金融结构转型与收入分配优化
金融结构转型与收入分配优化*邓 翔 玉国华
[提 要] 本文阐释了金融结构(包括银行业结构)影响收入分配的理论机制，并运用动态面板模型和面板门槛模型分析了金融结构对收入分配的影响效应。研究表明：(1)金融制度功能的有效发挥依赖于金融资源在数量规模和结构层次上的匹配程度，金融要素之间根据市场主体的融资需求形成相互分工协作，在促进金融结构转型过程中实现收入分配优化；(2)在资本密集型产业优先发展的战略背景下，银行业结构对收入分配存在逐级递减的正向影响效应，大型商业银行市场融资份额占比过高将不利于优化收入分配；(3)在经济增长进程中，金融结构对收入分配存在倒“U”型影响效应，金融结构由“银行主导型”向“市场主导型”转变将有利于优化收入分配。
[关键词] 金融结构；收入分配；融资模式；金融制度
一、引言
中国作为最大的发展中国家，收入分配状况历来受到学界普遍关注。有数据显示，1978—2015年，中国的资产—收入比已从350%上升至700%，这一时期，收入最高10%群体的国民收入占比从27%上升至41%，收入最低50%群体的国民收入占比则从27%下降至15%(Piketty et al.，2019)。有学者指出，无论是发达国家，抑或是发展中国家，其社会财富和收入不平等源于过去几十年来较高的储蓄率、投资率和资产—收入比所产生的收益(Piketty & Zucman，2014；Alvaredo et al.，2017)。既有研究表明，金融发展对收入分配具有实质性影响。从已有经验来看，银行部门通过调整信贷总量、改变信贷投向和调节信贷期限结构等方式影响经济增长；证券市场通过上市融资服务、缓解经营风险和创造投资价值等方式影响企业发展。并且，上述过程还通过金融工具的运用在一定程度上促成了财富和价值的再分配。习近平总书记在十九大报告中提出深化金融体制改革，增强金融服务实体经济能力，提高直接融资比重，促进多层次资本市场健康发展。实际上，金融发展水平不应仅从规模数量扩张进行衡量而缺乏对结构层次的考察，因为结构的优化有助于提升金融体系的服务功能和效率水平，从而惠及广泛的社会群体。为此，本文提出如下问题：金融结构(包括银行业结构)(1)Goldsmith(1969)最早提出“金融结构”这一概念并对其进行了定义，认为金融结构即金融工具与金融机构的相对规模，各种金融工具和金融机构的形式、性质及其相对规模共同构成了一国的金融结构的特征，进而指出金融结构演进即金融发展的理论观点。本文主要参照了林毅夫等(2009)对金融结构的相关定义，将其表述为金融体系内部各种不同的金融制度安排的比例和相对构成。具体而言，主要包括“国有大型银行主导型”和“非国有中小型银行主导型”以及“银行主导型”和“市场主导型”两类。对收入分配具有何种影响效应？长久以来，以大型国有商业银行为主导的银行业结构是否存在诸多弊端？作为以“银行主导型”金融结构体系为主的发展中国家，我国应倡导何种金融结构来实现收入分配优化？基于上述疑问，若能透过金融结构视角，研究其对收入分配的作用机制及影响效应，将是一项兼具理论与实践意义的工作。
近年来，学者们受到金融结构理论的启发，试图从金融体系内部结构演变的视角，研究金融结构在收入分配中的地位和作用，并且形成了如下几类代表性观点：(1)提高中小型银行的市场融资份额有助于优化收入分配。有研究指出，大型银行对大企业具有融资优势，所以大型企业的发展需要以大型银行占主导的金融结构，而中小银行对中小企业具有融资优势，中小企业的发展需要以中小银行占主导的金融结构(林毅夫和姜烨，2006；龚强等，2014；张一林等，2019)。因此，提升中小银行业集中度有助于支持中小型企业和传统产业向现代产业转变，从而提高传统产业员工的收入水平，缩小传统产业与现代产业之间的收入差距(Chakraborty & Ray，2006；陈斌开和林毅夫，2013)。(2)发展直接融资有助于优化收入分配。证券市场发展有助于降低资产贴现率，低贴现率将提升有价证券的净现值。