金融發展與城鄉收入差距研究范文

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一、引言

改革開放以來，我國經濟保持高速增長，人民生活水平不斷提高，其中我國城鎮人均可支配收入從1978年的343元增長到2014年的28844元，增長將近84倍。然而，在我國財富蛋糕不斷做大的過程中，城鄉收入差距不斷拉大，我國已成為世界上收入分配不平等最嚴重的國家之一（如圖1所示）。截至2014年底，我國城鎮居民人均可支配收入為28844元，農村居民人均純收入為10489元，城鎮居民收入是農村居民收入近3倍，我國城鄉居民收入不平等情況不容樂觀，這對我國經濟的長期發展埋下了安全隱患，成為我國經濟高速健康發展的一大障礙。因此，如何促進我國從“國富”到“民富”的轉移，減小城鄉收入差距，實現共享性增長成為學界關注熱點。金融作為市場經濟的核心，在資源配置中發揮著十分重要作用，歷時三十多年的不斷改革，我國金融行業已取得了十分重要的發展成就。改革開放以來，我國貨幣化進程不斷加快（如圖2所示），貨幣供應量水平不斷增長，其中廣義貨幣供應量從1990年的15293.4億元增長到2014年的1228374.8億元，增長了近80倍，這表明我國經濟活力不斷凸顯。金融機構存貸款金額也急速增加（如圖3所示）金融機構各項存款從1990年的13942.94億元增長到2014年的1138644.6億元，金融機構各項貸款從1990年的17511.02億元增長到2014年的816770.0億元，我國的金融發展規模在不斷擴大。另外，我國金融市場也在不斷完善，股票、債券、保險、黃金以及外匯等金融資產迅速發展，股票市值從1992年的1048.15億元增加的2014年底的372547億元；相比1992年國債發行額460.78億元，2014年的國債發行額是1992年的47倍，為21747億元。各式各樣的理財投資工具的發展拓寬了居民的投資渠道，有效促進了我國城鄉居民收入的增加。伴隨著金融業的不斷發展，我國金融市場服務體系日趨完善。金融發展與城鄉收入差距之間的關系問題引發了廣大學者的討論，在二者的實證關系上，學術界意見不一。一方面，一國金融業不斷發展，窮人更有機會獲取金融服務，增加收入，從而減小城鄉收入差距（Galor和Zeira,1993;Liang,2006;等等)；另一方面，由于社會各階層的人力資源稟賦的差異，金融業的不斷發展使得資金會更多地流向富人，而非窮人，并且在經濟發展中國家尤為明顯，從而加劇收入不平等（GreenwoodSmith,1990;Maurer和Haber,2007;等等）。諸多學者之所以在金融發展影響城鄉收入差距得出截然不同的結論在很大程度上是由探索金融發展時只考慮了金融發展規模、金融發展效率，而忽略了金融發展結構。事實上，金融發展結構對我國收入分配有著重要的影響。一個合理的金融市場結構，不僅會引導資金優化配置，使其流向具有更高收益率的項目，而且伴隨著金融結構的不斷優化，融資渠道將會不斷增加，各類經濟主體能夠更多地獲得金融服務，使得經濟發展成果惠及窮人，從而在一定程度上影響收入分配，減小收入差距。

