楊有振,崔澤園,2

(1.山西財經(jīng)大學 金融學院,山西 太原 030006；2.中共山西省委黨校 山西行政學院，山西 太原 030006)

一 引言

2014年10月,中國總理李克強訪問德國,雙方在兩國友好交流合作方面達成共識,并在此基礎上發(fā)表《中德合作行動綱要:共塑創(chuàng)新》,指出中德兩國將執(zhí)行盡責的經(jīng)濟和金融政策,加強國際金融的協(xié)調(diào),為保持和促進全球經(jīng)濟和金融關系的穩(wěn)定做出貢獻,中德兩國間的這次合作吸引了世界的目光。然而,中德兩國在經(jīng)濟和金融發(fā)展方面展開合作的過程中,收入不平等問題逐漸暴露出來。一方面,根據(jù)北京大學2015年公布的《中國民生發(fā)展報告》(1)《中國民生發(fā)展報告》是基于北京大學中國家庭追蹤調(diào)查撰寫的系列報告，以全國25個省市160個區(qū)縣的14960個家庭為基礎樣本，主要探討民生問題的現(xiàn)狀、差異以及形成原因和機制。來看,中國目前的收入不平等狀況日趨嚴重,中國財富排名在前1%的家庭所持有的財產(chǎn)規(guī)模占全國財產(chǎn)總量的三分之一,而財富排名在后25%的家庭所持有的財產(chǎn)規(guī)模僅占全國財產(chǎn)總量的1%,呈現(xiàn)出明顯的分配不平等現(xiàn)象。另一方面,德國的大多數(shù)人認為他們的收入差距太大。德國經(jīng)濟研究所(DIW)公布的研究表明,德國家庭的實際可支配收入在1991至2014年間增加了12%,而收入的趨勢在不同收入群體之間有所不同。中等收入家庭增加了8%以上,高收入家庭增加了26%,而低收入家庭的實際收入減少(2)數(shù)據(jù)來源于http://intl.ce.cn/sjjj/qy/201702/14/t20170214_20181435.shtml。

對金融發(fā)展與收入不平等關系的探討源于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的爭議(Bagehot,1873;Schumpeter,1911;Goldsmith,1969;Mckinnon,1973;Shaw,1973),Kuznets率先提出金融發(fā)展對收入不平等的“Kuznets效應”,國內(nèi)外學者在此基礎上開始逐漸關注金融發(fā)展與收入不平等的關系[1-6]。20世紀90年代,隨著對金融發(fā)展與收入不平等關系探討的逐漸深入,逐漸形成了三大理論觀點:其一,金融發(fā)展對收入不平等存在正向的促進作用(Rajand & Zigales,1998;Maurer N & Haber S,2007;Gimet & Lagoarde-Segot,2011;胡宗義等,2013;Dabla-Norris et al.,2015;Jakob de Haan & Jan-Egbert Sturm,2017)[7-12]。其二,金融發(fā)展可以減小收入不平等(Galore & Zeira,1993;Banerjee & Newman,1993;Beck et al.,2007;Kappel,2010;Hamori & Hashiguchi, 2012;Sehrawat & Giri,2016)[13-18]。其三,金融發(fā)展與收入不平等之間呈非線性關系,具體包含“倒U型”關系(Greenwood & Jovanovic,1990;Aghion P & Bolton P,1997;胡宗義和劉亦文,2010;李志軍和奚君羊,2012;Zhang Q & Chen R.,2015;Younsi M & Bechtini M,2018),以及門檻關系(Kim & Lin,2011;王書華和蘇劍,2012;Law et al.2014)[19-27]。

可以看出既有文獻并不否認金融發(fā)展與收入不平等間的關系,并進行了相應的實證研究,那么中國和德國金融發(fā)展與收入不平等間的關系如何?并且基于前文分析,為何具有相似金融發(fā)展分布的兩個國家卻在收入不平等方面呈現(xiàn)出迥異的特征?

