陳 旖

（廣州大學(xué)經(jīng)濟與統(tǒng)計學(xué)院，廣東 廣州 510030）

一、引言

黨的二十大報告指出，共同富裕是中國特色社會主義的本質(zhì)要求。共同富裕旨在推動發(fā)展與共享的有機統(tǒng)一（李實，2021）。隨著對外開放的不斷深化，持續(xù)高速增長的經(jīng)濟使中國人均收入從2003 年的1.1 萬元增長至2021 年的8.1 萬元，且居民財產(chǎn)總量排名全球第二，但居民收入不平等仍然持續(xù)處于高位，衡量收入分配差異的基尼系數(shù)長期處于國際警戒線以上。收入差距作為經(jīng)濟發(fā)展的“副產(chǎn)品”，其表現(xiàn)形式主要有地區(qū)、群體和行業(yè)等。當(dāng)前經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，中國社會收入差距的主要來源已由城鄉(xiāng)間的傳統(tǒng)差距轉(zhuǎn)變?yōu)樾袠I(yè)間的差異（彭定贇和曾書怡，2022）。收入差異的收斂離不開金融支持，在中國加大金融雙向開放的大背景下，通過有效的金融資源縮小行業(yè)收入差距，是實現(xiàn)共同富裕目標(biāo)的必然要求。

對外開放對經(jīng)濟發(fā)展、就業(yè)率（魏浩等，2022）、社會總體收入水平（王立勇和胡睿，2020）和區(qū)域收入不平等有著積極影響，但也可能進一步加劇技能收入（趙瑩，2003）和性別收入等方面的不平等問題。金融開放作為開放政策的重要構(gòu)成部分，已經(jīng)成為區(qū)域金融體系發(fā)展的潛在力量，引導(dǎo)經(jīng)濟的全面健康發(fā)展（Levine，2001），持續(xù)賦能金融（馬涵江和喻旭蘭，2022）與貿(mào)易開放（倪克勤和鄭平，2004）。但由開放帶來的高度競爭和風(fēng)險波動等可能會加劇收入分配不平等現(xiàn)象（Seven &Cokun，2016），也可能會導(dǎo)致經(jīng)濟低增長、高波動（李小勝等，2022），不利于宏觀經(jīng)濟發(fā)展（馬勇和王芳，2018）和金融穩(wěn)定（李力等，2016）。

行業(yè)收入差距的影響因素多樣化。其中，市場和勞動力是兩個主要的影響因素。在市場方面，企業(yè)所有制形式（葉林祥等，2011）、市場化程度（金玉國和崔友平，2008）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（吳萬宗等，2018）等都是重要的影響因素。在勞動力方面，工作經(jīng)驗（張原和陳建奇，2008）、性別差異（王美艷，2005）等表征勞動生產(chǎn)率的因素對收入差距的影響逐漸加深（王曉軍和喬楊，2007）。同時，在排除表征勞動生產(chǎn)率因素的情況下，社會關(guān)系、城鎮(zhèn)戶籍、政治身份等也會加劇行業(yè)間收入分配的不平等（陳釗等，2009）。

隨著金融開放和共同富裕的推進，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，長期的對外開放和金融發(fā)展提高了社會對技術(shù)型人才的需求，將會加劇收入分配不平等，進而可能會擴大城鄉(xiāng)收入差距（孫永強和萬玉琳，2011）。也有研究表明，雖然金融開放可能會帶來一定的沖擊性，但其仍能帶來顯著的福利改善效果（Bertola &Prete，2013），如提高資本配置效率等（李青原和章尹賽楠，2021）。

總體而言，已有研究對金融開放的作用機制和行業(yè)收入差距的影響因素進行多角度的檢驗，已經(jīng)得出豐富的研究結(jié)論，但是，現(xiàn)有研究仍然存在一些不足，主要表現(xiàn)在：一方面，現(xiàn)有研究主要探討金融開放對整體收入差距、城鄉(xiāng)收入差距及區(qū)域收入差距的影響，或者是基于跨國面板數(shù)據(jù)進行跨國研究，缺乏基于省級面板數(shù)據(jù)對金融開放和行業(yè)收入差距的研究；另一方面，已有研究也鮮有涉及金融開放影響行業(yè)收入差距的作用機制和樣本區(qū)域、行業(yè)異質(zhì)性研究。鑒于對上述背景和現(xiàn)有研究的進一步拓展，本文選取2003—2021 年中國31 個省份面板數(shù)據(jù)（港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù)缺失，故未納入分析），并使用雙向固定效應(yīng)模型分析金融開放對行業(yè)收入差距的影響及其作用機制，以期為理解金融開放與實現(xiàn)共同富裕目標(biāo)之間的關(guān)系提供新的視角和證據(jù)。