二、文獻評述

金融體系作為國民經濟的核心部門，為一國的經濟增長提供了動力，因此，金融發展與收入不平等受到人們的密切關注。學界探究二者之間的相互關系既是為了深度考察金融發展的社會效應，也是因為金融發展與收入不平等之間關系的重要性。目前學界形成了下述觀點：一是減小論，也即金融發展能夠減小城鄉居民收入分配差距。Clark、Xu和Zou(2003),Beck和Levine(2004)利用跨國數據來研究金融發展與收入不平等之間的關系，結果表明金融發展有利于減少收入差距；姚耀軍（2005）利用我國1978~2002年的數據，采用VAR模型進行分析，得出金融發展有利于減小收入差距；汪建新及黃鵬（2009）利用我國省份1999~2007年的面板數據，得出金融發展能夠促進金融資源的優化配置，從而減小城鄉收入差距；李志陽和劉振中（2011）借鑒霍姆斯特姆-梯若爾（1997）模型，利用我國1978~2010年間的時間序列數據進行檢驗后發現，提高我國金融發展效率對于縮小收入分配差距具有促進作用；沈婷和陳剛(2014)采用2005~2011年中國省際面板數據進行計量分析后得出，金融多樣性的發展能有利于縮小收入分配差距。二是擴大論，也即金融發展會導致城鄉居民收入差距擴大。Kuznets(1995)認為隨著金融發展的深化，在金融市場上獲得融資將更容易，也更便利資金進入現代工業部門，然而在現代工業部門中收入分配更加不平等，因此認為金融的發展不利于收入分配公平。章奇（2003）采用1978~1998年各省面板數據分析金融發展與城鄉收入差距之間的關系，結果顯示金融規模的擴大顯著加劇了城鄉收入不平等，他們認為政府對銀行的壟斷與過度管制導致銀行的扭曲發展，銀行不能充分發揮其市場調節功能，從而加劇了收入分配差距。James(2008)利用印度50年的數據進行計量分析，研究結果表明金融發展能夠減小收入差距，但是金融自由化的發展卻加劇了收入分配差距。翟立紅和徐志高（2009）使用1978~2006年間的數據，采用格蘭杰因果檢驗進行分析，發現金融規模的發展會加劇我國收入分配的不平等；林志偉（2009）利用VAR模型對兩者關系進行再檢驗，結果發現金融發展規模與收入不平等之間呈現負相關，金融發展效率的提高能夠顯著縮小收入分配差距。此外，還有學者得出金融發展與收入不平等之間的關系為非線性關系。

Greenwood和Javanovic(1990)開創性地在一個動態模型中探討金融發展、經濟增長與收入分配之間的關系，得出了金融發展與收入不平等之間關系呈現出“倒U型關系”。張立軍和湛泳（2006）使用1978~2004年29個省份的數據驗證了金融發展的門檻效應、金融發展的降低貧困效應以及金融發展的非均衡效應；喬海曙和陳力（2009）從金融聚集理論的角度，運用Kendall非參數相關檢驗進行分析，結果再一次證實了金融發展與收入不平等之間存在的“倒U型關系”；余玲錚和魏下海（2012）利用我國1996~2009年省際面板數據和Hansen的門檻效應進行估計，研究發現金融發展與收入不平等之間存在著鮮明的門檻特征，隨著金融的發展，當其跨過一定的門檻，金融發展加劇收入不平等的效應會不斷地減弱。上述文獻為本文進一步探討金融發展和城鄉收入差距之間的關系奠定了翔實的理論基礎。各位學者從不同角度，采用不同區域、不同期間的數據樣本考察兩者之間的關系，得到的金融發展與城鄉收入差距之間關系的結論也不盡相同。而國內學者大多以金融發展規模來進行度量，很少綜合考慮金融發展效率，以及金融發展結構對收入分配的影響，基于此，本文分別從金融發展規模、金融發展效率和金融發展結構三個層面來分析金融發展對城鄉收入差距的影響，力求更為全面地反映兩者之間的關系。

三、數據與計量模型

（一）計量模型本文利用我國全部省份1990~2014年間的面板數據對金融發展和收入不平等之間的關系進行檢驗。參照Clarke,Xu和Zou(2006)的做法，本文建立的模型如下。公式中，下標i表示省份、t表示年份；Inequ表示收入不平等；FD表示金融發展，這也是本文最為關注的一個解釋變量；基于現有的理論和經驗基礎，在模型中加入影響收入不平等的其他控制變量：Gov表示政府行為、Job表示就業率、Open表示對外開放程度。α代表固定效應，εit為隨機誤差項。我們重點關注β1、β2、β3、β4的系數的正負情況，若β顯著大于0，則表明金融發展顯著加劇了收入不平等，若β顯著小于0，則表明金融發展顯著減小了收入不平等。