基于上述問題,本文結合1992-2015年的相關數(shù)據(jù),對中德兩國金融發(fā)展對收入不平等的影響效應進行比較研究。本文可能的主要貢獻有:第一,從比較的視角,對不同國家間金融發(fā)展影響收入差距的效應進行了理論分析和實證檢驗;第二,在金融發(fā)展影響收入不平等的比較分析中,通過對初始條件、傳導中介的比較分析,探索影響中德金融發(fā)展收入效應差異的因素;第三,利用PLS-SEM(偏最小二乘法下的結構方程模型)對兩個國家金融發(fā)展影響收入不平等的路徑進行分析。

二 理論假設

既有關于金融發(fā)展影響收入不平等的研究為本文奠定了堅實的理論基礎,但若要對中德兩國金融發(fā)展對收入不平等的影響進行比較分析,則須進一步對二者影響機制的比較因素進行深入探索。

20世紀70年代中期,受第二次世界大戰(zhàn)的影響,全世界各個發(fā)展中國家之間的經(jīng)濟增長存在著顯著的差距。文獻從多個方面對各國經(jīng)濟增長差異的原因進行探索。

一些文獻認為,發(fā)展中國家初始條件的差異—工業(yè)基礎的差異、技術引進的差異、教育發(fā)展的不均衡,以及不同的初始資源稟賦、人力資源等等,可能是發(fā)展中國家后續(xù)的經(jīng)濟增長會出現(xiàn)較大差異的重要原因。緬甸發(fā)展經(jīng)濟學家明特(Myint,H.)以及印度發(fā)展經(jīng)濟學家拉爾(Lal,D.K.)選取了全世界21個發(fā)展中國家作為研究對象,對其經(jīng)濟發(fā)展過程進行了比較分析之后發(fā)現(xiàn),選取的21個發(fā)展中國家制度組織與經(jīng)濟政策等初始條件的差異,是最后導致經(jīng)濟發(fā)展不同的原因,并提出了由初始條件、國民經(jīng)濟和發(fā)展成果為主體的模型,即明特-拉爾經(jīng)濟發(fā)展理論。

圖1 明特—拉爾經(jīng)濟發(fā)展理論的邏輯框架

圖1反映了明特—拉爾經(jīng)濟發(fā)展理論的傳導機制,其中初始條件、制度組織和經(jīng)濟政策為該理論的解釋變量,發(fā)展成果為被解釋變量,國民經(jīng)濟為傳導中介變量。在選取的21個發(fā)展中國家當中,經(jīng)濟發(fā)展成果有著明顯的差異,但在三個解釋變量當中,卻出現(xiàn)了兩項相似一項不同的情況。因此,明特和拉爾得出結論:一個解釋變量的差異就會導致被解釋變量出現(xiàn)變化,并通過大量的對比性研究證實了這一結論,進一步說明了各個解釋變量在傳導過程中所起的作用。

明特—拉爾經(jīng)濟發(fā)展理論的“配對比較”思想為經(jīng)濟體之間的比較提供了新的思路,但依然存在著些許不足:首先,三個解釋變量之間沒有聯(lián)系,僅僅是簡單的并列關系,并不符合實際情況;其次,該理論沒有說明初始條件對發(fā)展成果所起的作用是否是決定性的;最后,缺乏對中間過程的解釋,即國民經(jīng)濟在整個傳導過程中形成的特定經(jīng)濟機制。因此,如何處理初始條件在解釋經(jīng)濟增長差異過程中效應的差異,以及對初始條件影響經(jīng)濟增長的作用機制的解釋是豐富明特—拉爾理論的重要方向。

為了彌補明特—拉爾經(jīng)濟發(fā)展理論的缺陷,日本經(jīng)濟學家石川滋(Ishikawa Shigeru,1963)[28]提出了更加詳細具體的分析框架,即石川滋經(jīng)濟發(fā)展理論,與明特—拉爾理論框架不同,石川滋分析框架的側重點在經(jīng)濟發(fā)展的中間傳導機制上。石川滋假定各個國家的初始條件沒有較大差別,主要的不同在于發(fā)展機制的不同,同樣會造成發(fā)展過程和發(fā)展成果的不同。

