市場(chǎng)化制度質(zhì)量、金融發(fā)展與收入不平等

王竣鶴，黃小勇

(1.大連外國(guó)語(yǔ)大學(xué) 國(guó)際培訓(xùn)學(xué)院，遼寧 大連 116013；2.江西師范大學(xué) 財(cái)政金融學(xué)院，江西 南昌 330022)

一、引言

收入不平等是發(fā)展和福利經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)主要問(wèn)題，特別是在發(fā)展中國(guó)家，這種不平等常常與較弱的制度質(zhì)量相聯(lián)系。[1]收入不平等與不發(fā)達(dá)的市場(chǎng)和無(wú)效的政府計(jì)劃相結(jié)合，可能成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和福利發(fā)展的巨大障礙。[2]

制度如何影響收入不平等是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題之一，但其影響機(jī)制迄今未得到充分的討論。阿門(mén)多拉、意斯奧和薩沃迦認(rèn)為，制度影響收入分配的所有機(jī)制都與個(gè)人利用其擁有的生產(chǎn)要素、產(chǎn)權(quán)制度、賺取收入和占有收入的能力有關(guān)。[3]以往研究大多認(rèn)為較高的制度質(zhì)量有利于降低收入不平等，較弱的制度質(zhì)量將導(dǎo)致收入不平等程度提高。但是，實(shí)證研究并不總是支持這一結(jié)論。譬如，李、需和鄒認(rèn)為腐敗和收入不平等之間存在倒U型關(guān)系。[4]根據(jù)他們的實(shí)證結(jié)果，當(dāng)腐敗程度低于某一臨界值時(shí)，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(guān)系，當(dāng)腐敗程度下降時(shí)，收入不平等更明顯。因此，制度質(zhì)量如何影響收入不平等仍然值得進(jìn)一步探討。[5]

在中國(guó)，制度變革主要表現(xiàn)為市場(chǎng)化制度的改革與完善。盡管在中國(guó)經(jīng)濟(jì)逐漸市場(chǎng)化之后，出現(xiàn)了GINI系數(shù)擴(kuò)大的現(xiàn)象，對(duì)于市場(chǎng)化進(jìn)程到底是擴(kuò)大還是縮小了中國(guó)的收入不平等，仍存在廣泛爭(zhēng)論。持市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)對(duì)收入不平等具有正向影響觀(guān)點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)打破了計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期“大鍋飯”的分配模式，人的機(jī)會(huì)、能力與關(guān)系等造成了明顯的收入差別。[6，7]相反觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為，改革后中國(guó)收入不平等拉大是政府與市場(chǎng)不協(xié)調(diào)的關(guān)系所致，政府在資源的分配中起著非常重要的作用，而市場(chǎng)在收入的分配方面起著重要的作用，兩個(gè)作用結(jié)合起來(lái)，就出現(xiàn)了收入不平等擴(kuò)大等問(wèn)題。[8]而市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)本身并未拉大收入不平等，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)最大的受益者是普通人，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展最好的地區(qū)、國(guó)有經(jīng)濟(jì)部門(mén)最少的地區(qū)、財(cái)政收入占GDP 比重最低的地區(qū)，是收入不平等最小的地區(qū)。[9]在理論探討的基礎(chǔ)上，一些實(shí)證分析也得出了相互矛盾的結(jié)論，例如，閻大穎認(rèn)為，落后地區(qū)加快市場(chǎng)化進(jìn)程，對(duì)提高本地收入水平，縮小與發(fā)達(dá)地區(qū)差異有顯著促進(jìn)作用[10]；田衛(wèi)民的分析則得出，中國(guó)的市場(chǎng)化進(jìn)程顯著縮小了收入不平等，進(jìn)一步推進(jìn)市場(chǎng)化進(jìn)程是縮小收入不平等的必然要求。[11]