同时，伴随直接融资比例提升，实体部门能够以发行证券的方式获取更多额外的金融资源，实体部门通过扩大再生产来提升资本回报率，在促进自身发展的同时提供更多的就业岗位，进而提高居民整体收入水平，这意味着，金融结构演进对收入不平等具有抑制作用(Demirgüç-Kunt & Levine，2009；Hamori & Hashiguchi，2012；刘贯春和刘媛媛，2016)。(3)金融结构演进不利于收入分配均等化。金融结构通过作用于经济增长间接地影响居民收入分配，然而，金融结构对经济增长的促进作用依赖于二者的协调匹配程度。在经济增长的特定阶段，存在一个基于要素禀赋结构、企业规模及其风险特性的最优金融结构，若采取过度宽松的金融工具创新监管体制，过度提高大型商业银行市场占有率等间接融资方式，过度重视股票市场发展等直接融资方式，又或是过度压抑小额信贷、民间借贷市场等非正规金融渠道，均会加剧收入不平等程度(Aggarwal & Goodell，2009；Seven & Coskun，2016；Brei et al.，2018)。
当前，学界对于金融结构与收入分配的探讨尚处于初期阶段，研究观点也显得莫衷一是，故进行深入的理论和实证研究尤为必要。就本文主题而言，仍待进一步深化，其表现为：(1)学者们主要聚焦于金融中介或金融市场在不同经济发展阶段对金融资源配置的功能差异，缺乏从合意金融结构这一视角探究其收入分配效应。最优金融结构理论指出，不同的金融制度在动员储蓄、转化闲散资金和风险分担方面各具优势，只有资源禀赋与经济结构契合时，金融结构才能实现最优。因此，探讨二者关系时，需要重视经济体处于不同发展阶段所决定的金融结构特征。(2)学者们均认为金融结构对收入分配有一定影响，但现有研究大多是采用线性回归模型，忽略了变量可能存在的结构变化关系，当前仍需要大量的实证研究进行佐证。
鉴于此，本文基于新结构经济学理论研究金融结构对收入分配的理论机理及影响效应，并作出以下贡献：(1)结合新古典经济增长理论，阐释银行业结构和金融结构对收入分配的理论机制。(2)针对已有研究忽略变量之间可能存在的非线性关系特点，运用面板门槛模型定量研究银行业结构和金融结构对收入分配的“门槛效应”。
二、理论机制
本节主要分析银行业结构和金融结构影响收入分配的理论机制。虽然不同国家因要素禀赋结构差异而具有不同的金融结构，但本质上不外乎大型商业银行与中小型商业银行、间接融资和直接融资两种形式。为此，本文立足新结构经济学视角，分别研究二者影响收入分配的理论机制。
(一)银行业结构与收入分配
中国是一个资本相对稀缺、劳动力相对丰富的中等收入国家，企业构成也以劳动密集型的中小企业为主。较之于大型企业，中小企业大多数处于初创期和成长期，很难达到上市门槛，这就使得以银行为代表的间接融资安排在经济金融活动中处于相对主导地位(林毅夫和李永军，2001)。长久以来，以大型国有银行为主的银行业结构体系为企业融资提供了制度性保障。所以，本文运用所有制结构模型阐释银行业结构影响收入分配的理论机制。
假定经济中存在国有和民营两个部门(分别以下标s、下标p表示)，二者生产资金源于银行信贷。为便于分析，本文将经济体中的部门个数标准化为1。设两类部门的生产函数为：
(1)
(2)
式中，Ys和Yp分别为国有、民营部门的实际产出水平；As和Ap分别为国有、民营部门的技术进步水平；Ls和Lp分别为国有、民营部门的劳动力数量；Fs和Fp分别为国有、民营部门所拥有的信贷资本；α和1-α分别为信贷资本和劳动力的产出弹性。假定银行信贷在国有部门的融资占比为θ(0<θ<1)，在民营部门的融资占比为1-θ，则经济体的资源约束为：
Y=Ys+Yp；F=Fs+Fp；Fs=θF；
Fp=(1-θ)F；L=Ls+Lp
(3)
当市场处于完全竞争时，一阶优化条件为：
(4)
(5)
(6)
(7)
令国有和民营部门的工资性收入比τ=Ws/Wp，则有：
(8)
对式(8)等号两边取对数，则有：
(9)
对式(9)两边关于θ求导数，则有：
(10)