圖2 石川滋經(jīng)濟發(fā)展分析框架

圖2反映了石川滋經(jīng)濟發(fā)展框架的傳導機制,與明特—拉爾理論相類似,初始條件和發(fā)展成果分別為解釋變量和被解釋變量,且試圖利用發(fā)展中國家之間初始條件等差異來說明其經(jīng)濟發(fā)展成果間的差異。與此同時,兩種理論之間也存在著一些不同:

首先,明特—拉爾經(jīng)濟發(fā)展理論將初始條件等解釋變量直接與發(fā)展成果相聯(lián)系,利用配對的方法來比較發(fā)展中國家的初始條件和經(jīng)濟發(fā)展成果。石川滋框架通過中間發(fā)展環(huán)節(jié)機制將初始條件和發(fā)展成果聯(lián)系起來,并將研究的重點放在中間環(huán)節(jié)上。石川滋框架中的發(fā)展機制包含了制度組織以及生產(chǎn)力變化機制等豐富的內(nèi)容,二者間相互影響、相互作用。其中制度組織還包含經(jīng)濟體制、市場組織、企業(yè)組織、政治組織以及行政組織等因素,生產(chǎn)力變化機制包含對外經(jīng)濟活動、生產(chǎn)力水平和結構、貨幣流量以及收入等因素。除此之外,發(fā)展機制還收到一國的政策策略以及內(nèi)外政治勢力的影響。

其次,相較于明特—拉爾理論,石川滋框架的初始條件所包含的內(nèi)容要更加豐富,既包括一國在經(jīng)濟發(fā)展過程中所包含的經(jīng)濟和政治環(huán)境、制度組織及生產(chǎn)力的狀態(tài),又包含自然要素和生產(chǎn)要素稟賦間的差別。

最后,石川滋框架中的發(fā)展成果不僅局限于經(jīng)濟增速的提高,還包含了經(jīng)濟結構的進一步優(yōu)化以及市場經(jīng)濟效率的提高,以及社會中存在的收入不平等現(xiàn)象等。

綜上,既有文獻在經(jīng)濟增長、收入分配成因及作用機制的比較證實了初始條件差異是經(jīng)濟增長、收入差距形成的重要原因,同時推理了初始條件相近的條件下,作用機制的差異如何導致經(jīng)濟增長、收入差距的形成。但文獻研究與實證經(jīng)驗的不足主要體現(xiàn)在:

一是關于初始條件本身的刻畫,文獻在初始條件的界定上多從自然資源稟賦、人力資本的角度探索初始稟賦差異對經(jīng)濟成長、收入差距的影響,較少將金融發(fā)展要素納入初始條件進行分析。

二是關于初始條件作用經(jīng)濟增長、收入差距的機制文獻仍存在較大爭議,金融發(fā)展影響收入差距的直接效應、間接效應在引致長期差異中作用仍需進一步的實踐證據(jù)。

因此,本文在明特—拉爾分析、石川滋分析的基礎上,借鑒Levine(2005),在初始條件中引入金融發(fā)展要素,在控制其他初始稟賦的基礎上,探索金融發(fā)展初始條件差異對收入差距的作用機制、傳導變量以及效應比較,并嘗試從金融發(fā)展初始條件、作用機制和影響效應三個方面對中德兩國金融發(fā)展對收入不平等的影響進行比較分析。

結合明特—拉爾分析、石川滋分析,本文從兩個角度構建理論分析框架:

一是對初始條件的修正及其比較分析,首先,在控制其他初始稟賦的基礎上,本文將金融發(fā)展因素納入初始條件的比較分析,因此,相較于之前的分析邏輯,本文將重點關注金融發(fā)展因素其中,Z為除金融發(fā)展因素之外的其他初始條件,X:為金融發(fā)展因素。

綜合前述理論分析,本文提出以下假設:

假設H1:中德兩國金融發(fā)展對收入不平等的影響存在差異;

假設H2:造成差異的原因有兩個。

H2-1:中德兩國初始條件的差異;

