外商直接投資、金融發展與城鄉收入差距
——基于東部省區面板數據的研究

韓 朝 青

(安徽大學 經濟學院,安徽 合肥 230601)

1 文獻綜述

自從1978年改革開放之后，越來越多的外商進入中國投資，根據國家統計局的數據顯示，我國實際利用外資額從1983年22.6億美元增加到2018年1350億美元，在進入中國的外資中，流入中國東部省區的外資量占了全國絕大部分。隨著外商直接投資的進入，我國城鎮和鄉村居民的人均可支配收入從1978年的343.4元和133.6元，增加到2018年的39261元和14617元，這說明我國的城鄉人均可支配收入在增加，但城鄉收入差距的絕對值從209.8元增加到24644元，相對值從2.57倍增加到2.68倍，因此我國長期存在城鄉收入差距的問題。在黨的十九大上明確提出推動高質量發展必須著力解決收入分配差距較大的問題，調整國民收入分配格局，使發展成果更多更公平地惠及全體人民。要解決公平與效率的問題，首先要解決城鄉收入差距隨著改革開放深化不斷拉大的問題。但是在改革開放之后的金融業也得到了快速發展，金融的發展促進了我國經濟的快速發展的同時也伴隨著城鄉收入差距的逐漸拉大。

1.1 外商直接投資與城鄉收入差距

關于外商直接投資與收入差距之間的研究，國外學者的研究主要分為兩大學派：第一種主要以庫茲涅茨“倒U形曲線”為核心觀點的“發展/現代化”學派，該學派認為資本有利于促進收入分配的均等，即縮小收入差距，但該學派把內資和外資都當作資本，沒有直接討論外商直接投資會對收入分配產生影響，但是認為這些資本都有促進經濟增長并最終讓整個社會受益的作用，比如Ucal M(2016)[1]和Sharma B、Abekah J(2017)[2]等學者認為外商直接投資會縮小收入差距。第二種觀點主要以“世界體系/依附”學派為主，該學派的觀點認為外商直接投資會對收入分配產生不利影響。例如，Aitken，Harrison和Lipsey(1996)[3]對美國、墨西哥和委內瑞拉進行了實證研究，結果發現外商直接投資提高了東道國人均工資基尼系數；Chen(2011)[4]、Tomohara(2011)[5]這些國外學者的研究認為外商直接投資會擴大城鄉收入差距。

國內學者的研究主要分為三種觀點：第一種觀點是：外商直接投資會拉大城鄉收入差距。例如，沈毅俊、潘申彪(2008)[6]實證研究了外商直接投資對地區收入差距的影響，他們以泰爾指數作為被解釋變量，其結論為外商直接投資的增長會擴大地區收入差距。林季紅(2012)[7]的研究發現外商直接投資的增加會擴大收入不平等。冷艷麗，等(2017)[8]研究了FDI與城鄉收入差距，結果表明外商直接投資加劇了城鄉收入分配的不均等。鄭新業(2018)[9]以地方政府行為為切入點，探究全球化過程中FDI的流入通過地方政府行為對中國收入分配差距的影響，基于全國面板數據研究發現，全球化背景下，外商直接投資的進入會擴大中國的收入分配差距。第二種觀點認為外商直接投資有利于縮小收入差距，比如萬廣華，等(2005)[10]研究認為擴大中西部地區的貿易和外商直接投資的流入,會縮小中國地區間的收入差距。劉渝琳，等(2010)[11]研究發現FDI能夠在較長時期抑制城鄉收入差距的擴大；周超，等(2017)[12]研究表明FDI對縮小城鄉收入差距的效應顯著。戴楓(2018)[13]基于空間杜賓模型的實證分析外商直接投資對中國城鄉收入差距的影響，結果表明外資進入對我國各省的城鄉收入差距都有顯著負效應。第三種觀點認為外商直接投資與城鄉收入差距呈現倒U型關系，如劉渝琳和李敬(2013)[14]研究發現外商直接投資與城鄉收入差距之間呈倒U型關系。

