中国金融发展与收入分配贫困关系的经验分析

1、中国金融发展与收入分配、贫困关系的经验分析基于动态面板数据的研究苏基溶1 廖进中2内容摘要：本文利用2001 2007年中国省际面板数据, 运用系统的广义矩( GMM) 估计方法, 研究金融发展对收入分配和贫困的影响。结果发现, 中国的金融发展更有利于贫困家庭收入水平的提高, 减少收入分配不平等。贫困家庭的收入增长大约有31 %可以归因于金融发展的收入分配效应, 而剩下的69 %是由于金融发展的增长效应致。另外, 没有证据表明金融发展与收入分配存在倒U 型关系。在非农业比重高的省份,金融发展会加剧贫富差距。关键词金融发展；收入分配；相对贫困怎样减少收入分配不平等与贫困一直是理论和政策研究的热点

2、问题。缓解市场摩擦的金融部门改革不仅能促进经济增长, 减少收入不平等, 还能避免重新分配收入和其他资源所带来的、潜在的激励问题(Demirguc - Kunt&Levine ,20091) 。因此,许多学者开始研究金融的扶贫作用。本文探讨了金融发展对中国收入分配和贫困的影响, 检验了中国的金融改革是否对穷人更有利。一、文献综述金融发展可以通过两种渠道影响贫困家庭: 经济增长和收入分配的变化(Beck et al . , 20072 (27-49) ) , 即金融发展的增长效应和分配效应。尽管有大量的文献发现金融发展促进了经济增长(Levine , 20053 ) , 但是对金融发展与收

3、入分配的关系还不确定。虽然经济增长能减少贫困, 但是, 如果金融发展加剧了收入分配的不平等, 这种分配效应会减弱, 甚至抵消金融的扶贫作用。因此, 金融发展对贫困的影响关键在于其分配效应。已有文献主要通过两种途径来描述金融发展对收入分配不平等的响机制:一是贫困家庭和中小企业直接参与金融活动, 通过影响家庭的教育决策和投资机会, 金融发展对缩小收入分配差距产生了直接影响；二是金融发展通过增加对非熟练劳动力的需求, 提高了工资报酬率, 从而对不平等产生了间接影响。金融发展影响家庭的教育决策。在高度发达的金融市场, 由于个人能通过信贷市场为教育融资, 人力资本积累仅与个人能力有关。然而, 存在信息不

4、对称和交易成本的信贷市场是不完全的。由于贫困家庭没有可以抵押的物品作担保, 不能为其子女的教育融资, 阻碍了其人力资本的积累(Galor&Zeira , 1993 ;4 (34-52)Ranjan , 20005 (347-367) ) 。金融发展可以影响投资机会。当金融发展水平较低时, 由于存在逆向选择和道德风险的问题,潜在生产者的投资机会受制于其拥有的财富(McKenzie&Woodr -uff , 20066 (3-42) ) 。富人可以用财产作抵押, 从金融机构贷款。而穷人即使有好的项目, 但是苦于不能从正规的金融市场得到融资支持, 无法实现创业的梦想。融资环境的改善,

5、 可以帮助那些贫困但是具有才能和创业激情的人获得资金,创办企业或是扩大企业规模。Beck、Demirguc - Kunt 、Laeven 和Levine(2008) 7 (1379 - 1405) 与Beck、Demirguc - Kunt 和Maksimovic (2005) 8 (137 - 177) 分别利用跨国的产业和企业层面数据,发现金融发展对面临严重信贷约束的小企业更有利。金融发展还可以通过劳动力市场, 来影响收入分配。金融发展改善了资本配置效率, 增加了对劳动力的需求。因此, 即使不能直接提高穷人利用金融服务的机会, 金融发展也能通过为穷人提供更多的就业机会减少收入差距。然而,

6、这种间接效应到底是加剧还是减轻了不平等, 关键在于金融发展是增加了对低技术工人还是高技术工人的需求。Beck、Levine 和Levkov (2007) 9 考察了美国银行业放松管制对不平等的影响及其机制。他们强调放松金融管制主要通过增加对非熟练工人需求增加, 减少了收入分配不平等。近来,国内一些文献讨论了中国的金融发展与收入分配(章奇等, 2004 ;10姚耀军, 2005 ;11杨俊等, 200612) 和贫困(杨俊等, 200813) 的关系。这些研究得到的结论基本相同: 中国的金融发展扩大了收入分配差距, 扶贫作用有限。本文与这些文献相比有两个重要区别: 一是现有文献都是用时间序列数据

