有回歸中也均包含了時(shí)間虛擬變量。另外，由于收入差距較大的省份往往經(jīng)濟(jì)不夠發(fā)達(dá)，金融發(fā)展程度也較低，所以?xún)?nèi)生性問(wèn)題必須慎重考慮。本文在此部分視金融深度為內(nèi)生變量，采用其1階滯后值作為工具變量進(jìn)行估計(jì)。由于學(xué)術(shù)界對(duì)此尚無(wú)具體而公認(rèn)有效的框架，本文參考Demirgü?-Kunt and Levine(2009)的觀點(diǎn)，在各種計(jì)量方法的假設(shè)都與現(xiàn)實(shí)存在諸多不同時(shí)，通過(guò)不同計(jì)量方法得到類(lèi)似的結(jié)論即認(rèn)為在一定程度上是穩(wěn)健的。

3.1 金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距

表3報(bào)告了基于總收入的模型1的回歸結(jié)果。本文在雙因素固定效應(yīng)回歸中使用聚類(lèi)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差控制可能的異方差和序列相關(guān)。對(duì)于可能存在的干擾項(xiàng)組間相關(guān)，作者通過(guò)Friedman(1937)和Pesaran(2004)檢驗(yàn)，均無(wú)法拒絕“不存在組間截面相關(guān)”的原假設(shè)。由表3可以看出，對(duì)于雙因素固定效應(yīng)回歸，在逐步加入控制變量的過(guò)程中，金融深度線性項(xiàng)(ln(FD))系數(shù)始終顯著為正，其二次項(xiàng)(Sqr of ln(FD))系數(shù)顯著為負(fù)。根據(jù)回歸(6)，ln(FD) 的系數(shù)為0.841，二次項(xiàng)系數(shù)為-0.498，可知拐點(diǎn)處于ln(FD)的84.44百分位。這表明在樣本期間內(nèi)，以金融深度度量的金融發(fā)展與我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距之間存在倒U型的庫(kù)茲涅茨關(guān)系。[注]本文也嘗試了其他指標(biāo)。樊綱等(2010)編制的“信貸資金分配市場(chǎng)化”(1997—2007)指標(biāo)衡量了金融機(jī)構(gòu)貸款中非國(guó)有企業(yè)貸款所占比重，該指標(biāo)得分越高表示金融市場(chǎng)化程度越深，亦即民營(yíng)企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)家獲得融資的機(jī)會(huì)越大。本文以其替代“銀行貸款總額/GDP”來(lái)衡量金融發(fā)展。結(jié)果顯示，該變量一次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，二次項(xiàng)系數(shù)不顯著，即金融發(fā)展有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距?？紤]到該指標(biāo)的樣本期間為1997—2007年，其實(shí)證結(jié)果與運(yùn)用1991—2008年樣本得到的倒U型關(guān)系具有一致性?？刂谱兞恐?，二元對(duì)比系數(shù)(A_nA)顯著為負(fù)，表明二元性增強(qiáng)會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大；農(nóng)業(yè)財(cái)政支出(AGRI)顯著為負(fù)，說(shuō)明政府對(duì)農(nóng)業(yè)的支持有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。工具變量法回歸系數(shù)通過(guò)2SLS估計(jì)，結(jié)果類(lèi)似，支持金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間存在倒U型庫(kù)茲涅茨關(guān)系。金融深度的線性項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)顯著性增強(qiáng)。二元對(duì)比系數(shù)和農(nóng)業(yè)財(cái)政支出同樣對(duì)城鄉(xiāng)收入差距表現(xiàn)出顯著影響：隨著二元性的減弱和農(nóng)業(yè)扶持的增強(qiáng)，城鄉(xiāng)收入差距有縮小的趨勢(shì)。

