金融改革对收入不平等的影响研究理论解释与实证分析

王培辉　袁薇++王征

摘 要：通过构建的内生门限的金融改革与收入不平等理论模型表明：金融改革与收入不平等之间具有门限效应，深化金融改革有利于提高经济体人均收入。当金融改革水平低于门限值时，金融改革会扩大收入差距；当金融改革水平越过门限值时，金融改革有利于收入差距的缩小。采集55个新兴市场国家的非平衡面板数据，使用动态门限面板模型实证结果表明，金融改革与收入不平等间存在明显的门限效应，金融改革门限值为0.6310。多数新兴市场国家金融改革对降低收入不平等已经发挥正向效应，为缓解新兴市场国家收入差距持续扩大的问题，必须进一步深化金融改革。关键词： 金融改革；收入不平等；动态门限面板模型中图分类号：

文献标识码： A

文章编号：1003-7217（2016）05-0002-07一、引 言20世纪80年代以来，新兴市场国家普遍掀起了旨在消除金融抑制，以金融自由化和金融创新为特征的金融改革。新兴市场国家采取逐步放松信贷控制，推动利率市场化和资本市场对外开放等一系列措施，以提高金融发展水平，开放金融市场。金融改革推动了新兴市场国家经济高速增长，居民收入水平不断提高。与此同时，多数新兴市场国家出现了贫富差距日趋扩大的问题。世界银行统计资料显示，55个新兴市场国家中基尼系数低于0.3的仅有6个国家，0.3～0.4之间的有16个国家，0.4以上的有33个国家，基尼系数超过0.4警戒线的国家占比达60%，新兴市场国家收入不平等问题已非常严重[1]。收入不平等源于个人经济机会的高低。个人的经济机会由自身的技能、创新性、社会地位、父母的遗产等因素决定。金融体系可影响个人获得经济机会的难易程度，影响贫富差距以及代际间贫富差距的大小[2]。金融改革在促进经济增长的同时，必然带来收入分配的变革。金融改革如何影响收入分配，是否有助于消除收入不平等成为学者研究关注的热点问题。关于金融发展与收入不平等的理论联系，基于研究角度与方法不同，得出结论尚未统一，主要存在以下几种观点：一是“G-Z”假说，即金融发展对收入不平等存在负向效应，金融发展有利于缩小收入差距[3]。金融发展会逐步消除财富约束而改善低收入者获得信贷的机会、人力资本积累和职业选择，通过麦金农导管效应和促进经济发展来减少贫困，为此，必须保持稳定的宏观经济。Clarke等（2003）利用91个国家1960～1995年的面板数据考察收入不平等与金融发展的关系发现，收入差距随着金融中介的发展而缩小[4]。Beck等（2007）采用99个国家1960～1999年的面板数据分析金融发展对减少贫困的影响，发现金融发展通过促进经济增长而降低贫困，但金融发展落后国家的收入不平等和贫困减缓的速度慢于金融发达的国家[5]。Luca Agnello等（2012）使用62个国家1973～2005年的数据研究指出，金融改革降低了收入不平等[6]。Jie Li和Han Yu（2014）进一步指出在人力资本较高的国家，金融改革降低收入不平等的效果更显著[7]。二是金融发展扩大收入不平等，即金融发展导致资本主要流向富人，金融服务并未惠及穷人，从而加剧收入不平等[8]。Arestis和Caner（2004）检验了金融自由化通过不同渠道影响收入不平等，认为如果宏观经济不稳定和政策支持不到位，金融自由化往往会加剧不平等[9]。Agnello等（2012）认为银行危机会加剧收入分配的不公平程度[10]。大多数中国学者的研究也发现，中国金融发展扩大了城乡居民收入差距[11-14]。三是“倒U”假说，金融发展对收入分配的影响呈非线性并且其作用取决于金融的发展阶段：在早期，金融发展会恶化收入分配差距，但越过拐点后，随着金融发展的深化与成熟，收入差距逐渐缩小，直至收敛到平等[15]。