H2-2:中德兩國金融發(fā)展對收入不平等的作用機制存在差異。

圖3 理論假設框架

圖3為比較中德兩國金融發(fā)展對收入不平等影響效應的理論框架圖。主要由三部分構成,即初始條件、作用機制和發(fā)展成果。初始條件包括金融發(fā)展、職業(yè)選擇、人力資本投資和宏觀經(jīng)濟績效,即前文理論中出現(xiàn)的金融發(fā)展影響收入不平等的主要因素;作用機制描述了金融發(fā)展對收入不平等的作用機制,其中金融發(fā)展是解釋變量,收入不平等是被解釋變量,職業(yè)選擇、人力資本投資和宏觀經(jīng)濟績效為中介變量;在發(fā)展成果中,石川滋經(jīng)濟發(fā)展分析框架中的發(fā)展成果為單一變量,如經(jīng)濟增速的提高、經(jīng)濟結構的優(yōu)化以及收入分配等,本文在石川滋模型的基礎之上對發(fā)展結果予以改進,將單一變量變?yōu)槎鄠€變量間的關系。假設收入不平等為Y,金融發(fā)展為X,影響收入不平等的其余解釋變量為Z,則中國和德國金融發(fā)展對收入不平等之間的影響可以分別表示為:

(式1)

其中,F表示中國金融發(fā)展對收入不平等的影響,G表示德國金融發(fā)展對收入不平等的影響。因此,基于上述假設,發(fā)展成果可以表示為,即兩個國家之間金融發(fā)展對收入不平等的影響不同。在(式1)中,F、G實際上是對兩國金融發(fā)展影響收入差距作用機制的刻畫,前文假設H2視之為引起差異的重要因素之一,并在后文中進行檢驗。相較于明特—拉爾、石川茲的分析,本文在作用機制的分析時強調(diào)人力資本以及宏觀經(jīng)濟績效對金融發(fā)展收入分配效應的影響分析,在初始條件相同的情況下,作用機制中介效應的差異更可能是引起金融發(fā)展收入分配效應差異的重要原因。變量X、Z則從初始條件的視角,考察初始條件差異對金融發(fā)展收入效應的影響。

箭頭① 和② 分別表示造成中德兩國金融發(fā)展對收入不平等影響存在差異的兩個原因,即初始條件的差異和初始條件間作用機制的差異。接下來,利用不同的方法對理論假設進行檢驗。

三 研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源和變量定義

本文以1992—2015年中德兩國金融發(fā)展與收入不平等的相關數(shù)據(jù)為研究樣本,其中金融發(fā)展數(shù)據(jù)來源于金融結構與發(fā)展數(shù)據(jù)庫(Financial Structure and Development Database,FSDD),收入不平等數(shù)據(jù)來源于標準化世界收入不平等數(shù)據(jù)庫(Standardized World Income Inequality Database,SWIID),其余數(shù)據(jù)來源于世界銀行發(fā)展指標數(shù)據(jù)庫(World Development Indicators,WDI)以及佩恩表(Penn world table,PWT)。

(二)變量定義

1.收入不平等。收入不平等是本文的被解釋變量,借鑒陳華等(2017)的研究以及考慮數(shù)據(jù)的可得性,本文選用基尼系數(shù)(gini)作為收入不平等的替代變量。由于中國有關基尼系數(shù)的數(shù)據(jù)存在部分缺失,因此本文采用三項移動平均法對缺失值進行處理。

2.金融發(fā)展。金融發(fā)展是本文的解釋變量,一般地,金融發(fā)展包含了一國金融要素的進展與改進,對金融發(fā)展的考核涉及機構、市場、工具、制度等各層面的分析,當前,關于金融發(fā)展的度量指標存在多個層面,一些指標(如金融機構的規(guī)模、數(shù)量)側重于從機構視角進行衡量,一些指標側重于從工具視角考察(如資本市場交易額等)。為充分反映金融發(fā)展的程度,借鑒Levine(2002)的研究,本文從銀行、證券和保險市場三個方面定義金融發(fā)展。其中,選用存款貨幣銀行資產(chǎn)占GDP的比重(bank)作為銀行市場的替代變量,股票市場資本占GDP的比重(stock)作為證券市場的替代變量,壽險和非壽險保費占GDP的比重(insurance)作為保險市場的替代變量。三個變量分別從不同角度對金融發(fā)展的程度進行衡量,同時,為避免可能出現(xiàn)的相關性問題,后文分別構建三個變量形成的分位數(shù)回歸。

