金融包容、創業選擇及收入公平分配研究

范香梅，劉 斌，鄒 克

(1.廣東金融學院 科技金融重點實驗室， 廣東 廣州 510521； 2.湖南師范大學 商學院，湖南 長沙 410081)

一、引言

國內外的理論和經驗研究表明，金融影響收入分配的渠道包括宏觀和微觀兩條。宏觀渠道表現為金融發展的產業擴展效應與經濟增長效應，微觀渠道表現為金融發展產生的職業選擇效應、人力資本投資效應、資本積累的涓滴效應和消費平滑效應。這些研究著重于金融深度或金融資產規模擴張對收入分配的影響，較少有文獻從金融包容角度，研究金融發展的廣度(即金融服務于貧困人口、弱勢群體等)或結構優化對收入分配的影響機制。發展中國家二元結構突出，在我國農村家庭遭遇的金融機會不均等較為嚴重[1]。國外研究發現農村的主要融資渠道是非正規信貸，用于彌補日常生活開支、子女教育等，正規信貸用于生產，但成功申請到的農戶占比較少[2-3]。我國學者的研究也得出相似結論，農戶對正規信貸需求以生產為主，對非正規信貸需求以消費為主[4-6]。鑒于農村居民消費、教育投入等資金短缺主要來自非正規信貸，在二元經濟和農村金融發展滯后情況下，金融發展所致的人力資本投資效應、資本涓滴效應不明顯[7-8]。本文研究金融包容影響收入分配的微觀機制，重點研究人們從正規金融機構融資從事生產活動，即選擇創業還是成為雇工入手進行理論與實證研究。近年，我國政府倡導“萬眾創新，大眾創業”，普惠金融被列入“十三五規劃”，這些舉措將提升農村居民的收入水平，縮小城鄉收入差距和貧富差距。本文以創業選擇為視角，對金融包容影響收入分配的微觀機制進行理論與實證分析，為推進普惠金融發展，縮小收入差距提供理論依據和有價值的政策建議。

二、文獻綜述

金融包容是2005年世界銀行扶貧協商小組(CAGP)在小額信貸宣傳年中提出，泛指金融服務在合理成本下的可得性，特指弱勢群體及低收入者在能夠支付得起情況下，及時、充足地獲得金融服務[9]。理論界一直把金融包容視為可以解決貧困問題、縮小收入差距、實現社會公平和諧的一種重要機制[10]。曾康霖和羅晶(2014)[11]認為普惠金融具有扶貧性質，其本質是要讓弱勢群體參與金融和經濟的循環過程，分享經濟改革與發展的成果。

關于金融包容改善收入分配的機制，始于20世紀90年代“金融發展與企業家精神”理論對傳統金融的批判。King和Levine(1993)[12]指出金融的本質是Schumpeter(1912)[13]提出的“幫助企業家重新組合各種生產要素以進行創新”，倡導金融要支持企業家的創新活動。進入21世紀，大量學者圍繞這一主題從事理論與實證研究，得出金融資源的有效配置通過勞動力市場潛在企業家的職業選擇影響收入分配，如一國金融體系通過支持具有企業家精神的中低收入者創辦企業，有利于解決貧困“代際世襲”問題，縮小收入差距[14]。最早從職業選擇視角討論這一問題的是Evans和Jovanovic(1989)[15]，他們采用一個靜態的職業選擇模型證明，具有企業家才能的人不能獲得新建企業所需的啟動資金時會影響經濟增長；Quadrini(2009)[16]等的擴展研究證明，成為企業家還必須擁有最低限額的初始財富；Gine和Townsend(2004)[17]發現金融可獲得性提高有助于企業家擴大生產規模，增加就業和推動工資上漲，縮小收入差距。

