金融發(fā)展對收入不平等影響的再考察——理論分析與經(jīng)驗數(shù)據(jù)解釋

張 昭 王愛萍

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金融發(fā)展對收入不平等影響的再考察——理論分析與經(jīng)驗數(shù)據(jù)解釋

張 昭 王愛萍

（北京師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院 北京 100875）

本文從“投資領(lǐng)域分割”和“多級信貸約束”兩個基本假設(shè)出發(fā)，在理論上分析了金融發(fā)展從資本市場、實體經(jīng)濟(jì)以及人力資本積累三個通道影響收入分配狀況的微觀機制。文章進(jìn)一步結(jié)合中國省際層面2002—2013年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果表明：中國目前的金融發(fā)展對收入不平等的影響呈現(xiàn)顯著的負(fù)向作用，這種負(fù)向影響通過不同渠道發(fā)揮作用的機制有所差異。此外，金融發(fā)展對收入不平等的影響是長期演化的結(jié)果，類似于金融危機的事件性沖擊長期而言不會對這種影響機制產(chǎn)生顯著的作用。

金融發(fā)展 收入不平等 投資領(lǐng)域分割 多級信貸約束

一、問題的提出

促進(jìn)收入分配合理化是新常態(tài)下中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展“量增質(zhì)更優(yōu)”的重要內(nèi)涵，“縮小收入差距”，“擴(kuò)大中等收入者比重”，已被列入“十三五”規(guī)劃綱要。目前，我國收入分配狀況不均衡的問題依然比較嚴(yán)峻，國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，2015年我國收入基尼系數(shù)為0.462，降至13年來最低點，但依然處于國際公認(rèn)的0.4警戒線之上。收入分配不均衡的持續(xù)累積，會強化財富分配的不平等，財富的不均等會通過投資行為所產(chǎn)生的超額收益進(jìn)一步放大收入不平等。因此，研究金融發(fā)展對收入不平等影響的微觀機制，既可以檢驗金融體系發(fā)展和收入分配之間的理論關(guān)系，亦可為收入分配領(lǐng)域的改革提供參考依據(jù)，具有一定的理論及現(xiàn)實意義。

本文在前人研究的基礎(chǔ)上，從“投資領(lǐng)域分割”和“多級信貸約束”視角切入，考察金融發(fā)展對收入不平等的微觀影響機制，進(jìn)而結(jié)合中國2002—2013年省際層面的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，檢驗金融發(fā)展對收入不平等的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于金融發(fā)展對收入不平等影響的研究主要集中在兩個方面：考察金融發(fā)展擴(kuò)大還是縮小了收入不平等以及研究金融發(fā)展影響收入不平等的主要機制。

第一，關(guān)于金融發(fā)展擴(kuò)大還是縮小了收入不平等，國內(nèi)外學(xué)者至今莫衷一是，主要存在以下三種觀點：（1）金融發(fā)展加劇收入不平等。從微觀的層面看，各種信貸約束的桎梏可能導(dǎo)致金融市場的不完美（Galor 和 Zeira，1993），這使得富人和窮人進(jìn)入金融市場的門檻存在差別，進(jìn)而產(chǎn)生收入的不平等。Tiwari等（2013）基于印度的時間序列數(shù)據(jù)，通過自回歸分布滯后模型（ARDL）檢驗發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展在一定程度上擴(kuò)大了收入不平等。Seven和Coskun（2016）基于1987-2010年的動態(tài)面板數(shù)據(jù)通過多個金融發(fā)展指標(biāo)（銀行發(fā)展、股市發(fā)展和整體金融發(fā)展）考察了新興市場國家金融發(fā)展對收入不平等的影響，作者指出，金融發(fā)展促進(jìn)了新興經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長，但并未使低收入群體受益，因而加劇了收入的不平等程度。此外，國內(nèi)學(xué)者楊俊等（2006）、余玲錚和魏下海（2012）也都分別結(jié)合時間序列數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)的檢驗得出了類似的結(jié)論。（2）金融發(fā)展可以改善窮人收入狀況并降低收入不平等。Beck等（2007）認(rèn)為金融發(fā)展對收入不平等的影響取決于其是增加了富人的收入還是窮人的收入，作者運用1960-2005年間72個國家的數(shù)據(jù)檢驗表明，金融中介機構(gòu)的發(fā)展的確使窮人獲益，因而起到了降低收入不平等的作用。Prete（2013）也通過實證研究指出，隨著金融市場日趨成熟，投資機會大量涌現(xiàn)，收入不平等現(xiàn)象會有所緩和。Naceur和Zhang（2016）從金融發(fā)展的過程、效率、穩(wěn)定性和自由化程度四個維度考察了金融發(fā)展對收入不平等的影響，結(jié)果表明，除了金融自由化之外，其他三個維度的發(fā)展均能顯著起到減少貧困和不平等的效果。（3）金融發(fā)展對收入不平等的影響是非線性的，遵循倒“U”型規(guī)律。支持這個觀點的學(xué)者認(rèn)為在金融發(fā)展的不同階段，金融對收入不平等的影響機制是有所差異的（Greenwood和Jovanovic，1990；Galor和Moav，2004）。Park和Shin（2015）通過實證研究表明，金融發(fā)展對于改善收入不平等的有利因素和不利因素同時存在，并沒有確切證據(jù)表明，金融發(fā)展到底會提高還是降低收入不平等。國內(nèi)學(xué)者中，胡宗義和劉亦文（2010）結(jié)合中國2007年縣域截面數(shù)據(jù)的檢驗表明，隨著金融發(fā)展階段的不同，金融發(fā)展對收入不平等影響的方向有所不同。