以往研究表明，市場(chǎng)化制度質(zhì)量與收入不平等之間存在復(fù)雜的影響關(guān)系。本文認(rèn)為，以往分析結(jié)果不一致可能源于忽視了兩個(gè)重要問(wèn)題。其一，市場(chǎng)化制度質(zhì)量對(duì)收入不平等可能具有非線(xiàn)性影響。根據(jù)國(guó)際研究的經(jīng)驗(yàn)，制度質(zhì)量對(duì)收入不平等的影響可能存在某一臨界值，使得影響方向發(fā)生轉(zhuǎn)折。這一機(jī)制在中國(guó)的市場(chǎng)化制度進(jìn)程中也可能出現(xiàn)。其二，市場(chǎng)化制度質(zhì)量與其他經(jīng)濟(jì)變量可能對(duì)收入不平等產(chǎn)生交叉影響。諾斯將制度定義為“一個(gè)社會(huì)的游戲規(guī)則”[12]，制度環(huán)境是經(jīng)濟(jì)變量之間影響關(guān)系的重要調(diào)節(jié)變量，市場(chǎng)化制度水平高低，還可能通過(guò)調(diào)節(jié)其他經(jīng)濟(jì)變量對(duì)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(dǎo)致出現(xiàn)矛盾的實(shí)證結(jié)果?；谏鲜稣J(rèn)識(shí)，本文對(duì)兩類(lèi)關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，第一，檢驗(yàn)市場(chǎng)化制度質(zhì)量與收入不平等之間是否存在非線(xiàn)性關(guān)系；第二，檢驗(yàn)市場(chǎng)化制度質(zhì)量如何調(diào)節(jié)金融發(fā)展與收入不平等之間的關(guān)系。在經(jīng)濟(jì)體系中，影響收入不平等的變量很多，如經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通貨膨脹、城鎮(zhèn)化等變量，均已被證明對(duì)收入不平等具有顯著影響，本文選擇金融發(fā)展作為影響收入不平等的主要變量，是因?yàn)榻鹑谑袌?chǎng)是最重要的要素市場(chǎng)之一，而市場(chǎng)化程度影響著要素分配的邏輯與規(guī)則，因此，金融市場(chǎng)的運(yùn)作機(jī)制在很大程度上受到制度的影響。為此，在以往單獨(dú)研究制度、金融發(fā)展對(duì)收入不平等影響的文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，本文將二者的交互影響納入研究框架，考察在制度質(zhì)量高與低的情況下，金融發(fā)展對(duì)收入不平等的影響有何不同。通過(guò)對(duì)上述兩類(lèi)關(guān)系的實(shí)證分析，本文的研究結(jié)果豐富了以往關(guān)于市場(chǎng)化制度質(zhì)量與收入不平等關(guān)系的研究結(jié)論。

二、數(shù)據(jù)與方法

(一)樣本選擇

本文以中國(guó)為研究對(duì)象，檢驗(yàn)市場(chǎng)化制度質(zhì)量對(duì)收入不平等的非線(xiàn)性影響。中國(guó)是快速增長(zhǎng)的發(fā)展中國(guó)家，自1978年改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)的市場(chǎng)化制度發(fā)展與收入不平等程度均具有較大的變異，這些特征為實(shí)證分析提供了較好的條件。本文以我國(guó)24個(gè)省、自治區(qū)和直轄市作為研究樣本，因收入分組抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)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(jī)后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)始逐步實(shí)行結(jié)構(gòu)性改革，社會(huì)經(jīng)濟(jì)制度與運(yùn)行機(jī)制均出現(xiàn)了新特征。為了避免危機(jī)前后政策變動(dòng)的影響，本文選擇危機(jī)后的時(shí)段進(jìn)行分析，因此，本文的樣本區(qū)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(shù)表示的收入不平等程度。我國(guó)統(tǒng)計(jì)部門(mén)沒(méi)有公布各省的歷年基尼系數(shù)，考慮到我國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的特殊性，以往研究中各省的內(nèi)部收入不平等通常由城鄉(xiāng)收入不平等代替。[13]但是，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)也意味著農(nóng)村居民的金融可獲得性、制度環(huán)境與城鎮(zhèn)居民截然不同，因此我們認(rèn)為，一省整體的金融發(fā)展與制度質(zhì)量的狀況無(wú)法成為解釋城鄉(xiāng)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(yùn)用各省(自治區(qū)、直轄市)收入分組抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，計(jì)算各省歷年的GINI系數(shù)代表收入不平等程度。計(jì)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(fā)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(duì)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)而言，銀行資產(chǎn)與負(fù)債業(yè)務(wù)的規(guī)模。本文選取地區(qū)要素市場(chǎng)發(fā)展指標(biāo) (要素市場(chǎng)的發(fā)育程度評(píng)分)代表地區(qū)市場(chǎng)化制度質(zhì)量，該指標(biāo)來(lái)自《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)2016年報(bào)告》[15]，該報(bào)告以2008年為基期，計(jì)算了2008～2014年各省、自治區(qū)和直轄市各類(lèi)市場(chǎng)的市場(chǎng)化指數(shù)，該指數(shù)被廣泛應(yīng)用于各類(lèi)研究。本文選取了《報(bào)告》中的要素市場(chǎng)發(fā)展指標(biāo)(涵蓋了金融市場(chǎng)、勞動(dòng)力市場(chǎng)和技術(shù)市場(chǎng)等領(lǐng)域的發(fā)展程度)作為市場(chǎng)化制度質(zhì)量的度量變量，理由是這一指標(biāo)最能夠代表金融市場(chǎng)機(jī)制發(fā)揮的制度環(huán)境?？紤]到數(shù)據(jù)長(zhǎng)度，本文運(yùn)用動(dòng)態(tài)權(quán)重的自適應(yīng)過(guò)濾預(yù)測(cè)法將各省的要素市場(chǎng)發(fā)展指標(biāo)擴(kuò)展一年，由此得到2008～2015年的數(shù)據(jù)。