由式(10)可知，整体上，提高大型银行的市场融资份额会加剧收入不平等程度。值得注意的是，当θ∈(0,θ0)时(θ0表示银行信贷资源在两部门平均分配时的比例)，提高银行信贷对国有部门的配置比例，其对收入不平等的正向效应会逐步递减；当θ∈(θ0,1)时，提高银行信贷对国有部门的配置比例，其对收入不平等的正向效应会逐步递增。
由此可见，在经济发展初期，银行信贷越倾向于国有部门则越有利于缩小收入分配差距；然而，伴随银行信贷向国有部门配置比例的提高，则会加剧收入分配不平等程度。卢峰和姚洋(2004)指出，在经济发展的初级阶段，为了稳定经济，国家会考虑通过大型商业银行优先满足大型企业发展的资金需要，以大型商业银行为基础的金融系统允许参与企业更大的生产活动。同时，由于金融资源从国有部门流向私人部门的“漏损效应”的存在，减弱了银行信贷配给制度给私人部门带来的负面影响，有效提升了全社会资金配置效率。通过向中小型企业提供外部资金支持，有利于其扩大经营运作规模，增强研发能力，提高资产质量，改善资产结构等(王国刚，2020)，从而有利于提升企业经营绩效与员工收入。但是，在“银行主导型”的金融制度安排下，由于缺乏透明度和信息披露，作为金融中介的银行只会向自身所了解的项目提供资金支持(林毅夫等，2009)，银行集中度越高意味着银行垄断力量就越强，由于金融资源的“门槛效应”，这种金融抑制导致民营企业面对更高的贷款利率，造成对资金信贷需求最大的民营企业难以获得公平的机会，这减缓了民营企业发展速度。现实经济中，以非熟练劳动力为主的绝大多数民营部门一般面临着一定的融资约束问题，这些约束可能源于企业信息不透明、缺乏抵押品、融资规模小从而单位融资交易成本高(Beck & Demirgüç-Kunt，2006)，使其无法通过向银行提供相应的“硬”信息获得充裕的资金进行扩大再生产。因此，从长期来看，大型银行主导下的金融制度安排不利于缓解民营企业的融资困境，使其面临资金周转不畅、企业创新动力不足、管理风险加深等局面，继而加剧收入不平等(Gimet & Lagoarde-Segot，2011)。据此，本文提出：
H1 银行业结构对收入不平等具有正向作用，即大型银行的市场融资份额过高不利于收入分配优化。
H2 银行业结构对收入分配存在“门槛效应”，其对收入不平等存在正“U”型影响效应。
(二)金融结构与收入分配
一般而言，大企业具备完整的、可信度较高的财报信息，其信贷可得性较高，但对于大多数中小企业而言，由于信息不对称、缺乏抵押品、资金需求少等问题会使得单位融资成本较高，使其难以通过商业银行进行融资。为了引导资金流向中小企业，缓解间接融资制度下中小企业融资困境，我国证券市场先后推出了新三板和科创板。与间接融资方式不同，股权融资是现代金融体系中直接融资制度安排的主要模式，既有经验表明，经济越发达，则股权融资越活跃(Demirgüç-Kunt，2001)。为了揭示金融结构对收入分配的理论机制，假定经济中存在大型和中小型两个生产部门(分别以下标a、下标b表示)，假定二者的生产资金分别来源于金融中介(间接融资)和金融市场(直接融资)。设两类部门的生产函数为：
(11)
(12)
式中，Ya和Yb分别为大型、中小型部门的实际产出水平；Aa和Ab分别为大型、中小型部门的技术进步水平；La和Lb分别为大型、中小型部门的劳动力数量；Ka和Kb分别为间接融资和直接融资；β和1-β分别为金融资本和劳动力的产出弹性。
当市场处于完全竞争时，一阶优化条件为：
(13)
(14)
(15)
(16)
式中，Wa和Wb分别表示两部门支付给劳动力的工资报酬，Ra和Rb分别表示两部门在获得金融资源时所要支付的利息率。令两部门劳动力工资之比为Q=Wa/Wb，则有：
(17)
通过式(17)可知，收入分配主要取决于企业生产技术效率、金融资金配置以及劳动力人数三个方面的差异。进一步的，令FS=Kb/Ka，表示金融市场与银行部门的相对比例和构成，即金融结构变量。联立式(15)～式(16)推导出：
(18)
进一步可得到金融结构的表达式：
(19)
