经济集聚与我国收入差距研究，本文主要内容关键词为：收入差距论文,我国论文,经济论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
改革开放以来，中国经济在保持高速增长的同时，收入不平等问题也日益突出。从2003年到2012年，全国居民基尼系数在0.47到0.49之间，超过0.4的国际警戒线，处于高位水平。学术界普遍认为金融发展有利于经济增长，但金融发展能否减少收入不平等却存在分歧。因此，深入研究金融发展影响收入不平等的机制，对于我国通过金融发展减少收入不平等具有重大的理论和现实意义。
图1 2003-2012中国的基尼系数
理论上金融发展通过两种途径影响收入分配，第一种是直接机制，如果金融发展通过减少金融摩擦，允许更多的穷人获得外部融资，从而减少不平等，这是直接机制的扩展效应；如果金融发展并不能降低金融服务的固定成本，穷人仍不能负担金融服务，金融服务的质量和范围的提升有利于富人，从而扩大收入不平等，这是直接机制的深化效应。第二种是间接机制，金融发展可以提升资源配置效率，促进经济增长，扩大经济机会，增加对低或高技能劳动力需求，进而影响收入分配。然而，由于金融发展影响收入不平等的直接机制和间接机制所起作用的方向和大小不同，金融发展减少收入不平等并不意味着穷人能直接从金融发展中受益，很可能只是间接机制在起作用。因此，区分金融发展的双重机制有利于深入分析收入不平等的原因。
关于金融发展与收入不平等关系的实证研究存在较大分歧。部分学者认为金融发展有利于减少收入不平等，Clarke，Xu and Zou(2006)运用1960-1995年83个国家的数据发现，金融发展与基尼系数存在明显的负相关关系，金融发展有利于基尼系数的下降。Beck，Kunt and Levine(2007)运用1960-1995年72个国家的数据发现，金融发展能以较大比例提高穷人的收入并降低了收入不平等。而部分学者认为金融发展扩大了收入不平等，Roine et al.(2009)运用16个OECD国家整个20世纪的数据发现，金融发展有利于富人，并且在经济发展的较低阶段这种效应最强。还有部分学者认为金融发展与收入不平等之间的关系随金融发展水平的不同而不同，Kim and Lin(2011)利用72个国家1960-2005年的面板数据，采用Caner and Hansen(2004)面板门限工具变量估计法分析金融发展与收入不平等的关系，发现两者的关系取决于一国所处的金融发展阶段。只有当一国达到金融发展水平门限值后，金融发展才能减少收入不平等。余玲铮、魏下海(2012)利用中国1996-2009年省际数据，采用Hansen(1999)的面板门限模型对金融发展的收入分配效应进行了估计。研究结果表明，在样本期内金融发展显著加剧了中国收入不平等。
上述文献为本文提供了诸多有益的参考和启发。实际上金融发展影响收入不平等的直接机制和间接机制起作用的大小和方向是不同的，如Gine and Townsend(2004)采用一般均衡分析方法发现，金融发展对收入不平等最大的作用来自间接机制，即通过劳动力市场增加就业和工资，而非来自收入分配最低端的群体直接使用金融服务。因此，有必要将直接机制和间接机制的影响区分开来。本文的贡献在于：(1)试图分析金融发展的直接机制和间接机制各自对于收入不平等的影响。(2)运用动态面板系统GMM模型进行实证分析。(3)实证分析发现，金融发展减少收入不平等最大的作用来自间接机制，即通过劳动力市场增加就业和工资；金融发展的直接机制主要体现在深化效应上，金融服务的质量和范围的提升主要有利于富人；间接机制减少收入不平等的作用大于直接机制扩大收入不平等的作用。