3.控制變量。參考以往文獻(xiàn)，本文的模型中控制了收入水平、通貨膨脹、城鎮(zhèn)化和外國(guó)直接投資等變量。其中，收入水平由各省人均GDP與全國(guó)人均GDP之比測(cè)度，表示該省人均收入的相對(duì)水平；通貨膨脹由各省環(huán)比CPI測(cè)度；城鎮(zhèn)化由城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎当硎?；外?guó)直接投資由FDI與GDP之比表示，該指標(biāo)用于控制該省的對(duì)外開(kāi)放程度。所有變量的具體定義與描述見(jiàn)表1。

表1 變量說(shuō)明

(三)統(tǒng)計(jì)模型

運(yùn)用如下回歸模型對(duì)相關(guān)理論進(jìn)行檢驗(yàn)：

表2中的相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，城鎮(zhèn)化與市場(chǎng)化制度質(zhì)量、金融發(fā)展和收入水平之間的相關(guān)系數(shù)都非常高。因此，模型中剔除了城鎮(zhèn)化變量。剔除該變量后，計(jì)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(xiàn)性。盡管如此，為了降低交叉項(xiàng)導(dǎo)致的多重共線(xiàn)性，以及便于解釋主要變量系數(shù)的含義，在模型中對(duì)交叉項(xiàng)進(jìn)行了中心化處理?？紤]到金融發(fā)展和制度質(zhì)量對(duì)收入不平等產(chǎn)生影響可能需要一段時(shí)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(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題。本文通過(guò)Hausman檢驗(yàn)確定FE模型優(yōu)于RE模型[17]，因此，表3中給出了使用FE模型的估計(jì)結(jié)果。

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

三、實(shí)證結(jié)果

(一)回歸結(jié)果

表3中，模型1包括金融發(fā)展和市場(chǎng)化制度質(zhì)量?jī)蓚€(gè)主要解釋變量，市場(chǎng)化制度質(zhì)量的系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明金融發(fā)展和市場(chǎng)化制度質(zhì)量提升均能縮小收入不平等。模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入了市場(chǎng)化制度質(zhì)量的平方項(xiàng)，該項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明市場(chǎng)化制度對(duì)收入不平等具有非線(xiàn)性影響，隨著市場(chǎng)化制度質(zhì)量提高，其對(duì)收入不平等的負(fù)向影響逐漸減弱。模型3在模型1的基礎(chǔ)上加入了金融發(fā)展與市場(chǎng)化制度質(zhì)量的交叉項(xiàng)，該項(xiàng)系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明市場(chǎng)化制度能夠有效調(diào)節(jié)金融發(fā)展對(duì)收入不平等的影響，即在市場(chǎng)化制度質(zhì)量較高時(shí)，金融發(fā)展的收入不平等縮小效應(yīng)降低。