第二，關(guān)于金融發(fā)展影響收入不平等的機制的研究，可以追溯到上世紀(jì)九十年代。例如，Greenwood和Jovanovic（1990）的研究中構(gòu)建了一個將金融中介和經(jīng)濟(jì)增長率內(nèi)生化的動態(tài)模型，指出在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，金融中介的服務(wù)門檻對不同人群的財富積累的影響不同，金融發(fā)展與收入分配之間的關(guān)系呈現(xiàn)倒“U”型特征。也有一些學(xué)者基于微觀模型指出，通過提高資本配置效率和放松個體的信貸約束（例如抵押品的使用、信用記錄等），可以影響個體投資決策，進(jìn)而影響收入不平等（Galor和Zeira，1993；Aghion和Bolton，1997）。Matsuyana（2000）從信貸約束和最低投資回報視角構(gòu)建了信貸和收入不平等之間的關(guān)系，指出財富分配會影響信貸市場供給，而信貸市場的均衡又會反過來影響不平等。Matsuyama（2004）還進(jìn)一步在代際交疊模型框架下考察了金融市場的一體化對不平等的影響，發(fā)現(xiàn)金融市場的一體化會改變收益遞減技術(shù)和借貸約束，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)多重均衡，拉大了窮人和富人之間的差距。此外，Galor和Moav（2004）也曾構(gòu)建了包含物質(zhì)資本和人力資本積累的微觀機制，指出隨著工業(yè)化進(jìn)程的不斷深入，人力資本成為經(jīng)濟(jì)增長新的引擎，因而放寬人力資本的信貸約束可以起到改善不平等的作用。Ehrlich和Seidel（2015）通過構(gòu)建一個包含信貸約束和產(chǎn)品貿(mào)易、勞動力流動的異質(zhì)性企業(yè)模型指出，金融發(fā)展可以在提高工資收入和促進(jìn)區(qū)域發(fā)展兩個維度上降低不平等。由此可見，信貸約束是金融體系影響收入不平等的重要原因，而信貸約束對收入不平等的影響可以通過不同的路徑發(fā)揮作用。此外，也有部分學(xué)者結(jié)合實證指出，政策干預(yù)（如信貸控制）、金融部門進(jìn)入障礙等也會影響收入不平等（Johansson和Wang，2014），限于篇幅不再贅述。

縱觀已有研究可以看出，金融發(fā)展對收入不平等的影響方向還不太明確，而信貸約束是影響收入不平等的重要原因，其發(fā)揮作用的路徑主要有人力資本投資、金融投資、實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展等。本文在前人研究基礎(chǔ)上，對金融發(fā)展影響收入不平等的微觀機制進(jìn)行考察，并進(jìn)一步結(jié)合經(jīng)驗數(shù)據(jù)從實證層面進(jìn)行檢驗。

三、理論框架

本文在Galor和Zeira（1993）關(guān)于信貸市場不完美的論述、Graham和Temple（2006）關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長的多重均衡解釋以及李志陽和劉振中（2011）在考察金融發(fā)展影響收入差距時的分析思路基礎(chǔ)上，從兩個最基本的假設(shè)——“投資領(lǐng)域分割”和“多級信貸約束”出發(fā)，考察金融發(fā)展規(guī)模（信貸規(guī)模）對收入不平等的影響。

（一）基本假設(shè)

基本假設(shè)Ⅰ——投資領(lǐng)域分割。個體投資所產(chǎn)生的收益（率）因受投資性質(zhì)、周期、規(guī)模等因素影響而存在差異，這種差異使得各領(lǐng)域間存在套利成本，形成投資領(lǐng)域分割。本文中所指的投資可以是資本市場投資，也可以是進(jìn)行經(jīng)營性活動的實物投資，還可以是人力資本積累方面的投資（Galor和Zeira，1993）。

基本假設(shè)Ⅱ——多級信貸約束。信貸約束是造成投資領(lǐng)域分割的一個重要原因，信貸門檻的存在使某些初始稟賦較低個體的信貸行為受到限制。現(xiàn)實中，往往也不止一級信貸約束，這種多級信貸約束的制約，進(jìn)一步強化基本假設(shè)Ⅰ中的投資領(lǐng)域分割。

當(dāng)上述兩個基本假設(shè)都滿足時，受不同信貸約束限制的個體就會進(jìn)入不同的投資領(lǐng)域，獲得不同的投資收益，長期而言，微觀個體會沿著不同的路徑進(jìn)入不同的均衡收入水平，因而也就產(chǎn)生了持久的收入不平等。在進(jìn)一步的建模分析之前，進(jìn)行如下輔助假定：

