余玲铮，魏下海

（1.南开大学 国际经济研究所，天津300071；2.华南师范大学 经济与管理学院，广东 广州510006）

一、引 言

伴随着经济的持续高速增长，中国收入差距迅速扩大。据世界银行报告，中国的基尼系数从改革开放之初的0.28上升到2009年的0.47；同时，1%的家庭掌握了41.4%的财富，中国成为全球收入不平等程度最严重的国家之一（中国网，2011）。目前，中国担负着如何由“国富”向“民富”转移的时代使命。为此，“十二五”规划纲要明确提出，要坚持民生优先，实现共享型增长，努力使发展成果惠及全民。既有研究普遍认为金融发展对一国经济增长具有显著的促进作用，那么金融发展对收入分配的影响又如何呢？它究竟会使所有国民均等受益抑或仅使富人（或穷人）不对等受益？学术界尚未达成共识。因此，本文着眼于金融发展的收入分配效应，探究中国金融发展与收入不平等之间的关系，目的在于为深入认识金融体系及收入分配领域改革提供理论依据和现实解释。

关于金融发展与收入不平等的研究在理论和实证方面都存在分歧。从理论研究看，存在三种不同假说：第一种假说认为金融发展缩小收入不平等。由于金融发展放松了信贷约束，使穷人更易获取金融服务，受益更多，从而收入不平等程度降低（Galor和Zeira，1993）。第二种假说则认为金融发展扩大收入不平等。金融发展虽可催生储蓄和资本形成，但是资金主要流向富人，并未惠及穷人，从而恶化收入分配（Maurer和Haber，2007）。第三种是二者“倒U型”关系的假说，以Greenwood和Jovanovic（1990）为代表。在经济金融发展初期，金融发展使富人受益更多，收入差距拉大，而随着经济金融发展越发成熟，收入分配趋于均等。

从实证文献看，国外研究取得了少有的一致性结论，即金融发展缩小了收入不平等。Clarke，Xu和Zou（2006）研究表明，长期时间序列数据回归结果呈现显著的负相关关系，短中期面板数据为倒U型关系提供了微弱的证据支持。Beck，Demirguc－Kunt和Levine（2007）研究显示金融发展更有利于穷人收入增长，强调金融发展的减贫效果。与Clarke等（2006）和Beck等（2007）集中于发达国家与发展中国家的混合数据不同，Jeanneney和Kpodar（2011）则更加关注发展中国家的情况，他们发现金融发展主要通过麦金农导管效应减少贫困而降低收入不平等，但是金融的不稳定性又在一定程度上损害穷人利益而部分抵消积极效果。国内研究多以实证为主，缺乏必要的理论论证，如温涛等（2005）、杨俊等（2006）和叶志强等（2011）均发现金融发展拉大了中国的收入差距。

毫无疑问，上述文献为本文提供诸多有益的参考与启发。然而，既有文献大多在线性模型框架下展开，仅有寥寥可数的文献述及金融发展与收入分配的非线性关系，如 Greenwood和Jovanovic（1990）、Townsend和 Ueda（2006）等推断二者遵循库兹涅茨“倒U型”关系。Townsend和Ueda（2006）认为一般的线性分析难以准确刻画金融发展与收入不平等之间复杂的内在联系。以“门槛回归”（Hansen，1999）为代表的非线性计量方法则为这一主题研究提供了恰当的分析工具。因此，本文试图构造金融发展与收入不平等的门槛回归模型，探究二者的非线性关系。具体而言包括以下几点：（1）使用基尼系数而不是城乡收入差距指标，以更准确地衡量收入不平等程度；（2）门槛模型检验结果证实了中国金融发展与收入不平等存在非线性关系；（3）不同区制下金融发展的影响系数存在显著差异，跨越特定门槛值省区的金融发展对扩大收入不平等的影响更大。

二、金融发展影响收入不平等的传导机制

通过文献梳理我们总结出两条金融发展对收入不平等的影响机制：一是直接效应，来源于其为个体提供更充分的金融中介服务而影响收入不平等（Greenwood和Jovanovic，1990）；二是间接效应，体现在其通过影响信贷市场和劳动力市场影响收入不平等（Townsend和Ueda，2006）。

（一）金融中介服务

金融中介服务通过有效配置资金以规避风险并获得收益，因而个体非常愿意参与金融服务活动。但参与者需承担一定成本，主要包括首次进入的固定成本及每期进入的边际成本。在经济金融发展初期，穷人往往因初始财富约束无法承担过高成本而被阻挡在金融中介之外，只有富人才能进入并获益。显然，金融发展带来的服务水平提高对富人更有利，这将进一步拉大收入差距。随着经济金融的不断发展，金融服务受众面扩大，收入差距将逐渐缩小（Greenwood和Jovanovic，1990）。