（二）指標選取和數據說明1.被解釋變量：城鄉收入差距(Inequ)。借鑒多數文獻的研究方法，這里采用兩個指標來度量城鄉收入差距：一是采用城鄉收入比率(R)，即采用各省份城鎮居民人均可支配收入除以農村居民人均純收入；另一個指標參照王少平和歐陽志剛(2007)的做法，采用泰爾指數(T)度量城鄉收入差距。在泰爾指數公式中，各個符號的含義分別是：Ti,t是指省份i在時期t的泰爾指數，j=1,2分別代表城鎮地區以及農村地區，當j=1時，Mij,t是指城鎮地區的總收入（采用該地區相應的人口與收入乘積來度量），當j=2時，Mij,t是指農村地區的總收入（采用該地區相應的人口與收入乘積來度量），Mi,t表示地區i在時期t的總收入；Pij,t表示城鎮地區（j=1）或者農村地區（j=2）的人口總量，Pi,t表示地區i在時期t的人口。根據其定義可以看出，該指標越大，則代表城鄉收入差距越大；該指標越小，則表明城鄉收入差距越小。數據區間為1990~2014年。在表1中，本文列舉出部分地區典型年份的泰爾指數。從表中可以看出，1990~2014年間各地區城鄉收入差距呈現出近似“M型”波動；就全國平均水平來看，泰爾指數從1990年的0.07上升到1994年的0.12，此時由于國家對糧食收購價格的多次提高，1995年之后全國平均泰爾指數開始下降，到1998年則下降到0.09；之后，隨著我國收入分配市場化的進一步發展，城鄉收入差距也隨之繼續擴大，在2004年達到0.15。收入分配差距的擴大引起了政府部門的重視，政府及時出臺一系列政策減小城鄉收入分配差距，取得了一定的成效，至2008年，城鄉收入分配差距開始減小，到2014年，全國平均泰爾指數減小到0.11。2.解釋變量：金融發展（FD），常用的衡量金融發展的指標有金融發展規模、金融發展效率，本文力求從金融發展的多個方面更加全面地探究其與收入分配的關系，因此，將金融發展結構（楊俊、王佳，2012）納入金融發展的指標選取之中，分別從金融發展規模、金融發展效率以及金融發展結構三個層面分析金融發展對收入分配的影響機制，探究二者之間的關系。金融發展規模（FDscale）以各省金融機構貸款總額與GDP的比例來表示，金融發展效率（FDeffici）以各省金融機構貸款總額與存款總額的比例來度量，對于金融發展結構（FDstruct）的度量，經常使用的指標為股市交易總額占私人部門信貸規模的比例，然而由于我國金融數據缺失嚴重，非金融機構的融資結構是一個可供選擇的指標（參照楊俊、王佳，2012），也即以各省直接融資規模與總融資規模的比例來表示?？側谫Y規模分為直接融資規模和間接融資規模，其中直接融資規模包括債券和股票，間接融資規模包括貸款。因此，本文采用的金融發展結構（FDstruct）以直接融資規模占總融資規模的比例來表示，時間跨度為2004~2014年，來源于中國人民銀行公布的《中國區域金融運行報告》。3.控制變量：政府支出（Gov）以各省地方公共財政支出占GDP的比重來表示。在開放經濟條件下，政府通過財政支出調節地方經濟，維護社會穩定，政府財政支出規模對調節地方經濟發展水平有一定的作用，進而間接影響收入分配情況。對外開放程度（Open）借鑒諸多學者的研究經驗，本文選取進出口貿易總額占GDP的比重來度量。大部分學者認為貿易擴張能夠促進經濟增長，進而對收入分配產生一定的影響。楊志群和余玲錚（2012）等文獻在進行數據處理時，由于進出口貿易總額以美元進行計算，而GDP以元為單位進行計算，所以在計算過程中以每年的進出口貿易總額乘以當年人民幣兌美元的匯率再除以GDP進行計算。就業率（Job）以各省就業人數占總人數的比例來表示。就業率的增加或者下降會影響勞動者收入水平，進而影響其收入分配情況（汪建新、黃鵬，2009）。

（三）數據來源本文所選取數據涵蓋中國全部省際內部數據（包括自治區、直轄市），樣本期間為1990~2014年，使用stata11進行分析。文章所使用的城市居民可支配收入、農村居民可支配收入、各省GDP、地方公共財政支出、各省總人數、貨物進出口總額等數據均來自于中國統計年鑒。各省金融機構貸款總額、金融機構貸款總額、金融機構存款總額、各省就業人數來自《新中國60年統計資料匯編》。各省直接融資規模、間接融資規模以及總融資規模來自于中國人民銀行的《中國區域金融運行報告》。人民幣對美元的年均匯率來自中國人民銀行網站的官方統計數據。由表2可以看出，分析度量城鄉居民收入差距的泰爾指數及城鄉收入比率的均值、標準差等統計特征可以得出，我國省份之間的城鄉收入差距較為明顯，下文將采用規范的實證分析來考察影響其變動多個因素的作用效果。

