中国收入差距与金融发展关系的实证分析.docx
《中国收入差距与金融发展关系的实证分析.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《中国收入差距与金融发展关系的实证分析.docx（18页珍藏版）》请在冰豆网上搜索。
中国收入差距与金融发展关系的实证分析
宏观经济学计量经济学
中国收入差距与金融发展关系的实证分析
沈坤荣方文全
（南京大学商学院经济系，江苏南京210093）
摘要：
本文利用中国1978-2003年的数据，实证检验了金融发展与收入分配差距的关系，发现中国的收入差距与金融发展存在密切的相关关系，倾向于服从库兹涅茨倒U形曲线。
金融发展通过融资支持扩大产业部门的规模，提高生产效率，扩大了收入分配差距。
在现阶段，收入差距较大并呈扩大趋势的现象可能长期存在。
关键词：
基尼系数金融发展库兹涅茨假说收入差距
EmpiricalAnalysisonIncomeInequalityandFinancialDevelopmentinChina
Abstract:
ThispaperempiricallyanalyzedtherelationshipbetweenfinancialdevelopmentandincomeinequalityinChinaduringtheperiodof1978-2003.Wefoundthatasimulatedinverted-UshapecurvepresentedbetweenfinancialdevelopmentandincomeinequalitythatbasedonextendedKuznets’hypothesis.ThedevelopmentoffinancialintermediarywidenedtheincomeinequalitygapwhichmeasuredinGinicoefficient,bywayofimprovingproductivity,ratherthanenlargingscaleofmodernindustries.
KeyWords:
Financialdevelopment,Ginicoefficient,Incomeinequality,Kuznetshypothesis
JELNO:
E44,G20
作者简介：
沈坤荣（1963.08.—），南京大学商学院经济系主任、教授、博士生导师
方文全（1968.11.—），南京大学商学院经济系博士生
联系地址：
南京市汉口路22号：
南京大学商学院经济系邮编：
210093
中国收入差距与金融发展关系的实证分析
引言
改革开放二十多年来，随着经济持续快速增长，居民收入大幅提高、生活水平显著改善，收入差距也呈现扩大趋势，各种收入分配问题日益严重，已经成为影响稳定和改革开放进程的现实课题。
收入分配差距与经济增长的关系密切而复杂，而中国经济的持续快速发展，依赖于金融深化，得益于金融体系的发展和金融部门的持续扩张。
那么，收入分配差距与金融发展之间必然存在深刻的内在联系，作为理论前沿课题和现实课题，需要进行深入探讨。
本文将对中国1979-2003年的经验数据进行实证分析，检验金融发展与收入分配的关系，验证理论假说，揭示其内在作用机制，为研究收入分配和金融发展问题提供一种新的思路。
本文余下的内容是这样安排的：
第一部分是文献综述，第二部分是研究方法与数据，第三部分是实证分析，最后是结论。
一、文献综述
在有关收入分配问题的理论研究中，库兹涅茨假说是其中最著名的命题（Kuznets,1955）。
库兹涅茨认为，一个国家经济发展过程中，按照经济增长水平的高低划分为不同阶段，早期经济高速增长，收入分配差距迅速扩大；中间一个时期经济增长速度稳定，收入差距随之保持稳定；后期经济进入成熟阶段，增长水平放慢，收入不平等缩小；即收入差距与经济增长的关系服从倒U形曲线。
这个假说提出以来，引发了长久的激烈争论，产生许多理论和经验研究成果，不断深化人们对收入分配问题认识（参见Sala-I-Martin,2003）。
同时，相关领域的理论进展，使理论界对这个问题的研究视野不断扩大，思考更加深入和广泛。
自从Goldsmith（1969）、McKinnon（1973）和Shaw（1973）共同创立金融发展理论以来，经济学理论界逐渐认识到，金融体系能够在动员储蓄、配置资本、分散风险、揭示信息、便利交易和激励管理人员等宏观和微观层面上发挥积极作用，金融中介体系的发展对经济增长具有显著的正向作用（参见Levine,2004,一个最新的全面综述文献）。
那么，收入分配与金融发展之间，也存在着深刻的内在联系。