1．根據(jù)個體某一期的財富稟賦，將其分為三類人：窮人、較富人和富人。不同人群面臨的信貸約束有所差異：窮人的財富稟賦低于一級信貸約束，不投資，總收入的儲蓄部分按照無風(fēng)險利率自然積累；較富人群的財富稟賦高于一級信貸約束，但低于二級信貸約束，進(jìn)行較小額度的投資；富人的財富稟賦高于二級信貸約束，進(jìn)行較大額度的投資，但考慮到資本收益邊際遞減規(guī)律，這類投資的收益率可能會低于第二類人的投資收益率。

2．假設(shè)為每期收入的平均儲蓄傾向，則當(dāng)期消費ct是當(dāng)期總收入Yt（上一期資產(chǎn)、本期工資收入和投資凈收益的總和）的固定比例1-，其中?(0,1)，ct=(1-)Yt，At+1=Yt，At+1為留給下一期的財富。

3．假設(shè)單一的產(chǎn)品市場和勞動市場是完全競爭的，但整個經(jīng)濟(jì)體中存在多種具有一定進(jìn)出和套利成本的產(chǎn)品和勞動力市場（即存在摩擦）。

（二）多重均衡的產(chǎn)生

結(jié)合上述基本假設(shè)，在存在個體差異的無限期最優(yōu)增長模型中，經(jīng)濟(jì)體的目標(biāo)是實現(xiàn)所有N個個體效用之和的最大化：

上式中的c和A分別表示消費和財富，為時間貼現(xiàn)因子（考慮到個體稟賦差異，每一類個體面臨的約束條件會有所不同，因而（1）式并未給出相應(yīng)的約束條件）。（1）式說明，經(jīng)濟(jì)體的效用最大化首先是將每一期所有個體的最大化效用加總，然后再實現(xiàn)所有期整體效用的最大化。按照Bellman最優(yōu)性原理可知，最優(yōu)策略的任何一個子策略也是最優(yōu)的。因此，接下來我們著重考察某一期的個體效用最大化問題。假設(shè)個體i的效用函數(shù)具有如下形式：

（2）

為留給下一期財富At+1的效用在效用函數(shù)中的權(quán)重。由于已經(jīng)假設(shè)消費ct是當(dāng)期總收入Yt的一個固定比例1-，因此將ct=（1-）Yt和At+1=Yt代入（2）式進(jìn)行化簡可得：

上式意味著個體的效用水平與當(dāng)期總收入呈現(xiàn)線性關(guān)系，因此個體收入的差異也意味著效用和福利的差異。個體第t期的總收入由三部分構(gòu)成：上一期財富扣除借款投資部分后按無風(fēng)險利率的積累（取值為負(fù)時即為借款部分的本息之和）、個體的工資收入以及個體進(jìn)行投資的總收益。在這里，假設(shè)個體上一期的資產(chǎn)大于借款限額時依然進(jìn)行借貸（可以看作是一種無風(fēng)險套利行為）。根據(jù)基本假設(shè)，考慮到三種不同人群面臨信貸約束的影響，窮人、較富人和富人第t期的總收入為：

（4）

上式中，r為無風(fēng)險利率，1、2和3分別為窮人、較富人和富人所處的勞動力市場的工資率，L1和L2分別為個體進(jìn)行不同領(lǐng)域投資的借款限額，R1和R2分別為相應(yīng)的回報率，C1和C2分別為個體進(jìn)行借貸的兩級信貸約束。（4）式隱含了借款限額L大于信貸約束C，否則信貸約束限額較高，個體難以通過借貸籌集到資金進(jìn)行投資。由于當(dāng)期總收入與留給下一期財富之間存在一定的遞歸關(guān)系，即At+1=Yt。因此，給定個體初期的財富狀況A0，根據(jù)（4）式不斷迭代，即可得到均衡是不同人群的均衡財富和總收入。均衡時存在：At+1=At=A*（Yt+1=Yt=Y*）。故有：

關(guān)于（5）式中的三個均衡，這里需要說明的是，以上三個均衡并不總是存在，當(dāng)兩級信貸約束處于這三個均衡之間時，就會導(dǎo)致以上三個長期均衡的存在。多重均衡的存在也說明，因為投資領(lǐng)域分割和多級信貸約束的存在，產(chǎn)生了持久的收入和財富差距。現(xiàn)實中，由于個體稟賦、人力資本以及金融發(fā)展程度等存在差異，信貸體系往往不止兩級信貸約束，更多級的約束也意味著更多重的均衡。

（三）金融發(fā)展對收入不平等影響分析

可以在（5）式基礎(chǔ)上結(jié)合圖1以信貸約束為切入點分析金融發(fā)展水平對收入不平等的影響。圖1反映了第t期個體財富（進(jìn)一步也可以反映總收入）的動態(tài)演變，其中C為信貸約束，A*為均衡。根據(jù)（5）式，個體第t期的財富狀況決定了其在第t+1期面臨的信貸約束和相應(yīng)的均衡路徑。從圖1可以看出，信貸約束條件（C1或C2）的左移或右移，可能導(dǎo)致較低的均衡或較高的均衡消失，從而對收入不平等程度產(chǎn)生影響。