3.控制變量。為了更全面地考察金融發(fā)展對收入不平等的影響,本文借鑒ünal Seven & HakanYetkiner(2016)、Beck et al.(2000)、Barro(1991)、Dollar & Kraay(2004)以及Jeong & Townsend(2008)等學者的研究,對教育投資回報率(edu)、人均實際GDP(pergdp)、政府購買支出(gov)、通貨膨脹率(inf)、貿(mào)易占GDP的比重(trade)以及失業(yè)率(unemployment)等變量加以控制。其中,教育投資回報率(edu)用于定義人力資本投資,人均實際GDP(pergdp)、政府購買支出(gov)和通貨膨脹率(inf)用于解釋宏觀經(jīng)濟績效,其中人均實際GDP(pergdp)表示經(jīng)濟增長,政府購買支出(gov)和通貨膨脹率(inf)表示宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定性,貿(mào)易占GDP的比重(trade)以及失業(yè)率(unemployment)分別用于解釋開放程度及職業(yè)選擇。

表1 變量定義表

注：估計中使用的所有變量均以省略百分號的百分數(shù)形式呈現(xiàn)

(三)模型設定

本文使用分位數(shù)回歸模型以及偏最小二乘法下的結構方程模型對假設H1和假設H2進行檢驗。

為驗證假設H1和假設H2中導致中德兩國金融發(fā)展對收入不平等影響存在差異的第一個原因,即兩國初始條件的差異,建立第一組模型:

yt=c+α1×xt+α2×zt+εt

yt=c+β1×xt+β2×et+θt

其中,yt表示中國和德國的基尼系數(shù),c為常數(shù)項;xt表示金融發(fā)展,α1和β1分別為兩國金融發(fā)展的系數(shù),若系數(shù)為正,則說明金融發(fā)展對收入不平等存在正向的促進作用;zt和et表示控制變量,α2和β2分別為兩國控制變量的系數(shù);εt和θt為隨機擾動項。

為驗證假設H1和假設H2中導致中德兩國金融發(fā)展對收入不平等影響存在差異的第二個原因,即作用機制的差異,建立第二組模型。

四 實證檢驗與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2是本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果,中國和德國的金融發(fā)展以及收入不平等變量存在一定差異。例如,中國存款貨幣銀行資產(chǎn)占GDP的比重(bank)分布在76.8%至153.4%的區(qū)間范圍內(nèi),而德國在96.6%至147.4%的區(qū)間內(nèi)分布;中國的基尼系數(shù)(gini)的最小值為38.4%,最大值為51.6%,而德國的最小值為26.2%,最大值為29.1%?？梢钥闯?中國金融發(fā)展規(guī)模的增長速度要高于德國,但收入不平等程度較德國而言更加嚴重。

(二)相關性分析

為了檢驗控制變量間是否存在相關性,本文進一步分別對中德兩國六個控制變量進行相關性檢驗。結果顯示中國和德國的部分控制變量之間相關系數(shù)較高,會導致模型在估計過程中出現(xiàn)多重共線性問題(Ang & McKibbin,2007)[29]。為解決這一問題,嘗試對中德兩國的控制變量進行主成分分析。

