基于金融深化視角看我國居民收入差距的演變

摘 要：本文利用我國1952-2005年的時間序列數據，對我國金融發展與收入差距的關系進行分析。在控制了其他因素后，得出結論：一是我國居民收入差距與金融深化進程遵循倒“U”曲線的演化路徑；二是我國金融深化與收入差距之間存在著擴大的庫茲涅茨效應。對此，筆者認為，隨著金融的發展和現代部門在經濟中比重的提高，政府在利用金融體系調控經濟中的政策傾向在一定程度上誘導了這一現象的發生，預計我國居民收入差距將呈擴大趨勢并將延續一段時期。

關鍵詞：金融深化；收入差距；擴展的庫茲涅茨效應

中圖分類號：F047 文獻標識碼：A 文章編號：1003－9031（2008）03－0017－06

一、理論回顧

新中國成立以來，我國居民收入穩步增長。1978-2005年，我國城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入年均增長分別達到6.91%和7.02%。金融業也從幾乎為零的狀態發展到目前比較齊全的門類，貨幣化比率不斷攀升，2005年為1.63，僅從這個指標考慮，我國已達到了金融發展第三階段的水平(注：Goldsmith 在《Finance Structure and Economic Development》中提出金融結構發展的三個階段，其中第三階段的特點是金融相關率較高，金融機構多樣化。)，金融深化程度有了很大提高，金融在經濟發展中發揮著舉足輕重的作用。但我國收入差距也存在一定的擴大趨勢，世界銀行的數據顯示，我國的基尼系數在改革開放前為0.16，2005年逼近0.47。大量文獻表明：有關發展中國家金融深化與經濟增長的關系已經得到確認，經濟增長與收入分配之間的相互影響也被證實。但是，直接對金融深化和收入分配關系的研究則起步較晚，僅有的部分文獻對兩者關系的研究也存在較大分歧，大多圍繞金融發展與收入差距之間是否存在倒“U”型關系來展開論述。

最先直接對金融發展與收入分配差距關系進行研究的是Greenwood和Jovanovic（1990），他們在一個動態模型中討論了經濟增長、金融發展和收入分配三者之間的關系。[1]模型假定了一個存在磨擦性的金融市場，投資者有兩種可供選擇的投資方式，或者投資于收益率較低的無風險資產，或者進入金融市場融資辦企業以獲得較高的投資回報率。在這一假設條件下，Greenwood和Jovanovic證明了金融發展與收入分配之間存在倒“Ｕ”型關系。在此基礎上，Townsend 和Ueda（2003），以更統一的動態模型討論了金融深化對收入分配的影響及其動態演化路徑，論證了金融發展與收入差距的關系遵循庫茲涅茨曲線。而另外一些經濟學家則持相反看法。[2]Galor 和Zeria（1993）、Banerjee和Newman（1993）的理論模型分別指出，在金融市場不完善的情況下，信貸市場的發展會不斷地縮小收入差距。[3]Clarke，Xu和Zou（2003）利用1960—1995年91個國家的面板數據進行實證研究，也得出金融發展會顯著地降低一個國家的收入差距的結論，同時，他們的研究發現一國的經濟結構將顯著地影響金融發展對收入分配的作用機制，即擴展的庫茲涅茨效應——橫向比較而言，金融中介的發展將趨向于使得現代部門（工業和服務業）比重大的國家收入分配的不平等程度更高。[4]

國內的研究大多認為我國金融中介的發展拉大了居民間的收入差距。主要內容有：章奇、劉明興、陶然（2004）利用各省1978—1998年的數據，對中國各省的銀行信貸和城鄉收入分配之間的關系進行了分析。結果發現，金融中介發展會顯著拉大城鄉收入差距，擴展的庫茲涅茨效應在他們的數據樣本中并不成立。[5]溫濤、冉光和和熊德平（2005）研究結果顯示：中國金融發展和農村金融發展對農民收入增長有顯著的負效應，并運用城鄉金融資源配置不平衡進行了解釋。[6]姚耀軍（2005）利用VAR模型提出金融發展規模和金融發展效率兩個指標，得出金融發展居民和城鄉收入差距正相關，而金融發展效率與城鄉收入差距負相關的結論。[7]張力軍（2005），楊俊、李曉羽、張宗益（2006）從實證角度也得出了類似的結論。[8][9]然而，陸銘、陳釗（2004）有關城市化的實證研究文獻表明，中國金融發展水平對城鄉收入差距的影響并不顯著。[10]