1.2 金融發展與城鄉收入差距

關于金融發展與收入差距之間關系的研究，國外的學者主要有三種觀點：第一種觀點是金融發展擴大了收入差距。例如Clarke(2006)[15]研究發現，資本絕大部分在金融市場中流向富人，很少會流向窮人，從而造成更大的貧富差距。Denk O和Cournede(2015)[16]認為金融市場中信貸和股票市場越發達，收入不平等越嚴重；Sehrawat(2015)[17]研究發現，金融發展在長期和短期內都對收入差距具有不利影響。第二種觀點認為金融的發展會縮小收入差距，例如：Wang等(2016)[18]認為，在長期金融發展水平能夠縮小收入差距；Vachadze G(2018)[19]認為，完善的信貸市場有利于縮小收入差距。第三種觀點認為金融發展與收入差距之間存在著“倒U型”的關系。Greenwood(1990)[20]通過基于面板模型發現金融發展與收入差距之間存在門檻效應，在金融發展初期階段會擴大收入差距，在金融發展到更高的水平會縮小收入差距。Law等(2014)[21]和Younsi等(2018)[22]認為，金融發展與收入差距之間存在著倒U型的非線性關系。

國內關于金融發展與城鄉收入差距之間關系的研究，主要有三種觀點：第一種觀點認為我國金融發展對城鄉收入差距起著擴大作用。如孫永強(2011)[23]、任明珠(2015)[24]和張英麗，等(2018)[25]研究認為金融發展會擴大城鄉收入差距。第二種觀點認為我國金融發展有利于縮小城鄉收入差距。如蘇基溶和廖進中(2009)[26]運基于2001—2007年省級面板數據的研究，發現金融發展更有利于提高貧困家庭的收入水平，從而縮小城鄉收入差距。張文，等(2011)[27]通過分析金融發展對收入分配的影響機制，發現了金融發展有助于縮小城鄉收入差距。郭福春，等(2015)[28]研究表明，金融發展能夠顯著減少城鄉收入差距。第三種觀點發現金融發展與城鄉收入差距之間是非線性關系，如盧方元和李彥龍(2015)[29]基于中國地級市面板數據的實證分析，從全國層面看,金融發展水平與城鄉居民收入差距之間為倒“U”型關系；鄧光耀(2017)[30]研究結果表明，中國的金融發展對城鄉收入差距影響存在倒U形關系。

從國內外的研究結果表明，金融發展對城鄉收入差距的影響以及外商直接投資對收入差距的影響存在不一致的觀點，但是收入差距問題一直是學者們研究的重要問題，并且發現國外的研究大多是基于跨國數據分析的收入差距，在國內的研究中對于金融發展與城鄉收入差距、外商直接投資與城鄉收入差距的關系的討論有很多，且大多都是全國范圍內的分析，對于某一地區的研究、以及外商直接投資、金融發展與城鄉收入差距的關系研究很少。因此，本文以外商直接投資程度高和金融發展水平高的東部地區來研究城鄉收入差距的問題。

2 作用機理

2.1 外商直接投資作用于收入差距

第一，外商直接投資的就業效應會降低收入差距，這主要體現在改革開放時期外資企業的進入提高了中國的就業率，就業人數的增加有利于提高整體收入。外商直接投資的就業效應是由錢納里和斯特勞(1966)[31]提出的“兩缺口模型”，該理論認為外商直接投資通過資本的積累可以彌補被投資國的資金缺口，進而推動東道國的經濟發展。在我國最初引進外資的時候，首先對東部沿海的投資提高了東部地區的收入，隨后中西部地區的剩余勞動力也流向東部，使得中國大量的勞動力獲得就業，就業率的提高使得整體收入上升，從而會縮小收入差距。第二，外商直接投資的收入效應會拉大收入差距，主要體現在外商直接投資的部門的工資會高于其他部門的工資，從而會拉大人們之間的收入差距。從我國各行業收入情況來看，科技含量高的部門工資更高，而外商直接投資往往流入科技含量高、門檻高的行業以及金融業等第三產業。周云波，等(2015)[32]的研究發現，中國企業間工資差距受外商直接投資的影響十分明顯，并且貢獻度大于百分之十。第三，外商直接投資的技術溢出效應會縮小收入差距，主要體現在外資帶來的技術溢出可以促進本國企業的技術提高，技術的提高可以使工資上升，從而會縮小收入差距。從外資流入中國的方式來看，從主導的合資或合作方式變為獨資方式，這表明外商直接投資的技術溢出效應作用變弱，中國企業學習外國先進的技術受到阻礙，此外，技術的溢出效應還受到國內的人力資本的限制，互聯網和人工智能這些高科技領域，只有國內人力資本積累達到一定的水平，這些高科技才會在國內擴展。外商直接投資對收入差距是以上三種效應的綜合，因此外商直接投資對收入差距的影響方向是不確定的。