有關“金融發展—企業家創業—收入分配”邏輯關系的開創性研究是Banerjee和Newman(1993)[18]建立的三部門動態經濟增長模型，指出職業選擇取決于初始財富水平，窮人在信貸約束下選擇為富人工作，富人不受信貸約束，創建企業或擴大規模，賺取巨額利潤，收入差距逐漸擴大；但隨著金融體系的完善，低收入者也能獲得信貸支持成為企業家，勞動力需求擴大，工資上升，收入差距逐漸縮小。基于該模型大量學者從各個角度進行了更深入的理論與實證研究。Ghatak和Jiang (2002)[19]的拓展研究指出，完善的金融市場使投資門檻降低，有利于縮小收入差距；Cagetti和Nardi (2006)[20]引入遺產動機研究指出，隨著金融體系發展，能力較強者通過人力資本投資變成企業家，而能力較弱者變成工人，金融市場的完善也會激發創業精神，提高生產效率與投資水平，進而提高工資水平；Ahlin和Jiang(2008)[21]引入聯保制度研究，認為抵押品缺乏的部分雇員在聯保貸款下，選擇自我創業，收入水平提高，金融包容發展有利于縮小收入差距。Osman(2014)[22]開創性地在職業選擇模型中引入信息約束，發現風險規避者隨著風險預期的改變，會放棄貸款創業，轉而選擇相對安全的職業。這些拓展研究考察了金融市場的信貸行為，沒有進一步探究金融體系變化對職業選擇的影響。

國外大量研究表明放松金融約束對緩解貧困、收入公平分配呈有正向作用[23]。影響渠道包括金融管制放松有利于增加非熟練勞動力工資和工時、改善融資不平等，且對不同金融約束國家具有異質性[24]。也有一些研究從市場結構角度，提出以小銀行為主體、分散的銀行業市場結構更有利于提高小企業貸款可獲得性和擴大客戶覆蓋面，進而改善收入分配[25]。

國內學者重點研究農村金融發展或普惠金融對收入分配的影響，發現隨著金融包容水平提升，收入差距不斷縮小，傳遞渠道包括居民教育投資、區域差異、職業選擇等[26-28]。近年來，越來越多學者研究金融包容對城鄉收入、城鄉福利等的影響，各類金融機構，尤其中小銀行在二者關系中發揮的作用受到關注[29-30]。也有一些研究農村非正規金融與收入分配的關系，發現非正規金融提高了低收入農戶貸款可獲性，增強了農戶創業積極性，縮小了農村收入差距[31-33]。

總之，金融包容促進經濟增長、縮小收入差距的核心之一是支持具有企業家精神的人員創新創業，通過增加就業和提高人均收入水平，縮小收入差距。目前我國金融體系對有創業精神的中低收入者信貸支持不足，構建一個包容性金融體系，培育企業家精神，縮小收入差距和反貧困，將是我國下一步金融改革的關鍵所在。

三、理論分析

理論分析假定在某一金融體制下，微觀主體職業選擇對一國創業活動及其收入分配的影響。假設經濟體由一系列個人組成，他們在初始財富b和企業家才能z上存在差異。生產過程包括兩個階段:第一階段，從事信貸活動，做出職業選擇和投資決策；第二階段，依據所從事的職業，獲得工資或企業利潤，并做出使其消費和遺產效用最大化的決策。假定每一個人有后代，他們的初始財富等于其繼承的遺產，企業家才能是一個隨機變量。

(一)金融包容對微觀主體信貸行為和財富(或收入)的影響

1.建立效用最大化函數模型。假定微觀主體的效用由第二階段的消費和留存遺產組成。效用遵循科布道格拉斯效用函數，被設定為：u(c,b)=c1-ωbω。其中c表示消費量，b表示遺產(設遺產能實現跨期轉移)，ω為最佳遺產留存率。在c+b=W(W指第二階段財富)預算約束下，要使上式效用最大化，也就是使第二階段的預期財富最大化，效用函數u(c，b)與期末財富(W)呈線性關系。

為實現預期財富最大化，必須在第一階段進行合理的借貸、創業選擇以及投資決策。在第一階段，選擇做工人，獲得工資收入w；選擇成為企業家創業，需要資本和雇傭勞動力，獲取利潤。假定企業生產技術固定，利潤取決于企業家才能。其生產函數表示如下：f(k,l)=z(kαl1-α)1-v。其中，1-v代表由可變要素帶來的產出在總產出中所占的份額，α代表資本對產出的貢獻，1-α代表勞動力對產出的貢獻。設生產失敗的概率是p，此時產出為0，企業家只能收回已投入的一部分資本(η<1)和第二階段的凈折舊額，折舊率為δ。為簡化計算，假定只有當生產成功時工人才能獲得工資收入，即工人以1-p的概率獲得工資。