二、理論機制與研究假說

就金融開放與行業(yè)收入差距而言，一方面，隨著金融開放的不斷深化，各國的外資金融機構(gòu)涌入本國市場，進一步增強市場競爭程度（姚耀軍和董鋼鋒，2015），使金融市場的供給量得以提升，進而提高不同行業(yè)的融資可得性，從而為低收入產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供金融支持，通過提高生產(chǎn)效率和降低生產(chǎn)成本，不斷增強市場競爭優(yōu)勢，擴大市場份額，提高經(jīng)濟效益，提高勞動者工資性收入的穩(wěn)定性。另一方面，金融開放進一步放寬外資約束力度，外資涌入市場能為行業(yè)提供更多的金融資源。由于中國的生產(chǎn)要素稟賦結(jié)構(gòu)中勞動力的比重較高（趙瑩，2003），因此勞動密集型行業(yè)在吸引外資方面更具優(yōu)勢。在外資流入的情況下勞動力市場供需、薪資結(jié)構(gòu)出現(xiàn)變化和調(diào)整，企業(yè)對非技術(shù)勞動力的需求增加，催生了非技術(shù)勞動力的就業(yè)，從而使得行業(yè)內(nèi)非技術(shù)工人的收入水平得到改善，進而緩解收入不平等問題（雷欣等，2014）。綜上，金融開放為經(jīng)濟發(fā)展帶來更多的資源和就業(yè)機會，幫助提高行業(yè)的整體生產(chǎn)效率和競爭力，同時也能有效提升末端人群的收入水平，緩解收入不平等問題。因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H1：金融開放能縮小行業(yè)收入差距。

金融開放能有效吸引外資金融機構(gòu)和外資企業(yè)，進而增加金融規(guī)模，提高金融效率。第一，外資金融機構(gòu)數(shù)量的增加是金融開放的成果，先進的外資金融機構(gòu)進入?yún)^(qū)域后起到技術(shù)示范作用，在一定范圍內(nèi)處于中心位置，增強金融產(chǎn)業(yè)集聚的分布趨勢。金融開放有助于完善資本市場，投資渠道的擴展和投資機會的增加使區(qū)域內(nèi)的金融效率得以提升，金融存量資源增加（郭念枝，2018），金融規(guī)模得到擴展，金融可獲得性也隨之提高。此外，外資金融機構(gòu)的涌入使區(qū)域本土金融機構(gòu)面臨更大的競爭壓力，產(chǎn)生“鯰魚效應(yīng)”，一方面較大的競爭壓力促使金融機構(gòu)注重服務(wù)質(zhì)效、產(chǎn)品研發(fā)能力以提高市場競爭力，助推本土金融機構(gòu)的發(fā)展，促進資源的優(yōu)化配置，從而通過提高金融發(fā)展水平以有效緩解企業(yè)的融資約束（沈紅波等，2010），推動產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效益的提高；另一方面外資金融機構(gòu)帶來了更多的國際業(yè)務(wù)，隨著國際跨境資本流動、外匯互兌等國際業(yè)務(wù)的開展，國內(nèi)資本在區(qū)域間的流動性和配置效率也有所提升，為區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來更多的機遇。由此可見，外資金融機構(gòu)有助于提高區(qū)域金融市場的運作效率，從而更好地服務(wù)實體經(jīng)濟，提高居民收入水平。相比本土金融機構(gòu)，外資金融機構(gòu)的信貸資源存在流向發(fā)展前景可觀、違約風(fēng)險較低產(chǎn)業(yè)的趨勢，而低收入產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間和違約風(fēng)險相較于其他產(chǎn)業(yè)具有一定優(yōu)勢，使外資金融機構(gòu)的金融供給和低收入產(chǎn)業(yè)的資金需求得以適配。第二，外資企業(yè)的入駐為區(qū)域帶來先進的技術(shù)、管理經(jīng)驗等，有助于產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新優(yōu)化（諸竹君等，2020）以及全要素生產(chǎn)率的提高（羅良文和孫小寧，2020），進而增強產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟效益，提高該產(chǎn)業(yè)勞動力的薪酬水平，進而縮小行業(yè)收入差距，推動共同富裕目標(biāo)的實現(xiàn)。因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H2：金融開放通過增加金融規(guī)模、提高金融效率的途徑縮小行業(yè)收入差距。

相關(guān)研究認為，金融開放不等同于資本大規(guī)模流向報酬率更高的經(jīng)濟落后地區(qū)，反而會成為區(qū)域增長非對稱性擴大的重要推力，使地區(qū)差異進一步擴大（逄淑梅和陳浪南，2019）。經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)域本土基礎(chǔ)薄弱，對外資進行有效分配的金融市場發(fā)展不完善，且抗風(fēng)險能力較弱，難以受益于金融開放的促進作用；而經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域的金融經(jīng)濟發(fā)展歷史更為悠久，其發(fā)展較為成熟，對外部沖擊的適應(yīng)能力更強，外部資源和資本的涌入使得金融市場規(guī)模較大區(qū)域能顯著受影響于金融開放的促進作用（楊繼梅等，2020）。相比而言，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的交通、人口流動等方面相對落后，可能受到外部資金流入和經(jīng)濟活力提升的影響相對較小。同時，金融開放的發(fā)展需要配套的制度環(huán)境和人才資源，經(jīng)濟水平較高地區(qū)具備更高水平的人才和制度建設(shè)，因此能更好地適應(yīng)由開放帶來的機遇，進一步鞏固和擴大產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進而緩解行業(yè)間的差距問題。因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H3：金融開放對行業(yè)收入差距的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，金融開放主要對東部地區(qū)的行業(yè)收入差距起到積極作用。