2.2 金融發展作用于收入差距

第一，金融發展的門檻效應假說。這主要體現在金融條件的約束下，富人由于本身資金雄厚達到金融服務的條件，通過金融服務可以享受高收益的回報，但是窮人由于金融服務門檻的限制，無法享受到金融服務，就會使得窮人與富人之間的收入差距拉大。第二，金融發展非均衡效應假說。對于金融資源稀缺的國家，其金融資源在行業、地區和城鄉間出現配置不平衡的現象，從而會對行業、地區及城鄉之間的收入差距產生影響。第三，金融發展的降低貧困效應假說。金融發展在推動經濟增長的進程中，窮人可以通過金融服務而降低貧窮。金融發展的門檻效應和金融發展的非均衡效應一般使收入差距拉大，而金融發展的降低貧困效應是向窮人提供的一種金融服務工具，從而縮小窮人與富人之間的收入差距。因此，金融發展作用于收入差距的三大效應總的影響具有不確定性。

3 模型的設定、研究方法及變量定義

本文選取對外開放程度和金融發展程度較高的東部沿海省份作為研究，本文使用的數據來自2005-2017年間各省市歷年統計年鑒、中國金融年鑒、中國教育統計年鑒，覆蓋東部地區11省份，包括遼寧省、河北省、北京市、天津市、山東省、江蘇省、上海市、浙江省、廣東省、福建省、海南省。

3.1 模型設定

3.1.1 研究外商直接投資對城鄉收入差距的影響，構建模型一：

tei,t=α0+α1fdii,t+α2eximi,t+α3edui,t+α4fisi,t+εi,t

3.1.2 研究金融發展對城鄉收入差距的影響，構建計量模型二：

tei,t=α0+α1fini,t+α2eximi,t+α3edui,t+α4fisi,t+εi,t

3.1.3 考慮外商直接投資和金融發展對城鄉收入差距的影響，構建計量模型三：

tei,t=α0+α1fdii,t+α2fini,t+α3eximi,t+α4edui,t+α5fisi,t+εi,t

3.1.4 在同時考慮外商直接投資和金融發展對城鄉收入差距的影響的基礎上，考慮金融發展的中介效應，構建模型四:

tei,t=α0+α1fdii,t+α2fini,t+α3fdii,t×fini,t+α4eximi,t+α5edui,t+α6fisi,t+εi,t

3.1.5 在模型四的基礎上考慮外商直接投資的平方項和金融發展的平方項對城鄉收入差距的影響，構建模型五：

tei,t=α0+α1fdii,t+α2fini,t+α3fdii,t×fini,t+α4fdii,t＾2+α5fini,t＾2+α6eximi,t+α7edui,t+α8fisi,t+εi,t

3.2 研究方法

本文采用EVIEWS10.0軟件。首先，根據F檢驗確定選擇混合回歸模型還是固定效應模型；然后，采用Hausman檢驗確定選擇固定效應模型還是隨機效應模型。

3.3 變量定義

文中被解釋變量是城鄉收入差距(te)，核心解釋變量為外商直接投資(fdi)和金融發展(fin)，控制變量主要包括經濟開放(exim)和教育水平(edu)和財政支出(fis)。