2.不同金融體制下微觀主體的信貸行為與財富(或收入)的最大化。第二部分研究綜述表明，金融約束會阻礙有潛在企業家才能的中低收入者從事創業活動。為說明這一選擇所導致的收入差距。本文比較分析金融約束和金融包容對微觀主體信貸行為及其財富的影響。

(1)在金融約束體制下，微觀主體難以從銀行獲得貸款，利用自有資金從事生產活動或成為工人。如果第一階段職業是工人，他們通過銀行儲蓄使收入和初始財富跨期轉為消費和遺產，由于工資w與存款利率rd是根據勞動力市場與資本市場決定的，他們根據工資水平和利率做出貸款決策與投資選擇。如果第一階段選擇成為企業家，令π(b,z)表示企業期末預期財富函數，S表示金融約束體制下。則兩種職業選擇的財富(WS)最大化函數如下：

(2)在金融包容體制下，微觀主體可以從銀行獲得貸款，具有潛在企業家才能的中低收入者選擇創辦企業。其期末財富值被表示為:WI=πI(b,z)，其中I指金融包容體制。當WI>WS時，更多人選擇貸款創業。假定企業進入信貸市場的準入成本為Ψ，則其抵押物價值為b-Ψ。設還款金額R,如果生產失敗，企業無法償還貸款R違約，銀行處理抵押物，企業獲得(1+rd)(b-Ψ)以及回收未折舊的流動資金η(1-δ)k。如果生產成功，銀行得到還款總額R，那么，企業的期末財富值用公式表示為：

在上式中，第一項指生產成功時的期末財富，第二項則指生產失敗時的情況。企業只有在η(1-δ)k+(1+rd)(b-ψ)>R，即當回收的未折舊的流動資金加上抵押品計息后的價值之和足以償還貸款本息R時才會有財富剩余。否則，企業的期末財富最終會是0。

(二)金融包容對微觀主體職業和創業的影響

職業選擇是基于微觀主體擁有的不同企業家才能和財富水平而進行的理性選擇。在金融約束體制下，有四種職業類型:受約束的工人、不受約束的工人、受約束的企業家、不受約束的企業家。由于企業家才能存在某一固定閾值，當發現自己低于這個值，為薪水而工作會好于自己經營企業，這些個人成為不受約束的工人；在企業家才能閾值之上，又進一步劃分為三種類型:有企業家才能但沒有足夠財富，選擇當工人，稱為受約束的工人；有足夠財富，但經營規模仍受財富約束，這類成為受約束的企業家；剩下的是不受約束企業家。

在金融包容體制下，職業選擇對受融資約束企業可以進一步分為高杠桿和低杠桿企業。隨著外部融資機會的增加時，受融資約束的工人數量減少，不受融資約束的企業數量擴大。這意味著，一旦可以從銀行獲得貸款，更多人選擇創辦企業，或擴大企業經營規模，尤其是那些資本回報率較高的企業，在初始財富較少時，更傾向于提高杠桿率。因此，放松融資約束或實施金融包容，會改變人們的職業選擇，進而影響他們的收入水平，最終影響總體經濟，使GDP與收入分配狀況發生變動。

(三)金融包容對收入公平分配的影響

金融包容是多維度的，分析可以從企業個體和社會總體兩個層面展開。

1.金融包容對企業凈產出和財富價值的影響。從個體層面，假定利率與工資固定、規模報酬不變。在金融包容體制下，企業家才能存在一個臨界值，有才能的企業家將面臨陡峭的利潤函數，企業更愿意選擇高杠桿貸款，在資本投入無限制情況下，企業的財富閾值變得無窮大，鼓勵更多人外部融資創辦企業。在其余條件不變時，具有企業家才能的創業者所需的初始財富也降低了。因此，金融包容不僅放松了信貸準入，對企業的凈產出也會產生影響，不同金融體制會導致不同的企業凈產出。

貸款合同一般包括借款金額、抵押物、借款成本幾個要素。借款成本包括信貸準入成本ψ和銀行監督成本χ，ψ反映獲取貸款的難度，χ反映金融中介的效率，企業杠桿率λ反映抵押物要求。這三個約束參數對企業能否獲得貸款有重要影響。