（二）信贷市场

资金短缺是个体致富道路上最大的障碍。在金融市场不完善的条件下，初始财富分布决定了个体投资决策、职业选择以及借贷市场的均衡利率。金融发展能够有效改善信贷市场功能，并形成资本积累的涓滴效应，从而影响收入分配。（1）个体投资决策。穷人不具备足够的抵押物以获取正规金融市场融资，从而无法形成自身人力资本投资并获得高收入；相反，富人凭借初始财富和信贷支持拥有高盈利性投资机会（Galor和Zeira，1993）。于是，穷人愈穷，富人愈富，收入差距进一步扩大，并发生代际转移。（2）个体职业选择。穷人受融资约束而无法从事创业活动，不得不选择成为雇佣工人，而富人成为企业家，雇佣合同一旦产生，劳动力供求关系及均衡工资即被确立，职业结构又进一步决定收入分配结构。（3）资本积累效应。金融发展推动了富人的财富累积，使借贷市场资金充裕，利率下降，因而穷人能以较低的利率获得贷款，收入分配状况有所改善。

（三）劳动力市场

金融发展改善了资本配置效率，影响了社会总产出，这将改变劳动力市场对不同技术水平工人的需求，从而影响工人的收入水平（Townsend和Ueda，2006）。当然，金融发展是缩小抑或扩大收入不平等则更多取决于增加了对低技术工人还是高技术工人的需求。图1为金融发展对收入不平等影响的传导机制示意图。总的来说，若金融发展使更多穷人获得金融服务和信贷支持，或者增加对低技术工人的需求，则收入分配得以改善。相反，若金融发展为高收入者提供更多高质量服务，或者更多地增加对高技术工人的需求，则收入分配将趋于恶化。

三、模型设定与变量说明

（一）门槛回归方法及模型设定

为更好地检验中国金融发展与收入不平等的非线性关系，本文采用门槛回归方法进行实证研究。设单一门槛模型为：

其中，下标i和t分别表示地区和时期，qit为门槛变量，γ为特定的门槛值，I（qit≤γ）和I（qit＞γ）为示性函数，μi反映个体未观测特征，εit～iid.N（0，σ2）为随机扰动项。采用矩阵形式可表示为：

门槛模型有两个需要解决的问题：一是估计门槛值γ和参数β，二是进行相关检验。首先消除个体效应μi的影响，对式（2）取组内平均，再让式（2）减各自组内平均，得到：

将所有的观测值堆积，则可将式（3）变换为矩阵形式：

对任一给定的γ，可通过OLS估计式（4）得到β的估计值：

相应残差平方和为：

进一步地，采用逐步搜索法最小化S1（γ）来求得对应的门槛值：

门槛模型检验包括门槛效应的显著性检验与门槛估计值的真实性检验。检验过程分别运用“自助抽样法（Bootstrap）”构建渐进分布和似然比统计量LR。上述参数估计和假设检验都是针对单一门槛模型的，若有两个及以上门槛值，则重复上述步骤以搜寻第二个门槛值，此处不赘述。

本文参照Clarke等（2006）和Beck等（2007）的研究，同时借鉴 Hansen（1999）门槛模型的思路，构建金融发展与收入不平等的门槛回归模型：

其中，下标i和t分别表示地区和年份；GINI是基尼系数，反映收入不平等程度；FIR代表金融发展水平。其他影响收入不平等的控制变量包括：经济发展水平，以人均GDP（RGDP）表示；开放程度，以外商直接投资（FDI）度量；城市化（URB）；通货膨胀（INF）。qit、γ、I（qit≤γ）、I（qit＞γ）、μi和εit的含义与上文相同。Greenwood和Jovanovic（1990）指出，在不同的金融和经济发展水平下，金融发展的影响作用存在差异，故本文分别以FIR和RGDP为门槛变量检验金融发展对收入不平等的影响。

（二）变量说明和数据描述

1.收入不平等（GINI）。由于基尼系数是国际公认的衡量收入不平等的权威指标，有别于国内文献多采用城乡收入差距表征收入不平等，本文采用基尼系数，计算方法与杨俊等（2006）相同。

2.金融发展（FIR）。考虑到数据的可得性，本文采用金融相关比率指标，以金融机构存贷款总额／GDP度量各地区金融发展水平。

3.控制变量。（1）经济发展（RGDP），用人均GDP表示，换算为1990年不变价。为控制经济增长对收入分配的库兹涅茨效应，本文将人均GDP一次项（RGDP）和二次项（RGDPSQ）同时纳入模型。（2）开放程度（FDI），用FDI与GDP比值表示。Rodrik（1997）认为，如果东道国资本租金高于劳动报酬，则FDI流入将促使要素报酬均等化，从而缩小收入差距。（3）城市化（URB），用城镇人口占总人口比重表示。城市化对收入分配的影响取决于政策路径的选择。（4）通货膨胀（INF），用CPI定基指数的变化率表示。相对穷人，富人可利用更多的金融工具缓解通胀冲击。通货膨胀在很大程度上抵消了中国经济增长的亲贫式效果（张克中和冯俊诚，2010）。