3.3.1 城鄉收入差距(te)

我國經濟發展具有顯著的城鄉二元結構，而城鄉收入差距體現在高收入人群和低收入人群兩端的收入變化。在研究城鄉收入差距的指標上，不同的學者使用不同的測算方法，有的學者使用城鎮居民可支配收入與農村居民純收入的比值來衡量城鄉收入差距，但是這種衡量指標不包括城鄉的人口數量，存在一定的局限性。因此，本文用王少平和歐陽志剛(2007)[33]的衡量指標，通過泰爾指數度量我國的城鄉收入差距，國內也有很多的學者使用泰爾指數作為衡量城鄉收入差距的指標，例如，孫永強(2011)[23]也是通過泰爾指數這一指標衡量城鄉收入差距的。

這里的teit表示的是在t時期地區i的泰爾指數，j=1,2分別代表的是城鎮地區和農村地區，i1t和i2t分別表示t時期城鎮總收入和農村總收入(分別用相應人口數乘以人均收入)，it表示t時期的總收入，p1t和p2t分別表示t時期的城鎮和農村人口數量，pt表示t時期的總人口。

3.3.2 外商直接投資(fdi)

本文fdi為外商直接投資比重，用各地區實際利用外商直接投資額與該地區生產總值的比值表示，由于年鑒中是以美元為單位表示的，所以本文按照相應年份人民幣對美元匯率平均價換算成人民幣為單位進行統計。

3.3.3 金融發展(fin)

在金融發展程度的衡量指標上，學者們一般是用麥氏指標(M2/GDP)和戈氏指標(FIR)，戈氏指標是用全部金融資產占GDP的比重來反映金融發展的總量。由于麥氏指標有一定的缺陷，所以本文選取了戈氏指標，由于金融對經濟發展的支持主要表現在信貸支持上，本文采用各省金融機構各項貸款余額與各項存款余額之和與地區生產總值之比來衡量。本文fin為各省區的存貸款余額與地區生產總值的比。

3.3.4 經濟開放度(exim)

經濟開放程度的衡量，用各地區進出口總額與地區生產總值的比例，由于統計年鑒中進出口總額是用美元表示的，所以本文根據當年人民幣兌美元匯率中間價的平均值匯率折合成人民幣。本文中的exim為各地區進出口占GDP的比重。

3.3.5 教育水平(edu)

關于教育水平這一指標，使用的是6歲及以上人口平均受教育年數來衡量，edu表示小學、初中、高中和大專及以上教育程度居民占省市6歲及以上人口的比重。

3.3.6 財政支出(fis)

為有效地衡量政府的財政支出，本文借鑒學者陳釗和陸銘(2004)[34]的做法，用政府財政支出占地區生產總值的比重來衡量各省(市)政府的財政支出政策，本文的fis表示為各地區的政府支出占地區生產總值的比重。

4 實證分析

首先，根據表1顯示的F檢驗結果，在1%的顯著水平上，所有模型拒絕混合回歸模型的原假設，應該采用固定效應或者隨機效應模型。同時根據表2顯示的Hausman檢驗結果，在1%的顯著水平上，所有模型拒絕隨機效應原假設，所以，文章選用固定效應模型對面板數據進行分析。

表1 F檢驗結果

表2 hausman檢驗結果

4.1 變量的特點分析

表3 變量的描述性分析

4.2 結果分析

由實證結果表4可以看出，外商直接投資(fdi)的回歸系數為正值，且在1%的水平下顯著，金融發展(fin)的回歸系數都為負值，且在1%的水平下顯著，這表明在2005—2017年東部沿海省份外商直接投資的提高會拉大城鄉收入差距，而金融發展程度增加有助于縮小城鄉收入差距。