针对这个问题，GreenwoodandJavanovic（GJ,1990）开创性地建立了一个动态模型，规范化地讨论了经济增长、金融发展和收入分配三者之间的关系，证明在经济发展初期，收入分配不平等状况会加剧；而在长期，随着经济增长和金融中介发展，收入差距逐渐缩小，直至收敛到平等水平；即金融发展和收入分配的关系服从倒U型的轨迹。
因此，GJ模型是库兹涅茨假说的一种扩展形式。
另外，AghionandBolton（1997）、Piketty（1997）、Matsuyama（2000）等从不同的角度分析了金融部门发展与收入分配的演化过程。
他们认为，金融发展水平较低的经济中，生产效率也比较低下，因此存在财富不平等现象；而到了金融市场有效和生产率水平比较高的阶段，收入分配状况逐渐收敛于稳定的平等状态。
TownsendandUeda（2003）在GJ模型的基础上进行简化和改进，以更统一的动态模型讨论金融深化对收入分配的影响及其动态演化路径，论证金融发展与收入差距的关系遵循库兹涅茨曲线。
这些理论模型拓展了收入分配与金融发展关系的研究空间，为该领域提供了基本的分析框架。
对于收入差距与金融发展之间的作用机制，Murphy,ShleiferandVishny（MSV,1988）从经济增长的市场规模和产业升级角度考察了收入不平等，认为随着传统农业部门萎缩，劳动力转移到现代产业部门，收入差距将加大直到完成工业化。
BanerjeeandNewman（1993）将其概括为收入差距的产业发展效应。
AghionandBolton（1997）、Piketty（1997）进一步指出，不同产业部门的生产效率差异是金融发展与收入差距之间存在紧密联系的内在基础。
GalorandZeira（1993）分析认为，由于金融结构不完善，利用金融中介的成本将会比较高昂，穷人无法支付这一成本而不能得到金融支持，而富人则会更加方便地取得融资，从而金融抑制状态阻碍了收入差距的改善；在这个意义上金融部门的发展能够减少贫困，缩小收入差距。
GaytanandRanciere（2004）则认为这是财富效应的一种表现形式。
Benabou（1996）、ShankhaandRay（2003）引入了委托－代理因素进行分析认为，由于存在融资约束和道德风险，金融深化和金融结构的演进由财富分配状况所决定，公平的初始分配条件有利于促进金融发展；如果严重的收入不平等状况持续存在，则金融中介会长期处于压抑状态。
同时，金融部门的发展还依赖于工业化的途径，产业部门循序渐进地进行规模扩大和结构升级，有利于金融部门的发展。
对于这些理论观点，Benabou（1996）、Li,SquireandZou（LSZ,1998）较早提供了金融深化与收入不平等之间存在相关关系的经验证据。
JalilianandKirkpatrick（2001）研究了发展中国家的经验，认为金融部门的扩展能够促进经济增长，从而有效地消除贫困。
Honohan（2003）、Motonishi（2004）观察检验了一些新兴和转轨经济中金融发展与贫困程度的关系，证实金融发展与降低不平等存在显著的正向关系。
IyigunandOwen（2004）通过比较发达国家与发展中国家后发现，金融发展、收入分配和短期经济波动之间也呈现出库兹涅茨效应特征。
而Clark,XuandZou（CXZ,2003）对1960-1995年间91个国家的Panel数据进行实证分析表明，收入差距随着金融中介的发展而缩小，表明金融发展与收入不平等之间并不存在倒U形关系。
章奇等（2003）运用CXZ（2002）的方法对中国省际跨地区数据进行实证分析，指出中国的金融结构对不同地区的城乡收入差别有着决定性的影响，金融发展会显著降低收入分配不平等；但是中国的实际情况有别于理论假定，不支持GJ模型的倒U形路径假说。
Beck,Demirguc-KuntandLevine（BDL,2004）利用跨国数据检验了金融发展与收入差距和贫困水平的关系，认为金融发展促进了增长，并降低了贫困水平，缩小了贫富差距。
他们新近的研究（BDL,2005）还考察了中小企业在经济增长、金融发展和消除贫困、降低收入差距中的作用，45个国家的证据表明中小企业有力地促进了经济增长，不过对贫困和收入不平等还缺乏有效的积极影响。
另外，TownsendandUeda（2003）在改进的GJ模型的基础上进行计量分析，讨论发展中国家的金融深化对收入分配的影响及其动态演化路径。
他们经过模拟检验后认为，收入分配与金融发展的关系路径处于动态演化过程之中，一般的线性回归分析并不能够正确揭示收入差距、金融发展和经济增长之间复杂的内在联系，需要采用非线性和非平稳的动态规划方法进行实证研究。
而有些文献还是采用一般的回归分析方法，如BDL（2004,2005）采用DollarandKraay（2002）的线性模型进行回归分析。