圖1 信貸約束下財富（或總收入）的動態(tài)演變

在由（5）式和圖1反映的多級信貸約束產(chǎn)生的多重均衡中，較低的信貸約束還可以看作是窮人進(jìn)入金融市場獲得高于無風(fēng)險收益的門檻，較高的信貸約束也可以看作是處于中間的較富人群進(jìn)入富人群體的一個約束（或富人跌入中間群體的一個閾值）。因此較低的均衡可以看作是“貧困陷阱”，中間的均衡可以看作是“中等收入陷阱”。從（5）式還可以看出，信貸約束作為隱性約束條件并未在（5）式中出現(xiàn)，其主要通過投資收益率（R）、借款限額（L）和工資水平（w）對多重均衡和收入不平等產(chǎn)生影響，這三個因素又往往與資本市場、實體經(jīng)濟(jì)和人力資本水平的發(fā)展有關(guān)。具體而言：（1）資本市場，信貸通過資本市場對收入分配的影響體現(xiàn)在投資收益率（R1和R2）上，由于“投資領(lǐng)域分割”的存在，資本市場的投資收益率會存在多個層級，導(dǎo)致更多的均衡狀態(tài)產(chǎn)生；（2）實體經(jīng)濟(jì)，信貸約束通過實體經(jīng)濟(jì)對收入不平等的影響主要體現(xiàn)在投資限額（L1和L2）上，投資限額的大小往往受到投資環(huán)境、政策、行業(yè)特征等因素影響，個體面臨的信貸約束以及投資限額限制了其可以進(jìn)行經(jīng)營性投資的領(lǐng)域和范圍，進(jìn)而影響了其最終分配到的收益和總收入不平等；（3）人力資本，個體通過信貸進(jìn)行人力資本投資（Galor和Zeira，1993），會在不同工資率的勞動力市場轉(zhuǎn)換（轉(zhuǎn)換的成本包含個體進(jìn)行人力資本投資的成本和學(xué)習(xí)的時間成本），因而信貸約束通過影響個體人力資本積累進(jìn)而影響其工資收入和總收入。

信貸約束條件的相對強弱往往與金融市場的信息不對稱、收益不確定性、交易成本、監(jiān)督成本等因素有關(guān)，并且信貸約束的相對變化會直接影響每個個體的信貸融資額度（Greenwood和Jovanovic，1990；Galor和Zeira，1993），進(jìn)而影響社會整體的信貸規(guī)模。此外，根據(jù)（5）式和圖1所反映的多重均衡可知，信貸約束條件的變化會影響均衡的個數(shù)進(jìn)而影響收入不平等程度。因此，信貸規(guī)模對收入不平等的影響通過信貸約束和多重均衡發(fā)揮作用。進(jìn)一步地，（5）式中的兩級信貸約束（C1和C2）和兩種投資額度（L1和L2），將三類人群細(xì)分為五種情形，每種情形下個體的信貸融資額度有所不同：①資產(chǎn)?[0,C1)，無法通過金融市場借貸融資，融資額度為0，假設(shè)這類人群的數(shù)量為N1；②資產(chǎn)?[C1,L1)，小額度L1的投資，融資額度為L1-，假設(shè)這類人群的數(shù)量為N2；③資產(chǎn)?[L1,C2)，以類似于“無風(fēng)險套利”方式進(jìn)行較小額度投資，融資額度為0～L1，記作i*L，其中i為第i個人的融資比例（在0～1之間），假設(shè)這類人群的數(shù)量為N3；④資產(chǎn)?[C2, L2)，大額度L2的投資，融資額度為L2-，假設(shè)這類人群的數(shù)量為N4；⑤資產(chǎn)?[L2, +∞)，以類似于“無風(fēng)險套利”方式進(jìn)行較小額度投資，融資額度為0～L2，記作i*L，其中i為第i個人的融資比例（在0～1之間），假設(shè)這類人群的數(shù)量為N5。

對上述各情形下的融資額度進(jìn)行加總，即可得到金融市場的信貸規(guī)模CS（Credit Scale）：

（6）式雖然不能直接給出信貸規(guī)模和收入不平等的定量關(guān)系，但可以說明信貸規(guī)模影響收入不平等的方向，具體而言：①當(dāng)金融發(fā)展程度相對較低時，大多數(shù)人群面臨的信貸約束相對較高，此時（6）式中N1和N2占總?cè)丝诘谋戎剌^高，因而信貸規(guī)模也比較小，經(jīng)濟(jì)收斂到較低均衡（即貧困陷阱），相對于多重均衡，此時收入不平等程度較低，但金融市場的借貸機制并未使大多數(shù)人受益；②當(dāng)金融發(fā)展比較成熟時，大多數(shù)人面臨的信貸約束相對較低，此時N4和N5占總?cè)丝诘谋戎剌^高，因而信貸規(guī)模也比較大，較低的信貸約束導(dǎo)致貧困陷阱和中等收入陷阱消失，經(jīng)濟(jì)收斂于較高的均衡狀態(tài)，不平等程度也較低；③當(dāng)金融發(fā)展處于中等發(fā)達(dá)階段時，信貸約束將各收入階層人群投資行為分割，出現(xiàn)（5）式反映的多重均衡，各群體間總收入差異較大，不平等程度也較大，此時信貸規(guī)模介于①和②之間。由此可見，隨著金融發(fā)展的提高，信貸規(guī)模逐步擴(kuò)大，收入分配狀況卻經(jīng)歷了由較低均衡（不平等程度較低）到多重均衡（不平等程度較高）再到較高均衡（不平等程度較低）的過程，因而金融發(fā)展對收入不平等的影響呈現(xiàn)出倒“U”型特征。