二、金融发展影响收入不平等的双重机制
通过文献梳理我们总结出金融发展影响收入不平等的两种机制：一是直接机制，为那些缺乏抵押品、信贷记录和关系的穷人和企业家提供金融服务，从而影响收入不平等；二是间接机制，通过优化信贷配置，促进经济增长，增加对低技能和高技能劳动者的需求，从而影响收入不平等。
(一)金融影响收入不平等的直接机制
关于金融发展和收入不平等的大多数文献强调金融发展的直接机制对收入不平等的影响，尤其是金融发展的扩展效应。在金融发展的初始阶段，由于信息不对称和交易成本引发的金融市场不完善产生了信贷约束，尤其对于那些缺乏抵押品、信贷记录和关系的穷人和企业家，相反，富人通过享受更多金融服务从而加剧了收入不平等。随着金融发展，金融市场进一步完善，金融摩擦进一步降低，更多的穷人能获取外部融资的机会，从而缓解了收入不平等。
对于直接机制，部分学者强调与资助教育有关的信息和交易成本问题，Beck and Tomes(1979，1986)认为信贷市场不完善和信息不完全阻止穷人家庭的孩子进行人力资本积累，增加了人力资本持续的代际差异，相应地意味着工资和财富的持续代际差异。Galor and Zeira(1993)认为信贷市场的不完善以及受教育对应的固定成本，依靠自身投资人力资本仅对于富人可行，结果金融市场的不完善较大比例地阻止了穷人进行人力资本投资，因此金融市场的不完善产生了持续代际相对收入差异。另外一些模型强调收入冲击与教育间的联系，在金融欠发达的市场，家庭冲击可能迫使父母不得不让孩子辍学并从事低收入工作，因此金融欠发达较大比例阻止穷人家庭的孩子进行人力资本积累。在这些模型中当穷人能进入金融市场应对收入冲击时不平等会下降(Jacoby and Skoufias，1997)。
还有部分学者强调金融发展通过影响个人成为企业家或其他职业选择能力对持续收入不平等的作用。许多模型强调与资助创业有关的金融摩擦和项目评估成本问题。在金融发展的较低水平，金融市场摩擦产生逆向选择和道德风险问题，使得潜在创业者的财富对于获得银行信贷格外重要，金融机构往往借钱给那些有足够抵押品，而非最优商业头脑的人，从而限制穷人的商业机会，成为收入持续不平等的重要因素。当这些有商业头脑的穷人可以通过金融体系的发展借钱，这将弱化家庭财富和经济机会的关系，从而降低收入不平等(Banerjee and Newman，1993，Piketty，1997,Bardhan，2000,Mookherjee and Ray，2003,Jeong and Townsend，2008)。
然而直接机制的扩展效应并不是连接金融与不平等的唯一机制。金融发展影响收入不平等的直接机制还存在深化效应。Greenwood and Jovanovic(1990)指出，在金融发展的早期阶段金融发展的直接机制主要体现在深化效应上，当金融发展不能降低金融服务的固定成本时，穷人仍不能负担金融服务，从而无法实现直接效应的扩展效应，金融服务的质量和范围的提升可能主要有利于已经使用金融服务的家庭和企业。这种深化效应的好处主要归于富人，从而扩大了经济机会和收入不平等。
(二)间接机制
除直接效应外，理论也显示金融能够通过间接机制影响收入不平等。金融发展能够影响总产出和信贷配置，通过改变对低技能和高技能劳动者的需求进而影响收入不平等，无需改变他们对于金融服务的直接使用(Demirguc-Kunt and Levine，2009,Gine and Townsend，2004，Townsend and Ueda，2006)。然而这种间接效应主要取决于经济增长是增加低技能的劳动力需求还是高技能劳动力的需求，如果这种劳动力需求主要增加的是低技能工人，那么，金融发展的间接效应会降低收入不平等；如果这种劳动力需求增加的主要是高技能工人，那么，金融发展的间接效应反而会扩大收入不平等(Jerzmanowski and Nabar，2013)。