由于这种实证方法早先被指出可能并不可靠（robust），因此研究结果还在讨论之中。
实际上，在国内相关的文献中，万广华（2004）关于转型经济中的收入差距与经济增长的研究，就讨论了不同计量模型的研究对象与应用条件，其结论具有很好的参考价值。
二、研究方法、变量指标与数据
1、理论分析与方法
GJ模型为金融发展与收入分配的关系建立了基本的分析框架。
可以看到，金融发展对收入分配的影响应该从两个方面来分析。
一是金融发展直接动员产业资本投入，促进现代产业规模扩张，吸收转移了大量低收入人口，降低社会整体的平均贫困水平，但同时加大现代产业与传统农业部门的收入差距。
二是随着金融结构向更高阶段发展，产业部门的生产效率逐步提高，相应地改善了收入不平等状况。
对于中国这样一个经济发展水平和人均收入水平都比较低的发展中经济，有一些特殊的因素需要考虑。
由于长期存在二元结构，中国的低收入人群比重非常高，主要分布在农村地区，从事第一产业的生产，生产效率提高缓慢，人口就业转移过程漫长，20多年的经济发展并未彻底改变这种格局。
与此同时，第二产业长期占据主要地位，第三产业的发展没有突破性的进展。
因此，金融中介和其他产业部门的发展，对收入差距的影响将更加复杂，扩展的库兹涅茨效应可能发生变化。
首先，低收入人群的比重过高，金融中介与现代产业部门的扩张，短期内不可能彻底改变低收入人群的比重及其收入和财产分配状况；第二，二元结构提供“无穷”的劳动力要素供给，主要转移到扩张最快的低端制造业和服务业，这些劳动力要素价格和收入水平不会大幅度提高，收入差距可能拉大；第三，由于向现代产业部门转移劳动力的人力资本积累较低，平均生产效率提高缓慢，高端产业部门发展也比较平稳，收入水平分配差距又可能不会有显著的变化。
图1产业部门规模图2产业部门生产率
可见，对于中国来说，收入分配与金融发展的关系路径处于动态演化过程之中，一般的线性回归分析可能无法正确揭示收入不平等与金融发展之间复杂的内在联系，需要采用非线性、非平稳的方法进行实证研究。
2、计量方程、变量指标与数据
按照GJ模型和MSV（1988）的分析框架和思路，本文将采用CXZ模型（2003）的基本形式和主要解释变量，实证研究中国改革开放以来的时间序列数据，检验中国的收入差距与金融发展和经济增长的关系，验证是否存在库兹涅茨效应。
为了方便使用，本文重写了CXZ方程形式：
（1）
在方程
（1）中，
为金融发展指标，其二次项
保证了计量方程的非线性形式。
根据库兹涅茨倒U形假说，有参数约束：
，
，
。
因变量
，为基尼系数的对数值，作为衡量中国收入差距的指标。
关中国的收入差距与基尼系数的问题，理论界存在不同的观点（参见陈宗胜（2002）、李实和岳希明（2004）、徐宽（2003）等）。
首先，在经济处于明显的二元结构的情况下，中国的城乡之间和城乡内部的收入差距存在显著的不同，能否计算统一的基尼系数作为衡量标准。
第二，如何准确计算基尼系数。
这个经验指标的准确测量，理论上需要知道所有研究对象的全部收入情况，而这是难以实现的；目前只能在人口抽样调查的基础上模拟近似计算，所以不同的文献反映出来的基尼系数差别很大，直接影响了对中国当前收入不平等状态和趋势的判断（参见WIID（2005）所列举的不同计算结果）。
使用基尼系数作为衡量中国收入差距的指标，首先，这反映了整体的收入分配差距。
在存在二元结构的背景下，分别讨论城市和农村、各地区之间的收入差距是必要的，但仍然需要从整体上考察居民的贫富差距，基尼系数所反映更能够体现的收入不平等状况的水平和趋势。
其次，采用基尼系数指标，便于在国际上按照相同的指标进行横向比较分析。
基尼系数的准确计算非常复杂，不同的研究文献使用不同的方法，得到的结果差异甚大。
本文采用的数据自来权威的世界银行《世界收入不平等数据库（WIID）》最新修订版WIID2（Beta），参考胡祖光（2004）的简易方法对其中多种口径的数值进行检验甄别，并计算出最近3年的基尼系数值，形成中国1978－2003年的基尼系数序列。
正如学术界已经达成的共识，中国的收入差距有着扩大的趋势（见图1）。
图3中国基尼系数
解释变量
，为金融发展指标。
金融发展指标的二次项
保证了方程的非线性形式，根据库兹涅兹倒U形假说，有参数约束：
，
，
。
本文根据BDL（1999）定义，以私人部门信贷率，即金融机构主要是银行部门贷款总额占GDP的比例，代表金融中介的发展水平。
为产业部门的发展指标，其指标为第二与第三产业的增加值与GDP的比值。
对于控制变量
，针对时间序列研究的特点，本文选择如下的变量：
为政府转移支付与GDP的比率，转移支付为政府财政支出中的支农支出和福利支出之和。
一般认为，政府对低收入人群的福利性转移支付可以降低收入差距。
，为进出口总额与GDP的比值，代表经济开放度。