本文以1996－2009年为样本期间。由于西藏部分数据缺失而未纳入样本，且重庆并入四川，本文涵盖中国内地29个省级单位。其中，CPI数据来源于CCER数据库，其他数据来自《新中国六十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》（历年）。表1给出了各变量的统计信息。

表1 主要变量的定义和统计性质

四、实证结果与讨论

（一）实证结果

1.门槛效应检验。根据Hansen（1999）的思路，首先对模型的门槛效应进行检验。以金融发展水平（FIR）作为门槛变量，表2上半部报告了两种假设下门槛检验的F值和P值。从中可见，在1%的显著性水平上单一门槛效应显著，而双重门槛假设没有通过检验。然后将样本按照FIR的大小进行升序排列，对排序后的样本依次估计门槛模型，最后选择残差平方和最小时对应的门槛值γ。表3第1行报告了单一门槛估计值为2.971。同样，将经济发展水平（RGDP）作为门槛变量，检验结果如表2下半部和表3第2行所示。单一门槛效应在10%的显著性水平上通过检验，门槛估计值为2 403.05元。可见，分别以FIR和RGDP作为门槛变量都可以拒绝线性关系的原假设，单一门槛效应显著。因此，金融发展与收入不平等之间的非线性关系得到验证。

表2 门槛效应检验

表3 门槛值估计结果

2.门槛模型估计。由表4可知，金融发展估计系数显著为正，表明金融发展不但没有改善收入分配，反而加剧了收入不均。这一发现与国外经验文献（Clarke等，2006）的结论不同，但与国内多数研究（温涛等，2005）一致。进一步地，我们以门槛值为标准划分不同区制。首先，以FIR为门槛变量，门槛值2.971将样本分成两组。当FIR低于2.971时，金融发展的系数为0.0168；当FIR跨越2.971时，影响系数提高到0.0313。显然，在不同区制下金融发展对收入不平等的影响程度不同，表现出显著的门槛特征。其次，以RGDP为门槛变量，我们得到相似结论。当人均收入水平低于门槛值2 403.05元时，金融发展对基尼系数的影响为0.0149；当人均收入水平高于2 403.05元时，其影响系数上升为0.0322。这表明在不同的经济发展水平下，金融发展的影响程度也存在差异。根据门槛变量与门槛值的大小关系，将样本划分为低区制（即低于门槛值）和高区制（即高于门槛值）两个区间。以2009年金融发展变量的数据为例，全国共有7个省份位于高区制，分别为北京、天津、山西、上海、浙江、海南和云南，这些地区金融发展对收入分配改善的负面影响要大于其他省市。

据此，我们得到初步结论：样本期间内，中国金融发展水平的上升显著加剧了收入不平等，而且二者之间不是简单的线性关系，而存在鲜明的门槛特征。在门槛值所划分的不同区制内，金融发展的影响程度存在差异，当金融和经济发展水平跨越门槛值时，金融发展扩大收入不平等的效应更强。需要提及的是，本文的研究只涉及中国经济发展的一个阶段，样本区间较短，金融发展与收入不平等的关系呈现倒U型曲线左半部特征。我们认为，目前的金融与经济发展水平尚未到达拐点，二者关系位于倒U型曲线的上行区间，金融发展将扩大收入不平等，并且当地区的金融和经济发展水平跨越相应的门槛值时，金融发展更加恶化了收入不平等状况。Galor和Zeira（1993）等研究皆表明，在金融发展低水平的经济体中，初始财富的长期效应致使收入不平等永久化。因此，从长远看，进一步推进中国金融体系改革，完善资本市场，降低进入门槛，有助于低收入者投资人力资本和高收益项目及获取更多的就业机会，促使低收入群体获得更多收入增长的机遇，最终缓解日益恶化的收入分配状况。

为便于比较，表4还报告了线性估计结果。考虑到解释变量和各控制变量可能与残差项相关，即解释变量、控制变量与收入不平等可能受到相关冲击而导致内生性问题。对此，我们将模型中各解释变量和控制变量替换为各自的滞后一期，即运用工具变量方法（IV）进行估计。由表4可知，金融发展变量估计系数为正，进一步强化了金融发展加剧收入不平等的证据。但同时发现，金融发展影响系数为0.0246，恰好介于门槛模型估计结果之间（0.0168－0.0313）。无疑，线性估计对不同省区的经济差异未加考虑，进而忽略了金融发展对收入分配影响的门槛效应。显然，仅以线性估计结果得出结论，可能会遗漏重要发现。因此，本文如下结论将主要基于门槛模型估计结果展开。