在金融約束下，企業凈產出yS(b,z)等于期末財富與初始財富的差額加上資本成本與勞動力成本，用公式表示為：

yS(ψ,λ,χ;b,z)=πS(b,z)-(1-rd)b+(rd+δ)k*(b,z)+(1-p)ωl*(b,z)

在金融包容體制下，企業家凈產出yI(ψ,λ,χ;b,z)為:

yI(ψ,λ,χ;b,z)=πI(b,z)-(1-rd)b+(rd+δ)k*(b,z)+(1-p)ωl*(b,z)

以上分析的政策意義是，金融包容會因初始財富和企業家才能分布的差異而產生不同經濟效應。如果政策制定者只施行單一政策，選擇緩解金融約束的政策就尤為重要。其次，不同放松金融約束的政策對產出的影響效應相互補充，但在擴大客戶群體上相互替代。因此，制定出提高收入水平的最優政策組合顯得十分必要。

2.金融包容對社會總體收入及其收入分配的影響。金融包容體制下，受初始財富值b下降的影響，越來越多的企業能從金融體系借到貸款，企業不斷擴展業務并創造出更多產出；產出的增加也會因為金融約束放松，降低貸款準入成本(較低的ψ)和監控成本(較低的χ)，進而提高信貸供給總量(較高的λ)。當然，這兩個效應可能會由于均衡工資和利率的上升而減少。但隨著金融包容程度提升，工人比例降低，勞動力供給不斷減少；擁有資本的人數比例越來越大，創辦企業和成為工人的效用差距變小，金融包容在影響企業數量、職業選擇的同時，也會提高工資水平。綜上，金融約束的放松能夠增加企業家數，并且能夠同時增加企業家的產出和工人工資，進而促進經濟增長；此外，金融包容也能有效縮小企業家和工人之間的效用差距和收入差距。

四、模型設定與實證分析

(一)模型的設定

根據理論分析，金融包容、創業選擇與公平收入分配之間的路徑關系如圖1所示。采用省級面板數據，實證分析金融包容、創業選擇與收入公平分配之間的關系。其中，金融包容指標利用由3個一級指標10個二級指標計算金融包容指數，創業選擇利用各省每萬人所擁有的企業法人單位數表示，收入公平分配利用城鄉收入比、基尼系數來表示。

圖1 金融包容、創業選擇與收入公平分配的路徑關系

1.財富水平與金融包容對創業選擇影響的模型設定

前文理論分析表明，創立企業通常存在一個最低的財富門檻，因此對職業選擇影響的一個直接變量是自有財富水平。在金融約束嚴重條件下，個人或家庭是否創業取決于其初始財富水平，個人或家庭財富越充足，創辦企業的概率越高；在融資約束不嚴重條件下，個人或家庭是否創業取決于投資回報率水平。實施金融包容，會改變不同類型群體的職業選擇。因此，構建模型(1)檢驗居民財富水平、金融包容與創業選擇之間的關系：

lnencit=β0+β1wlit+β2ifiit+γ1.Cit+εit

(1)

其中，被解釋變量lnencit表示宏觀水平下的創業選擇，即每萬人所擁有的企業法人單位數的對數，下標i代表地區，下標t代表年份。解釋變量中，wlit代表財富水平，以人均可支配收入指標代替。ifiit指當地金融包容性發展水平，以檢驗金融包容能否幫助個人或家庭緩解金融約束，提高一地區的創業水平。Cit代表一系列控制變量，包括金融轉化效率(fdlit，貸款余額比存款余額)、老齡化(oldit,老年人口撫養比例)以及居民的平均受教育年限(eduyit，根據各地區人口文化程度的比例，乘以組中值加總計算)，由于隨著受教育年限的增長，人的冒險精神下降、對生活穩定性追求上升，創業選擇與受教育年限呈非線性關系，由此納入受教育年限的2次項(edu2it)。

考慮到財富水平與金融包容之間可能存在關聯效應，在模型(1)中放入財富水平與金融包容變量的交互項wlit*ifiit，構建模型(2)：

lnencit=β0+β1wlit+β2ifiit+β3wlit*ifiit+γ1.Cit+εit

(2)