表4報(bào)告了基于財(cái)產(chǎn)性收入的模型2回歸結(jié)果，估計(jì)方法和模型1相同。工具變量法回歸結(jié)果表明，金融深度線性項(xiàng)(ln(FD))系數(shù)始終顯著為正，其二次項(xiàng)(Sqr of ln(FD))系數(shù)顯著為負(fù)，金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)財(cái)產(chǎn)性收入差距的影響也表現(xiàn)出庫(kù)茨涅茨效應(yīng)。與工具變量法相比，雙因素固定效應(yīng)回歸結(jié)果在主變量的符號(hào)上保持了一致，大小略有改變，顯著性水平變?nèi)酢ｎ?lèi)似地，由雙因素固定效應(yīng)回歸(6)可得，ln(FD)系數(shù)為4.128，Sqr of ln(FD)系數(shù)為-2.338，拐點(diǎn)處于ln(FD)的88.28百分位，這與模型1得到的結(jié)果比較接近。此外，對(duì)比基于總收入的回歸結(jié)果，基于財(cái)產(chǎn)性收入的回歸結(jié)果中，金融發(fā)展與其二次項(xiàng)的回歸系數(shù)的絕對(duì)值明顯增大，可見(jiàn)我國(guó)金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)財(cái)產(chǎn)性收入差距的影響要大于對(duì)工資性收入差距的影響。這與文獻(xiàn)中所指出的，金融發(fā)展更與財(cái)產(chǎn)性收入直接聯(lián)系、與工資性收入聯(lián)系相對(duì)間接具有一致性。

出于穩(wěn)健的目的，本文同樣使用了金融深度的滯后1—2期值，利用過(guò)度識(shí)別的廣義矩估計(jì)(GMM)方法對(duì)模型1和模型2進(jìn)行了估計(jì)，系數(shù)的符號(hào)和顯著性均無(wú)改變。結(jié)果見(jiàn)表5。

3.2 金融發(fā)展與城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距

表6報(bào)告了金融發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距(模型3)的估計(jì)結(jié)果。此處的收入變量是指總收入。由于城鎮(zhèn)內(nèi)財(cái)產(chǎn)性收入的分組數(shù)據(jù)不可得，無(wú)法構(gòu)造城鎮(zhèn)內(nèi)財(cái)產(chǎn)性收入的GINI系數(shù)，因此無(wú)法對(duì)城鎮(zhèn)內(nèi)財(cái)產(chǎn)性收入差距進(jìn)行相關(guān)回歸。

表6 金融發(fā)展與城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距

VARIABLESln(GINI): 雙因素固定效應(yīng)ln(GINI): 工具變量法(1)(2)(3)(4)(1)(2)(3)(4)ln(FD)0.242***0.230***0.226***0.203***0.282***0.276***0.274***0.247***(0.08)(0.08)(0.08)(0.07)(0.07)(0.07)(0.07)(0.07)Sqr of ln(FD)-0.154***-0.150***-0.147***-0.132***-0.170***-0.168***-0.166***-0.150***(0.05)(0.05)(0.05)(0.04)(0.04)(0.04)(0.04)(0.05)ln(GDP pc)-0.0382-0.03490.0116-0.0127-0.01110.0522(0.05)(0.05)(0.06)(0.04)(0.04)(0.05)Sqr of ln(GDP pc)0.002640.00237-0.000550.0008910.000751-0.00299(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)FIS-0.0186-0.0316-0.0097-0.0325(0.03)(0.03)(0.04)(0.04)TRADE0.0173**0.0192**(0.01)(0.01)Constant0.05710.2030.1970.02080.160***0.2040.204-0.0537(0.04)(0.29)(0.29)(0.32)(0.03)(0.23)(0.23)(0.24)Observations420420420420376376376376No. of Provinces3131313131313131R-squared0.8450.8470.8470.850

注： 括號(hào)里的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤差。***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平上顯著。

從表6可以看出，在逐步加入控制變量的過(guò)程中，金融深度線性項(xiàng)(ln(FD))系數(shù)一直顯著為正，其二次項(xiàng)(Sqr of ln(FD))系數(shù)則顯著為負(fù)。這說(shuō)明在樣本期間內(nèi)，以金融深度衡量的金融發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距的影響存在倒U型的庫(kù)茲涅茨效應(yīng)。同時(shí)也說(shuō)明，排除二元體制對(duì)評(píng)估收入差距的結(jié)構(gòu)性影響之后，金融發(fā)展對(duì)收入差距的庫(kù)茲涅茨效應(yīng)依然存在，支持了Greenwood and Jovanovic(1990)的理論預(yù)測(cè)。由雙因素固定效應(yīng)回歸(4)可知，ln(FD)的系數(shù)估計(jì)值為0.203，二次項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值為-0.312，拐點(diǎn)處于ln(FD)變量的76.89百分位。相比于金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的庫(kù)茲涅茨效應(yīng)拐點(diǎn)，金融發(fā)展影響城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距的拐點(diǎn)要更早一些。在控制變量中，貿(mào)易的開(kāi)放性(TRADE)會(huì)顯著增大城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距，與預(yù)期相符。工具變量法回歸系數(shù)通過(guò)2SLS估計(jì)。在考慮內(nèi)生性以后，結(jié)果類(lèi)似。金融深度的線性項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)均處于1%的顯著性水平。