二、金融深化與居民收入分配問題分析

（一）金融深化概述及其指標分析

金融深化是金融深化理論的主要內容之一。1973 年，麥金農（Mckinnon Ronald）和肖（Shaw）針對發展中國家金融管制問題同時提出了以金融抑制和金融深化為內容的金融深化理論。[11][12]他們認為在許多發展中國家，經濟的分割性是一種常態，政府為抵消這種“分割性”對經濟的破壞作用，對本國經濟、金融等各方面活動進行直接干預，其中對利率管制是金融抑制的重要特征之一。金融深化理論主張實施以利率自由化為核心的金融深化戰略來解決發展中國家經濟落后的根源——金融抑制問題。

測度一個國家或地區經濟貨幣化和金融化程度的金融深化指標有諸多形式，如金融資產與GDP之比，M0、M1、M2 與GDP之比等。考慮到數據獲取的便利性， 本文用金融機構貸款與GDP之比作為衡量指標。

圖1 以貨幣化比率衡量的中國金融深化進程

（二）金融深化與居民收入分配關系

金融資源的動員與分配是金融發展與經濟發展的動力和基礎。在金融深化進程中，資源配置的方式發生改變，獲取金融資源更便利的個人將利用可獲取的資源進行各種收益率高的投資活動，而其他人則可能由于投資門檻的存在而只能從事一些收益率較低的工作。從這個角度看，金融深化進程中資源配置的機制必將影響到居民收入分配水平。我國金融體系屬于政府主導的行政金融體制，國有金融企業利用壟斷優勢積聚了大量社會資本。而政府則通過計劃和行政手段把由國有金融機構積累的資金投入到政府扶持的國有經濟部門及與政府關系密切的企業，而其它的部門則處于相對弱勢地位。這種金融資源的配置方式將通過收入分配效應體現出來。

從我國現狀來看，我們的收入分配情況表現出如下的特點：一是收入差距自改革開放以來一直呈擴大趨勢，上升速度較快；二是收入差距問題廣泛存在于各地區、各行業和各群體之間；三是除部分收入差距合理外，相當一部分收入差距是不公平分配的結果。

三、模型設定、數據說明和分析方法

本文在分析金融深化與居民收入分配關系的基礎上，引入Clarke，Xu和Zou（2003）模型，利用我國1952-2005年的相關統計資料進行經驗分析，以驗證我國金融深化與收入差距之間應遵從的演變路徑，這條路徑是否合理，與西方發達國家的發展經驗有何不同。

（一）模型設定

為更深入地討論我國金融發展與收入分配的關系，筆者借鑒Clarke，Xu和Zou（2003）的模型，建立基本回歸方程：

（1）

其中，下標t表示時間，樣本包括了我國從1952年至2000年的數據。Gini為基尼系數，代表我國居民收入差距的總體水平，Finance表示金融發展水平的變量。X為可能對居民收入分配造成重大影響的其他控制變量，包括經濟發展水平、教育投入水平、經濟開放程度、政府財政支出力度等，?著為殘差項。

f（finance）的形式和符號是本文分析的重點，這里套用Clarke，Xu和Zou（2003）提出的模型，即：

其中，mode表示工業和服務業占GDP的比重， 體現經濟結構和金融發展對收入分配影響的聯合效應，如果擴展的庫茲涅茨效應存在，可以先驗性假定 ；按照Greenwood和Jovanovic(1990)、Townsend 和Ueda(2003)的觀點，應有 ＞0， ＜0；按照Galor 和Zeria（1993）、Banerjee和Newman（1993）的理論模型，應有 ＜0， ＝0。

（二）指標選取和數據說明

1．基尼系數（gini）。基尼系數是衡量收入相對不平等程度時所最常用的一個指標。由于我國官方至今沒有公布全國居民收入的基尼系數，國內外許多學者都對其做過估計，由于計算的方法以及選取的樣本不同，得出的結果有一定的差異，但都認為近年來我國基尼系數處于不斷擴大的趨勢。本文1952-2000年基尼系數的相關數據取自Ravi Kanbur and Xiaobo Zhang（2005）年的研究，[13]2000-2005年數據根據世界銀行公布的資料與Ravi Kanbur and Xiaobo Zhang（2005）的數據，利用Eviews軟件，根據簡單的線性關系并修正序列后預測得到。回歸結果擬合優度達到94.1％，利用擬合方程預測的基尼系數序列方差率0.005，偏差率為0.011，說明預測的精度很高，預測值非常接近實際值，能較好地保持數據的連續性、完整性和真實性。