Aghion等（1997）认为由于信贷市场的不完善，资本积累存在涓滴效应：当资本积累率足够高时，经济中的财富分配收敛到唯一不变的状态；当资本管制放松时，资本的涓滴效应引起经济中产生唯一的稳定分配状态，但政府仍有必要对收入分配进行调节，以有利于促进生产效率的提高；收入差距在资本积累过程的初期有加剧的态势，但是在后期将逐渐减小，即收入分配随金融发展呈倒U型变化[16]。Matsuyama（2000）在资本边际生产效率递增的假设下，也得出类似的结论[17]，国内也有学者得出金融发展与居民收入差距存在“倒U”关系[18，19]。综上所述，现有研究多从金融中介的融资约束机制出发研究金融发展对收入不平等的影响，取得了丰富研究成果。但也存在不足：一是金融改革涉及信贷控制、利率控制、金融市场准入壁垒、银行监管、银行私有化程度、资本开放程度和证券市场等多个方面。现有研究多以存贷款规模、资本流动等单一指标和信贷市场、股票市场、债券市场等单个市场为金融发展代表进行分析，缺乏金融改革对收入分配影响的综合系统分析。二是研究多以发达国家和发展中国家为样本，缺乏针对新兴市场国家金融改革与收入不平等的研究。为此，本文从新兴市场国家普遍存在的金融抑制出发构建理论模型，并采用55个新兴市场国家的非平衡面板数据进行检验，以揭示金融改革与收入不平等之间关系。该问题的解决有助于我们更好地理解金融改革对收入分配的影响机制，进而引导新兴市场国家深化金融改革，发挥其对收入分配的积极作用。

二、金融改革与收入不平等：一个简单的理论模型

在借鉴Holmstrom和Tirole（1997）、刘纯斌等（2010）、李志阳等（2011）相关研究基础上[20-22]，构建内生门限的家庭投资周期模型，考查金融抑制对居民收入的影响，借此阐明金融改革与收入不平等的关系。（一）模型基本假设及分析假设经济体中的个人只生存一期，并在下一期有一个后代，即经济体人口总量固定。经济体中只存在一种产品，该产品既可用于消费，也可用于投资。每个人具有来自于代际之间的遗产作为初始财富进行资本投资，并提供有效劳动获得工资。每个时期个人都面临两种投资方案：一是将个人财富存入金融机构，获取实际利率为r的储蓄收入；二是通过股票、债券、直接投资等形式，将个人财富投资于收益率为R的固定项目，且投资收益率r0。（二）模型基本结论1.金融改革对收入不平等影响具有明显的门限效应，二者存在非线性关系。模型门限内生于经济体的金融制度，由经济体金融改革程度决定。当金融改革使得富有家庭把全部财富投资于固定项目时，此时的金融改革指标值即为门限值。当金融改革水平低于门限值时，富有家庭收入增长更快，金融改革会扩大两类家庭收入差距，加剧收入不平等现象；当金融改革水平超过门限值后，贫困家庭收入增长更快，金融改革会缩小两类家庭收入差距，降低收入不平等程度。不同程度的金融抑制政策会对家庭投资产生不同影响，进而影响居民收入水平。在金融改革初期，金融抑制程度减轻，两类家庭开始把部分财富投资于收益更高的固定项目，家庭收入得到提高。由于投资项目普遍存在较高的初始投资规模要求，申请金融机构信贷往往需要提供抵押品，加上金融市场投资种类和规模有限等因素影响，家庭参与投资项目的渠道有限，这使得贫困家庭参与投资项目明显不足，而富有家庭能够把更高比例的财富投资到固定项目，获得更高的投资收益，直到所有财富投资于固定项目。这一期间，金融改革推动金融发展，金融抑制程度下降会更有利于富有家庭收入提高，从而扩大了金融收入差距。随着经济体金融改革的进一步推进，金融体系更加健全，弱势金融消费者保护措施不断完善，利率逐渐市场化，两类投资的收益率差距逐渐减少。贫困家庭参与投资固定项目的机会不断加大，存款比例下降，贫困家庭收入会迅速提高。此时，富有家庭已经实现最优投资配置，财富维持稳定增长比率。此时两类家庭收入差距会逐渐减小。2.深化金融改革有利于提高经济体人均收入。一方面，金融改革能够消除金融约束，逐步改变金融脱离实体经济和低收入者的现状，有效改善国内金融体系的运行效率；另一方面，金融改革会促使成本的社会化以及更合理的风险分担。