表4 模型估计结果

对各控制变量的收入分配效应进行分析，并与既有文献结果进行对比，具有显著意义。观察以FIR为门槛变量的估计结果，可以发现：（1）经济发展对收入不平等的库兹涅茨效应得到证实，表明随着经济发展水平的不断提高，收入不平等先上升后下降。（2）外商直接投资对缩小收入差距有积极作用，这一发现支持了Rodrik（1997）的理论观点。我们认为，中国作为典型的二元经济体，具有丰裕的劳动力和相对稀缺的资本，FDI的大量流入使大量低端的劳动力得以充分利用，从而低收入群体的收入水平上升，收入分配不均的状况得到改善。（3）城市化进程拉大了收入不平等。可能的解释是，各级政府追求GDP增长，财政支出的城市偏向严重，城镇固定资产投资比重过大而忽视农村发展，导致城乡收入差距扩大。（4）通货膨胀恶化了收入分配，这与Clarke等（2006）及Jeanneney和Kpodar（2011）的发现一致。显然，货币不稳定、物价上升对穷人更加不利。

（二）进一步讨论与解释

目前，中国金融发展尚处于初级阶段，在金融市场不完善的条件下，金融发展在很大程度上加剧了收入分配不均，这与当今我国金融发展和分配领域的基本事实一致。我们尝试从以下几方面给出相应解释：

1.金融服务获取。由于中国金融发展起步较晚，国民获得金融服务需承担较高成本。目前金融机构只为低收入者提供储蓄服务，低收入者的金融资产多以低收益存款和通货为主，高收入者则拥有更多高收益金融产品（股票、国债和企业债等）。总体而言，金融发展所带来的服务质量提高和服务内容扩充使高收入群体获益更多。

2.信贷市场。传统银行业在中国金融资源分配中占据主导地位，2008年银行部门获得的存款占全部存款的89%，而非银行金融机构获得的份额仅占11%（殷剑峰，2011）。在利率管制下，信贷需求大于供给。由于融资渠道有限，企业的外部融资必然过度依赖银行贷款，而银行主要向垄断性行业、跨国公司、大型企业和政府部门下属机构发放贷款，“三农”、中小企业和低收入群体难以从银行获得融资支持。

3.劳动力市场。非国有部门所获得的信贷扶持与其经济贡献度、吸纳的就业量严重不对称。到“十一五”末，私营企业和个体工商业户的登记数量超过了4 200万户，对GDP的贡献率达到60%，税收的贡献率达到50%，解决了社会就业约75%以上（中国网，2011）。非国有部门的就业群体主要为非熟练劳动力，可以推断，信贷的严重不匹配限制了非国有部门产出的提高和利润的增长，资本积累缓慢，就业吸纳能力受限，并且影响就业人员的工资上涨，从而不利于改善收入不平等。

五、结 论

本文对金融发展影响收入不平等的传导机制进行了理论分析，并基于中国1996－2009年29个省级单位的面板数据，运用Hansen（1999）提出的门槛回归方法，分别以金融发展水平和经济发展水平为门槛变量，检验了金融发展与收入不平等之间的关系。研究发现，在样本期间内中国金融发展非但没有缓解收入差距，反而显著加剧了收入不平等，并且二者呈现出非线性关系：金融发展的影响表现出明显的门槛特征，当地区金融和经济发展水平跨越相应的门槛值时，金融发展拉大收入不平等的效应更强。此外，经济增长与收入不平等之间的库兹涅茨效应得到验证，城市化和通货膨胀皆显著拉大收入差距，FDI的流入则有助于缩小收入差距。

研究结果表明，中国金融发展尚处于初级阶段，在金融市场不完善的条件下，金融发展必然倾向于扩大收入不平等，这与金融发展及收入不平等状况的基本事实相符。我们发现，中国的金融发展呈现“嫌贫爱富”和“锦上添花”的特征，现阶段金融发展水平的上升对高收入群体更加有利，从而加剧了收入分配不均。值得注意的是，本文只涉及中国经济发展的一个阶段，样本区间较短，金融发展与收入不平等的关系可能处于倒U型曲线的左端上行区间，在这一区间，金融发展将加剧收入不平等，目前金融与经济发展水平的关系尚未达到拐点。

基于上述结论，本文的政策涵义是：（1）放松行政管制，进一步深化金融体系改革，推动金融市场充分发展，降低参与金融市场的门槛，使更多低收入者和中小企业获得优质金融服务和信贷支持，提高非熟练劳动力的就业机会和工资水平，这都有助于改善总体的收入分配状况；（2）调节收入分配体系，通过转移支付的方式提高低收入群体的初始财富，加快资本积累涓滴效应的进程；（3）继续引进外资，稳定物价，政策向农村倾斜，这都将对改善中国收入分配有很大助益。

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