2.金融包容、創業選擇對收入分配影響的模型設定

根據理論分析，金融包容能夠增加企業家數，并且能夠同時增加企業家的產出和工人工資，有效縮小企業家和工人之間的效用差距和收入差距。因此擬實證考察金融包容、創業選擇對收入公平分配(收入差距縮小)的具體影響，收入公平分配以城鄉收入比和反映居民貧富差距的基尼系數來衡量。

(1)金融包容、創業選擇對城鄉收入差距的影響實證模型設定如模型(3)-模型(6)：

indit=β0+β1ifiit+γ1·Cit+εit

(3)

indit=β0+β1encit+γ1·Cit+εit

(4)

indit=β0+β1ifiit+β2encit+γ1·Cit+εit

(5)

indit=β0+β1ifiit+β2encit+β3ifiit*encit+γ1·Cit+εit

(6)

模型(3)考察金融包容對城鄉收入差距的影響，模型(4)考察創業水平對城鄉收入差距的影響，模型(5)同時納入金融包容、創業選擇，分析它們對城鄉收入差距的影響，進一步地，模型(6)納入了金融包容與創業選擇之間的關聯效應，考察金融包容、創業選擇、金融包容與創業選擇之間的交互項對城鄉收入差距的影響。其中，被解釋變量indit為城鄉收入比；解釋變量為金融包容(ifiit)、創業選擇(encit)以及金融包容與創業選擇的交互項(ifiit*encit)。考慮變量之間的內生性問題，解釋變量創業選擇encit使用非對數值。控制變量Cit包括居民平均受教育年限(eduyit)、對外開放程度(opdit)、老齡化(oldit)及居民財富水平(wlit)。

(2)金融包容、創業選擇對居民基尼系數的影響實證模型設定如模型(7)-(10)：

giniit=β0+β1ifiit+γ1·Cit+εit

(7)

giniit=β0+β1encit+γ1·Cit+εit

(8)

giniit=β0+β1ifiit+β2encit+γ1·Cit+εit

(9)

giniit=β0+β1ifiit+β2encit+β3ifiit*encit+γ1·Cit+εit

(10)

模型(7)-模型(10)的含義與模型(3)-模型(6)基本一致，只是將被解釋變量替換為居民基尼系數(giniit)，考察金融包容、創業選擇及其交互項對居民基尼系數的影響。控制變量選擇對外開放程度(opdit)、金融轉化效率(fdlit)及不良貸款率(nplit)。

(二) 樣本數據與變量選擇

1.變量說明

(1)被解釋變量。本文的被解釋變量包括：創業選擇(encit或lnencit)，用地區每萬人擁有的企業法人單位數進行衡量；居民收入差距(indit)，以城鄉收入比與居民基尼系數來衡量。其中，創業選擇在模型(1)是被解釋變量，但在模型(3)-模型(5)中則為解釋變量。