圖2 我國Gini系數的變化趨勢

2．銀行信貸占GDP比重（fina）。衡量金融發展程度，常用的一個指標是M2占GDP的比重，簡稱麥氏指標；Clarke，Xu和Zou（2003）在分析金融發展對各國收入分配的作用時，利用私人部門在金融中介中貸款占GDP的比重（private credit）和居民儲蓄存款占GDP的比重作為衡量各國金融發展水平的變量。Arestis（2001）考慮到不發達國家中信貸的作用，啟用銀行信貸占GDP比重這一指標。而中國屬于典型的銀行主導型金融結構，章奇等（2004）的研究中，就是采用的這一指標，本文沿用他們的方法，并用麥氏指標對其結果進行檢驗。

3．人均GDP的自然對數（lnrpgdp）。自從1955年庫茲涅茨著名的倒“U”假說提出后，關于經濟發展與收入分配的關系的研究可謂浩如煙海，但這一觀點在理論和實證上一直受到經濟學家們的質疑，我國學者李實（2002），王小魯，樊鋼（2005）等通過實證分析認為我國收入收入差距隨著經濟的發展一直處于擴大趨勢，收入分配領域的倒“U”現象并不存在。[14][15]因此本文假定人均GDP與基尼系數之間存在線性關系。

4．教育經費占GDP比重（edu）。教育因素對收入分配的作用在許多文獻中已經得到證實，如Becker和Chiswick（1966），Tingbergen（1972），Winegarden（1979），賴德勝（1997）、Gregoiro和Lee（2002），李實、丁賽（2003），白雪梅（2004）等人的研究，本文采用白雪梅（2004）所使用的教育經費占GDP比重(edu)作為反映教育情況的控制變量。[16]

5．外貿依存度（trade）。William R. Cline（1999），Bloomington和Francois Neilson（2001），Branko Milanovic（DEC）（2002）等人的研究認為經濟開放對發展中國家內部的收入分配影響是顯著的。從我國來看，從1952年到2005年，中國貿易出口從貿易額27.1億元人民幣增長到62648.1億元人民幣，年均增長15.75％，2005年我國出口總額占GDP比重達到34.22%，外貿已成為影響我國收入分配的重要變量。

6．財政支出占GDP比重（fisc）。引入這一控制變量則是源于王小魯，樊鋼（2005）的研究，他們的實證研究發現，財政支出顯著的降低了居民收入差距。

本文數據如無特別說明，均由歷年《中國金融年鑒》、《中國統計年鑒》、《新中國五十年統計資料匯編》整理而成。2005年教育經費占GDP比重數據未能找到，用上一年度值代替。實證分析結果全部利用Eviews5.0實現。

（三）實證分析方法

1987年Engle和Granger提出協整理論及其方法，為非平穩序列建模提供了新的理論依據。[17]其基本思想是：雖然一些時間序列本身是非平穩的，但其某種線性組合卻是平穩的。這個線性組合可以反映變量間的長期穩定關系，即協整關系。進行協整分析的一個重要條件是協整變量必須具有相同的單整階數。為避免出現偽回歸現象，本文首先利用ADF單位根檢驗法，確定變量是否平穩及其單整階數，利用協整檢驗方法確定金融發展以及其他控制變量對我國居民收入差距的影響，然后利用Granger因果關系檢驗方法檢驗金融發展各變量與居民收入差距的因果關系。為檢驗實證結果的穩定性，本文同時利用麥氏指標替代fina，對實證結果進行檢驗。

四、實證檢驗結果與分析

（一）單位根檢驗和協整分析

筆者對擬引入變量的水平值以及一階差分進行ADF單位根檢驗，其中檢驗過程中滯后項根據SIC準則確定，結果如表1。根據ADF檢驗結果，fina變量在5％水平上是平穩的；根據PP檢驗結果，fina在10％水平上非平穩，其一階差分在1％水平上平穩。因此，模型中仍然引入了這一變量。其它擬引入的變量在5%水平上都是一階單整的，滿足進行協整分析的條件。

對于上述的回歸結果，利用基于殘差的協整檢驗方法進行檢驗，結果顯示回歸后各方程的殘差都是平穩的，說明回歸方程的各變量之間確實存在協整關系，模型設定正確，回歸結果可信。

（二）格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗只能檢驗各變量之間具有協整關系，而不能檢驗變量間的因果關系。本文利用Granger（1969）提出的方法，檢驗各變量間的因果關系。因本文重點考慮金融發展對收入差距的影響，故忽略其他因素與gini的因果關系討論，而只選取與金融發展有關的變量。具體的Granger因果關系如表3。

從表3可以發現，在5%的顯著性水平上，與金融發展有關的各變量都是gini的Granger原因，而gini不是各變量的Granger原因，這與協整分析的結果是一致的。