由此可知，金融结构主要根据生产效率和劳动力人数进行调整。比如，当中小型企业生产效率较高时，其可吸纳的劳动力人数增多，因此，与之相匹配的金融结构特征主要表现为直接融资在整个金融结构体系中所占比例有所提升。观察式(18)，利用式(11)与式(12)之比，则有：
(20)
由式(20)可知，决定金融结构的最终因素实际上就是两部门的实际产出水平Ya与Yb，如果将该结论进一步延伸至社会若干行业和产业之中，则可引申出新结构经济学重要理论内容(2)新结构经济学理论认为，一国经济在一定发展阶段的要素禀赋结构决定着该阶段具有比较优势的产业和技术结构的性质，以及具有自生能力的企业的规模特征和风险特性，从而形成对金融服务的特定需求，这是决定金融结构的根本性因素。。一般而言，随着经济体主导产业由劳动密集型向资本密集型转变，企业的技术创新风险和产品创新风险会不断增多。资本密集型产业的风险补偿资金需求决定了不同的金融制度安排，随着要素禀赋结构的提升，经济内部的最优产业和技术结构会发生变化，与之相对应的金融结构也会随之演化。
进一步的，将FS=Kb/Ka代入式(17)，并对FS求导，则有：
(21)
通过式(21)可知，两部门收入比Q是金融结构FS的减函数，说明提高直接融资份额有助于缩小收入差距。从影响机制来看，由于劳动力自身劳动熟练程度有所差异，导致其从事的生产部门和行业存在差别。当中小企业获得直接融资支持后，为了扩大生产会吸纳更多非农劳动力(3)大企业尤其是国有企业是城市人口的就业集中地，其属于资本密集型企业，对劳动力的技能要求较高，而中小企业大部分属于劳动密集型企业，对劳动力的技能要求比较低，为非熟练劳动力提供了大量非农就业机会。，并将其经营成果用于医疗、教育、保险等社会福利支出。如果劳动力能够通过金融手段提升自身劳动技能，改善人力资本积累不均等程度，就能够通过就业渠道增加工资性收入，缓解收入不平等。已有研究表明，中小企业具有劳动密集型特点，通过缓解中小企业的融资约束来满足其发展对外部资金的需求，增强其就业吸纳能力，拓宽农村居民的就业渠道，将有助于缓解居民收入不平等程度(姚耀军和董钢锋，2014)。由此可见，实体经济在某一发展阶段对金融服务的需求也会系统性地有别于该经济体在其他阶段的需求，最优金融结构偏离致使不同生产主体所面对的金融结构发生改变，使得不同生产主体在实现产量最大化过程中所面临的金融资源组合出现偏差。当金融结构制度安排与这种需求相匹配时，金融体系便能最大效率地发挥其基本功能，通过经济增长的溢出效应促进居民增收，减缓收入不平等程度，反之则会加剧收入不平等程度。所以，金融制度功能的有效发挥依赖于金融资源在数量规模和结构层次上的匹配程度，金融要素之间根据市场主体的融资需求形成相互分工协作，在促进金融结构转型过程中实现收入分配优化。据此，本文提出：
H3 金融结构对收入不均等具有抑制作用，即提高直接融资份额有利于收入分配优化。
H4 金融结构对收入分配存在“门槛效应”，其对收入不平等存在倒“U”型影响效应。
三、实证策略
(一)模型设定
1.动态面板模型设定。为了验证前文理论假说并增加结论的严谨性，本文首先设计动态面板模型作为实证分析的基准模型：
GINIit=
×CONSh,it+τi+νt+εit
(22)
GINIit=
×CONSh,it+τi+νt+εit
(23)
式中，GINI和GINIit-1分别为收入分配及其一阶滞后项；BS和FS分别为银行业结构和金融结构；CONS为控制变量向量，包括经济增长(Gdp)、社会投资(INV)、政府干预(GOV)、对外开放(OPE)、产业结构升级(IND)、受教育年限(EDU)、城镇化率(URB)；α0为截距项，αm(m=1,2)为回归系数；φh(h=1,2,3,…,7)为控制变量回归系数；τ和ν分别为个体效应、时间效应；ε为残差项；i，t分别为第i个省(市、区)和第t年。同时，本文在对式(22)～式(23)估计时，将样本划分为1995—2002年和2003—2010年两个时期(4)关于样本时期的划分，本文主要考虑：第一，1995—2002年，正值中国经济体制急剧转变、政府发展战略变化和经济逐步转型的关键时期，这三大因素对居民收入分配格局产生了不同程度的影响。第二，中国一系列重大的收入分配政策和金融体制改革始于2003年之后，比如，农村最低生活保障制度、农村养老保险制度、农信社股份制改革。第三，在经济发展进程中，突发事件、宏观政策可能导致变量之间的关系产生结构性突变，金融结构(包括银行业结构)演进对收入分配可能存在非线性效应特征。，主要考察银行业结构和金融结构影响收入分配的非线性效应特征。