此外，金融改革可通过提供获得信贷服务的平等机会和降低边际收益率的波动产生对收入分配的公平效应。随着金融改革深化，金融体系提供多层次的金融服务以满足各类需求者，更多的个人能参与高收益投资项目，从而提高家庭居民收入。三、实证模型及指标选择（一）计量模型为捕捉金融改革与收入不平等之间存在的门限效应，借鉴Dang（2012）[23]提出的动态面板门限模型，设定金融改革（FI）与收入不平等（GINI）的动态门限面板数据模型如下：其中，下标i=1，2…N和t=1，2…T分别代表国家（或地区）和年份。被解释变量GINI为国家（或地区）的基尼系数，反映地区内的收入不平等程度。x为一组影响收入差距的解释变量，包括金融改革程度指标（FI）；人均国民生产总值增长率（GDP），用于衡量国家的经济发展水平；CPI指数用来衡量国家的物价水平； GB代表一国（或地区）政府支出水平；AD为社会抚养比，代表一国（或地区）人口结构状况；EU为教育支出，用来衡量一国（或地区）人力资本投资水平；考虑到基尼系数的变动往往具有累积效应，其影响可能存在一定的时滞效应，本文引入GINI滞后项以捕捉这种效应，控制变量同样包括GINIi，t-1；εit是未观测到的既随国家又随时间改变的误差项，εit～idd（0，σ2）；μi为个体固定效应；q为模型门限变量，γ为待估门限值，是本文关注的重点参数之一，I（·）为逻辑函数。（二）估计方法考虑到被解释变量的滞后项可能导致模型产生内生性问题，使用OLS法估计模型参数存在偏差，借鉴Anja Baum等（2013）、Dang等（2012）和Stephanie Kremer等（2013）的相关研究[24-26]，将时间序列门限模型建模方法和动态面板门限的GMM估计结合起来，并采用网格搜索法来获取门限值，利用差分广义矩方法来估计模型参数，以避免误差项的序列相关导致的内生性问题。具体分三个步骤：第一步，估计门限值。首先，对门限变量进行从小到大逐一排序，然后，将两端的数值去掉，在分位数5%～95%之间取样本进行门限搜索。给定门限值，先把内生变量对所有工具变量进行回归，得到其估计值，再用估计值代替内生变量重新估计模型，获得模型的残差平方和S（γ）。在门限变量的取值区间内搜索S（γ）的最小值，并以此最小值为门限值的估计值，即=arg min Sn（γ）。第二步，确定门限值后，进行Wald统计量检验。Wald统计量检验是用来检验单个解释变量和模型总体门限效应的显著性，原假设为H0：Rβ=0，其中，R=[1，-1]。若拒绝原假设，则说明金融改革水平对收入不平等存在门限效应。Wald统计量定义为：W（）={R（）}′{RVar∧（（））R′}-1{R（）}（2）由于Wald统计量分布未知，借鉴Hansen（1999）[27]使用的自助抽样法来获得Wald统计量的渐进分布，从而检测变量门限效应的显著性。最后，依据变量门限效应检验结果，确定最终回归模型，再运用面板数据的两步差分广义矩法来重新估计模型，得到各解释变量的系数估计值。（三）指标说明与数据来源1.基尼系数①。本文的重点是考察金融改革对收入不平等的影响，作为收入不平等的衡量指标基尼系数成为研究的关键环节。采用的基尼系数的数据来自于the Standardized World Income Inequality Database Version 4.0。2.金融改革指数。本文采用的金融改革指标来自Abiad et a1.（2008）建立的金融改革数据库[28]，其计算的金融改革指数涵盖金融改革涉及的信贷控制、利率控制、金融市场准入壁垒、银行监管、银行私有化程度、资本开放程度和证券市场等7个方面，能够比较全面反映各地区的金融改革情况②。