，为消费物价指数，表示通货膨胀，代表宏观经济环境。
为残差。
除基尼系数数据外，本文其他数据均来自历年《中国统计年鉴》并计算整理。
三、实证分析
本文使用非线性最小二乘法估算了包含不同控制变量的回归方程形式，具体结果见表2。
表2
（1）
（2）
（3）
（4）
（5）
C
1.9602***
（13.1037）
1.6529***
（6.8655）
1.9599***
（4.1905）
1.9710***
（4.4442）
1.9915***
（4.4405）
FD
0.0302***
（8.7080）
0.0273***
（7.1788）
0.0217**
（2.6171）
0.0259***
（3.1640）
0.0263***
（3.1800）
FD2
-0.00013***
（-6.8947）
-0.00012***
（-6.5506）
-9.75E-05**
（-2.4550）
-0.00012***
（-3.0599）
-0.00012***
（-2.9512）
SD
0.0065
（1.5975）
0.0066
（1.6108）
0.0017（0.3573）
0.0008
（0.1567）
GOVT
-0.0239
（-0.7681）
0.0049
（0.1463）
0.0082
（0.8117）
OPEN
0.0049*
（1.8322）
0.0040
（1.3659）
CPI
0.0019
（0.7899）
R2
0.9102
0.9195
0.9217
0.9330
0.9351
注：
***,**,*分别表示在1%，5%和10%置信水平上显著；括号内数值为t统计量（下同）。
影估算结果显示，首先，计量模型的解释变量系数估计，都有：
，
和
，符合理论假说设定的参数约束，并且在统计上都非常显著，保证了计量方程的倒U形曲线形式。
其次，金融发展指标变量在模型中的估算系数显著异于0，表明中国收入差距确实与金融发展指标密切相关；其中与金融发展指标
呈正相关关系，与金融指标发展二次项
呈负相关关系，在统计上都非常显著，这表明中国收入差距与金融发展的关系，遵循倒U形曲线路径，符合库兹涅茨假说。
第三，除了金融发展指标，经济发展所造成的产业结构变化，对收入差距的影响并不显著。
第四，在回归方程中增加控制变量，并不能提高方程的解释能力。
尤其值得注意的是，包括支农补贴和福利支出的政府转移支付，对收入差距扩大趋势的遏制作用并不显著。
检验1：
库兹涅茨效应：
线性与非线性方程
一些文献认为，收入差距与经济发展的关系，并不遵循库兹涅茨假说；相应地，收入差距与金融发展的关系，也无需以扩展的库兹涅茨效应来解释。
那么对于中国数据，库兹涅茨倒U形曲线是否必要？
需要进一步检验其解释能力。
本文6D检验以下线性回归方程：
（2）
数据序列的统计性描述显示，各变量数据序列并不平稳，因此本文使用AR
（1）模型进行拟合分析，具体结果见表3。
表3线性方程回归估算结果
（1）
（2）
（3）
（4）
（5）
（6）
（7）
C
2.1861***
（4.0310）
2.8125***
（6.5146）
2.9811***
（6.1434）
3.0212***
（6.2499）
3.3684***
（19.7070）
3.3185***
（22.1431）
3.4382***
（29.3445）
FD
-0.0004
（-0.2045）
0.0012
（0.7749）
0.0007
（0.3844）
0.0012
（0.4860）
0.0023
（1.0790）
0.0039***
（3.4986）
0.0031***
（3.2755）
SD
0.0181**
（2.3684）
0.0098
（1.5088）
0.0071
（0.9585）
0.0060
（0.7887）
GOVT
-0.0855***
（-2.8573）
-0.0828**
（-2.7138）
-0.0824**
（-2.5573）
-0.0886***
（-2.9566）
-0.0901***
（-3.4986）
-0.1080***
（-4.3104）
OPEN
0.0027
（0.8278）
0.0023
（0.5229）
0.0030
（0.9009）
CPI
0.0009
（0.2576）
0.0017
（0.5419）
0.0032
（1.2222）
AR
（1）
0.7255***
（5.1250）
0.3196
（1.5075）
0.8238
（1.4732）
0.2860
（1.1667）
0.2174
（0.8814）
0.1621
（0.7067）
0.2432
（1.1785）
R2
0.8956
0.8962
0.8998
0.9001
0.8971
0.8927
0.8851
D-Wstat.