2.面板门槛模型设定。为了考察金融结构对收入分配的“门槛效应”，本文基于门槛模型原理(Hansen，1999)，设计如下模型：
GINIit=β0+β1BSitI(BSit<γ1)
+β2BSitI(BSit≥γ2)
+νt+μit
(24)
GINIit=β0+β1BSitI(BSit<γ1)
+β2FSitI(FSit≥γ2)
+νt+μit
(25)
式(24)和式(25)为单一门槛模型，其中I(·)为示性函数；γz(z=1,2)为待估计门槛值；β0为截距项，βz(z=1,2)为回归系数；δj(j=1,2,3,…,7)为控制变量回归系数；μ为残差项，其余变量含义同式(22)和式(23)。进一步的，本文设计了双重门槛模型：
GINIit=ψ0+ψ1BSitI(BSit<φ1)
+ψ2BSitI(φ1≤BSit<φ2)
+ψ3BSitI(BSit≥φ2)
+νt+ξit
(26)
GINIit=ψ0+ψ1FSitI(FSit<φ1)
+ψ2FSitI(φ1≤FSit<φ2)
+ψ3FSitI(FSit≥φ2)
+νt+ξit
(27)
式中，φl(l=1,2)为待估计门槛值；ψ0为截距项；ψu(u=1,2,3)为回归系数；ωk(k=1,2,3,…,7)为控制变量回归系数向量；ξ为残差项，其余变量含义同式(22)～式(25)。
(二)变量与数据
1.被解释变量。收入分配方面基尼系数是国际公认的衡量贫富差距的权威指标，本文按照田卫民(2012)提出的方案分别测算城镇和农村的基尼系数，然后测算整体基尼系数，具体计算公式为：
GINI=
×Pi
(28)
式中，P为抽样调查总人口；W为抽样调查家庭的总收入；Wi为累计到第i组的总收入。由于个别省(市、区)并未统计城乡合一的收入五分法数据，所以，本文采用Sundrum(1990)提出的“分组加权法”来计算城乡居民整体基尼系数：
式中，GINIu和GINIr分别为城镇、农村居民的基尼系数；Pu和Pr分别为城镇、农村人口与总人口之比；Iu和Ic分别为城镇、农村居民人均收入；I为省(市、区)总体人均收入。
2.核心解释变量。包括以下两项：一是银行业结构，本文主要以工、农、中、建四大国有股份制商业银行的存、贷款总额与地区金融机构存、贷款总额之比进行测度。二是金融结构，本文借鉴张成思和刘贯春(2015)、杨子荣和张鹏杨(2018)的做法，将金融结构根据融资来源划分为发行初级证券的直接融资和经过金融中介融资的间接融资，并以直接融资与间接融资之比进行测度。其中，直接融资为股票筹资额与债券筹资额之和(5)其中，证券筹资额包括：首发募集资金总额、增发募集资金总额和配股募集资金总额；债券筹资额包括：企业债券、公司债券、短期融资券、一般中期票据、资产支持证券、可转债和可分离可转债的筹资总额。，间接融资为金融机构贷款增加额。
3.控制变量。包括以下七项：一是经济增长。经济增长有利于促进居民收入增长，抑制收入不平等程度(Alesina & Perotti，1996；Stephen，2005)，一个合理的经济结构和有效的经济制度安排能够促进市场平稳运行、社会繁荣发展，从而有助于收入分配优化。本文以实际GDP增长率来测度经济增长。二是社会投资。社会投资能为经济建设提供必要的资本积累，为经济发展奠定坚实的物质基础，并且通过经济增长实现收入分配优化，该指标为社会固定资产投资与地区GDP之比。三是政府干预。对于政府干预指标，本文借鉴李晓龙和冉光和(2018)的研究思路，以政府年度财政支出总额占地区GDP之比测度该项指标。四是对外开放。