四、實證檢驗

這一部分將在上述理論分析的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國省際層面的經(jīng)驗數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，探求金融發(fā)展對收入不平等的影響在中國情境下的具體機制。

（一）計量模型構(gòu)建

以收入不平等作為被解釋變量，金融發(fā)展作為解釋變量，構(gòu)建基本的計量模型如下：

上式中，被解釋變量Ineqit反映收入不平等，ln(FDit)表示地區(qū)i第t期的金融發(fā)展指標(biāo)的對數(shù)取值。為了考察金融發(fā)展對收入不平等影響的倒“U”型特征，在上式中加入金融發(fā)展的平方項進(jìn)行檢驗。此外，Zit為影響收入不平等的控制變量，i為地區(qū)固定效應(yīng)，t為時間固定效應(yīng)，it為隨機干擾項。

上式中，Xit為金融發(fā)展影響收入不平等的機制檢驗變量，并引入了交叉項，以考察考察金融發(fā)展影響收入不平等的微觀機制。由于前面理論分析部分已經(jīng)指出，個體進(jìn)行的投資行為既可以是資本市場中的金融投資，也可以是實際生產(chǎn)經(jīng)營的投資，還可以是進(jìn)行人力資本積累的投資，因而資本市場發(fā)展規(guī)模[①]、實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和人力資本水平是金融發(fā)展影響收入不平等的重要渠道。這里以各地區(qū)股市流通市值（SMCit）衡量資本市場發(fā)展?fàn)顩r，以人均工業(yè)增加值（RECOit）衡量實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，以人均受教育年限（EDUYit）衡量人力資本積累狀況，考察金融發(fā)展對收入不平等的影響機制。

在控制變量的選擇方面，考慮以下幾個方面的因素：中國特有的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)會通過影響人口分布及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)而影響收入不平等，經(jīng)濟(jì)開放程度會通過影響對外貿(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)效率和企業(yè)員工的工資收入水平，進(jìn)而影響收入不平等，政府教育財政支出會通過人力資本水平對收入不平等產(chǎn)生影響。因此這里選取人口城鎮(zhèn)化比率（PURit）、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比（NAVit）、經(jīng)濟(jì)開放程度（OPENit）和教育財政支出占比（EDURit）作為控制變量。關(guān)于被解釋變量、核心解釋變量、影響機制變量、控制變量的說明如表1所示。

表1 變量說明

（二）數(shù)據(jù)說明及預(yù)處理

表1中各變量均來自《中國統(tǒng)計年鑒》（2003-2014）、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、《中國教育統(tǒng)計年鑒》（2003-2014）、各省相關(guān)年份的統(tǒng)計年鑒以及Wind數(shù)據(jù)庫，由于西藏部分年份數(shù)據(jù)缺失，因此選取中國不含西藏和港澳臺的30個省級行政區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗。對部分變量的取值及預(yù)處理說明如下：

1．被解釋變量。由于我國多年的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)所導(dǎo)致的城鄉(xiāng)居民收入差距在我國居民收入不平等程度中的貢獻(xiàn)比較大（程永宏，2007），因此這里選取各個省級行政區(qū)2002-2013年的城鄉(xiāng)收入之比（IncGapit）作為衡量收入不平等的指標(biāo)。

3．影響機制變量。其中，股市流通市值和人均工業(yè)增加值也按照價格指數(shù)換算為2002年不變價格。

4．控制變量。控制變量中的經(jīng)濟(jì)開放程度（OPENit）的計算中，進(jìn)出口總額按照當(dāng)年匯率折算為人民幣。

在進(jìn)行實證分析之前，先定性考察金融發(fā)展與收入不平等之間的關(guān)系。2002-2013年以城鄉(xiāng)收入差距所衡量的收入不平等指標(biāo)與以貸款規(guī)模衡量的金融發(fā)展程度之間的散點圖如圖2所示。可以看出，收入不平等與金融發(fā)展之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，擬合的直線和曲線（包含二次項）重合程度很高。這說明我國金融發(fā)展與收入不平等之間的關(guān)系，可能已經(jīng)跨越倒U型曲線的頂端，開始走向良性發(fā)展的軌道。

