一、引言
1900年研究金融发展对收入分配平等影响的开山之作中，Greenwood and Jovanovic提出金融发展、收入不平等以及经济发展的非线性关系。其中隐含了三个维度的相互关系。之后中国的学者也积极投入到相关研究中，但分歧颇多。
本文用2000-2020年中国32个省级行政区（不包括港澳台）的收入分配、金融发展工业企业数据，对金融发展的影响及影响路径做了较为创新的研究。考虑到中国的城乡二元经济结构，本文对金融发展对收入差距影响的研究做了城镇和农村的区分，这也是本文与现有大量研究一个明显的整体思路上的不同。
实证结果表明，金融发展水平的提高缩小了城镇居民收入差距，但却扩大了农村居民收入差距。本文还发现，金融发展深度与农村收入分配差距呈现“倒U型”的关系，而在城镇并不存在“倒U型”曲线关系。
收入不平等是客观存在的，我们关心的是收入不平等程度究竟是加剧还是减轻了。收入不平等加剧可以表现为同在收入增长轨道上高收入群体跑赢了低收入群体，让“富人更富”；也可以表现为低收入群体单方面的收入增长停滞、萎缩甚至被掠夺，让“穷人更穷”。所以，如果金融发展加剧了收入不平等，我们希望可以识别出究竟是哪一种效应。为此，本文构造了两个指标：最高收入组平均收入与平均收入之比、平均收入与最低收入组平均收入之比。实证结果表明，对城镇居民而言，高收入者与中等收入者的差距、低收入者与中等收入者的差距，随着金融发展水平的提高而同时缩小了，而且低收入者与中等收入者的收入差距改善更为明显。对农村居民而言，金融发展没有显著改善低收入者与中等收入的收入差距，却显著拉大了高收入者与中等收入者的收入差距。总而言之，金融发展让城镇居民“穷人更富”，让农村居民“富人更富”。一种较为合理的解释是，城镇居民从金融系统获益的渠道更加广泛，因此金融发展能惠及城镇中的低收入群体，然而农村居民因为信息、知识等方面的局限，从金融系统获益的渠道有限，甚至难以接触金融系统，因此金融发展带来的收益主要被那些有能力通过各类人力资本投资和信息渠道拓展等方式改善信息与知识劣势的农村高收入群体获得。
金融发展水平可能与当地产业结构和经济发展水平密切相关。虽然在回归模型中已经控制了人均GDP、人口和城市化程度等变量，但还是无法完全避免内生性的问题。因此，本文选取了各省市当年财经类本科毕业生占全部本科毕业生的比例作为金融发展程度的工具变量。
二、文献综述
金融发展与收入分配的关系问题是发展经济学中一个新兴的研究课题。上世纪五六十年代库兹涅茨对经济增长与收入差距的研究之后，直到九十年代，金融发展与收入分配的关系问题才受到关注与重视。
Greenwood and Jovanovic (1990)率先在库兹涅茨假设的基础上，提出金融发展、收入不平等与经济发展的非线性关系。在金融发展早期，由于金融市场存在一定门槛，需要支付一定数额的资金成本才能进入，穷人在资金上的劣势使其不能进入这一市场。此时，只有富人才能进入金融市场，他们有机会对高收益的优质项目进行投资。穷人并不能获得为富人独享的投资回报，他们的收入差距进一步扩大。随着经济增长、金融中介的充分发展以及富人数量增长的边际递减，穷人变得有能力进入金融市场、享受金融服务，金融中介也乐于开发面向穷人的金融市场，过去为富人独享的金融服务惠及到穷人，穷人也将获得一定量的投资回报，于是收入分配差距将趋于缩小。
实证层面，Clarke, Xu and Zou (2006)运用1960-1995年83个国家的数据发现，金融发展与基尼系数存在明显的负相关关系。Beck, Kunt and Levine (2007)基于1960-1995年72个发达国家和发展中国家的数据的研究表明，金融发展对不同人群的收入效应都为正，但是在更大的程度上提高了穷人的收入并降低了收入不平等。
而另一部分学者的实证结果却表明金融发展扩大了收入差距。Roine, Vlachos and Waldenstrom (2010)运用经合组织成员国在整个20世纪的数据发现，金融发展有利于富人，并且在经济发展的早期阶段这种效应最强。余玲铮（2012）基于1997-2009年的中国省级面板数据的研究也发现了类似的非线性关系。
考虑到中国目前的城乡二元经济格局，也有一部分从城乡二元格局角度分析金融发展、城乡以及城镇和农村内部分配不平等的研究。胡宗义、刘亦文、袁亮（2013）关注农村金融发展状况，使用1984-2010年的农村金融发展、收入分配等时间序列进行分析，发现政府治理是农村金融发展的Granger原因，不利于农村金融发展，扩大了居民收入分配差距。