他们对金融改革的7个方面分别进行评分，分数控制在0～3之间，而后将7个方面的评分进行算术平均得出金融改革综合指标，并将金融改革变量标准化在（0，1）之间，分数越接近1表示金融改革成效显著，金融抑制程度低；反之，分数越趋于0表示金融改革成效不显著，金融抑制程度高，其中1表示完全金融自由，0表示为完全金融抑制。3.控制变量。（1）政府财政支出（GB）。使用政府财政支出占GDP比重来表示一国或地区对经济活动的干预程度包括对商品和服务的购买与消费，但不包括国防、军事支出。政府支出通常投资于使私人投资受益的公共基础设施，尤其使富人会更加富有。同时，政府支出还包括降低收入不平等的政府转移支付。（2）消费者物价指数（CPI）。是衡量通货膨胀的主要指标之一，如果消费者物价指数升幅过大，表明通货膨胀已经成为经济不稳定和收入不平等的因素。已有实证研究显示，通货膨胀与收入不平等之间存在正相关关系（Al-Marhubi Fahim，2000）[29]。相对穷人，富人可利用更多的金融工具缓解通胀冲击。（3）经济发展水平（GDP）。以人均国民生产总值增长率来衡量一国或地区经济发展水平。人均国民生产总值增长变化对收入不平等的影响更为复杂，但长期表现人均国民生产总值有助于降低收入不平等，预期符号为负。（4）社会抚养比（AD）。是被抚养人口（15岁以下或64岁以上人口）与劳动年龄人口（15～64岁人口）之比，数据体现为每百名劳动年龄人口中被抚养人口所占的比例。因此，抚养比值越高，家庭负担越重，可能会增加一国的收入不平等。（5）教育支出（EU）。使用教育支出总额占GDP的比例来衡量对人力资本的投资。更多的教育投入意味着投资于人力资本更多，人力资本的提升会提高人们的生产效率，特别是低收入者的劳动生产率，从而使他们能够获得更好的工资待遇。表1列出了主要变量的描述性统计指标。这里收集了包括中国在内55个新兴市场国家和地区1981～2005年的非平衡面板数据，共计1060个观测值，其研究范围覆盖欧洲、亚洲、美洲和非洲。其中，包括12个欧洲国家、15个南美国家、11个非洲国家、16个亚洲国家（地区）。四、实证及其结果分析首先，将金融发展水平按照从小到大顺序排列，去除两端5%的数值，以保证每个区制至少包含5%的数据。排序后的数据依次作为门限值进行回归估计，遵循Arellano and Bover（1995）[31]的研究，使用内生变量的滞后项作为工具变量进行2OLS回归，最小残差平方和所对应的数值即为门限估计值。然后，构建Wald统计量进行门限效应检验。通过1000次自助抽样，得到统计量的显著性水平。相关统计结果见表2③。检验结果表明金融融改革对收入不平等影响存在门限效应，门限估计值为0.6310，模型门限效应非常显著，以该门限值为标准可分为不同的区制。单变量检验结果表明：金融改革水平、人均GDP增长率和社会抚养比门限效应显著，系数估计值的区制依赖性较明显；而其他解释变量的门限效应不显著，系数估计值具有区制独立性。根据检验结果，使用两步差分广义矩法重新估计模型，估计结果见表3。由动态面板门限模型估计结果可知：以金融改革为模型门限变量，以门限估计值0.6310为界将样本划分为两个区制，不同区制下金融改革对收入不平等影响明显不同。金融改革系数的符号在低于门限值0.6310时显著为正，金融改革与收入不平等是正相关的，金融改革加深会扩大居民收入差距，增加收入不平等程度；而在高于门限值0.6310时显著为负，金融改革与收入不平等是负相关的，金融改革深化会缩小居民收入差距，降低不平等程度，但是金融改革对居民收入差距影响强度明显弱于低金融改革区制。该结果同时印证了前文的理论模型研究结论：在早期阶段，金融改革会恶化收入分配差距，但越过拐点后，随着金融发展的深化与成熟，收入差距逐渐缩小。此外，从时间角度分析，落入高金融改革水平区制的样本随着时间的发展而增多（如表4所示）。1987～1990，只有1～3个新兴市场的金融改革水平超过门限值，这主要是由于本文选取非平衡面板数据而造成的；而到1995已有15个新兴市场的金融改革水平越过门限值，2004这个数值更是达到43，近80%的新兴市场国家金融改革对缩小收入不平等已经发挥正向效应。表明目前新兴市场的金融改革与收入不平等的关系正处于倒U型曲线的转变期，为此，各新兴市场国家仍必须根据自身金融改革所处的不同阶段继续深化，发挥其对缓解收入分配不均的积极作用。

