市場化制度質量、金融發展與收入不平等

王竣鶴，黃小勇

(1.大連外國語大學 國際培訓學院，遼寧 大連 116013；2.江西師范大學 財政金融學院，江西 南昌 330022)

一、引言

收入不平等是發展和福利經濟學的一個主要問題，特別是在發展中國家，這種不平等常常與較弱的制度質量相聯系。[1]收入不平等與不發達的市場和無效的政府計劃相結合，可能成為經濟增長和福利發展的巨大障礙。[2]

制度如何影響收入不平等是學術界關注的熱點問題之一，但其影響機制迄今未得到充分的討論。阿門多拉、意斯奧和薩沃迦認為，制度影響收入分配的所有機制都與個人利用其擁有的生產要素、產權制度、賺取收入和占有收入的能力有關。[3]以往研究大多認為較高的制度質量有利于降低收入不平等，較弱的制度質量將導致收入不平等程度提高。但是，實證研究并不總是支持這一結論。譬如，李、需和鄒認為腐敗和收入不平等之間存在倒U型關系。[4]根據他們的實證結果，當腐敗程度低于某一臨界值時，腐敗程度的下降才能降低收入不平等。安德烈斯和拉姆洛安多布森提出拉丁美洲的腐敗與收入不平等之間存在替代關系，當腐敗程度下降時，收入不平等更明顯。因此，制度質量如何影響收入不平等仍然值得進一步探討。[5]

在中國，制度變革主要表現為市場化制度的改革與完善。盡管在中國經濟逐漸市場化之后，出現了GINI系數擴大的現象，對于市場化進程到底是擴大還是縮小了中國的收入不平等，仍存在廣泛爭論。持市場經濟對收入不平等具有正向影響觀點的學者認為，市場經濟打破了計劃經濟時期“大鍋飯”的分配模式，人的機會、能力與關系等造成了明顯的收入差別。[6，7]相反觀點認為，改革后中國收入不平等拉大是政府與市場不協調的關系所致，政府在資源的分配中起著非常重要的作用，而市場在收入的分配方面起著重要的作用，兩個作用結合起來，就出現了收入不平等擴大等問題。[8]而市場經濟本身并未拉大收入不平等，市場經濟最大的受益者是普通人，市場經濟發展最好的地區、國有經濟部門最少的地區、財政收入占GDP 比重最低的地區，是收入不平等最小的地區。[9]在理論探討的基礎上，一些實證分析也得出了相互矛盾的結論，例如，閻大穎認為，落后地區加快市場化進程，對提高本地收入水平，縮小與發達地區差異有顯著促進作用[10]；田衛民的分析則得出，中國的市場化進程顯著縮小了收入不平等，進一步推進市場化進程是縮小收入不平等的必然要求。[11]

以往研究表明，市場化制度質量與收入不平等之間存在復雜的影響關系。本文認為，以往分析結果不一致可能源于忽視了兩個重要問題。其一，市場化制度質量對收入不平等可能具有非線性影響。根據國際研究的經驗，制度質量對收入不平等的影響可能存在某一臨界值，使得影響方向發生轉折。這一機制在中國的市場化制度進程中也可能出現。其二，市場化制度質量與其他經濟變量可能對收入不平等產生交叉影響。諾斯將制度定義為“一個社會的游戲規則”[12]，制度環境是經濟變量之間影響關系的重要調節變量，市場化制度水平高低，還可能通過調節其他經濟變量對收入不平等的影響，間接影響收入不平等程度。

忽視上述兩種情況都可能導致出現矛盾的實證結果。基于上述認識，本文對兩類關系進行了檢驗，第一，檢驗市場化制度質量與收入不平等之間是否存在非線性關系；第二，檢驗市場化制度質量如何調節金融發展與收入不平等之間的關系。在經濟體系中，影響收入不平等的變量很多，如經濟增長、通貨膨脹、城鎮化等變量，均已被證明對收入不平等具有顯著影響，本文選擇金融發展作為影響收入不平等的主要變量，是因為金融市場是最重要的要素市場之一，而市場化程度影響著要素分配的邏輯與規則，因此，金融市場的運作機制在很大程度上受到制度的影響。為此，在以往單獨研究制度、金融發展對收入不平等影響的文獻基礎上，本文將二者的交互影響納入研究框架，考察在制度質量高與低的情況下，金融發展對收入不平等的影響有何不同。通過對上述兩類關系的實證分析，本文的研究結果豐富了以往關于市場化制度質量與收入不平等關系的研究結論。

二、數據與方法

(一)樣本選擇

本文以中國為研究對象，檢驗市場化制度質量對收入不平等的非線性影響。中國是快速增長的發展中國家，自1978年改革開放以來，中國的市場化制度發展與收入不平等程度均具有較大的變異，這些特征為實證分析提供了較好的條件。本文以我國24個省、自治區和直轄市作為研究樣本，因收入分組抽樣調查數據的缺失，樣本中缺少云南、山東、湖南、天津、吉林、黑龍江、青海七省(市)。2008年次貸危機后，中國經濟開始逐步實行結構性改革，社會經濟制度與運行機制均出現了新特征。為了避免危機前后政策變動的影響，本文選擇危機后的時段進行分析，因此，本文的樣本區間為2008～2015年。