四、估計結果分析

（一）整體估計面板數據模型有兩種處理未觀測數據的方法：固定效應模型和隨機效應模型。固定效應模型的未觀測因素與解釋變量有關，隨機效應模型的未觀測因素與解釋變量不相關。本文采用Hausman檢驗來確定模型是使用固定效應模型還是選擇隨機效應模型。其原假設是被比較的兩個模型的估計結果不存在顯著差異，如果Hausman檢驗拒絕原假設，則選用固定效應模型；反之，則采用隨機效應模型。通過檢驗得出，本文適合采用固定效應模型。事實上，固定效應模型能夠很好地控制那些不隨時間改變的、但是會影響區域城鄉收入差距的、不可觀測的省份個體特征，比如區位優勢、民俗文化等。文章的固定效應的面板數據模型估計結果如表3所示，第一、二、三列分別是采用金融發展規模（FDscale）、金融發展效率（FDeffici）、金融發展結構（FDstruct）來度量的金融發展；此外，還需要指出的是，估計模型時，這里采用泰爾指數T代表收入不平等，從中得出如下重要結論：一是金融發展規模的估計系數顯著為正，并且在1%的顯著水平下顯著，這意味著，對于我國省份而言，金融發展規模每提高1個單位，我國的城鄉收入差距就擴大0.011個單位。這背后的現實意義也不難理解，這是因為目前我國金融市場還處于起步階段，服務社會發展的功能不是非常完善，由于獲取金融服務需要支付一定的成本且具有一定的門檻，與高收入群體相比，低收入人群由于資源稟賦、收入低等劣勢不能充分享受到金融服務，而高收入人群享有資源優勢從而能夠較為便捷地獲取信貸支持，因此，這就在一定程度上加劇了城鄉收入不平等。二是金融發展效率的系數顯著為負，并且在1%的顯著水平下通過顯著性檢驗，這意味著，對于我國省份而言，金融發展效率每提高1%，會降低我國城鄉收入差距0.066%，金融效率的不斷深化能夠顯著縮小我國城鄉收入差距。本文的發現與陳志剛（2009）等人的結論相一致，從長期來看，伴隨著我國金融市場的不斷發展，金融機構的風險或監督成本將會降低，從而降低低收入人群加入金融市場的門檻，使得低收入人群也可以通過金融市場獲取資金支持進行生產性投資，從而逐漸縮小高低收入者之間的收入差距。三是金融發展結構的系數估計值為-0.036，且在1%的顯著水平下顯著，其含義是，對于樣本期間的我國省份來講，各省份直接投資比例每增加1%，省份城鄉收入差距便降低0.036%，這表明金融發展結構的深化有助于減小收入分配差距。這是因為隨著直接融資比例的提高，IPO、SPO、配股增發、公司債券等各種形式的直接融資途徑的發展，我國金融結構不斷優化，能夠為融資者提供更多更便利的融資選擇，這樣對于優化資金資源配置，提高資金運營效率具有重要作用，從而在一定程度上通過金融市場的調節功能來縮小收入差距。四是一組控制變量的實證結論均符合理論預期，比如政府支出（Gov）的估計系數顯著為負，這表明，隨著地方政府財政支出的增加，有利于減小我國的城鄉收入分配差距。一般來說，政府的轉移支付、福利支出等惠民舉措可以在一定程度上促進公平，減小收入差距；對外開放程度（Open）的估計系數為正，然而其僅僅在第一種情況下顯著，其含義是對外開放程度的擴大可以加劇我國的收入不平等，這是由于對外開放程度的加大會增加我國對中間產品的出口以及對資金和技術密集型產品的進口，從而增加我國對高技能或者熟練勞動力的需求，然而我國存在二元結構使得農村剩余勞動力即非熟練勞動力或者低技能勞動力的供給比較充足，高技能勞動力供給相對較少，于是便拉大了高技能勞動力和低技能勞動力之間的收入差距，這也使得我國收入分配差距進一步擴大。就業率（Job）的系數顯著為正，這表明就業率的提高會拉大收入不平等，這可能是因為我國還處于經濟發展的初級階段，經濟發展快速發展要求更多人就業，然而就業大多分布在勞動密集型產業，工資普遍不高，而我國高新技術產業對技術型人才的需求更為強烈，從而愿意支付更高的工資，這樣就業率的增長也在一定程度上拉大了收入分配不平等。