與估計(jì)金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響類(lèi)似，出于穩(wěn)健的目的，本文使用了金融深度的滯后1～2期值，利用過(guò)度識(shí)別的廣義矩估計(jì)方法對(duì)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距(模型3)進(jìn)行了估計(jì)，系數(shù)的符號(hào)和顯著性均無(wú)改變。結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 金融發(fā)展與城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距： 廣義矩估計(jì)回歸結(jié)果

注： 括號(hào)里的數(shù)字為調(diào)整后標(biāo)準(zhǔn)誤差。***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平上顯著。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)[注]由于篇幅所限，正文并未報(bào)告穩(wěn)健性檢驗(yàn)的細(xì)節(jié)。相關(guān)結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)附錄。

3.3.1 不包含“人均GDP”的估計(jì)

Clarke et al. (2006)指出，雖然人均實(shí)際GDP是討論金融發(fā)展與收入分配關(guān)系時(shí)最重要的控制變量之一，但它與金融發(fā)展之間卻很可能存在多重共線性，進(jìn)而對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響。因此，本文在估計(jì)“金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距”、“金融發(fā)展與城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距”時(shí)，均分別刪去人均實(shí)際GDP的線性項(xiàng)和二次項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)變量系數(shù)的符號(hào)和顯著性均未有實(shí)質(zhì)改變，說(shuō)明計(jì)量結(jié)果穩(wěn)健。

3.3.2 平衡面板數(shù)據(jù)估計(jì)

之前在估計(jì)“金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距”關(guān)系時(shí)，運(yùn)用了中國(guó)31個(gè)省級(jí)行政單位1991—2008年的非平衡面板數(shù)據(jù)，樣本中黑龍江、廣東、四川3省的數(shù)據(jù)在某些年份有所缺失，但是這并不影響固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。為了穩(wěn)健，刪去這3省的全部數(shù)據(jù)以構(gòu)成平衡面板。類(lèi)似地，在估計(jì)“金融發(fā)展與城鄉(xiāng)財(cái)產(chǎn)性收入差距”關(guān)系時(shí)，刪去了黑龍江和西藏的全部數(shù)據(jù)；在估計(jì)“金融發(fā)展與城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距”關(guān)系時(shí)，刪去9個(gè)省7年的全部數(shù)據(jù)以構(gòu)成平衡面板。估計(jì)結(jié)果顯示，變量系數(shù)的符號(hào)和顯著性均未有實(shí)質(zhì)改變。

3.4 進(jìn)一步討論

本文的數(shù)據(jù)樣本既采用了非平衡面板，也采用了平衡面板；計(jì)量模型既使用了固定效應(yīng)，也使用了工具變量法和廣義矩估計(jì)；既有恰好識(shí)別，也有過(guò)度識(shí)別。所有的估計(jì)結(jié)果都顯示中國(guó)金融發(fā)展與收入差距之間是倒U型非線性關(guān)系，根據(jù)Demirgü?-Kunt and Levine(2009)的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，這個(gè)結(jié)論在一定程度上是穩(wěn)健的。對(duì)此，Greenwood and Jovanovic(1990)的理論提供了非常好的解釋?zhuān)J(rèn)為金融可以使家庭獲得更高投資回報(bào)的機(jī)會(huì)，金融中介在項(xiàng)目甄別、風(fēng)險(xiǎn)管控等方面具有絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，其參與有助于提高投資者的回報(bào)率。然而，進(jìn)入金融市場(chǎng)(接觸到金融中介服務(wù))需要支付一定的固定成本，這個(gè)成本在金融發(fā)展初期并不是每個(gè)人都能支付得起。所以，在金融發(fā)展的初級(jí)階段，由于進(jìn)入門(mén)檻的限制，較少人能夠接觸到金融市場(chǎng)的正外部效應(yīng)；隨著市場(chǎng)的發(fā)展，逐漸更多人進(jìn)入并獲得高投資回報(bào)，收入差距逐步擴(kuò)大；最終，隨著金融市場(chǎng)的高度發(fā)達(dá)，大部分人都有能力進(jìn)入并從中獲利，收入差距會(huì)轉(zhuǎn)而開(kāi)始降低。