在金融发展影响收入分配渠道方面，主要可能通过金融结构、金融规模、金融效率、行业工资收入差距等影响城乡居民收入分配。孙永强（2012）通过构建二元分析框架分析得出在经济和金融存在城乡二元结构的条件下,农村部门外部融资度的提高将提高农村部门居民的收入水平，城市部门外部融资度的提高也将提高城市部门居民的收入水平,但是整体金融发展水平的提高将扩大城乡居民收入差距。张建伟（2016）使用省级行业工资收入数据，发现金融发展增加了行业收入不平等。陈文（2021）在实例测绘经济的数字数字基础上研究得出数字经济发展与城乡居民收入差距之间存在差距，即数字经济发展初期会降低城乡收入，但数字经济的进一步发展会拉大城乡收入差距，产生数字鸿沟问题。
这些研究提出了一些结论，但是还有待深入推进。所有研究都没有解决金融发展和收入差距的内生性问题。这两个因素可能互相影响，也有可能都受到某个地区历史发展的因素影响。另一方面，这些文献没有全面细致地解决金融发展影响收入差距的渠道和对于不同人群的不同影响问题。
二、数据选取与模型设定
本文从各省市的统计年鉴获取了2000-2020年的城镇、农村居民按收入水平分组的可支配收入及常驻家庭人口数据，其中分七组的经过组内人数占比加权平均调整为五组，然后使用钱敏泽（2002）介绍的方法计算了数据可得省份及年份的城镇农村的基尼系数，得到一个非平衡的宽面板数据。
平均收入可通过每个收入组的平均收入与组内人数占比加权平均算得。除了用平均收入构造比值，还可以用中等收入组的收入来构造比值，实际回归显示这两种构造方式结果基本一致，本文只报告用平均收入构造比值的结果。
另外，为了细化收入分配的衡量维度，本文利用计算基尼系数过程中的收入分组，构造了最高收入组（收入位于前20%）平均收入与平均收入的比值和平均收入与最低收入组（收入位于后20%）平均收入的比值这两个变量。
关于金融发展程度的衡量，可以有多种衡量方式。本文主要的衡量方式有两种，一种是较为常见的金融产出在GDP中的比重，一种是本文具有创新性地引入的单位金融资产产出，即金融产业GDP与金融机构总资产的比值。这些数据来自于Wind金融终端宏观经济数据库。
另外，考虑到金融发展与收入差距之间复杂的内生性问题，本文还从统计年鉴中获取了各省历年财经类本科毕业生占比的数据，将其作为金融发展水平的工具变量。
本文最主要的回归模型如下：
其中，因变量收入差距的代理变量包括各省份基尼系数、各省最高收入组平均收入与该省平均收入的比值、各省平均收入与最低收入组平均收入的比值自变量金融发展水平的代理变量包括金融产业GDP比重和单位金融资产产出。ln（人均GDP）是人均GDP的对数，年份变量表示时间趋势，ln（人口）是人口数的对数（如果是对城镇居民数据的回归，取城镇人口数；如果是对农村居民数据的回归，则取农村人口数），城市化率的代理变量为城镇人口比重，u是残差。
最高收入组、收入位于21%-40%的家庭户数归为中高收入组，以此类推；对于七分组的省份，收入位于41%-60%的家庭组成中等收入组，最高、高、中高、中低、低、最低收入组各占10%。统计年鉴同时也披露了抽样调查中被调查家庭总户数和每个收入组的家庭户数，以及每个收入组家庭平均人数，由此可算出各收入组人数占比，进而算出基尼系数。
由于部分省份的统计年鉴中没有披露本科毕业生的相关数据，只披露了研究生毕业生的相关数据；少数省份的统计年鉴中甚至没有此类数据。本文没有用财经类研究生毕业生比例替代财经类本科毕业生比例，因此该面板也是非平衡的。
三、 实证结果与分析
面板数据的豪斯曼检验结果为H=19.80，p=0.0005，故应当使用固定效应模型。以下先后展示固定效应模型的回归结果和加入工具变量后的回归结果。
（一）固定效应模型回归结果
首先以金融产业GDP占比作为金融发展水平的代理变量进行估计。
表1 固定效应模型回归结果
注：括号内为t值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。
对城镇而言，金融GDP占比的增长缩小了城镇居民收入差距。具体而言，在控制其他变量的情况下，金融GDP占比每增加1%，城镇内部基尼系数下降0.0078。另外，金融GDP占比的增加同时见笑了最高收入组平均收入与平均收入的比值，以及平均收入与最低收入组平均收入的比值，且就绝对量来说，均值最低比变化更大，说明金融深度的发展给城镇低收入群体带来更大的收入增长率。