金融資源流動是影響行業(yè)收入差距的重要因素。金融開放通過增加金融規(guī)模進而提高金融資源的可得性，提供了更多元化的融資渠道和工具（羅子嫄和靳玉英，2018），通過提高金融效率進而降低融資成本，有效緩解企業(yè)融資約束力，且跨境資本的流入也推動金融機構(gòu)加大對實體經(jīng)濟的支持力度（施建淮和楊雨晴，2022）。在金融開放的浪潮下，市場競爭加劇激發(fā)了勞動密集型產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新和生產(chǎn)力增長。高度競爭的市場環(huán)境會降低產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本和勞動力成本，同時還可能倒逼產(chǎn)業(yè)提高產(chǎn)品質(zhì)量和技術(shù)含量。勞動密集型產(chǎn)業(yè)通常需要較多的勞動力和較低的生產(chǎn)成本以維持競爭優(yōu)勢，金融開放帶來的管理經(jīng)驗和先進技術(shù)，能有效推動勞動密集型產(chǎn)業(yè)以技術(shù)替換勞動力，進而提高其工資水平。此外，金融開放將提高市場流動性，這不僅對工業(yè)化進程有著顯著的促進作用（陳世金等，2021），也為中小型企業(yè)提供了更多的融資渠道和產(chǎn)品選擇。鑒于中小型企業(yè)通常是勞動密集型產(chǎn)業(yè)的主要構(gòu)成部分，因此可能對勞動密集型產(chǎn)業(yè)的收入分配帶來積極影響。以金融業(yè)為代表的資本密集型產(chǎn)業(yè)對人才和壟斷資源的需求更高，金融開放的高度競爭性和金融復(fù)雜化可能對資本密集型產(chǎn)業(yè)收入產(chǎn)生非對稱影響，從而加劇產(chǎn)業(yè)內(nèi)金融業(yè)與非金融業(yè)之間的收入水平差異（張?zhí)鸬希?017）。因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H4：金融開放對行業(yè)收入差距的影響存在產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性，金融開放主要對勞動密集型產(chǎn)業(yè)的收入差距起到積極作用。

結(jié)合上述對研究假設(shè)的梳理和總結(jié)，構(gòu)建理論框架如圖1所示。

圖1 金融開放的作用機制

三、研究設(shè)計

（一）變量設(shè)定

1.被解釋變量。在已有文獻中，行業(yè)收入差距的衡量方法主要分為兩類：一類為相對指標(biāo)，即泰爾指數(shù)和基尼系數(shù)等；另一類為絕對指標(biāo)，即收入比、極差和極值比等。本文使用相對指標(biāo)中的泰爾指數(shù)（Theil）衡量行業(yè)收入差距，同時為保證回歸結(jié)果穩(wěn)健，使用絕對指標(biāo)中的收入比值（IR）作為行業(yè)收入差距的替換變量進行穩(wěn)健性檢驗。參考已有文獻（寧朝山，2020），行業(yè)泰爾指數(shù)的具體計算公式如下：

其中，Theil代表泰爾指數(shù)，yi、pi分別代表第i個行業(yè)的城鎮(zhèn)單位平均工資和城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)，y、p分別代表總收入和總?cè)丝?，n代表行業(yè)總數(shù)。

2.核心解釋變量。為確切地反映金融開放程度（FO），使用反映跨境資本自由流動和外資占比總資產(chǎn)的事實指標(biāo)衡量金融開放度，參考已有文獻（劉蘭鳳和袁申國，2021），金融開放度的具體計算公式如下：

其中，F(xiàn)Oit代表t年i地區(qū)的金融開放指數(shù)，F(xiàn)DIit、OFDIit分別代表t年i地區(qū)的外商直接投資和對外直接投資存量，Yit代表t年i地區(qū)的生產(chǎn)總值，F(xiàn)Mit、TMit分別代表t年i地區(qū)的金融機構(gòu)外幣存貸款總額和金融機構(gòu)本外幣存貸款總額。

3.機制檢驗變量：本文選取金融規(guī)模（FC）和金融效率（FE）作為機制檢驗變量。

（1）金融規(guī)模（FC）。金融規(guī)模是指金融體系對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度，著重強調(diào)“量”（劉殿國和張又嘉，2022）。比較常見的衡量指標(biāo)有：相關(guān)金融比率、社會融資規(guī)模和廣義貨幣等。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性和研究的實施性，本文將金融業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值作為金融規(guī)模的代理指標(biāo)。