圖2 城鄉(xiāng)收入差距與信貸規(guī)模散點圖（2002-2013年）

（三）金融發(fā)展影響收入不平等的初步估計結(jié)果和解釋

分別通過不同的計量方法考察金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入不平等的影響，結(jié)果如表2。其中方程（1）和（2）的普通最小二乘估計用于檢驗金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入不平等的影響方向。方程（3）～（5）加入了控制變量。另外，分析中可能會存在內(nèi)生性問題（Wooldridge，2010），即核心解釋變量信貸規(guī)模與回歸殘差項相關(guān)，主要可能的原因即為：遺漏關(guān)鍵控制變量、觀測誤差和互為因果。將估計方程（3）的估計殘差項與信貸規(guī)模進(jìn)行相關(guān)性檢驗，相關(guān)系數(shù)達(dá)到-0.4593，而殘差項與被解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)已比較小，可以初步排除前兩種因素導(dǎo)致的內(nèi)生性。這里主要認(rèn)為可能是最后一個原因（Galor，1993；Kim和Lin，2011），一方面金融市場的信貸約束會影響收入分布狀況，另一方面?zhèn)€體上一期的收入和財富稟賦也會影響其這一期的投資行為進(jìn)而影響社會整體的信貸狀況，因而金融發(fā)展與收入不平等之間可能是互為因果的。因此，要考察金融發(fā)展對收入不平等的影響，應(yīng)當(dāng)引入合適的工具變量規(guī)避這種內(nèi)生性問題的影響。[②]

需要說明的是，工具變量的選擇除了滿足與內(nèi)生變量相關(guān)與擾動項不相關(guān)兩個基本條件外，還應(yīng)當(dāng)盡可能與被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距不相關(guān)，否則意味著還存在遺漏變量，即模型設(shè)定存在問題。選取各地區(qū)城鄉(xiāng)儲蓄存款和人均收入水平作為信貸規(guī)模的工具變量[③]，主要是因為從微觀層面講，個體的存款（可以看作是財富）和收入決定了個體所面臨的信貸約束等級，進(jìn)而影響了個體的信貸融資能力和規(guī)模。另外，工具變量城鄉(xiāng)儲蓄存款是個體長期積累的存量指標(biāo)，可以認(rèn)為與當(dāng)期城鄉(xiāng)收入差距是無關(guān)的；但各地區(qū)的人均收入水平卻可能和收入差距存在某種關(guān)系，即庫茲涅茨曲線所反映的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和收入分配之間的關(guān)系，本文認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展（人均收入）對收入分配的影響正是通過金融等中介機制產(chǎn)生了作用，相關(guān)性檢驗也發(fā)現(xiàn)，人均收入和信貸規(guī)模的相關(guān)系數(shù)明顯高于人均收入與城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)系數(shù)，因而將人均收入作為信貸規(guī)模的工具變量具有合理性。方程（4）采取面板兩階段最小二乘（2SLS）估計，其中將城鄉(xiāng)儲蓄存款和人均收入作為信貸規(guī)模的工具變量，方程（5）在方程（4）的基礎(chǔ)上進(jìn)一步采取系統(tǒng)廣義矩（sysGMM）進(jìn)行動態(tài)面板的估計。

表2 初步估計結(jié)果

注：（1）表中l(wèi)n（Loansit）^2表示取對數(shù)后的平方項；（2）FE表示固定效應(yīng)模型，2SLS為兩階段最小二乘估計，sysGMM為系統(tǒng)廣義矩估計；（3）AR（2）為檢驗擾動項差分是否存在二階的自相關(guān)的p值，原假設(shè)為“模型殘差項不存在二階自相關(guān)”，Sargan-Hansen為過度識別檢驗的p值，原假設(shè)為“工具變量是有效的”；（4）括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著水平拒絕原假設(shè)。

從估計結(jié)果可以看出，金融發(fā)展對中國城鄉(xiāng)間收入不平等存在顯著的負(fù)向影響。估計方程（2）加入金融發(fā)展平方項之后不顯著，而且方程整體的解釋程度也有所下降，這也說明在本文的考察時間范圍內(nèi)，不存在金融發(fā)展擴(kuò)大收入差距的這個階段（結(jié)合圖1亦可看出），即中國已跨越了理論分析部分所指出的金融發(fā)展低級階段和中級階段。這一研究結(jié)論和國內(nèi)學(xué)者（溫濤等，2005；楊俊等，2006；瞿晶和姚先國，2011）的研究有一定的差異，差異主要來自兩方面的原因：一方面，部分學(xué)者只是考察了金融發(fā)展對農(nóng)村或城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差距的影響（例如溫濤等，2005；瞿晶和姚先國，2011），其結(jié)論是金融發(fā)展擴(kuò)大了城鎮(zhèn)或農(nóng)村組內(nèi)的收入不平等；另一方面，還有一些學(xué)者考察的時間范圍相對較早（楊俊等，2006），彼時我國整體的金融發(fā)展水平還未進(jìn)入相對成熟階段，因而其研究結(jié)論“金融發(fā)展擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距”與本文結(jié)論也有所差異。

此外，Hausman檢驗也表明，方程（4）的估計結(jié)果要優(yōu)于（3），方程（5）的估計結(jié)果要優(yōu)于（4）。方程（5）的估計結(jié)果顯示，Wald統(tǒng)計量都在1%水平顯著；Sargan 檢驗的概率值p說明工具變量是有效的，即工具變量和誤差項是不相關(guān)的；AR（2）檢驗說明擾動項的差分不存在二階自相關(guān)，這說明本文選取sysGMM方法進(jìn)行估計是合理的。