過(guò)去較早的文獻(xiàn)幾乎沒(méi)有金融發(fā)展縮小收入差距的發(fā)現(xiàn)。比如，章奇等(2004)采用1978—1998年的數(shù)據(jù)，陸銘和陳釗(2004)采用1987—2001年的數(shù)據(jù)，溫濤等(2005)采用1952—2003年的數(shù)據(jù)?？赡艿脑蛟谟?，早期研究處于金融發(fā)展的較早階段。因此，本文截取早期資料(1991—2000年)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)用早期樣本也得到金融發(fā)展擴(kuò)大收入差距的結(jié)果。本文推論，當(dāng)金融發(fā)展程度較低時(shí)，金融資源向城鎮(zhèn)傾斜，對(duì)于城鎮(zhèn)的融資需求貢獻(xiàn)較大，易擴(kuò)大收入差距。隨著城市化發(fā)展加速，鄉(xiāng)村區(qū)域的發(fā)展速度大于城鎮(zhèn)，金融資源可以較有機(jī)會(huì)服務(wù)于低收入者，從而產(chǎn)生拐點(diǎn)，對(duì)縮小城鄉(xiāng)差距起到作用。此外，我們也針對(duì)城鎮(zhèn)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)早期城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)倒U型也存在。合理的推測(cè)是，由于城鎮(zhèn)的金融發(fā)展水平較高，即使截取樣本早期的數(shù)據(jù)也已經(jīng)涵蓋了其金融發(fā)展的拐點(diǎn)。之前研究并沒(méi)有詳細(xì)分析城鎮(zhèn)內(nèi)的收入差距，沒(méi)有得出與我們類(lèi)似的結(jié)論。

關(guān)于庫(kù)茲涅茨效應(yīng)的拐點(diǎn)數(shù)值，本文基于城鄉(xiāng)總收入差距和財(cái)產(chǎn)性收入差距，分別得到處于金融發(fā)展指標(biāo)自然對(duì)數(shù)的84.44百分位和88.28百分位。對(duì)于城鎮(zhèn)內(nèi)總收入差距，則處于金融發(fā)展指標(biāo)自然對(duì)數(shù)76.89百分位。回歸結(jié)果具有較高的一致性。過(guò)去檢驗(yàn)城鄉(xiāng)收入差距的文獻(xiàn)也有部分支持倒U型關(guān)系(丁志國(guó)等，2011；胡宗義和劉亦文，2010)。胡宗義和劉亦文(2010)運(yùn)用2007年我國(guó)2861個(gè)縣(市)橫截面數(shù)據(jù)，使用了與本文相同的“金融發(fā)展”和“城鄉(xiāng)收入差距”指標(biāo)構(gòu)造方法，采用非參數(shù)檢驗(yàn)給出了一個(gè)金融發(fā)展的庫(kù)茲涅茨拐點(diǎn)的估計(jì)。其拐點(diǎn)值出現(xiàn)在2007年縣(市)金融發(fā)展的20%～60%分位數(shù)附近，即FD值位于27%至51%之間。這個(gè)結(jié)果與本文估計(jì)的80%左右是有區(qū)別的(即使是在考慮了本文的對(duì)數(shù)化的情況下)。結(jié)果的區(qū)別主要來(lái)自于兩點(diǎn)：首先，胡宗義、劉亦文(2010)使用的非參數(shù)模型并不包含控制變量，而本文則是通過(guò)回歸分析研究在控制了其他因素后，金融發(fā)展對(duì)收入差距的殘差的解釋力度，二者的經(jīng)濟(jì)含義不同。其次，胡宗義和劉亦文(2010)使用的是2007年橫截面數(shù)據(jù)，本文則使用的是面板數(shù)據(jù)。由于金融發(fā)展這一變量具有相當(dāng)?shù)臅r(shí)間序列特征，故而不同的數(shù)據(jù)來(lái)源也會(huì)造成對(duì)拐點(diǎn)估計(jì)的不同。