（2）金融效率（FE）?？紤]到中國股票市場在過去數(shù)十年中處于逐步規(guī)范發(fā)展的軌道上，符合本文擬研究時限，若采用一般文獻的存貸款比值，則只能反映金融機構(gòu)的效率，而不能衡量出市場效率。因此本文使用股票交易額與股票總市值的比值作為金融效率的代理指標(biāo)。

4.其他控制變量。本文根據(jù)既有文獻研究，選取以下控制變量：教育水平（EDU），用大專及以上人口占6 歲及以上人口的比重衡量；經(jīng)濟發(fā)展水平（ECO），用人均生產(chǎn)總值衡量，取自然對數(shù)；政府干預(yù)力度（GOV），用財政支出總額與財政收入總額的比值衡量；貿(mào)易水平（TO），用地區(qū)的進出口總額衡量。

（二）模型設(shè)定

為考察金融開放對共同富裕的影響，構(gòu)建如下雙向固定效應(yīng)模型：

其中，Theilit代表t年i地區(qū)的行業(yè)泰爾指數(shù)，F(xiàn)Oit代表t年i地區(qū)的金融開放度，Controlsit代表t年i地區(qū)可能影響行業(yè)收入差距的控制變量。fi、dt、μit分別代表地區(qū)固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)以及隨機擾動項。α1代表金融開放對行業(yè)收入差距的影響，若系數(shù)符號為負，表示金融開放能夠縮小行業(yè)收入差距；反之則表示金融開放會擴大行業(yè)收入差距。

進一步地，為探討金融規(guī)模、金融效率是否為金融開放影響行業(yè)收入差距的作用機制，本文構(gòu)建如下模型：

其中，F(xiàn)Eit代表t年i地區(qū)的金融效率，F(xiàn)Cit代表t年i地區(qū)的金融規(guī)模，其他符號含義同上。

（三）樣本及數(shù)據(jù)描述

本文采用EPS 數(shù)據(jù)庫和歷年《中國金融年鑒》等數(shù)據(jù)源，選擇中國31個省份作為研究樣本，考慮到國家統(tǒng)計局在2003 年對行業(yè)統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)進行調(diào)整，因此本文將樣本的回歸期限劃定為2003—2021年。

本文所涉及主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。變量中Theil的平均值為0.581，最小值為0.171，最大值為1.217，這表明行業(yè)收入差距明顯。FO的最小值為0.033，最大值為0.279，這表明不同省份的金融開放程度存在一定的差異。在控制變量方面，政府干預(yù)力度（GOV）的最小值為1.052，最大值為17.903；貿(mào)易水平（TO）的最小值為0.001，最大值為8.255，上述兩類控制變量的標(biāo)準(zhǔn)差均大于1，且存在較大的極差，這表明各省份在政府干預(yù)力度和貿(mào)易水平方面存在顯著的差異。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)模型檢驗

本文分析金融開放對共同富裕的影響，估計結(jié)果如表2 所示。由估計結(jié)果可知，第（1）列僅考慮核心解釋變量金融開放，其回歸系數(shù)為-0.609，通過1%的顯著性檢驗。第（2）至（5）列逐步納入控制變量（教育水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、政府干預(yù)力度和貿(mào)易水平），回歸結(jié)果顯示核心變量系數(shù)依然顯著為負，因此假設(shè)H1得到證實，說明金融開放顯著地收斂了行業(yè)收入差距。其主要原因是，金融開放可以引進國際競爭和技術(shù)創(chuàng)新，提高服務(wù)質(zhì)量和市場運轉(zhuǎn)效率，促進國內(nèi)銀行和金融機構(gòu)的優(yōu)化和發(fā)展。同時，金融開放還可以吸引大量資金流入，助推金融市場規(guī)模擴大，增加產(chǎn)業(yè)的融資渠道和融資選擇，進而緩解收入差距問題。

表2 金融開放對行業(yè)收入差距的影響

其他控制變量回歸結(jié)果也基本符合預(yù)期，其中經(jīng)濟發(fā)展水平、貿(mào)易水平與行業(yè)收入差距之間存在顯著的正相關(guān)，表明經(jīng)濟發(fā)展能加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，導(dǎo)致第二、三產(chǎn)業(yè)占比增加和生產(chǎn)資源傾斜，不均衡的市場占比將進一步擴大行業(yè)間不合理的收入差距。貿(mào)易水平的提高將推動跨國企業(yè)的進入，從而促進技術(shù)升級和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，進而可能會阻礙行業(yè)收入差距的收斂。政府干預(yù)可以通過加大財政支農(nóng)力度，縮小農(nóng)業(yè)與其他行業(yè)間的收入差距，也可以通過稅收調(diào)節(jié)以減少社會收入不平等。鑒于教育對行業(yè)收入差距的影響具有時滯性，而本文研究的樣本期限有限，需要長期觀測才能反映教育的作用。此外，教育水平對收入差距的影響受制于教育質(zhì)量的提高，如果教育發(fā)展和教育質(zhì)量無法同步，也難以實現(xiàn)收入差距的縮小，因此教育對行業(yè)收入差距的作用在本文實證分析中不明顯。