2.1246
1.8667
1.8575
1.8431
1.8582
1.8814
1.9076
回归估算结果显示，线性方程拟合结果并不令人满意，即使增加各种控制变量也比不上非线性方程拟合达到的结果。
表4回归结果比较
Log（Gini）
LinearFunction
NonlinearFunction
C
2.9503***
（41.0953）
1.9602***
（13.1037）
FD
0.0065***
（7.9449）
0.030191***
（8.7080）
FD2
-0.00013***
（-6.8947）
R2
0.7245
0.9102
Loglikelihood
24.54
39.11
Sumsquaredresid
0.2304
0.0751
图2分析结果比较
通过比较回归结果发现，
（1）非线性方程比线性假说更有解释能力。
非线性方程的决定系数R2为0.91，残差平方和为0.075，最大似然值为39；而线性方程的R2系数为0.7，残差平和为0.23，最大似然值为25。
这充分说明，金融发展与收入差距之间的关系遵循倒U形曲线路径。
扩展的库兹涅茨假说更能解释中国改革开放以来的收入差距与金融发展的实际情况。
（2）收入差距与金融发展水平存在显著的正相关，拟合得到的库兹涅茨倒U形曲线并不完整，这可能是库兹涅茨效应的阶段性体现。
尽管许多文献认为，中国的收入差距与经济增长的关系并不遵循库兹涅茨曲线，但是我们的拟合结果显示，收入差距与金融发展、从而与经济增长的关系更倾向于遵循库兹涅茨倒U形曲线路径。
检验2：
产业发展效应：
规模还是效率？
扩展的库兹涅茨假说预期，金融发展通过市场规模和产业结构效应影响收入分配状况。
然而，以上的实证分析结果显示，中国产业结构的演进对收入差距的作用并不显著。
为了更细致地考察各个产业部门的作用，本文对产业发展指标进行分解，分别采用第一、第二和第三产业部门的数据进行检验。
同时，由于现代产业部门中的制造业和服务业对收入差距的影响可能存在差异，我们再考虑对这些产业部门的规模和效率进行比较分析，分别以各个产业部门的劳动力比重和人均增加值指标为工具变量，纳入回归方程进行检验。
具体结果见表5。
表5产业部门结构效应：
规模与效率
（1）
（2）
（3）
（4）
C
-10.3170***
（-3.7370）
-12.3350***
（-4.2889）
2.3842***
（8.7089）
-11.0042***
（-4.1720）
1.8732***
（6.0509）
-12.4697***
（-4.9396）
2.1444***
（14.1731）
-10.6282***
（-4.3856）
FD
5.7472***
（4.5983）
6.5795***
（4.9821）
0.0268***
（7.0633）
6.0058***
（4.9772）
0.0307***
（7.9588）
6.6518***
（5.7987）
0.0158**
（2.4966）
5.7604***
（5.1689）
FD2
-0.6031***
（-4.3704）
-0.7023***
（-4.6568）
-0.00012***
（-6.5635）
-0.6304***
（-4.6884）
-0.00014***
（-6.0932）
-0.7051***
（-5.3582）
-6.89E-05**
（-2.3398）
-0.6159***
（-4.9676）
SD
0.0061
（1.4926）
0.0599*
升级会员 