7、, 没有考虑到变量之间的内生性问题。本文采用系统的GMM 估计方法, 避免了估计中的内生性偏差。二是本文比较了金融发展影响贫困家庭收入的两条途径: 经济增长和收入分配。即使金融对收入分配不利, 但是考虑到增长效应, 金融发展对穷人收入的影响是不确定的。二、模型设定、变量和估计方法(一) 理论与模型设定关于金融发展对收入分配的影响, 主要存在以下几种观点: 一种观点认为金融发展提高了增长率, 减少了不平等。信贷约束的放松主要对穷人有利, 而对富人影响不显著。金融发展通过提高资本配置效率, 加速经济增长, 放松信贷约束, 减少收入不平等, 使得穷人受益; 另一种观点则认为金融发展加强了收入分配的不

8、平等。金融发展可能更有利于富人的原因是, 金融市场主要引导资金流向富人和拥有良好关系网络的人, 因为他们能提供担保品, 违约的风险更小(Clarke et al.200614 (578-596) ) 。还有一些学者提出金融与收入分配的关系是非线性的。Greenwood 和Jo2vanovic (1990) 15 (1076-1107) 认为金融发展对收入分配的影响是倒U型的。Kuznets认为非农部门的收入分配差距大于农业部门的收入差距,Clarkeetal .(2006) 14在此基础上提出了一个扩展的Kuznets假说, 如果金融发展使得进入非农部门更加容易, 收入分配不平等将会加强。为了

9、检验金融发展对收入分配和贫困的影响, 本文利用中国21个省2001 -2007 年的面板数据, 探讨中国的金融改革是否使得穷人受益。考虑一组类似Beck et al . (2007) 2的动态方程:考察金融发展对收入分配和贫困影响的基本方程式yi,t=1yi,t-1 +2FDi,t+Xi,t+i+t +i,t (1)检验金融发展与收入分配倒U 型关系的回归方程式yi,t=1yi,t-1+2FDi ,t+3FD2i,t +Xi,t +i +t +i,t (2)检验Kuznets 产业结构假说的回归方程式yi,t =1yi,t-1 +2FDi,t +3FDi,t×Sectori,t+Xi

10、,t+i+t+i,t (3)其中, y是基尼系数对数值, 或者是收入最低的五分之一人口收入比重的对数值; FD 表示金融发展水平; Sector 表示非农产业的产出比重; X 表示其他控制变量, 具体来说包括: 国有化比率(SOE) 、人均GDP 及其平方项、贸易开放度(Open) 、城市化率(Urban) 、政府支出( GOV) 以及通货膨胀率( INF) 。是无法观测的地区效应。指仅随时间变化的影响因素,是误差项,服从通常的假设。下标i和t分别代表地区和时间。(二) 变量以及数据来源本文用银行非国有企业贷款与GDP 之比来度量中国各省的金融发展水平。由于各省的银行非国有企业贷款数据无法获取

11、, 本文参考张军和金煜(2005) 16 的方法处理数据。各省全部金融机构信贷总量数据来自于中国金融年鉴, 各省GDP的数据来自各省统计年鉴。收入不平等有多种度量手段, 国内最常用的指标是基尼系数。考虑到数据在各省区之间的可比性, 本文计算了各省城镇居民的基尼系数, 并参考了鲁晓东(2008)17设计的一个简单的非等分组计算方法。对于贫困的度量, 本文参考Becket al.(2007) 2的一个简单方法, 用收入最低的五分之一人口的收入占总收入的比重来度量相对贫困。各省城镇居民家庭收入数据来自于各省统计年鉴。国有经济比重用国有企业的工业产值与整个省的工业总产值之比来度量; 开放度用进出口总额

12、/GDP度量；城镇化水平用城镇人口与总人口的比重来度量;政府支出政策用政府支出/GDP 来表示; 通货膨胀率用CPI衡量； 经济发展水平用人均GDP来表示。以上这些变量都来自于各省统计年鉴。(三) 估计方法考虑到上面三个回归方程是动态面板模型,并且金融发展水平可能受收入分配的影响而产生内生性的问题, 本文拟采用Blundell和Bond(1998)18(115-143) 提出来的系统GMM估计方法。GMM估计量的一致性依赖于工具变量的有效性,为此,我们采用Blundell 和Bond (1998)18建议的两项检验:第一项为检验过度识别的Hansen检验; 第二项检验误差项不是序列相关的假设有