表3 實(shí)證結(jié)果

注：**、***分別表示在5%和1%顯著水平上顯著。

(二)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

首先，表3的模型4給出了一個(gè)包含所有自變量和交互項(xiàng)的完整模型，結(jié)果與模型1～3保持質(zhì)性一致，這表示模型1～3的實(shí)證結(jié)果具有一定的穩(wěn)定性。其次，我們用《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)2016年報(bào)告》中的產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)展指標(biāo) (產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度)替代要素市場(chǎng)發(fā)展指標(biāo)，作為市場(chǎng)化制度質(zhì)量的測(cè)度，對(duì)模型重新進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示，除金融發(fā)展變量的顯著水平由5%降低至10%外，其他估計(jì)結(jié)果與表3中的結(jié)果保持質(zhì)性一致。最后，本文使用工具變量 (IV)解決了潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。因?yàn)槭杖氩黄降纫部赡芙档鸵厥袌?chǎng)發(fā)展，從而導(dǎo)致模型的逆向因果關(guān)系，所以必須對(duì)這一潛在問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn)。一個(gè)有效的工具變量要求與解釋變量高度相關(guān)，而與被解釋變量不相關(guān)。為此，本文以各省名義GDP為權(quán)重，根據(jù)各省要素市場(chǎng)發(fā)展指標(biāo)(要素市場(chǎng)的發(fā)育程度評(píng)分)計(jì)算了全國(guó)歷年要素市場(chǎng)發(fā)育程度指標(biāo)，并以此指標(biāo)作為市場(chǎng)化制度質(zhì)量的代理變量。選擇該變量是因?yàn)楦魇∫厥袌?chǎng)發(fā)展指標(biāo)是全國(guó)要素市場(chǎng)發(fā)育程度指標(biāo)的組成部分，具有高度相關(guān)性，但全國(guó)要素市場(chǎng)發(fā)育程度指標(biāo)與各省GINI系數(shù)關(guān)系不大。在此基礎(chǔ)上，我們做了排除限制的檢驗(yàn)，將TSLS得到的殘差與市場(chǎng)中介組織得分進(jìn)行回歸，得到工具變量不顯著(P值為0.281)的結(jié)論。進(jìn)而，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)來(lái)判斷OLS和TSLS的估計(jì)系數(shù)是否具有顯著差異。經(jīng)計(jì)算，Hausman統(tǒng)計(jì)量P值為0.272，高于10%的顯著水平，這一結(jié)果拒絕了中介組織發(fā)展和要素市場(chǎng)發(fā)展之間沒(méi)有顯著不同這一原假設(shè)，即表3中的估計(jì)結(jié)果不存在明顯偏差。

四、結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文利用中國(guó)2008～2015年省際面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了市場(chǎng)化制度質(zhì)量如何影響收入不平等，以及市場(chǎng)化制度如何調(diào)節(jié)金融發(fā)展與收入不平等之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果顯示，市場(chǎng)化制度質(zhì)量對(duì)收入不平等程度具有顯著負(fù)向影響，非線(xiàn)性分析結(jié)果顯示，這種負(fù)向影響隨著市場(chǎng)化制度質(zhì)量提升逐漸減弱；另外，市場(chǎng)化制度質(zhì)量顯著地正向調(diào)整金融發(fā)展與收入不平等之間的關(guān)系，即隨著市場(chǎng)化制度質(zhì)量提高，金融發(fā)展縮小收入不平等的效應(yīng)減弱。

本文結(jié)論及其對(duì)已有研究的貢獻(xiàn)如下：

第一，以非線(xiàn)性關(guān)系視角回答了中國(guó)市場(chǎng)化改革擴(kuò)大了還是縮小了收入不平等這一命題。雖然市場(chǎng)化制度質(zhì)量提升能夠降低收入不平等，但隨著市場(chǎng)化制度逐漸完善，其對(duì)收入不平等的影響能力逐漸減弱。這意味著，市場(chǎng)化制度質(zhì)量高通常與較低的收入不平等相聯(lián)系，但是，此時(shí)高收入群體能更好地利用制度優(yōu)勢(shì)獲得更多的收入，低收入群體則無(wú)法從高質(zhì)量的制度中獲取更多收益，這種潛在的“馬太效應(yīng)”又降低了制度改善帶來(lái)的收入公平性。