总之，理论上金融发展可通过直接机制和间接机制影响收入不平等，如图2所示。
图2 金融发展影响收入不平等的传导机制示意图
三、实证分析
(一)模型设定和变量选取
从文中第二部分可知，金融发展通过直接机制和间接机制影响收入分配不平等，其中，间接机制通过优化信贷配置和增加产出从而影响穷人的劳动力需求和工资。由于间接机制的过程较复杂且难以量化，本文选用人均GDP的变动来近似衡量，我们隐含的假定是，穷人劳动力需求和工资的变动与人均GDP的变动是同步的。
在我国，城乡收入差距是收入分配不平等最重要的表现形式。如果不考虑城乡物价指数变化因素的话，城乡收入比率从1978年的2.57，一度下降到1983年的1.8，随后持续提高，2008年达到3.31。因此分析金融发展对收入不平等关系时，本文选取城乡收入差距作为收入分配不平等的替代指标。此外，中国金融市场主要是以间接融资为主，银行主导的金融机构贷款成为中国最重要的融资渠道，因此本文选取金融机构信贷总额占GDP的比重作为衡量金融发展的指标。
本文利用1978-2010年中国省际面板数据，对各省以金融机构信贷额占GDP所衡量的金融发展水平和收入分配不平等之间的关系进行了分析。为了考察金融发展影响收入分配不平等的双重机制，须在模型中加入人均GDP控制金融发展的间接效应，且收入不平等具有持续性，本文采用动态面板模型，设定为：
在(1)式中，下标i和t分别表示第i个省份和第t年，除了海南和重庆外，共包括29个省、自治区和直辖市。μ为误差项。因变量INEQU为城乡可支配收入与农村人均纯收入的比值，它是反映城乡收入差距的指标，本文选取其作为收入不平等的替代指标。RPERGDP为省际实际人均GDP，目的是控制金融发展对收入不平等的间接效应，为了控制异方差带来的估计偏误，模型中我们选用它的自然对数LRPERGDP。FD是金融机构信贷总额占GDP的比重，它是反映金融发展的指标，加入FD及其平方项F
的目的是考察金融发展对于收入不平等的直接效应究竟是收入差距扩大型、收入差距缩小型抑或倒U型。CV代表其他控制变量，这些变量包括：OPEN(进出口贸易占GDP的比例)，代表各省外贸的活跃程度；AGRIFICAL(农业支出占财政支出的比例)，代表财政对农业的支持力度；AGE(第一产业占GDP的比重)，代表产业结构的变动。上述变量的定义和统计特性如表1所示。
上述变量的数据均来自《新中国统计资料汇编》以及各省历年统计年鉴。
(二)实证分析
本文采用动态面板模型进行估计，滞后项与随机扰动项相关，从而存在内生性问题。为避免内生性问题造成的回归结果不一致，本文拟采用一阶差分广义矩估计和系统广义矩估计方法进行估计。此外，由于我国长期以来实行外向型经济，沿海发达省份占据地理优势进出口贸易较发达，且企业数目较多，融资需求较大，金融发展较快，因此进出口贸易与金融发展具有较强的相关性。为此，我们将贸易依存度作为内生变量放入模型，用其滞后一期的值作为工具变量，从而避免内生性问题对估计结果造成的偏差。
模型估计结果如表2所示。其中第1列和第2列分别表示一阶差分GMM和系统GMM估计结果。第3列加入F，目的是想考察金融发展的直接效应是扩大了收入分配不平等、还是缩小了收入分配不平等，抑或两者呈倒U型关系。第4列和第5列分别为混合回归和固定效应回归的估计结果，目的是检验估计结果的合理性，因为一阶差分GMM和系统GMM中因变量滞后性的估计系数必然位于两者估计系数之间，其中混合回归的系数为上限，固定效应模型的系数为下限。