从地区角度分析，55个新兴市场中，金融改革水平越过门限值的年份数基本上集中在10年（7个新兴市场）和9年（5个新兴市场），最少的为2年和最多的为20年。具体就各新兴市场每年的金融改革水平超过门限值的年分数而言，非洲6个新兴市场国家超过了9年，欧洲多于9年的国家有7个，亚洲新兴市场中金融改革水平超过门限值的个数为6，而美洲有9个国家超过了9年。尽管各洲新兴市场国家或地区金融发展水平差异很大，但总体呈现出上升的趋势。社会抚养比和人均国民生产总值增长率的系数符号在两区制下没有发生变化，但数值有明显差异，且均比较显著。社会抚养比的系数符号为正，抚养比的系数由低于门限的0.0543增加为高于门限时的0.1020，社会抚养人口的增加会加重家庭生活负担，尤其对贫困家庭影响更大，直接加剧了居民收入不平等。GDP的系数符号均显著为负，表明经济增长对缩小收入差距有显著的促进作用，经济增长是消除收入差距的主要手段。收入不平等滞后项的系数符号显著为正，说明基尼系数存在一定的时滞效应，上一期的收入不平等状况会影响到当期收入分配。教育支出的系数符号为负且显著，国家教育支出的增加会促进穷人人力资本的积累、生产效率和工资的提高致使收入差距的缩小。财政支出对基尼系数的影响系数显著为负，通过金融改革政府支出也能使穷人受益，再加上政府的转移性支出，因此，政府支出表现出有利于收入差距缩小。消费者物价指数系数符号显著为负，说明通货膨胀是有利于缩小收入不平等。五、结论与政策建议以上构建了内生门限的金融改革与收入不平等理论模型，并基于55个国家非平衡面板数据，以金融改革为门限变量，应用动态面板数据门限模型，考察金融改革与收入不平等之间的非线性效应。研究发现金融改革与收入不平等之间的关系存在非线性门限效应，金融改革的门限值约为0.6310。这意味着金融改革对收入不平等的影响取决于自身金融改革水平的高低。当金融改革水平处在低于门限值时，金融改革对收入不平等的影响为正；当金融改革水平处在高于门限值时，金融改革对收入不平等的影响为负。因此，为缩小居民收入差距，必须推动金融体制的改革和重构，保持超过门限值的最低金融改革水平。放松金融约束以促进金融市场的充分发展，降低低收入者参与金融市场的门槛，使其获得更多的金融服务以增加其人力资本投资，从而提高工资水平和改善收入分配状况。在对金融风险可控的前提下，逐步稳妥地推进利率市场化，促进资金的合理流动，加大针对低收入者和小微企业的政策支持力度，创新其融资渠道。同时，完善银行业信贷结构和资本市场结构，发展多层次的资本市场，降低投资门槛。 注释：①基尼系数是比例数值，处在0～1之间，是国际上用来综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标，其数值越大预示着国家的收入差距更大；同时基尼系数的降低可能反映为低收入者收入的增加或者高收入阶层收入的减少。②由于一国的金融改革涉及金融发展指标的多个方面，如果仅采用其中单一的指标来衡量，则很难全面、准确反映一国或地区的金融改革的实际情况。③本文同样检验了以初始不平等和其他控制变量为门限变量的门限效应，均未发现金融改革对收入不平等的非线性作用，限于篇幅没有列出相关检验结果。参考文献：[1]Solt， Frederick.Standardizing the world income inequality database[J]. 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