13、效性。如果两个检验的原假设都没有被拒绝,说明模型选择的工具变量是有效的。三、实证结果及分析(一) 金融发展与收入分配我们首先考察金融发展影响收入分配的实证检验。表1的回归结果表明: 在样本期间内, 金融发展显著地减少了收入分配的不平等, 这个结果与国内以往的研究相反(姚耀军,2005；11杨俊等,200612 ) , 但与一些跨国研究的结论一致(Clarke et al . , 2006；14 Beck et al.,20072)。伴随着上世纪90 年代中期以来的金融改革, 国家陆续出台了一系列针对贫困家庭和中小企业的信贷支持政策, 改善了贫困家庭和中小企业所面临的融资环境, 有利于贫困家庭收

14、入水平的提高,减少了收入不平等。模型三检验了Greenwood和Jovanovic(1990)15关于金融发展收入分配的倒U型假说, 结果表明金融发展的平方项不显著, 不支持倒U 型的假设。模型四检验了扩展的Kuznets产业结构假说。与理论预期一样, 代表经济结构的变量与金融发展的交叉项在5%的显著性水平下与基尼系数的增长率正向相关, 表明在非农产业产出比重高的省份, 金融发展扩大了收入分配差距。模型二检验了经济发展水平与收入分配的倒U型假说,将代表经济发展水平的人均实际GDP的一次项与二次项同时纳入模型二, 但是回归结果不显著,经济发展与收入分配之间的倒U 型关系未得到印证; 国有化比率的

15、系数显著为负, 由于收入分配机制的限制, 国有经济部门比重越大的省份, 其收入分配越平均; 经济开放度越高, 收入分配差距就越大, 这表明国家的贸易支持政策对富人更有利; 城市化水平也倾向于扩大收入分配差距, 城市的新移民在低工资的非正式部门就业, 加重了城市贫困的问题; 政府的支出政策偏向于对富人有利的支出项目, 扩大了收入分配差距。表2 报告了金融发展对贫困家庭相对收入影响的实证结果。回归结果表明:金融部门发展更有利于贫困家庭收入水平的提高。考虑到金融发展与贫困之间可能存在非线性关系, 我们把金融发展变量的二次项纳入模型六, 回归结果表明二次项的系数不显著, 金融发展对贫困家庭收入是线性的

16、、正的影响。另外,考虑到经济结构的影响, 把金融发展与经济结构的交叉项纳入到模型七, 结果表明非农产业比重较高的省份,其金融发展降低了贫困家庭的收入增长率。最贫困家庭的收入增长可以分为人均收入增长(增长效应) 和最贫困家庭收入比重的增长(分配效应)。模型八是对实际人均GDP 增长率做的回归, 金融发展对经济增长产生了显著的、正的影响, 这个结果与大量关于金融与增长关系文献的结论一致(Levine ,20053) 。为了比较金融发展的增长效应和分配效应, 我们比较模型五和模型八中金融发展的系数, 金融发展影响最贫困家庭相对收入的系数为0.151 ,而影响实际人均GDP的系数为0.334 ,这表明

17、金融发展对贫困人口收入增长有大约31%归因于其收入分配效应,而剩下的69%是由于金融发展的增长效应。四、结论尽管大量文献表明金融发展提高了人均GDP的增长率, 但是这并不意味着金融对贫困家庭有利。如果金融发展仅仅是通过提高富人的收入来提高总的增长率, 贫富差距将会加剧, 金融发展对低收入者没有帮助, 甚至使其处境更加恶化。本文运用系统的GMM估计方法对中国的金融发展与收入分配和贫困的关系进行研究。回归结果发现: 金融发展更有利于提高贫困家庭的收入。金融发展使得贫困家庭收入的增长率快于人均GDP的增长率, 从而降低了收入不平等。贫困家庭的收入增长有大约31 %归因于金融发展的分配效应, 而剩下的

18、69 %可以用金融发展的增长效应解释。另外, 我们的研究结果没有发现支持金融发展与收入分配倒U 型假说的证据, 但是证实了扩展的Kuznets假说:非农产业比重高的省份, 金融发展扩大了收入分配差距, 并降低了贫困家庭相对收入的增长率。本文从总体上对中国的金融发展与收入分配和贫困的关系进行了检验, 然而, 不同的金融政策可能对低收入分配产生不同的影响, 因此, 更细致的研究应该是专门针对某些具体的金融改革政策, 比如对美国放松银行管制效果的分析。另外,以后的研究也可以从金融影响贫困家庭收入的机制入手, 比如金融发展对贫困家庭教育决策、工资歧视、中小企业融资、新企业进入率以及对非熟练劳动力的需求

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