例如天臺赤城二小學(xué)，在此基地上建筑沒有以矩形平面布局層層鋪滿，而是以一種略帶圓滑的形態(tài)旋轉(zhuǎn)一定的角度生長在基地內(nèi)，保留了與旁邊建筑的間隔空間，是一種很好的城市緊湊型空間利用。再從垂直方向?qū)⒔ㄖ鸱珠_來，最底層首先為以內(nèi)向性的內(nèi)院，可以給學(xué)生們提供了升旗、集聚和玩耍的空間。環(huán)繞內(nèi)院設(shè)置一層，并在拐角處進(jìn)行架空處理，形成了學(xué)校的出入口。一層向上疊加標(biāo)準(zhǔn)教學(xué)層，內(nèi)部的環(huán)形內(nèi)廊聯(lián)系了平面維度的交通。最頂部創(chuàng)造性地設(shè)置了200m的跑道，實現(xiàn)在狹小的場地中擁有運動場，同時又不占用地面空間（圖1）。

（四）金融發(fā)展影響收入不平等機制考察

結(jié)合理論部分的分析，這里從資本市場、實體經(jīng)濟(jì)和人力資本角度考察金融發(fā)展對收入不平等的影響機制。為了消除內(nèi)生性問題帶來的偏誤，這里依然采取方程（5）的估計方法，即系統(tǒng)廣義矩估計（sysGMM）的方法，估計結(jié)果如表3所示。

表3 金融發(fā)展影響收入不平等作用機制

模型（6）（7）（8）（9）（10）（11） 資本市場實體經(jīng)濟(jì)人力資本 PURit-0.8773***（0.1276）-0.0376（0.1227）-0.3586***（0.1048） NAVit0.0241（0.0620）-0.0217（0.0469）-0.0519（0.0601） OPENit0.1001***（0.0380）-0.0172（0.0295）0.0960***（0.0310） EDUFit0.0688（0.1669）0.7901***（0.1027）0.5098***（0.1420） constant1.6610***（0.0813）1.4157***（0.1775）-0.5317（0.5346）-1.1774（0.8741）2.1893***（0.1836）1.9895***（0.3718） AR（1）0.00170.00160.00120.00130.00120.0012 AR（2）0.14430.13450.21960.17860.26800.2210 Sargan值0.40570.43000.37400.42880.36530.4057 N330330330330330330 MethodsysGMM

注：括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著水平拒絕原假設(shè)。

表3的估計結(jié)果顯示，引入作用機制檢驗變量之后，除了方程（6）之外，其余估計方程中金融發(fā)展的核心解釋變量均不顯著了，而作用機制變量作為中介其本身和交叉項則均是顯著的，這符合Muller et al.（2006）關(guān)于中介變量的條件的描述，即中介變量作為核心變量影響被解釋變量的傳導(dǎo)渠道往往對被解釋變量產(chǎn)生更直接的影響。機制檢驗表明，金融發(fā)展通過不同渠道對收入不平等的影響機制是有差異的：（1）資本市場方面，資本市場本身的估計參數(shù)為正，這可能是因為目前在資本市場進(jìn)行投資的中國農(nóng)村居民還不是很多，而很多城鎮(zhèn)居民通過資本市場的投資獲得了額外的收入，因而一定程度上擴(kuò)大了城鄉(xiāng)間的收入差距，交叉項參數(shù)為負(fù)說明，隨著信貸規(guī)模和資本市場（流通市值）規(guī)模的擴(kuò)大，更多的人通過資本市場受益，因而收入差距又是縮小的；（2）實體經(jīng)濟(jì)方面，實體經(jīng)濟(jì)本身估計參數(shù)為正，這可能正如前文理論框架部分所說，投資領(lǐng)域分割使一部分人優(yōu)先進(jìn)入某些領(lǐng)域獲得超額收益而先富起來，導(dǎo)致了收入差距擴(kuò)大，交叉項估計參數(shù)為負(fù)說明，金融市場信貸約束的降低，使更多個體的融資能力擴(kuò)大并參與實體經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)經(jīng)營活動，促進(jìn)了實體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而提高收入，跳出了前文所述的增長陷阱而逐步收斂到較高均衡，因而收入差距有所縮小；（3）人力資本方面，人力資本水平的提高使更多的人流向較高工資率的勞動力市場，縮小了差距；交叉項的估計參數(shù)也為負(fù)，意味著金融市場的信貸約束并沒有對人力資本的積累產(chǎn)生限制，兩者的共同發(fā)展起到了降低城鄉(xiāng)收入差距的效果，實際上，在我國人力資本的積累方面，源自制度和政策方面的支持因素較多，用于教育投資方面的信貸約束較小，因而不容易出現(xiàn)理論分析部分那樣的多重均衡，進(jìn)而擴(kuò)大收入不平等。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，這里通過兩種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：一種是剔除部分極端樣本，另一種是考察金融危機的事件沖擊在短期與長期的影響。

1．剔除部分極端樣本。考慮到中國金融發(fā)展階段存在著典型的不平衡現(xiàn)象，部分東部省份的金融發(fā)展水平已接近發(fā)達(dá)國家水平，而西部內(nèi)陸地區(qū)的金融體系還相對比較落后。因此有必要剔除這些極端樣本，以考察金融發(fā)展對當(dāng)前中國收入不平等的影響的穩(wěn)健性。剔除樣本思路如下：首先計算考察時間范圍內(nèi)各地區(qū)貸款規(guī)模的平均值，然后剔除貸款規(guī)模最高的10%樣本（這里為3個省級行政區(qū)，下同），或者剔除貸款規(guī)模最低的10%樣本，以進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。這里采取了固定效應(yīng)下的兩階段最小二乘估計，結(jié)果如表4所示。