对于差分GMM和系统GMM，为保证估计结果可靠，必须保证我们选取的工具变量不存在弱工具变量问题，为此我们进行过度识别检验，这里采用Hansen检验，其原假设为所有的工具变量均有效。此外，差分GMM和系统GMM能够成立的前提是水平方程的扰动项不存在自相关，那么对于差分方程来说则必须满足扰动项存在一阶自相关但不存在二阶自相关。
我们首先考察第3列加入F的系统GMM模型，估计结果显示FD和F均不显著。而第1列和第2列未加入F的一阶差分GMM模型和系统GMM模型，估计结果显示FD分别在10%和5%水平下显著，并且符号均为正值，可以初步判断金融发展的直接效应扩大了收入分配不平等，两者并不存在倒U型关系。第1列和第2列的一阶差分GMM模型和系统GMM无法拒绝Hansen检验，说明我们所选取的工具变量都是有效的；此外二阶自相关检验结果无法拒绝扰动项无二阶自相关的假设。①最后还要考察一阶差分GMM模型和系统GMM模型因变量滞后性系数的合理性，我们发现系统GMM模型中
的系数0.886位于0.76和0.973之间，但是一阶差分GMM模型中的系数0.589并不位于0.76和0.973之间，并且一般情况下，系统GMM模型比一阶差分GMM模型估计效果更好，因此我们选用系统GMM模型的估计结果进行统计推断②。
第2列系统GMM模型估计结果显示：(1)收入不平等在时间上具有较强的持续性，因为收入不平等滞后一期的估计系数为0.886且在1%水平上显著。(2)本文假定金融发展对收入不平等的间接机制是通过人均GDP进行衡量的，因为人均GDP估计系数为-0.17且在5%水平上显著，所以金融发展的间接机制减少了收入不平等。(3)在控制了人均GDP后，FD的估计系数表示金融发展对收入不平等的直接机制的影响。因为FD的系数为0.308且在5%水平上显著，表明金融发展的直接机制扩大了收入不平等。(4)为了比较金融发展直接机制和间接机制对于收入不平等的影响，我们可对FD和人均GDP的系数进行标准化③,如表3所示。我们发现，FD的标准化系数的绝对值小于LRPERGDP的标准化系数的绝对值，表明对于收入不平等，直接机制没有间接机制的作用大。(5)外贸依存度、农业财政支出比例和以农业增加值占GDP比重衡量的产业结构变动的估计系数均为负，但只有农业占比在10%水平上显著，表明非农产业向现代产业的结构调整扩大了收入不平等。农业财政支出占比的估计系数不显著，表明增加农业财政支持力度似乎对缩小收入不平等作用不大。外贸依存度估计系数为负表明对外贸易越发达的省份收入不平等程度越小，但不显著。
(三)进一步解释
本文得到结论是在模型中加入人均实际GDP控制了金融发展的间接机制后，金融发展的直接机制扩大了收入不平等。同时，金融发展的间接机制减少了收入不平等。笔者联系中国的现实尝试从两个方面进行解释：
1、中国金融市场主要是以间接融资为主，银行主导的金融机构贷款成为中国最重要的融资渠道。然而，国有银行在金融中介市场上占据近乎垄断的地位，1999-2008年四大国有商业银行的贷款份额一直高达70%以上，2004年股份制改革之前高达80%(张芳、李龙，2012)。这种高度垄断的金融结构无疑会导致“国有部门偏向”，银行主要向垄断性行业、大型企业和政府部门下属机构发放贷款，而不利于广大中小企业和个体经营者(包括家庭)融资。因此，金融发展的直接机制倾向于深化效应，而非扩展效应，金融发展并未使更多人获得金融服务。
2、中国在改革开放时期的经济增长，是一个二元经济转换的过程。随着经济增长和改革开放的深入，劳动力市场发育水平不断提高，就业总量不断增长，就业结构趋于多元化，城镇就业压力不断缓解且农村剩余劳动力大幅度减少(蔡昉，2007)。而金融发展可以提升信贷资源配置效率，促进经济增长，扩大经济机会，增加劳动需求，从而推动劳动力从农村向城市转移，使得经济发展的好处能惠及城乡低收入人群。因此，金融发展的间接机制有利于减少收入不平等。