（二）分地區估計由于我國疆域遼闊，各地區影響收入水平的金融、經濟、社會等因素也呈現出地區差異性，那么，金融發展對城鄉收入差距的作用效果是否也具有區域差異性呢，這個問題顯然也十分重要。這里以泰爾指數T度量收入不平等，金融發展效率來度量金融發展，估計結果如表4所示，我國東、中、西省份的分類采用國家統計局2003年頒布的標準。從實證結果中得出，我國東、中、西部三地區的金融發展效率系數均為負，且都十分顯著。比如對于東部省份來講，該地區金融發展效率每提高1%，會縮小城鄉收入分配差距0.073%；對于中部地區來講，金融發展效率每提高1%，會縮小收入分配差距0.042%；對于我國的西部省份而言，西部地區的金融發展效率每提高1%，會縮小城鄉收入差距0.090%。對比分析上述三個估計系數可以看出，金融發展影響城鄉收入差距的作用效果具有顯著地區差異性。進一步地結合表3中的估計結果可以看出，對比全國水平，中部地區金融發展對收入分配的影響相對較弱，西部地區金融發展對收入分配影響效應相對較強。這可能是因為中部地區人員密集，多為勞動密集型產業，因而金融發展對中部地區收入分配的影響相對較弱。西部地區地多人少，西部地區經濟的發展對當地金融發展水平的依賴更強，金融的發展更有利于西部地區利用資源發展當地經濟，從而使得金融發展對西部地區的作用機制更為強烈。

（三）穩健性檢驗前文采用泰爾指數來度量城鄉收入差距，進而與一組金融發展的度量指標進行估計，得出了十分重要的結論。那么，金融發展與城鄉收入差距之間的關系是否具有穩健性呢？這個問題顯然也十分重要。這里使用城鄉收入比例R作為收入不平等的度量變量，仍然從金融發展規模、金融發展效率、金融發展結構三個層面分別作為金融發展的度量指標，分析金融發展與收入分配不平等二者的關系，根據其計量結果來檢驗結果的穩健性，結果如表5所示。從計量結果可以看出，表5中的各類模型的相關檢驗再次表明以上模型估計結果是合理的。將表5與表3對比可以發現：各模型的相關解釋變量除數值大小與顯著性有所不同之外，相關解釋變量的系數符號完全一致。這表明，當使用城鄉收入比例R作為收入的度量變量時，金融發展與收入不平等兩者之間的關系表現出與前文結果相一致，也即金融發展規模的擴大對我國城鄉收入差距的增加具有促進作用，金融發展效率和金融發展結構則能能夠顯著縮小我國收入分配差距，政府支出的增加能夠縮小收入分配差距，就業率的提高、以及對外開放程度的擴大卻在一定程度上加劇了我國收入分配差距。據此可以得出前文的估計結果是穩健可靠的。

五、結論

本文利用1990~2014年中國全部省份的金融發展、城鄉收入差距等宏觀數據，采用固定效應的面板數據模型，從金融發展規模、金融發展效率及金融發展結構等三個層面來考察金融發展對收入不平等的影響效果。結果表明，從金融發展的整體上來看，金融發展規模顯著加劇了收入不平等；從金融發展的內部性來看，伴隨著金融發展效率的不斷提高及金融發展結構的不斷深化，能夠顯著地縮小城鄉收入差距。對比東、中、西三個地區的估計結果得出，金融發展對西部地區收入分配情況影響效果較大，對中部地區影響相對較小，這表明金融發展影響城鄉收入差距的效果具有區域差異性。文章的穩健性檢驗結果表明，文章的實證結果具有穩健性。本文的發現具有十分重要的現實意義。收入分配問題關系到一國的長治久安，為了縮小我國城鄉收入差距，筆者認為應該從如下幾個方面來努力：一是進一步發展完善金融市場，促進金融資源的優化配置。既要注重金融發展規模的擴大，也要積極提高金融發展效率、完善金融發展結構、提高直接融資比例，不斷拓寬中小企業及低收入者的融資途徑。二是大力推進利率市場化改革，打破金融壟斷。監管當局應逐漸放寬金融機構準入條件，促進金融多樣性發展，拓展融資渠道，使改革紅利惠及更多的人群。三是加大對西部地區等落后地區的政策扶持力度。優化西部金融制度安排，推動西部金融市場合理發展，防止金融資源流失，切實幫助西部等落后地區提高收入水平，減小收入差距。

作者：谷秀娟 白君易 單位：河南工業大學