(二)變量定義

1.被解釋變量。本文的被解釋變量是由GINI系數表示的收入不平等程度。我國統計部門沒有公布各省的歷年基尼系數，考慮到我國城鄉二元結構的特殊性，以往研究中各省的內部收入不平等通常由城鄉收入不平等代替。[13]但是，城鄉二元結構也意味著農村居民的金融可獲得性、制度環境與城鎮居民截然不同，因此我們認為，一省整體的金融發展與制度質量的狀況無法成為解釋城鄉收入不平等的具體原因。本文參考吳一平和芮萌的方法[14]，運用各省(自治區、直轄市)收入分組抽樣調查數據，計算各省歷年的GINI系數代表收入不平等程度。計算公式如下：

GINI=(高收入組人均收入-低收入組人均收入)×20%÷全省人均收入

2.解釋變量。金融發展變量由存款與貸款之和與名義GDP之比表示，其含義是相對于實體經濟而言，銀行資產與負債業務的規模。本文選取地區要素市場發展指標 (要素市場的發育程度評分)代表地區市場化制度質量，該指標來自《中國市場化指數2016年報告》[15]，該報告以2008年為基期，計算了2008～2014年各省、自治區和直轄市各類市場的市場化指數，該指數被廣泛應用于各類研究。本文選取了《報告》中的要素市場發展指標(涵蓋了金融市場、勞動力市場和技術市場等領域的發展程度)作為市場化制度質量的度量變量，理由是這一指標最能夠代表金融市場機制發揮的制度環境。考慮到數據長度，本文運用動態權重的自適應過濾預測法將各省的要素市場發展指標擴展一年，由此得到2008～2015年的數據。

3.控制變量。參考以往文獻，本文的模型中控制了收入水平、通貨膨脹、城鎮化和外國直接投資等變量。其中，收入水平由各省人均GDP與全國人均GDP之比測度，表示該省人均收入的相對水平；通貨膨脹由各省環比CPI測度；城鎮化由城鎮人口占總人口的比值表示；外國直接投資由FDI與GDP之比表示，該指標用于控制該省的對外開放程度。所有變量的具體定義與描述見表1。

表1 變量說明

(三)統計模型

運用如下回歸模型對相關理論進行檢驗：

表2中的相關系數矩陣顯示，城鎮化與市場化制度質量、金融發展和收入水平之間的相關系數都非常高。因此，模型中剔除了城鎮化變量。剔除該變量后，計算得出的方差膨脹因子在1.08～2.19之間，低于臨界值10[16]，可以判定變量之間不存在多重共線性。盡管如此，為了降低交叉項導致的多重共線性，以及便于解釋主要變量系數的含義，在模型中對交叉項進行了中心化處理。考慮到金融發展和制度質量對收入不平等產生影響可能需要一段時間，在模型中我們將所有的自變量滯后1期，這種做法可以抑制可能產生的內生性問題。本文通過Hausman檢驗確定FE模型優于RE模型[17]，因此，表3中給出了使用FE模型的估計結果。

表2 相關系數矩陣

三、實證結果

(一)回歸結果

表3中，模型1包括金融發展和市場化制度質量兩個主要解釋變量，市場化制度質量的系數均顯著為負，說明金融發展和市場化制度質量提升均能縮小收入不平等。模型2在模型1的基礎上加入了市場化制度質量的平方項，該項系數顯著為正，說明市場化制度對收入不平等具有非線性影響，隨著市場化制度質量提高，其對收入不平等的負向影響逐漸減弱。模型3在模型1的基礎上加入了金融發展與市場化制度質量的交叉項，該項系數顯著為正，這說明市場化制度能夠有效調節金融發展對收入不平等的影響，即在市場化制度質量較高時，金融發展的收入不平等縮小效應降低。

表3 實證結果

注：**、***分別表示在5%和1%顯著水平上顯著。

(二)穩定性檢驗

首先，表3的模型4給出了一個包含所有自變量和交互項的完整模型，結果與模型1～3保持質性一致，這表示模型1～3的實證結果具有一定的穩定性。其次，我們用《中國市場化指數2016年報告》中的產品市場發展指標 (產品市場的發育程度)替代要素市場發展指標，作為市場化制度質量的測度，對模型重新進行估計。結果顯示，除金融發展變量的顯著水平由5%降低至10%外，其他估計結果與表3中的結果保持質性一致。最后，本文使用工具變量 (IV)解決了潛在的內生性問題。因為收入不平等也可能降低要素市場發展，從而導致模型的逆向因果關系，所以必須對這一潛在問題進行檢驗。一個有效的工具變量要求與解釋變量高度相關，而與被解釋變量不相關。為此，本文以各省名義GDP為權重，根據各省要素市場發展指標(要素市場的發育程度評分)計算了全國歷年要素市場發育程度指標，并以此指標作為市場化制度質量的代理變量。選擇該變量是因為各省要素市場發展指標是全國要素市場發育程度指標的組成部分，具有高度相關性，但全國要素市場發育程度指標與各省GINI系數關系不大。在此基礎上，我們做了排除限制的檢驗，將TSLS得到的殘差與市場中介組織得分進行回歸，得到工具變量不顯著(P值為0.281)的結論。進而，通過Hausman檢驗來判斷OLS和TSLS的估計系數是否具有顯著差異。經計算，Hausman統計量P值為0.272，高于10%的顯著水平，這一結果拒絕了中介組織發展和要素市場發展之間沒有顯著不同這一原假設，即表3中的估計結果不存在明顯偏差。