一般而言，地区对外开放水平越高，越有助于国内企业治理理念和激励方式的转变，并通过推动经济增长来提升居民收入水平。本文主要采用地区进出口总额与GDP之比测度对外开放指标。其中，地区进出口总额采用当期美元兑人民币的汇率换算为人民币。五是产业结构升级。收入分配优化离不开产业结构由低级向高级的演进过程，本文借鉴干春晖等(2011)、柯善咨和赵曜(2014)的做法，以第三产业与第二产业增加值之比来测度该项指标。六是教育年限。人力资本积累是提高居民劳动生产报酬率的可靠保证，本文借鉴刘巍(2003)的做法，以人均受教育年限(6)人均受教育年限=∑(6岁以上各类教育程度抽样人数/6岁以上抽样总人数)×完成各类教育所用时间，并将完成各类教育所用时长依次划分为文盲0年，小学6年，初中9年，高中12年，大专及以上16年。测度该项指标。七是城镇化率。已有研究表明城镇化有利于促进一些富裕和较有能力的农村居民流向城市，而农村中的贫困家庭和无专业技能的劳动者很少从城市化中受益，这无疑会对居民收入产生抑制作用，本文主要以城镇人口占总人口的比重测度该项指标。
本文的时间跨度为1995—2010年，数据来源于历年的《中国统计年鉴》《中国金融年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国教育统计年鉴》、CEIC数据库、WIND数据库。同时，因无法测算吉林、山东、海南、西藏的基尼系数，故予以剔除。此外，本文对以货币为表现形式的名义变量采用CPI指数进行平减处理，变量统计描述见表1。
表1 统计描述
四、计量结果
(一)模型检验
本文主要利用STATA16.0软件进行实证操作。表2汇报了门槛效应检验与门槛值估计结果，结果显示：银行业结构(BS)、金融结构(FS)与收入分配之间的确存在“门槛效应”。其中，以BS作为解释变量的整体样本单一门槛检验和双重门槛检验分别通过了1%显著性水平检验，门槛值分别为4.137，4.066和4.178。同时，城镇和农村样本均通过了单一门槛检验和双重门槛检验，且在1%，5%或10%的水平下显著。类似的，以FS作为解释变量的门槛效应检验对各观测样本而言均存在显著的“门槛效应”，故不再赘述。
表2 门槛效应检验与门槛值估计
注：*，***和***分别表示在10%，5%和1%的水平下显著；结果由Bootstrap法分别抽样400次得到。
(二)计量结果与解析
1.动态面板模型结果解析。本文采用广义系统矩估计方法(GMM)对动态面板模型进行估计。从模型(1)的工具变量选取的有效性来看，结果显示，AR(1)和AR(2)检验残差项存在一阶自相关而无二阶自相关，其中，AR(1)为-3.015 9(Prob.=0.01)，AR(2)为1.244 0(Prob.=0.21)，因而GMM估计有效。同时，工具变量的Sargan统计量在10%的显著性水平下不显著，由此说明工具变量选取有效。此外，观察表3～表4其余样本的估计结果均可获得一致的结论，故不再赘述。下文首先对以BS作为解释变量的计量结果进行解析。
表3 银行业结构对收入分配的影响：基于动态面板模型
注：*，**和***分别表示在10%，5%和1%的水平下显著；回归系数下方的括弧内为t(或z)值。下表同。
第一，模型(1)显示，银行业结构对整体样本的收入分配具有正向作用，回归系数为0.023 7，且在5%的显著性水平下显著。从不同时期来看，模型(2)～模型(3)显示，1995—2002年，银行业结构对整体样本的收入分配具有正向作用，2003—2010年，银行业结构对整体样本的收入分配具有抑制作用。由此可见，2003—2010年，我国银行业结构逐渐优化而使得整体收入不平等程度得到缓解。原因在于，在资本密集型产业优先发展的战略背景下，金融体系中能够为国有大型企业提供融资便利的大型商业银行市场占比会逐步提高。但是，国有经济多为资本密集型的重工业企业，国有经济在公共服务领域对非国有经济的挤出效应，导致其对非熟练劳动力的吸纳能力有限。同时，国有经济的垄断性质在很大程度上拉大了行业间的收入差距，由此加剧了收入不平等。随着经济不断发展，实体经济内的中小型企业经营规模和金融服务需求日益扩大，在这一阶段，以中小银行为主的金融制度模式有了更大的发展空间，商业银行之间的相互竞争提高了资源配置效率，迫于营利性压力，银行加速金融产品创新，降低中小企业获得金融资源的“门槛”。当中小企业获得外源融资后，通过吸纳更多的非农劳动力，并将其经营成果用于医疗、教育、保险等社会福利支出，通过提高职工人力资本而提升其收入水平，有效减缓了收入不平等。