（二）內(nèi)生性檢驗

本文基準(zhǔn)回歸采用的雙向固定效應(yīng)模型可以解決部分遺漏變量問題，但仍可能存在不可觀測變量，導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)偏差。同時，行業(yè)收入差距的擴大可能會反向影響金融業(yè)的發(fā)展，從而影響金融開放?；诖耍瑓⒖家延形墨I做法（蔡宏波和童順，2022），選取各省會到上海港口距離的倒數(shù)作為金融開放的工具變量。一方面，地理特征與開放程度具有較強的相關(guān)性，而上海港口作為中國最大的港口，可以成為度量開放程度的有效工具變量，故基本滿足相關(guān)性。另一方面，港口距離由地理特征決定，反映地理特征對金融開放的影響，因此滿足外生性要求（毛其淋和盛斌，2012）。鑒于所選工具變量的原始數(shù)據(jù)為橫截面板形式，不能直接應(yīng)用于面板數(shù)據(jù)的回歸分析（趙濤等，2020）。為此，在研究中引入隨時間變化的變量構(gòu)建面板工具變量。具體而言，本文以上一年全國資本賬戶凈額與各省會距離上海港口的倒數(shù)的交互項作為該年省份金融開放的工具變量（iv），并使用兩階段最小二乘法（2sls）進行內(nèi)生性檢驗，回歸結(jié)果如表3所示。

其中，表3第（1）列匯報了第一階段回歸結(jié)果，工具變量系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明工具變量能較好地解釋內(nèi)生變量——金融開放。第（2）列第二階段回歸結(jié)果顯示，核心解釋變量系數(shù)在5%水平下顯著為負，表明在考慮內(nèi)生性問題后，金融開放仍然能縮小行業(yè)收入差距。為檢驗工具變量有效性，對工具變量進行弱工具變量檢驗。檢驗結(jié)果顯示，模型R2為0.363，F(xiàn)值為67.102（大于10），P值為0.000，表明工具變量選取有效，不存在弱工具變量問題。第（3）列進一步使用對弱工具變量不敏感的有限信息最大似然估計法（liml）進行內(nèi)生性檢驗，其回歸結(jié)果與兩階段最小二乘法的估計結(jié)果保持一致，金融開放系數(shù)在5%水平下顯著為負，且控制變量符號與顯著性也保持一致。以上檢驗結(jié)果均表明，該工具變量不屬于弱工具變量，本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為保證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果如表4所示。

表4 穩(wěn)健性檢驗

1.替換核心變量。為進一步檢驗上文結(jié)論的有效性，本文對收入差距進行替代性變量的探究，使用行業(yè)最高和最低平均收入比（IR）作為行業(yè)收入泰爾指數(shù)的替代變量。表4 第（1）列的回歸結(jié)果表明，金融開放系數(shù)的顯著性有所降低，但仍能通過10%的顯著性檢驗，且系數(shù)符號與上文基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致，符合基準(zhǔn)回歸的結(jié)論。因此，本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

2.考慮金融危機影響?？紤]到本文樣本期涵蓋2008 年金融危機時期，該事件對全球金融市場產(chǎn)生巨大影響（潘捷等，2022）。基于此，為了排除金融危機對估計結(jié)果的干擾，保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在原有控制變量的基礎(chǔ)上，進一步控制金融危機虛擬變量（Crisis），即所有省份在2007—2009 年取值為1，其余年份取值為0。表4第（2）列估計結(jié)果表明，在控制虛擬變量金融危機的影響下，金融開放仍然對行業(yè)收入差距產(chǎn)生顯著的負向影響，且顯著性和系數(shù)符號均與上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。因此，本文結(jié)論具有一定的可靠性。

3.排除異常值影響?？紤]到4個直轄市（分別是北京、天津、上海和重慶）在經(jīng)濟綜合實力和社會治理水平上與其他省份存在明顯差異，具有一定的特殊性，因此將4個直轄市的樣本數(shù)據(jù)剔除?；貧w結(jié)果如表4 第（3）列所示，金融開放與行業(yè)收入差距指數(shù)與上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，其系數(shù)符號和顯著性均沒有實質(zhì)上的變化，再次表明本文估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

（四）作用機制分析

由前文理論分析可知，金融開放通過增加金融規(guī)模、提高金融效率以縮小行業(yè)收入差距。為驗證上述機制，本文進一步使用雙向固定效應(yīng)模型檢驗金融開放對行業(yè)收入差距的作用機制，回歸結(jié)果如表5所示。