四、結論與政策建議

(一)研究結論

本文利用中國2008～2015年省際面板數據，檢驗了市場化制度質量如何影響收入不平等，以及市場化制度如何調節金融發展與收入不平等之間的關系。實證結果顯示，市場化制度質量對收入不平等程度具有顯著負向影響，非線性分析結果顯示，這種負向影響隨著市場化制度質量提升逐漸減弱；另外，市場化制度質量顯著地正向調整金融發展與收入不平等之間的關系，即隨著市場化制度質量提高，金融發展縮小收入不平等的效應減弱。

本文結論及其對已有研究的貢獻如下：

第一，以非線性關系視角回答了中國市場化改革擴大了還是縮小了收入不平等這一命題。雖然市場化制度質量提升能夠降低收入不平等，但隨著市場化制度逐漸完善，其對收入不平等的影響能力逐漸減弱。這意味著，市場化制度質量高通常與較低的收入不平等相聯系，但是，此時高收入群體能更好地利用制度優勢獲得更多的收入，低收入群體則無法從高質量的制度中獲取更多收益，這種潛在的“馬太效應”又降低了制度改善帶來的收入公平性。

第二，擴展了關于金融發展與收入不平等之間復雜關系的認識。實證結果表明，金融市場發展對收入不平等的影響取決于市場化制度質量的水平。在較高的市場化制度水平下，金融發展對收入不平等的負向影響 (即降低收入不平等的能力)減弱。這表明，市場化制度質量降低了普惠金融的發展，較高市場化制度下的金融市場中，初始的稟賦差異被逐漸放大。資本的逐利性導致資本投向高利潤行業，造成行業間收入差異。這些效應降低了金融發展促進收入平等化的能力。

(二)政策建議

雖然市場化制度質量提升能夠降低收入不平等，但在市場化制度質量達到一定閾值后，也存在著擴大收入不平等的機制。這意味著，在較高的市場化制度下，個人擁有的生產要素以及利用生產要素賺取收入的能力都在產生差距。因此，政策制定者應在提高市場化制度水平的同時，探索政府的正確參與方式，以幫助窮人獲得更多資源以及在制度中獲益。

具體而言，本文提出如下政策建議：

第一，優化稅收體系，推進社會福利向適度普惠型轉變。稅收是優化收入分配的必要手段，但稅收不僅影響收入分配，還能通過影響勞動力使用和生產率來影響人均收入。然而，許多稅收改革只能在兩個目標之間權衡。譬如，增加稅收總額能夠降低收入不平等，但同時降低了人均收入。我國稅收在促進收入增長的同時，長久以來被詬病為擴大了收入不平等。因此，降低收入不平等，稅收改革應在增加稅收總額的基礎上，進一步增加對高收入群體的稅收，譬如提高利息稅、股票期權稅的征收。

第二，發展普惠金融，降低金融排斥程度。金融排斥內生于金融發展的過程中，金融發展本身具有親富的特點，一部分人被排斥在金融服務之外。金融服務的門檻將個體劃分為具有不同從金融服務中獲益能力的群體。這種歧視性金融服務將導致“富者愈富、窮者愈窮”的收入馬太效應。因此，政府應引導金融資源的配置，以普惠金融為導向促進金融發展。另外，由于正規金融具有歧視性，大量非正規金融彌補了被正規金融所排斥的市場，由此，引導非正規金融合理、規范的發展是促進金融發展普惠性的一條重要途徑。

第三，縮小人力資本質量差異，以降低工資性收入差異以及個體在制度中獲益能力的差異。人力資本質量不同，將個體劃分為不同的層級，不同層級的個體不但在工資收入上明顯分層，其在市場化制度中獲益的能力也存在顯著差異，并進一步拉大了收入不平等。個人提升自身勞動力要素質量最重要的途徑，就是接受教育。但是，隨著市場化進程的推進，每個家庭能夠獲得的教育資源差距在逐漸拉大，教育不公平是導致人力資本質量差異最重要的原因。因此，政府在增加教育總量投入的同時，還應優化各級教育投入結構，重點解決教育貧困。構建公平的教育環境，使每個個體具有更公平的接受教育的機會，進而降低人力資本差異，并降低收入不平等。