五 實證結果分析

如前文所述,本文選用分位數(shù)回歸模型和偏最小二乘法下的結構方程模型來對假設H1和假設H2進行檢驗。因此,后文將對這兩種方法的結果進行分析。

(一)分位數(shù)回歸模型

表3和表4表示中國和德國在五個分位數(shù)水平(10%、25%、50%、75%、90%)銀行市場發(fā)展影響收入不平等的結果。總體而言,中德兩國銀行市場發(fā)展對收入不平等的影響存在一定差異,這驗證了前文提出的假設H1。一方面,中國銀行市場的系數(shù)值在所有分位數(shù)水平上均為正,即中國銀行市場的發(fā)展會加劇收入不平等;中國銀行市場的系數(shù)值在10%到50%的分位數(shù)水平上逐漸上升,在50%到90%的分位數(shù)水平上逐漸下降,這表明中國銀行市場的發(fā)展對收入不平等的促進作用會隨著收入不平等的增加呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。然而,德國銀行市場的系數(shù)在10%、25%、50%以及75%的分位數(shù)水平上為負,即總體而言,德國銀行市場的發(fā)展可以減緩收入不平等。另一方面,中國銀行市場系數(shù)在五個分位數(shù)水平上均顯著,而德國銀行市場系數(shù)的顯著性在10%、25%和50%上較高,說明中國銀行銀行市場的發(fā)展對收入不平等加劇作用更為明顯。

表5和表6表示中國和德國在五個分位數(shù)水平(10%、25%、50%、75%、90%)股票市場發(fā)展影響收入不平等的結果?？傮w而言,中德兩國股票市場發(fā)展對收入不平等的影響存在一定差異,這驗證了前文提出的假設H1。一方面,中國股票市場的系數(shù)

表3 中國銀行市場發(fā)展對收入不平等的影響結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著,括號內(nèi)為標準誤。

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著,括號內(nèi)為標準誤。

在各個分位數(shù)水平上均為正,即中國股票市場的發(fā)展會加劇收入不平等;另一方面,中國股票市場的系數(shù)在10%到75%的分位數(shù)水平上升,在75%到90%的分位數(shù)水平下降,表明中國股票市場發(fā)展對收入不平等的促進作用會隨著收入不平等的增加呈現(xiàn)先上升后下降的特征。但是,德國股票市場的系數(shù)值在10%、50%和75%的分位數(shù)水平上為負,其余為正,呈現(xiàn)出波動的特征。

表5 中國股票市場發(fā)展對收入不平等的影響結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著,括號內(nèi)為標準誤。

表6 德國股票市場發(fā)展對收入不平等的影響結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著,括號內(nèi)為標準誤。

表7和表8表示中國和德國在五個分位數(shù)水平(10%、25%、50%、75%、90%)保險市場發(fā)展影響收入不平等的結果?？傮w而言,中德兩國保險市場發(fā)展對收入不平等的影響存在一定差異,這驗證了前文提出的假設H1。首先,中國和德國保險市場的系數(shù)在個分位數(shù)水平上均為正,說明中國和德國保險市場的發(fā)展均會加劇收入不平等,但中國和德國各分位數(shù)水平上的系數(shù)值存在差異。一方面,中國保險市場在各分位數(shù)水平上系數(shù)值均大于德國,表明中國保險市場發(fā)展對收入不平等的加劇作用要強于德國。另一方面,中國保險市場的系數(shù)值在10%到90%的分位數(shù)水平上逐級下降,表明中國保險市場的發(fā)展對收入不平等的加劇作用會隨著收入不平等的增加呈下降趨勢;但德國保險市場的系數(shù)值在10%到50%的分位數(shù)水上升,50%到75%的分位數(shù)水平下降,75%到90%的分位數(shù)水平上升,表明德國保險市場發(fā)展對收入不平等的促進作用先增加,后減小,再增加。其次,總體而言,中國保險市場系數(shù)的顯著性要高于德國,說明中國保險市場發(fā)展對收入不平等的促進作用較德國更為明顯。

表7 中國保險市場發(fā)展對收入不平等的影響結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著,括號內(nèi)為標準誤。

表8 德國保險市場發(fā)展對收入不平等的影響結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著,括號內(nèi)為標準誤。

(二)偏最小二乘法下的結構方程模型回歸(PLS-SEM)