收入基尼系數的計算步驟如下：首先，分別計算出城鎮與農村的收入基尼系數，根據臧日宏《經濟學》的計算測得城鎮與農村的基尼系數[34]：

G=1+∑YiPi-2∑(∑Pi)Yi

其中，Yi表示第i組人口總收入占全部人口總收入的比例，Pi表示第i組人口數占全部人口數的比例，∑Pi表示累計到第i組的人口總數占全部總人口的比例。

其次，根據Sundrum(1990)[35]提出的“分組加權法”計算總體的基尼系數。

(2)解釋變量。最主要的解釋變量是金融包容指數(ifiit)。理論分析部分提到影響金融包容的信貸準入成本ψ、監管成本χ以及杠桿率λ三個約束參數在實際中難以精確計算，但可以找到解決這些參數的政策依據。如廣設分支機構有助于減小準入成本ψ；拓寬抵押品范圍、實行聯保貸款制度，可使λ值增加；加強金融機構競爭，提高金融效率，可降低監管成本χ和貸款利率，提高低收入者貸款可得性。借鑒Sarma(2008)[36]的做法，從滲透性、使用效用性與可負擔水平3個維度共10個指標對金融包容水平進行測度。滲透性是指一個地區所提供的金融服務的滲透程度，是從供給角度來保證該地區的金融服務可及性，滲透性維度包括：每萬人金融機構數、每平方公里金融機構數、每萬人擁有的金融從業人員數、每萬人擁有的金融資產總額4個指標；使用效用性用以衡量一個地區的金融服務使用程度，使用效用性維度包括：存款/gdp、貸款/gdp、保險深度、保險密度4個指標；可負擔水平用以衡量一個地區的包容性金融服務的價格，價格越低，越有利于金融包容水平的提高，可負擔水平維度包括：一年期貸款加權平均利率、不良貸款率2個指標，這2個指標均為逆指標。在對指標歸一化與逆指標正向化后，本文利用變異系數法確定各指標的權重，綜合加權計算得到各地區的金融包容水平，參考Chakravarty和Pal(2013)[37]的計算方法：

其中，k為測度指標的個數，xi、maxi、mini表示第i個指標的樣本實際值、最大值與最小值，r為金融包容的敏感度參數，在(0，1)之間，參考陳三毛、錢曉萍(2014)[38]，本文取0.5進行計算。

財富水平(wlit)是另一個重要解釋變量。財富水平為家庭的總資產與總負債之差，總資產具體包括家庭耐用品和貴重品資產、住房資產、生產性固定資產、金融資產，總負債具體包括家庭正式或非正式負債等。由于數據難以獲得，且財富水平與可支配收入之間存在顯著正相關，本文采用人均可支配收入*利用城鎮人均可支配收入與農村人均可支配收入與相應的人口比例計算得到。來衡量財富水平。

(3)控制變量。在不同的模型中，控制變量有所不同。本文的控制變量有：居民的平均受教育年限(eduyit)、對外開放程度(opdit)、老齡化(oldit)、居民財富水平(wlit)、金融轉化效率(fdlit)、不良貸款率(nplit)。

2.樣本數據說明

被解釋變量創業選擇(encit或lnencit)、居民收入差距(indit)的原始數據均來源于國家統計局的地區數據部分；金融包容水平測度的指標體系中，原始指標金融機構數、金融從業人員數、金融資產總額、保險深度、保險密度以及一年期貸款加權平均利率數據來源于中國人民銀行發布的2005-2015年各地區的《金融運行報告》，其中，一年期貸款加權平均利率根據《金融運行報告》中的人民幣貸款各利率浮動區間占比與中國人民銀行公布的一年期貸款基準利率估算；金融機構存款余額、金融機構貸款余額數據來源于wind宏觀行業經濟數據庫；受教育年限、老齡化、居民財富水平等指標的原始數據均來源于國家統計局的地區數據部分。計算基尼系數的5項指標均來自國家統計局官網公布的各省年度數據。

本文的研究對象為31個省市自治區，由于國家統計局網站上沒有地區企業法人單位數2010年以前的數據，在涉及創業選擇變量的模型中，研究區間為2010-2015年，2012年各省市自治區企業法人單位數缺失，使用2011年與2013年的平均值；不涉及創業選擇變量的模型中，研究區間為2005-2015年。另外，居民基尼系數有部分省市數據缺失，采用非平衡面板數據分析，如樣本描述性統計表所示。

3.樣本的描述性統計分析

表1列出了變量的定義、樣本數、各變量均值、標準差、最大值及最小值。不同地區不同時期的創業水平差異巨大，創業選擇指標最大值為305.45，最小值只有10.12；2005-2015年，城鄉收入比最大值為4.59，基尼系數最大值為0.48，表明中國的收入差距較大，金融包容水平的最小值為-0.92，最大值為2.43。

表1 樣本的描述性統計

進一步對金融包容、創業選擇與收入差距的時間趨勢進行分析。從圖2中可以看出，創業水平自2010年以來呈快速上升趨勢，金融包容水平在2005-2015年保持著一個波動上升趨勢，而收入差距則呈一定下降趨勢。利用341個樣本進行相關分析顯示，金融包容水平(ifi)與創業選擇(enc)的相關系數為0.825，呈高度相關性；金融包容水平(ifi)與城鄉收入差距(ind)的相關系數為-0.480，創業選擇(enc)與城鄉收入差距(ind)的相關系數為-0.531；金融包容水平(ifi)與收入基尼系數(gini)的相關系數為-0.659，創業選擇(enc)與城鄉收入差距(gini)的相關系數為-0.711。結合理論分析，初步可判斷，金融包容有利于提高創業水平、縮小城鄉收入差距和貧富差距；提高創業水平有利于降低城鄉收入差距和貧富差距。