表4 固定效應回歸結果

在模型二和模型三中，經濟開放度(exim)的回歸系數為負值而且顯著，這表明進出口總額與GDP的比值增加將有利于縮小城鄉收入差距，該結論符合斯托爾帕——薩繆爾森定理。對外開放使得我國出口大量的相對豐富的勞動密集型產品，外國對我國勞動密集型產品大量的需求，提高了我國低技術勞動力工資，從而就降低了與高技能工人的工資差距，使得收入差距縮小。教育水平(edu)和財政支出(fis)的回歸系數均為負值，且均在1%的水平下而且顯著，說明了教育水平的提高和財政支出的擴大有利于縮小城鄉收入差距，從我國政府的財政政策方面，政府使用轉移支付和稅收等手段調節著收入再分配，為了避免收入差距的進一步拉大，政府轉移支付在一定程度上會縮小城鄉收入差距。

在模型四中，外商直接投資和金融發展的交互項的回歸系數為正值，說明了外商直接投資對城鄉收入差距的正向影響大于金融發展對城鄉收入差距的負向影響，不過在兩者共同影響的情況下，對城鄉收入差距的影響要小于單獨的外商直接投資的影響。

在模型五中，在加入外商直接投資的平方項后，外商直接投資的系數仍然為正值而且顯著，同時，外商直接投資的平方項系數為負值而且顯著，說明了當外商直接投資引入超過一定數值的時候，會縮小城鄉收入差距，外商直接投資的流入與城鄉收入差距存在顯著的倒U型關系。這是因為在外資引入早期，具有先進技術的跨國公司進入東道國，這些公司需要大量的技術工人，從而使得對技術工人的需求大于對非技術工人需求，導致非技術工人的工資低于技術工人的工資，隨著越來越多的外資流入，伴隨著技術的溢出，許多的東道國企業開始模仿和創新這些先進技術，就會增加對技術工人的需求，通常技術工人的工資高于非技術工人的工資，所以會拉大技術工人與非技術工人的收入差距，非技術工人可以通過參加教育和培訓，提高自身技術加入技術工人中。但是當工人普遍掌握這些先進的技術時，企業通過雇傭這些技術工人，使得東道國整體的收入差距逐漸縮小，則此時收入趨向于平等化；在模型五還引入了金融發展的平方項，金融發展平方項的系數為正值，并且在10%水平下顯著，這說明了當金融發展程度超過一定水平，會拉大城鄉收入差距，因此，金融發展與城鄉收入差距是U型的非線性關系。

在模型五中，教育水平的系數由負值變成了正值，說明金融發展水平和對外直接投資發展到一定程度，會影響教育水平對城鄉收入差距的影響，使得教育水平會擴大城鄉收入差距，但是這種效應不明顯。

5 總結與建議

通過對東部十一省份2005—2017年的省際面板數據進行估計，該研究表明，中國東部地區外商直接投資和金融發展對城鄉收入差距都存在影響，這兩方面對城鄉收入差距的影響不一致，估計結果顯示外商直接投資與城鄉收入差距呈現倒U型關系，金融發展與城鄉收入差距呈現的是U型關系，教育水平、經濟開放度與財政支出的增加都會縮小城鄉收入差距。

上面的實證結果也給東部沿海省份相關的政策制定者提供了一些建議：首先，在引進外商投資時，不能低估外商直接投資的流入城鄉對收入差距的影響，要采取措施加快引進的外資技術的擴散，促進勞動力在部門間的流動，維護勞動者在全球化分工權益；其次，應該降低進入金融市場的門檻，降低個人和企業的融資成本，優化金融資源在行業間、地區間和城鄉間的配置，提高金融服務的環境，完善金融服務系統。同時，健全和完善社會信用體系，加強金融對“三農”的支持，發揮金融服務對“精準扶貧”的作用，促進創新創業和加大金融對民生的扶持力度，統籌城鄉協調發展，然后進一步發揮金融發展在縮小城鄉差距方面的作用。最后，提高教育水平，擴大財政支出，堅持和深化改革開放可以縮小城鄉收入差距，因此，優化配置教育資源，強調教育公平，深化教育體制改革，提高教育水平，以及擴大政府的財政支出和堅持改革開放，大膽創新，加快由“資源推動”向“創新推進”的經濟轉型。