為檢驗實證結果的穩定性，本文同時利用麥氏指標替代fina，對實證結果進行檢驗。分析的結果與上文基本一致。

（三）實證結果分析

上述各回歸方程經調整的擬合優度較高，最低值為0.829；F統計量較大，聯合檢驗的相伴概率幾乎為零，說明方程整體擬合程度較好。

第一，變量fina在除方程[2]的所有方程中在5％的顯著性水平上是顯著的，其符號在兩個方程中為正，而在其它六個方程中為負。從的系數來看，在對影響收入差距的其他變量進行控制前，它是不顯著的，而在對經濟發展水平、教育投入水平、經濟開放程度和財政支出力度等變量進行控制后，體現了較高的顯著性水平，因此不能拒絕金融深化與收入差距之間倒“U”關系的假設。

圖3 fina與基尼系數的關系 圖4 fina*mode與基尼系數的關系

第二，從體現金融深化和經濟結構聯合效應的fina·mode變量來看，fina·mode在各方程中均在1％的顯著性水平上顯著，符號為正，說明在我國的金融深化進程中，金融資源向現代部門傾斜的政策可能對我國居民收入差距的擴大起著推波助瀾的作用，擴展的庫茲涅茨效應在我國是存在的。筆者認為，主要原因在于：計劃經濟時期的經濟趕超戰略，使國家集中財力物力優先發展重工業。在這種情況下，金融的發展服務于這一戰略，政府利用金融系統支持重工業和國有企業。我國金融發展對收入分配的作用機制由政府的政策導向來推動，并非完全按照經濟發展規律自發進行的。由于政府的政策偏好，長期傾向于依靠金融體系來達到其支持國有企業和重工業，而忽視了農村經濟、民營中小企業的發展。結果是，隨著經濟的發展，金融發展水平穩步提高，一方面，經濟中工業和服務業的比重提高，其從業人員的收入水平相對較高，在現實中的體現就是城鄉收入差距的拉大；另一方面，在現代部門的內部，各行業收入差異也在不斷擴大。

第三，從各系數的關系來看，基尼系數的大部分都由常數項解釋，由金融深化相關的指標的解釋的比率不高，說明可能存在影響我國居民收入分配的重要變量未引入模型中。

第四，通過以1977年為斷點對回歸方程進行Chow檢驗，分別對1978—2000年樣本數據做分段回歸，筆者發現新方程[2]、[4]、[6]、[8]的回歸結果中，各變量的絕對值顯著地變大。這說明改革開放以來，隨著我國金融深化程度的不斷提高，收入差距擴大的趨勢進一步加強。

五、結論

通過對我國金融深化與居民收入差距之間的關系進行實證檢驗和回歸分析，本文得出如下兩點基本結論：一是我國金融深化進程中，收入差距與金融深化之間存在著倒“U”的現象，現階段還處于上升的階段。另一方面，存在擴展的庫茲涅茨效應，金融深化與經濟結構變化的聯合效應體現為對收入差距的拉大作用。二是改革開放以來，隨著政府干預經濟的方式的改變，越來越依靠經濟調節的方式調控宏觀經濟。在政府財力相對下降，金融資產穩步提高的條件下，政府對利用金融體系調控經濟增長和經濟結構的依賴日益增強，金融發展對收入分配的調節作用進一步提高，在未來的一段時間內，居民收入差距擴大的趨勢將難以改變。基于本文的研究可總結出以下幾點政策建議：

第一，構建市場主導的金融資源配置機制，完善金融市場。政府部門應盡量避免對金融中介和金融市場的干預，讓市場機制在金融領域充分發揮作用；建立市場化的準入與競爭機制，消除市場準入和市場競爭中的所有制歧視，為民營金融業提供一個公平的社會、政治和經濟環境，積極有效地推進我國金融深化進程。

第二，建立信用機制，降低對低收入者貸款門檻。低收入者貸款存在規模小，手續繁雜，壞賬比率高等特點，這是銀行等金融機構不愿與其打交道的主要原因。可由政府牽頭，成立權威的資信評估機構，加快信用信息征集、信用等級評價體系的建設，為社會成員和各種類型的企業、機構建立信用檔案，使銀行等金融機構能夠方便地獲取貸款人的信息，甄別貸款風險，降低交易成本，從而降低貸款門檻，擴大對低收入者的貸款力度。

第三，加速農村金融改革的步伐和力度。農村金融改革嚴重滯后，已成為社會發展和人民收入提高的瓶頸。應在產權清晰的基礎上，鼓勵發展農村信用合作社，允許企業和個人向農村金融領域投資，發展多元化的農村金融服務機構；在資金價格等問題上，實現城鄉金融市場的有效對接，引導農村資金的回流；同時積極發揮政府財政的作用，對農民貸款進行財政貼息，切實有效地提高農民收入。

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注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。”