表5 基于金融效率和金融規(guī)模的機制檢驗

表5第（1）、（2）、（3）列為金融規(guī)模影響渠道的檢驗，由第（1）列回歸結(jié)果可知，金融開放能夠顯著促進金融規(guī)模的增長，本文的推斷得到初步驗證。進一步地，參考已有文獻做法（尹洪英和李闖，2022），本文以金融規(guī)模指數(shù)的中位數(shù)將樣本分為金融規(guī)模較大組和金融規(guī)模較小組，分別檢驗金融開放在不同條件下對行業(yè)收入差距的影響，檢驗結(jié)果分別見第（2）、（3）列。由結(jié)果可知，在金融規(guī)模較大組樣本中，金融開放系數(shù)不顯著，而在金融規(guī)模較小組樣本中，金融開放系數(shù)為-0.875，且在5%水平下顯著，表明金融開放主要通過金融規(guī)模影響行業(yè)收入差距，進一步驗證了假設(shè)H2。

具體而言，金融開放可以促進金融市場的規(guī)模擴大，加速外資金融機構(gòu)的滲入和投資，提高市場競爭性使區(qū)域內(nèi)金融資源增加。同時，金融產(chǎn)品的創(chuàng)新發(fā)展和融資渠道的多元化將有助于降低金融活動的成本，傳統(tǒng)融資的單一模式逐漸改善，市場流動性得以進一步提高，進而能有效緩解企業(yè)的融資約束，提高生產(chǎn)規(guī)模和經(jīng)濟效率，從而激發(fā)不同產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?jié)摿Γ兄谔岣咂洚a(chǎn)業(yè)勞動力的收入水平，縮小行業(yè)收入差距。

表5第（4）、（5）、（6）列為金融效率影響渠道的檢驗，由第（4）列回歸結(jié)果可知，金融開放能夠顯著提高金融效率，本文的推斷得到初步驗證。進一步地，本文同樣以金融效率的中位數(shù)將樣本分為金融效率較高組和金融效率較低組，檢驗結(jié)果如第（5）、（6）列所示。由結(jié)果可知，在金融效率較低組樣本中，金融開放的系數(shù)為-0.598，且在1%水平下顯著，而金融效率較高組樣本中，金融開放系數(shù)不顯著。通過上述結(jié)果，本文認為金融開放的深入可以通過提高金融市場效率進而促進行業(yè)收入差距的縮小，即假設(shè)H2得到證實。

隨著金融開放的不斷深化，外資金融機構(gòu)進入本土金融市場引發(fā)“鯰魚效應(yīng)”，激發(fā)市場競爭意識的同時也能發(fā)揮積極的導(dǎo)向作用，通過提高市場運作效率以推動本土金融業(yè)向創(chuàng)新和高效發(fā)展的方向轉(zhuǎn)型。同時，外資金融機構(gòu)也受到本土金融機構(gòu)的反向挑戰(zhàn)，需要不斷提升競爭力以維持市場份額。這種漸進式的競爭方式有助于推動整個金融市場的積極發(fā)展，促進金融資源要素在各行業(yè)間的自由流動和優(yōu)化配置，滿足市場不同行業(yè)的融資、貸款需求，從而有利于提升社會投資效益和行業(yè)穩(wěn)定性。

（五）異質(zhì)性檢驗

1.區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果分析。本文將全國31 個省份劃分為西部、中部以及東部區(qū)域，并使用雙向固定效應(yīng)模型對其進行回歸。其中，北京市、天津市、河北省等13 個地區(qū)為東部區(qū)域，安徽省、河南省、湖北省等6個地區(qū)為中部區(qū)域，甘肅省、貴州省、四川省等12個地區(qū)為西部區(qū)域?；貧w結(jié)果如表6所示，第（1）、（3）、（5）列為各區(qū)域未加入控制變量的回歸結(jié)果，金融開放在西部和東部的作用效果不顯著，而中部在10%的水平下顯著為正。這可能的原因是中部相較于東部而言，存在較多不利條件，包括市場規(guī)模限制、技術(shù)和人才的短缺等，中部的金融行業(yè)受到市場競爭壓力的強烈沖擊，進而拉大行業(yè)收入差距。西部具有一定的地域政策優(yōu)勢，能有效支持該地區(qū)產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟的發(fā)展，同時又因為該地區(qū)金融業(yè)的競爭壓力相對較小，行業(yè)發(fā)展相對穩(wěn)定，其未出現(xiàn)金融開放導(dǎo)致收入差距擴大的現(xiàn)象。

表6 金融開放對共同富裕的影響——地區(qū)異質(zhì)性分析

第（2）、（4）、（6）列為各地區(qū)加入控制變量的回歸結(jié)果，東部指數(shù)在10%的水平下顯著為負，西部和中部發(fā)揮的作用效果均不顯著，因此假設(shè)H3得到證實。其中，金融開放在中部的影響不再顯著，這可能是控制變量的引入，減少了其他因素對中部的影響。此外，東部與中部相比，在金融市場規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施以及開放歷史等各方面更為優(yōu)越，有著更有利的金融競爭力和發(fā)展環(huán)境，多種因素相互作用下推動金融開放發(fā)揮出更為顯著的作用。