2．金融危機事件沖擊。本文研究的時間跨度內(nèi)包含了2008年，這一年發(fā)生了波及全球的金融海嘯。金融危機的沖擊，一定程度上破壞了資本市場的功能，也對實體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了不利影響，這可能會影響金融發(fā)展對收入不平等的影響機制，因此這里構(gòu)造兩個時間虛擬了變量予以考察：第一個時間虛擬變量（TD1）將2008年取1，其余年份取0，以考察金融危機短期的影響；第二個時間虛擬變量（TD2）將2008年及以后取1，其余取0，以考察金融危機在較長期限內(nèi)的影響。依然采取固定效應(yīng)下的兩階段最小二乘估計，結(jié)果如表4。

表4 穩(wěn)健性檢驗

注：括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著水平拒絕原假設(shè)。

表4中，方程（12）和（13）分別為剔除最高10%和最低10%樣本后的估計結(jié)果。可以看出，不論是剔除貸款規(guī)模最高的10%樣本，還是剔除貸款規(guī)模最低的10%樣本，以貸款規(guī)模衡量的金融發(fā)展依然對城鄉(xiāng)收入不平等產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，并且金融發(fā)展對收入不平等的影響強度與表3中方程（4）的估計結(jié)果是比較接近的，說明現(xiàn)階段金融發(fā)展對中國當(dāng)前收入不平等負(fù)向影響的結(jié)論是比較可靠的。此外，方程（14）和（15）分別考察了金融危機在短期和較長期限內(nèi)對金融發(fā)展和收入不平等之間關(guān)系的影響。短期內(nèi)金融危機在一定程度上對金融體系產(chǎn)生了不利的沖擊，例如大額投資者可能為保存利益而恐慌性地拋售行為損害了廣大中小投資者的收益，一定程度上擴(kuò)大了投資收益的不平等程度；但長期而言，金融體系又會恢復(fù)到正常狀態(tài)，金融發(fā)展對收入不平等的影響機制受到金融危機的干擾就不再顯著了，這也說明，金融發(fā)展對收入不平等的影響是長期演化的結(jié)果，一定的時間范圍內(nèi)具有穩(wěn)健性。

五、結(jié) 論

本文在國內(nèi)外學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，從“投資領(lǐng)域分割”和“多級信貸約束”兩個基本假設(shè)出發(fā)，分析金融市場發(fā)展對收入分配影響的微觀機制。由于投資領(lǐng)域分割和多級信貸約束的存在，個體長期的收入會沿不同路徑收斂到不同的均衡狀態(tài)，多重均衡的存在意味著持久的收入不平等。對均衡狀態(tài)的考察可以發(fā)現(xiàn)，信貸約束對收入不平等的影響可以通過資本市場、實體經(jīng)濟(jì)和人力資本三個渠道發(fā)揮作用。以信貸規(guī)模衡量的金融發(fā)展與收入不平等之間通過信貸約束存在一定的關(guān)系，長期而言呈現(xiàn)倒“U”型特征：金融發(fā)展的初級階段，大多數(shù)個體信貸約束相對較高，總體信貸規(guī)模較低，因而個體收入會收斂到較低的均衡（即貧困陷阱），此時收入不平等程度較低，但大多數(shù)并未通過金融市場受益；金融發(fā)展的高級階段，大多數(shù)個體信貸約束相對較低，總體信貸規(guī)模較高，大多數(shù)個體通過融資能力的擴(kuò)大而從金融市場收益，因而個體收入收斂到較高均衡，收入不平等程度也較低；金融發(fā)展的中級階段，投資領(lǐng)域分割和信貸約束將個體分為不同群體，信貸規(guī)模并不是很高，個體收入趨向于收斂到多重均衡，因而收入不平等程度較高。

基于中國省際層面2002—2013年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)進(jìn)行的實證檢驗，結(jié)果表明：（1）中國當(dāng)前金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入不平等的影響呈現(xiàn)顯著的負(fù)向作用，即隨著金融發(fā)展程度的提高，收入不平等程度會有所降低，說明中國目前已經(jīng)跨越金融發(fā)展與收入不平等倒“U”型關(guān)系的頂點，開始走向良性發(fā)展階段；（2）金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入不平等的影響機制檢驗表明，金融發(fā)展的確會通過資本市場、實體經(jīng)濟(jì)和人力資本的發(fā)展影響收入不平等，但作用的機制有所差異；（3）不同的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果證實了金融發(fā)展對收入不平等的影響具有穩(wěn)定性，是長期演化的結(jié)果，因而類似于金融危機的事件沖擊短期內(nèi)雖然會對金融發(fā)展與收入不平等之間關(guān)系產(chǎn)生一定的影響，但這種影響長期而言并不顯著。

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（G）

*作者感謝匿名審稿人提出的寶貴修改意見。