然而，在中国，中小企业作为吸纳就业的主力军，并且吸纳的大部分是低收入的非熟练劳动力。如果中小企业无法通过正规融资渠道获得信贷支持开启或扩大经营，将会影响低收入劳动者需求增加和工资提高，从而减弱金融发展通过间接机制减少收入不平等的效力。
四、稳健性检验
实证部分结果表明金融发展通过直接机制和间接机制两者共同影响收入不平等，其中金融发展的直接效应扩大了收入不平等，而金融发展的间接效应则缩小了收入不平等。为检验实证结果的可靠性，我们须对模型进行稳健性检验，如表4所示。第1列为本文进行统计推断的系统GMM估计结果，目的是与表中其他各列的结果进行对照。第2列为不考虑贸易依存度和农业财政支出占比的估计结果，第3列为不考虑农业财政支出占比的估计结果，第4列为不考虑外贸依存度的估计结果，第5列为去除离群值后的估计结果。④上述稳健性检验均采用系统GMM模型进行。第2列至第5列的系统GMM估计均无法拒绝Hansen检验，说明我们所选取的工具变量都是有效的，且二阶自相关检验结果无法拒绝扰动项无二阶自相关的假设。⑤因此，这些模型均是合理的。
第2列至第5列的估计结果显示：、LRPERGDP和FD的估计系数是稳健的。(1)的估计系数均在1%水平上显著，且系数变化不大。(2)LRPERGDP和FD的估计系数变化较大，但是估计系数至少在10%水平上均显著。此外，FD标准化系数的绝对值均小于LRPERGDP的标准化系数的绝对值。(3)OPENESS和AGRIFISCAL的估计系数都不显著，与我们进行统计推断模型的估计结果相一致。(4)除第3列外，AGE的估计系数至少在10%水平上显著，与我们进行统计推断模型的估计结果基本一致。因此，稳健性检验的结果显示用第1列的模型进行统计推断是可靠的。
本文使用1978-2010年省际面板数据，采用动态模型系统GMM分析方法发现：金融发展减少收入不平等最大的作用来自间接机制，即通过劳动力市场增加就业和工资；金融发展的直接机制主要体现在深化效应上，金融服务的质量和范围的提升主要有利于富人；间接机制减少收入不平等的作用大于直接机制扩大收入不平等的作用。
对于实证的结论本文给出了进一步解释，首先我国高度垄断的金融体系具有明显的“国有化倾向”，不利于广大中小企业和个体经营者(包括家庭)融资；其次，我国是二元经济结构，金融发展推动经济增长，增加劳动需求，有利于城乡低收入者就业和工资提高。如果中小企业无法通过正规融资渠道获得信贷支持开启或扩大经营，将会限制低收入劳动者需求增加和工资提高。
基于上述结论，本文的政策含义是：(1)拓宽中小企业和个体经营者(包括家庭)的外部正规融资渠道，使更多人直接获得金融发展带来的好处。(2)打破金融领域垄断，提高资本配置效率，促进经济增长和中小企业发展，提高非熟练劳动力的就业机会和工资水平。(3)加大对落后地区和农村地区的扶持力度。
①由于篇幅限制，我们并没有列出扰动项一阶自相关的结果，检验结果拒绝了不存在一阶自相关的假设，因此差分方程满足扰动项存在一阶自相关但不存在二阶自相关的前提条件。
②表2中的一阶差分GMM模型和系统GMM模型均采用附加了robust选项的两阶段估计，因此可用于统计推断。
④本文考虑的离群值是指北京、天津和上海三个直辖市，这三个直辖市的变量取值与其他省份的变量取值差异较大。
⑤由于篇幅限制，我们并没有列出扰动项一阶自相关的结果，检验结果均拒绝了不存在一阶自相关的假设，因此差分方程满足扰动项存在一阶自相关但不存在二阶自相关的前提条件。
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