4 結(jié)論與政策涵義

本文利用中國(guó)31個(gè)省級(jí)行政單位1991—2008年的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)金融機(jī)構(gòu)貸款額占GDP比重所度量的金融深度衡量金融發(fā)展程度，以城鄉(xiāng)居民收入比衡量城鄉(xiāng)收入差距，以城鎮(zhèn)基尼系數(shù)衡量城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距，在控制城鄉(xiāng)二元體制對(duì)收入分配的影響后，對(duì)金融發(fā)展與收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，在控制了其他因素和內(nèi)生性后，金融發(fā)展對(duì)收入差距的影響，無(wú)論是城鄉(xiāng)間還是城鎮(zhèn)內(nèi)，都存在倒U型的庫(kù)茲涅茨效應(yīng)?；?997—2012年城鄉(xiāng)財(cái)產(chǎn)性收入數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果也具有一致性。這為Greenwood and Jovanovic(1990)的門(mén)檻理論提供了實(shí)證證據(jù)。本文同時(shí)表明，除金融深度以外，二元體制與政府對(duì)農(nóng)業(yè)的支持同樣會(huì)顯著影響城鄉(xiāng)收入差距。本文并不拒絕金融市場(chǎng)的正外部效應(yīng)，而是指出這樣的正外部效應(yīng)可能會(huì)因?yàn)椤斑M(jìn)入門(mén)檻”的阻礙而無(wú)法被低收入階層和農(nóng)村居民獲得。

就中國(guó)現(xiàn)狀來(lái)看，金融的門(mén)檻效應(yīng)十分明顯。我國(guó)的經(jīng)濟(jì)政策和金融發(fā)展帶有明顯的城市化傾向、地域傾向和向財(cái)富階層偏移的傾向。除了財(cái)富所造成的門(mén)檻外，經(jīng)濟(jì)政策和金融發(fā)展傾向及其導(dǎo)致的農(nóng)村金融發(fā)展整體落后、大型國(guó)有銀行壟斷、中小企業(yè)融資困難、貧窮家庭子女的教育支持等問(wèn)題，都對(duì)農(nóng)村居民、低收入居民、缺乏資金的企業(yè)家以及迫切需要積累人力資本以改變收入現(xiàn)狀的窮人子女造成門(mén)檻，使得收入差距持續(xù)存在甚至進(jìn)一步擴(kuò)大。因此，雖然面臨相關(guān)制度設(shè)計(jì)的挑戰(zhàn)[注]偏向窮人的政策可能意味著更高的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)導(dǎo)致社會(huì)整體效率的降低(Aghion and Bolton, 1997; Piketty, 1997; Bardhan, 2000)。，本文仍建議政府的金融政策應(yīng)該更加關(guān)注農(nóng)村居民和低收入者，以降低他們所面臨的金融市場(chǎng)進(jìn)入門(mén)檻，助其積累人力資本并獲取投融資機(jī)會(huì)。

附錄： 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

附表1 金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距： 穩(wěn)健性檢驗(yàn)—去除人均實(shí)際GDP

附表2 金融發(fā)展與財(cái)產(chǎn)性城鄉(xiāng)收入差距： 穩(wěn)健性檢驗(yàn)—去除人均實(shí)際GDP

附表3 金融發(fā)展與城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距： 穩(wěn)健性檢驗(yàn)—去除人均實(shí)際GDP

附表6 金融發(fā)展與城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距： 穩(wěn)健性檢驗(yàn)—平衡面板數(shù)據(jù)估計(jì)

VARIABLESln(GINI): 雙因素固定效應(yīng)ln(GINI): 工具變量法(1)(2)(3)(4)(1)(2)(3)(4)ln(FD)0.233**0.202**0.207**0.193**0.258**0.245*0.256**0.229*(0.0978)(0.0899)(0.0927)(0.0825)(0.131)(0.130)(0.130)(0.129)Sqr of ln(FD)-0.154**-0.143**-0.146**-0.141***-0.146*-0.147*-0.155*-0.142*(0.0587)(0.0528)(0.0548)(0.0491)(0.0858)(0.0841)(0.0842)(0.0835)ln(GDP pc)-0.183**-0.163**-0.0429-0.149**-0.126*-0.0165(0.0850)(0.0726)(0.103)(0.0685)(0.0701)(0.0862)Sqr of ln(GDP pc)0.007380.00598-0.0005630.00591*0.00432-0.00148(0.00459)(0.00396)(0.00554)(0.00324)(0.00340)(0.00434)FIS-0.0825-0.131-0.108-0.160**(0.108)(0.127)(0.0701)(0.0735)TRADE0.0269*0.0258**(0.0145)(0.0126)Constant0.117***1.144**1.082**0.5430.161***1.042**0.983**0.480(0.0398)(0.463)(0.414)(0.525)(0.0479)(0.419)(0.420)(0.475)Observations242242242242220220220220No. of Provinces2222222222222222R-squared0.8000.8100.8110.816————