(三)實證結果分析

1.財富水平與金融包容對創業選擇影響的實證分析

為驗證財富水平、金融包容對創業選擇的影響，本文采用了面板回歸模型對樣本進行估計。在回歸之前，F檢驗顯示在1%的顯著性水平下拒絕使用混合回歸模型，Housman檢驗支持使用固定效應模型，表2也展示了隨機效應模型的回歸結果。模型(1)-模型(2)對被解釋變量的解釋程度接近90%。

圖2 金融包容、創業選擇與收入差距的趨勢

模型(1)的固定效應回歸結果顯示，金融包容水平ifi的系數為正，在5%水平下顯著，表明提高金融包容水平能夠有效地提高一個地區的創業水平，這與本文的理論分析結果相吻合；財富水平wl的系數為正，在1%水平下顯著，表明家庭可支配收入越高，積累的財富越多，越有可能支持個體或家庭進行創業，與本文的理論分析結果相吻合。

加入金融包容與財富水平交互項的回歸見模型(2)。模型(2)的結果顯示，在加入交互項后，主要解釋變量均顯著。交互項ifi*wl的系數為負，在1%水平下顯著，表明金融包容與財富水平的相互作用，對創業選擇影響為負。究其原因，相對于初始財富低的家庭與個體，我國金融體系更傾向于支持初始財富高的家庭與個體，盡管單項來看，金融包容、財富水平與創業選擇正相關，說明我國的金融包容還存在結構性問題。意味著我國的金融包容還需要進一步下沉，實現對10分位數或者5分位數以下低收入群體的精準包容。

從模型(1)的控制變量來看，金融轉化效率fdl的系數為正，統計上不顯著，這與我國國情相關，在幾個特大或者一線城市，存款量大，金融資源富余，并沒有投入實體經濟，金融轉化效率不足；老齡化old的系數為負，統計上不顯著，表明老齡化降低了地區的創業水平；居民的平均受教育年限eduy對創業選擇的影響是非線性的，eduy的系數為正且顯著，其平方項edu2系數為負，表明受教育水平的提高，一開始能夠提高地區的創業水平，但隨著受教育水平達到一定的閾值，人的冒險精神下降、對生活穩定性的追求上升，地區的創業水平下降。模型(2)的控制變量基本一致，不再贅述。

2.金融包容與創業選擇對收入公平分配影響的實證分析

(1)金融包容與創業選擇對城鄉收入差距的影響

進一步分析金融包容與創業選擇對城鄉收入差距影響。經過F檢驗與Housman檢驗后，確定使用固定效應模型進行回歸，并控制了穩健性標準誤。模型(3)-模型(6)對被解釋變量的程度平均超過了60%。

模型(3)的回歸結果顯示，金融包容ifi的系數為負，在10%水平下顯著，表明金融包容顯著地降低了城鄉收入差距；模型(4)的回歸結果顯示，創業選擇enc的系數為負，在5%水平下顯著，更高的創業水平降低了該地區的城鄉收入差距，這些結論表明金融包容、提高創業水平有利于提高收入分配的公平性，與前面的理論分析結果相吻合；模型(5)同時納入金融包容與創業選擇變量，金融包容與創業水平均能夠有效地降低城鄉收入差距，相對來看，金融包容對城鄉收入差距的影響更大。模型(6)加入了金融包容與創業選擇交互項后的回歸結果顯示，金融包容ifi、創業選擇enc的系數為負，且顯著性水平上升至1%。而金融包容與創業選擇交互項ifi*enc的系數為正，在1%水平上顯著，與財富水平與金融包容對創業選擇影響的實證結果類似，表明在現階段盡管金融包容與創業水平的提升均有利于城鄉收入差距降低，但金融包容與創業水平還存在一定的不相容性，金融包容主要支持的是財富水平較高的那一類創業者，而對財富較低的眾多創業者支持力度不足。