前文利用分位數(shù)模型驗證了假設H1,即中國和德國金融發(fā)展對收入不平等的影響存在差異。然而,由于是將解釋變量和主要控制變量直接與被解釋變量進行回歸,且對控制變量進行了主成分分析,因此對于回歸結果所呈現(xiàn)的差異性可以由初始條件的差異進行解釋,即對假設H2中的第一個原因進行了驗證,但由于未對中德兩國主要解釋變量和控制變量分別回歸,故無法看出中德兩國金融發(fā)展對收入不平等影響機制的差異性,想要進一步驗證假設H2中的第二個原因,需要考察中德兩國金融發(fā)展對收入不平等的作用機制。

表9和表10表示中國和德國金融發(fā)展對收入不平等作用機制的回歸結果。總體而言,中國和德國金融發(fā)展對收入不平等的作用機制存在差異,結果再次驗證了假設H1,并進一步驗證了假設H2中的第二個原因,即中德兩國金融發(fā)展對收入不平等作用機制的不同導致了金融發(fā)展對收入不平等影響的差異。

表9為中國金融發(fā)展對收入不平等作用機制的回歸結果,為簡化分析,僅列出估計結果中顯著性最高路徑結果。從表中結果可以看出,有兩條路徑顯著性較高,即“bank->edu-> gini”和“insurance-> edu-> gini”。首先,對于方向而言,中國銀行市場和保險市場影響收入不平等的中介變量為“edu”,說明中國銀行市場和保險市場會通過人力資本投資對收入不平等產(chǎn)生影響;其次,各路徑系數(shù)符號相同,說明中國銀行市場和保險市場會通過人力資本投資對收入不平等產(chǎn)生正向的促進作用,該結果與之前分位數(shù)回歸結果以及Galore & Zeira(1993)提出的結論一致,即金融發(fā)展對人力資本投資產(chǎn)生影響,進而影響收入不平等產(chǎn)生。

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著

表10為德國金融發(fā)展對收入不平等作用機制的回歸結果,為簡化分析,僅列出估計結果中顯著性最高路徑結果。從表中結果可以看出,有三條路徑顯著性較高,即“bank-> inf-> gini”“stock-> inf-> gini”“insurance-> inf-> gini”。首先,對于方向而言,德國銀行、股票和保險市場影響收入不平等的中介變量為“inf”,說明德國金融發(fā)展會通過宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定性影響收入不平等;其次,各路徑系數(shù)值符號不同,說明德國銀行、股票和保險市場通過宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定性對收入不平等產(chǎn)生負向的減小作用,最終表明德國金融發(fā)展會通過宏觀經(jīng)濟績效對收入不平等產(chǎn)生作用。此外,德國保險市場的結果與之前分位數(shù)回歸結果存在一定偏差。從表中結果來看,路徑“insurance-> gini”的系數(shù)為正(0.458)并且在1%的水平顯著,因此這種差異可以解釋為保險市場通過宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定性以外的其他因素對收入不平等產(chǎn)生正向影響。

表10 德國金融發(fā)展對收入不平等的影響機制

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著

六 主要結論與啟示

(一)研究結論

本文首先通過分析中德兩國1992-2015年金融發(fā)展與收入不平等變動趨勢后提出問題,即什么原因導致了擁有相似金融發(fā)展模式的兩個國家在收入不平等方面會存在較大差異;其次,根據(jù)這一問題提出兩個假設,即假設H1:中德兩國金融發(fā)展對收入不平等的影響存在差異,假設H2:導致這一差異的原因有兩個,兩國初始條件的差異以及金融發(fā)展對收入不平等作用機制的差異;再次,利用分位數(shù)回歸模型和偏最小二乘法下的結構方程模型對兩個假設予以驗證;最后,得出如下結論。