2.產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性回歸結(jié)果分析。本文按生產(chǎn)要素的投入程度，將19個產(chǎn)業(yè)劃分為勞動密集型產(chǎn)業(yè)、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)和資本密集型產(chǎn)業(yè)，并使用雙向固定效應(yīng)模型對其進行回歸。其中，農(nóng)林牧漁業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)等5 個行業(yè)為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，制造業(yè)、科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)、文化體育娛樂業(yè)等5個行業(yè)為技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，采礦業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等9個行業(yè)為資本密集型產(chǎn)業(yè)?；貧w結(jié)果如表7 所示，第（1）、（3）、（5）列為各產(chǎn)業(yè)未加入控制變量的回歸結(jié)果，除資本密集型產(chǎn)業(yè)外，勞動密集型產(chǎn)業(yè)和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)分別在5%和10%的水平下顯著為負?？赡艿慕忉屖牵鹑陂_放有助于國際貿(mào)易和投資流動，勞動密集型產(chǎn)業(yè)在較為開放的市場中面臨更多的競爭挑戰(zhàn)，因此產(chǎn)業(yè)更愿意降低成本和提高效率以提高競爭力。同時，隨著外來技術(shù)的進入，技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)為保持技術(shù)優(yōu)勢和提高生產(chǎn)能力，對資金需求較大?；诋a(chǎn)業(yè)特性，技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)擁有強大的技術(shù)和研發(fā)能力，抵御外部壓力的能力更強，使其相較勞動密集型產(chǎn)業(yè)受金融開放的影響較小。由于資本密集型產(chǎn)業(yè)對技術(shù)和資金長期高度依賴的特征，因此該產(chǎn)業(yè)對金融資源的表現(xiàn)相對固定，進而引致金融開放對其行業(yè)收入的影響不明顯。

表7 金融開放對共同富裕的影響——產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性分析

第（2）、（4）、（6）列為各地區(qū)加入控制變量的回歸結(jié)果，相比于技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)和資本密集型產(chǎn)業(yè)，金融開放對勞動密集型產(chǎn)業(yè)收入差距的影響為負，且通過1%水平的顯著性檢驗，因此假設(shè)H4得到證實?？赡艿脑蚴?，在控制其他因素的影響后，勞動密集型產(chǎn)業(yè)在更開放的市場環(huán)境中面臨更多的競爭和挑戰(zhàn)，因此金融開放對其行業(yè)收入差異的收斂影響顯著提高。相反，金融開放對技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的影響可能受到研發(fā)能力等其他因素的干擾，其顯著性有所降低。資本密集型產(chǎn)業(yè)往往面臨較大的經(jīng)營風(fēng)險，可能會采取更加保守的策略，以控制資本流動和市場份額來維持發(fā)展趨勢，減小金融開放的沖擊。同時，資本市場的監(jiān)管機制和交易限制也可能抑制了金融開放對資本密集型產(chǎn)業(yè)的影響。

（六）進一步分析

分位數(shù)回歸方法具有研究和解釋目標(biāo)變量在不同分位數(shù)下受影響因素的能力，同時充分反映解釋變量的分布情況，且相較于傳統(tǒng)回歸方法，不易受到極端值的影響。因此，本文將使用分位數(shù)回歸方法分析金融開放水平對行業(yè)收入差距的影響程度。具體而言，本文將研究金融開放對行業(yè)收入差距在不同分位點（包括0.05、0.20、0.35、0.50、0.65、0.80 和0.95）的影響，以得出金融開放水平對行業(yè)收入差距的潛在差異，回歸結(jié)果見表8。

分位點由小到大依次表示地區(qū)行業(yè)收入差距由低到高的變化，分位數(shù)回歸則描述了地區(qū)收入差距增加的情況下，金融開放收斂效應(yīng)的變化趨勢。從表8可知，核心變量中除t=0.20 系數(shù)未通過顯著性檢驗外，其他分位數(shù)回歸系數(shù)均通過顯著性檢驗。同時，分位數(shù)回歸的系數(shù)都小于0，這與行業(yè)收入差距為逆向指標(biāo)的性質(zhì)相符合，表明金融開放水平的提高有助于改善行業(yè)收入狀況。此外，通過基準(zhǔn)回歸結(jié)果系數(shù)與t=0.65 分位數(shù)回歸結(jié)果的對比可知，其差異較小，因此0.65 分位數(shù)在一定程度上能反映基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果，但0.50分位數(shù)和0.80分位數(shù)回歸系數(shù)的絕對值明顯低于0.65 分位數(shù)回歸結(jié)果的絕對值，表明從0.65 分位數(shù)向相對差距較小或相對差距較大狀態(tài)演進的過程中，金融開放對行業(yè)收入差距的緩解效果不斷減弱。基于此，本文推測，金融開放對行業(yè)收入差距的緩解效應(yīng)呈倒“U”型規(guī)律。為驗證猜測并更準(zhǔn)確地描述收斂特征，繪制不同分位數(shù)的回歸結(jié)果如圖2所示。