对乡村而言，金融产业GDP比重的增加会扩大乡村内部的收入差距。具体而言，在控制其他变量的情况下，金融GDP占比每增加1%，乡村内部基尼系数增大0.0083。乡村内部收入不平等的加大是缘于金融深度的发展只显著增加了最高收入群体的收入。这说明乡村居民中只有一部分高收入者能从金融的发展中获益。对此的猜想是，相较于城镇，农村居民从金融系统获益的渠道较为有限，只有高收入者有渠道或动机从金融发展中获益。而各个收入层的城镇居民都能掌握一定的获益渠道，并且中低收入人群能从中获得更高的收入增长率。
本文还先后采用非银金融资产占比和单位金融资产产出两个指标来度量金融发展水平并进行了回归，发现非银金融资产占比的各种回归结果均不显著，而单位金融资产产出的解释力只在农村有所体现。结果显示与用金融GDP产出占比进行金融发展水平度量的回归结果相似，同样加剧了农村收入差距，而且对农村高收入组收入的提升更为明显，但这些结果的显著水平有所下降。
考虑到金融系统对收入分配的影响可能存在“倒U型”曲线的关系，本文尝试在回归中加入金融GDP占比的二次项。在加入二次项后，城镇居民的收入影响变得不显著，这说明金融深度对收入分配的影响没有在城镇居民身上体现出“倒U型”的关系。而金融深度对农村居民收入分配的影响仍然保持显著，且呈现出“倒U型”关系，影响的方向和程度与不加入二次项时类似。同样，只有最高收入组平均收入与平均收入的比值保持显著。
（二）工具变量回归结果
考虑到金融发展和收入分配之间可能存在复杂的内生性问题，我们还从统计年鉴中收集了各省的毕业生信息，将财经类本科毕业生在全部本科毕业生中的占比作为衡量金融发展程度的工具变量。需要指出的是，部分省市、部分年份仅披露研究生毕业生数量，也有少数省市未披露毕业生数量，所以这一面板数据也是非平衡的。另外，之前的回归结果显示单位金融资产产出作为金融发展水平的代理变量的解释力不是很强，而且在实际工具变量回归的过程中，我们也确实发现如果用单位金融资产产出来度量金融发展水平，结果并不显著，也考虑到篇幅问题，故以下只报告用金融产业GDP比重的工具变量回归结果。
金融产业GDP占比于城镇居民收入分配的工具变量回归结果显示了第一阶段回归结果F值为114.99。用基尼系数、最高收入组/平均、平均/最低收入组于城镇居民收入分配的工具变量回归结果与之前的回归结果保持一致，显示金融产业对GDP贡献的增加降低了城镇居民的收入分配不平等，同样也对城镇低收入群体的收入增长更有利。
金融产业GDP占比于农村居民收入分配的工具变量回归结果的F值为18.56，可以看到所有结果均不显著，这可能与农村地区数据缺失的问题较为严重、观测值数量偏少有关。
六、结论与政策启示
（一）研究结论
本文通过金融产业GDP占比和单位金融资产产出两个维度考察了金融对城乡收入差距的影响。结果发现，金融的发展有助于缓解城镇内部的收入差距，但却加剧了农村内部的收入不平等。
另外，本文的另一个重要发现是，在城镇内部，金融发展缓解收入差距的主要渠道使得城镇低收入人群获得更高的收入增长，而在农村内部，金融发展加剧收入差距的主要渠道是使得农村高收入人群收入增长更快。
对此，本文的一个猜想是城镇内部金融发展能通过各种渠道惠及不同收入阶层的居民，而低收入人群由金融发展获得的边际收益更高；农村内部只有一部分高收入人群拥有从金融发展中获利的渠道或动机。同时，工具变量的回归结果也验证了之前的结论。
（二）研究建议
基于本文的研究结果，我们可以认识到农村普惠金融推广的重大意义。当前金融发展和收入分配的状况是，农村只有少部分高收入者能从金融发展中获益，而低收入群体并不能搭上金融发展的顺风车。因此，健全农村金融体系，发展普惠金融将有效改善农村收入分配状况。
本文将根据结论提出这一政策建议：应当重视在农村发展普惠金融的意义。应当增强金融结构的多样性，在农村地区发展信用合作社、银行之外的金融机构，从而推进农村普惠金融的建设。
参考文献
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[2] 张建伟. 金融发展、对外开放与行业工资收入差异[J]. 经济与管理评论，2016，32(4): 138-143.
[3] 陈文,吴赢.数字经济发展、数字鸿沟与城乡居民收入差距[J].南方经济,2021(11):1-17.DOI:10.19592/j.cnki.scje.390621.
作者简介：宋涵韬（1996.12—），男，汉族，籍贯：山西省运城市，学历：硕士研究生在读，研究方向：金融市场与金融发展，单位：广西大学。