中德兩國金融發(fā)展對收入不平等的影響存在差異,即對假設H1進行了驗證。具體而言,首先,關于銀行市場,中國銀行市場的發(fā)展會加劇收入不平等,并且這一作用會隨著收入不平等的加劇呈現(xiàn)先升后降的趨勢;相比之下,德國銀行市場的發(fā)展對收入不平等具有減小作用。其次,關于股票市場,中國股票市場的發(fā)展對收入不平等存在正向的促進作用,且這種促進作用隨著收入不平等的加劇先上升后下降;然而,德國股票市場發(fā)展對收入不平等的影響表現(xiàn)出一定的波動性。關于保險市場,一方面,中國和德國保險市場的發(fā)展均會對收入不平等產(chǎn)生正向的促進作用,但中國的這一作用較德國而言更加顯著和強烈;另一方面,隨著收入不平等現(xiàn)象的不斷加劇,中國保險市場的發(fā)展對收入不平等的促進作用呈下降趨勢,但德國保險市場的發(fā)展對收入不平等的促進作用表現(xiàn)為先上升后下降。

上述結論在驗證了假設H1的同時,對假設H2中第一個原因也進行了驗證,即中德兩國初始條件的差異導致了其金融發(fā)展對收入不平等的影響存在差異。為了進一步驗證假設H2中的第二個原因,本文利用偏最小二乘法下的結構方程模型對初始條件間的作用機制進行分析并得出結論,即中德兩國金融發(fā)展對收入不平等作用機制存在差異,這種差異是導致中德兩國金融發(fā)展對收入不平等影響存在差異的第二個原因,即進一步驗證了假設H1的同時也驗證了假設H2中的第二個原因。具體而言,中國銀行、股票和保險市場發(fā)展影響收入不平等的中介變量是教育投資回報,即中國的內(nèi)在影響機制為金融發(fā)展通過影響教育投資回報進而對收入不平等產(chǎn)生影響;相比之下,德國銀行、股票和保險市場發(fā)展影響收入不平等的中介變量是通貨膨脹,即德國的內(nèi)在影響機制為金融發(fā)展通過影響宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定性進而對收入不平等產(chǎn)生影響。

(二)政策建議

首先,中國的銀行業(yè)應將發(fā)展重點從數(shù)量轉向質量。德國分工明確、體系完善的全能型銀行制度使得德意志、德累斯頓等銀行在國際上具有較強的競爭力;較德國而言,中國的工、農(nóng)、中、建四家國有控股的商業(yè)銀行雖然在國際排名較為靠前,但評級與國際化程度較低。因此,中國銀行業(yè)的發(fā)展方向不能局限于規(guī)模和數(shù)量,要將戰(zhàn)略重點轉向培育具有國際競爭力的全能型商業(yè)銀行。

其次,中國應進一步完善證券市場監(jiān)管體系。德國以聯(lián)邦金融管理局(BAFIN)、聯(lián)邦州財政部門監(jiān)管機構(BAB)以及法蘭克福交易所(FFM)為主體的三級監(jiān)管機構對德國證券業(yè)進行保駕護航。中國證券業(yè)的監(jiān)管體系以中國證監(jiān)會統(tǒng)一監(jiān)管為主,證券業(yè)協(xié)會和證券交易所為輔,相比于德國而言,中國還需進一步健全并完善證券行業(yè)監(jiān)管體系,盡可能避免由證券市場引起的金融風險,從而進一步增加直接融資的占比。

再次,進一步發(fā)揮保險業(yè)的“保險”功能,增加保險的普及率。德國的保險市場憑借其豐富的險種以及雄厚的再保險實力在整個歐洲保險市場中占據(jù)這重要地位。相比與德國,中國的保險業(yè)起步較晚,在保險密度和保險深度方面均與德國有著較大差距,人們對于保險的觀念也較為落后,限制了中國保險業(yè)的發(fā)展。因此,中國保險業(yè)應充分發(fā)揮保險業(yè)的“保險”功能,豐富險種,培育適合每一類人的保險產(chǎn)品,逐步扭轉保險業(yè)在人們心目中的觀念,增加保險的普及率。

最后,注重教育的公平性。中國從基礎教育階段便已顯露出一定的欠公平性,居高不下的學區(qū)房價、私立學校學費和補課費,無疑催生了收入不平等問題的出現(xiàn)。因此,中國應進一步注重教育的公平性,對教育資源進行合理配置,逐漸縮小城鄉(xiāng)家庭間教育資源的差距,最終達到減小收入不平等的目的。