圖2 不同分位數(shù)的回歸結(jié)果

圖2 的變化趨勢呈現(xiàn)出明顯的“U”型特征，即回歸系數(shù)在兩端較高、中間較低，這表明金融開放對行業(yè)收入差距的影響存在規(guī)律性差異。因為金融開放指數(shù)為正向指標(biāo)，但收入差距為逆向指標(biāo)，故回歸系數(shù)的“U”型變化特征實際刻畫了金融開放在改善收入差距方面呈現(xiàn)出倒“U”特征，即金融開放更顯著地促進了中等行業(yè)收入差距地區(qū)的改善，而對較高和較低收入差距地區(qū)的影響較弱。這一結(jié)論驗證了本文的推測，說明金融開放的影響尚未達到理想狀態(tài)，當(dāng)前階段受作用地區(qū)仍然不是行業(yè)收入差距的末端地區(qū)。

在倒“U”型回歸結(jié)果中，0.65 分位被認定為具有最大影響的分位點，這意味著金融開放更大地改善了中等水平地區(qū)的行業(yè)收入差距。可能的原因是金融開放擴大了中等收入差距地區(qū)的融資渠道，提供了更多的資金來源和投資機會，增強該地區(qū)企業(yè)的資金實力和投資能力。金融開放促進技術(shù)和知識的流動，使得該地區(qū)有機會接觸和學(xué)習(xí)先進的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，有助于進一步提升其產(chǎn)業(yè)競爭力和創(chuàng)新力。此外，金融開放還刺激了創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動的發(fā)展，為中等收入差距地區(qū)探索新商業(yè)模式和發(fā)展路徑提供更多的機會。因此，中等收入差距地區(qū)能更直接受益于金融資源和機會的擴大。

相比之下，在較高或較低收入差距地區(qū)，金融開放對行業(yè)收入差距的改善作用較弱。具體而言，在較低收入差距地區(qū)，由于存在相對較高的壟斷程度或資源分配不均衡，導(dǎo)致金融開放難以在短期內(nèi)使不平衡的市場結(jié)構(gòu)發(fā)生根本性變化。因此，單一的金融開放作用較小。在較高收入差距地區(qū)，人才不足、技術(shù)瓶頸以及監(jiān)管限制等問題，使得金融開放發(fā)揮有限的收斂作用。

五、結(jié)論與政策建議

本文選取2003—2021年中國31個省份為樣本構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，實證檢驗金融開放對行業(yè)收入差距的影響，主要得出以下幾點結(jié)論：第一，金融開放能顯著收斂行業(yè)收入差距；第二，金融開放通過提高金融效率和增大金融規(guī)模促進行業(yè)收入差距的收斂；第三，從不同地區(qū)看，金融開放對經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部地區(qū)有著明顯的促進作用；第四，從不同產(chǎn)業(yè)看，相較于技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)和資本密集型產(chǎn)業(yè)，金融開放對勞動密集型產(chǎn)業(yè)的收入差距有著明顯的促進作用；第五，金融開放的改善效應(yīng)存在分布差異，依行業(yè)收入差距深度呈現(xiàn)倒“U”型特征。因此，本文提出以下政策建議：

第一，穩(wěn)步提升金融開放水平。政府應(yīng)通過加強宏觀政策協(xié)調(diào)，在合理范圍內(nèi)放寬對外資的約束力度，降低外資機構(gòu)的門檻條件，激發(fā)金融發(fā)展?jié)摿?，推動金融資源的優(yōu)化配置，提高市場透明度，持續(xù)推進金融開放。

第二，加強區(qū)域間的協(xié)調(diào)合作。地理位置在推進金融開放的過程中扮演了重要角色，處于領(lǐng)先地位的東部地區(qū)應(yīng)發(fā)揮示范引領(lǐng)作用，積極帶動中部、西部地區(qū)加快金融開放的步伐，切實推進區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展，從而實現(xiàn)整體高質(zhì)量開放的發(fā)展目標(biāo)。

第三，加大金融服務(wù)實體經(jīng)濟的力度。在金融開放的基礎(chǔ)上，政府應(yīng)鼓勵金融行業(yè)為實體經(jīng)濟提供金融支持，持續(xù)提升金融服務(wù)的質(zhì)效，推動金融供給與經(jīng)濟需求的協(xié)調(diào)匹配。同時，政府還應(yīng)減輕金融服務(wù)的制約，增強金融體系的適應(yīng)性和穩(wěn)定性，以緩解金融風(fēng)險的波動性。

第四，加強社會金融知識的普及和金融文化的建設(shè)。政府應(yīng)鼓勵居民積極參與金融活動，切實提高金融素養(yǎng)，增強個人和社會的金融風(fēng)險意識，推動金融開放與共同富裕，實現(xiàn)互惠共贏，共同營造良好的金融環(huán)境。