表2 財富水平與金融包容對創業選擇影響的回歸結果

注：括號里的數字為t統計值；*、**、***分別代表P值在10%、5%、1%的程度上顯著。

從控制變量來看，模型(3)-模型(6)的結果均支持，提高居民的受教育年限eduy、對外開放程度opd有利于降低城鄉收入差距；老齡化old的系數為負，在模型(3)-模型(4)中在1%或者5%水平下顯著，而在模型(5)-模型(6)中不顯著，老齡化降低了勞動人口數量，有利于就業率提升與就業工資增加，一定程度上有利于降低城鄉收入差距。

(2)金融包容與創業選擇對居民貧富差距(基尼系數)的影響

經過F檢驗與Housman檢驗后，確定使用固定效應模型進行回歸，并控制了穩健性標準誤。其中，模型(10)對被解釋變量的程度達到了62.6%。

模型(7)的回歸結果顯示，金融包容ifi的系數在1%水平下顯著為負，表明金融包容顯著地降低了貧富收入差距；模型(8)的回歸結果顯示，創業選擇enc的系數在1%水平下顯著為負，表明金融包容也顯著地降低了貧富收入差距，同時納入ifi與enc變量時，模型(9)的回歸結果也得出這兩個變量在相應水平下顯著。這些結論與前面理論分析結果基本一致，表明金融包容、創業水平提高都有利于提高收入分配的公平性。但在加入金融包容與創業選擇交互項ifi*enc后，模型(10)的回歸結果表明，雖然ifi、enc、ifi*enc均在1%水平下顯著，但ifi*enc的系數為正，說明金融包容與創業選擇有利于降低貧富差距，但金融包容與創業選擇還存在一定的結構性排斥，金融包容主要受益者是50分位數以上的那部分創業者，對低收入的創業者的支持不足。

總體分析，金融包容與創業選擇及其交互效應對城鄉收入差距、居民基尼系數的影響在符號上是一致的，表明金融包容對收入公平分配影響的實證結果具有穩健性。

五、結論與政策建議

本文基于金融包容理論，構建數理模型，闡述了“金融包容—創業選擇—收入公平分配”的作用機理，并根據2005-2015年31個省市的面板數據，通過實證檢驗得到如下結論。

第一，家庭或個人的財富水平越高，選擇創業的概率越高，一地區創業水平也越高。居民為創業所能獲得的信貸額度主要決定于家庭財富水平，許多有創業精神但擔保資產不足者面臨著較為嚴重的融資約束，我國廣大農村貧困偏遠地區的居民尤為嚴重。金融包容能夠有效地緩解財富水平較高創業者的融資約束，但對財富水平較低的創業者金融支持不足，因此，財富水平與金融包容的交互作用對創業選擇影響是負向的。

表3 金融包容、創業選擇對城鄉收入差距影響的回歸結果

注：括號里的數字為t統計值；*、**、***分別代表P值在10%、5%、1%的程度上顯著。

表4 金融包容、創業選擇對收入基尼系數影響的回歸結果

第二，金融包容既能直接提高低收入人群的收入水平，也能間接通過促進城鎮和農村家庭的創業縮小城鄉收入差距和居民貧富差距，有利于收入分配的的公平性。但是，在我國二元經濟結構下，農村地區金融發展水平相對落后，金融的逐利性又天然排斥低收入群體，導致金融體系更多地是服務于財富水平較高者，而對大部分需要金融資源的較低收入群體是排斥的，因而，金融包容與創業選擇的交互作用對收入分配的影響是負向的。利用城鄉收入差距、基尼系數作為被解釋變量的實證結果均支持上述觀點。

以上結論表明，我國要形成金融包容與收入分配的良性互動，應重點解決金融包容的結構性問題，加大農村地區金融改革力度，發展農村新型金融機構和創新信貸技術，推動農村金融步入高效發展階段，實現城鄉金融協調發展，切實解決農村居民融資難、融資貴問題，促進農村居民積極創業，提高農村地區收入水平和促進財富積累，進而縮小城鄉收入差距和貧富差距。因此，構建我國包容性金融體系，重點在于金融結構優化以促進收入的公平分配。