第二，擴(kuò)展了關(guān)于金融發(fā)展與收入不平等之間復(fù)雜關(guān)系的認(rèn)識(shí)。實(shí)證結(jié)果表明，金融市場(chǎng)發(fā)展對(duì)收入不平等的影響取決于市場(chǎng)化制度質(zhì)量的水平。在較高的市場(chǎng)化制度水平下，金融發(fā)展對(duì)收入不平等的負(fù)向影響 (即降低收入不平等的能力)減弱。這表明，市場(chǎng)化制度質(zhì)量降低了普惠金融的發(fā)展，較高市場(chǎng)化制度下的金融市場(chǎng)中，初始的稟賦差異被逐漸放大。資本的逐利性導(dǎo)致資本投向高利潤(rùn)行業(yè)，造成行業(yè)間收入差異。這些效應(yīng)降低了金融發(fā)展促進(jìn)收入平等化的能力。

(二)政策建議

雖然市場(chǎng)化制度質(zhì)量提升能夠降低收入不平等，但在市場(chǎng)化制度質(zhì)量達(dá)到一定閾值后，也存在著擴(kuò)大收入不平等的機(jī)制。這意味著，在較高的市場(chǎng)化制度下，個(gè)人擁有的生產(chǎn)要素以及利用生產(chǎn)要素賺取收入的能力都在產(chǎn)生差距。因此，政策制定者應(yīng)在提高市場(chǎng)化制度水平的同時(shí)，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(yōu)化稅收體系，推進(jìn)社會(huì)福利向適度普惠型轉(zhuǎn)變。稅收是優(yōu)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(guò)影響勞動(dòng)力使用和生產(chǎn)率來(lái)影響人均收入。然而，許多稅收改革只能在兩個(gè)目標(biāo)之間權(quán)衡。譬如，增加稅收總額能夠降低收入不平等，但同時(shí)降低了人均收入。我國(guó)稅收在促進(jìn)收入增長(zhǎng)的同時(shí)，長(zhǎng)久以來(lái)被詬病為擴(kuò)大了收入不平等。因此，降低收入不平等，稅收改革應(yīng)在增加稅收總額的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步增加對(duì)高收入群體的稅收，譬如提高利息稅、股票期權(quán)稅的征收。

第二，發(fā)展普惠金融，降低金融排斥程度。金融排斥內(nèi)生于金融發(fā)展的過(guò)程中，金融發(fā)展本身具有親富的特點(diǎn)，一部分人被排斥在金融服務(wù)之外。金融服務(wù)的門(mén)檻將個(gè)體劃分為具有不同從金融服務(wù)中獲益能力的群體。這種歧視性金融服務(wù)將導(dǎo)致“富者愈富、窮者愈窮”的收入馬太效應(yīng)。因此，政府應(yīng)引導(dǎo)金融資源的配置，以普惠金融為導(dǎo)向促進(jìn)金融發(fā)展。另外，由于正規(guī)金融具有歧視性，大量非正規(guī)金融彌補(bǔ)了被正規(guī)金融所排斥的市場(chǎng)，由此，引導(dǎo)非正規(guī)金融合理、規(guī)范的發(fā)展是促進(jìn)金融發(fā)展普惠性的一條重要途徑。

第三，縮小人力資本質(zhì)量差異，以降低工資性收入差異以及個(gè)體在制度中獲益能力的差異。人力資本質(zhì)量不同，將個(gè)體劃分為不同的層級(jí)，不同層級(jí)的個(gè)體不但在工資收入上明顯分層，其在市場(chǎng)化制度中獲益的能力也存在顯著差異，并進(jìn)一步拉大了收入不平等。個(gè)人提升自身勞動(dòng)力要素質(zhì)量最重要的途徑，就是接受教育。但是，隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，每個(gè)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(dǎo)致人力資本質(zhì)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(shí)，還應(yīng)優(yōu)化各級(jí)教育投入結(jié)構(gòu)，重點(diǎn)解決教育貧困。構(gòu)建公平的教育環(huán)境，使每個(gè)個(gè)體具有更公平的接受教育的機(jī)會(huì)，進(jìn)而降低人力資本差異，并降低收入不平等。