第二，模型(4)、模型(5)和模型(6)显示，在1995—2010年、1995—2002年和2003—2010年三个观测时期内，银行业结构对城镇样本的收入不平等程度均具有抑制作用，回归系数分别为-0.063 7，-0.025 9和-0.229 0，且模型(4)和模型(6)中的银行业结构对城镇样本的收入分配回归系数在1%的显著性水平下显著。原因在于，在资本密集型产业优先发展的战略背景下，我国城镇聚集了大量国有经济部门，此时以国有大型商业银行为主导的银行业结构体系对于国有经济发展十分有利，大量集聚于城镇的大型国有商业银行对于城市化建设发挥了不可忽视的作用，为城镇企业发展提供了充裕的资金，而中国目前的经济增长主要靠城镇部门的第二产业、第三产业拉动，由此提高了城镇内部居民的整体收入水平。因此，银行业结构演进会使城镇居民的收入差距缩小。
第三，模型(7)、模型(8)和模型(9)显示，银行业结构对农村样本的收入分配具有正向作用(回归系数分别为0.035 7，0.017 5和0.031 4)，即农村居民收入不平等程度随银行业结构不断演进而逐步加剧。原因在于，发展中国家普遍较高的融资成本，无法满足低收入群体对金融信贷服务的基本需求，迫使资金配给给高收入群体，从而获得更高的资本回报率。特别地，对于农村地区而言，无论是银行业本身还是信贷服务水平，其发展程度均较低，农村地区遭受的金融抑制程度更为严重，金融本身的“门槛效应”使得先天资源禀赋条件较差的农村居民遭受着更为严重的“金融排斥”(温涛等，2018)。收入较低的农民因先天资本积累较少和外源资本获取能力有限，使自身所遭受的“金融抑制”程度较大，从而难以摆脱收入增长困境，因而引致居民收入不平等程度加剧(王小华等，2014)。所以，银行业结构对收入分配优化不显著，甚至进一步扩大了农村居民间的收入差距。
其次，表4汇报了以FS作为解释变量的计量结果，下文依次进行解析。
表4 金融结构对收入分配的影响：基于动态面板模型
第一，模型(10)显示，整体上，金融结构对整体样本的收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.001 3)，且在5%的显著性水平下显著。模型(11)显示，1995—2002年，金融结构对整体样本的收入分配具有促进作用(回归系数为0.013 4)，且在1%的显著性水平下显著。模型(12)显示，2003—2010年，金融结构对整体样本的收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.020 5)，且在5%的显著性水平下显著。正如前文所述，由于最优金融结构存在偏离的可能性，导致不同生产主体在生产过程中所面临的金融资源组合出现偏差。当金融结构制度安排与这种需求相匹配时，金融体系便能减缓收入不平等程度，反之则会加剧收入不平等程度。整体上，金融结构演进对收入分配具有倒“U”型影响效应。
第二，模型(13)显示，对于城镇样本而言，金融结构对整体样本的收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.251 3)，且在1%的显著性水平下显著。模型(14)～模型(15)显示，1995—2002年和2003—2010年两个时期，金融结构对城镇样本的收入分配均具有抑制作用，回归系数分别为-0.011 3和-0.004 2，且两者分别在5%和10%的显著性水平下显著。所以，直接融资模式在优化城镇居民收入分配方面发挥了十分重要的作用。一方面，金融市场发展较好地纠正了间接融资所产生的“金融错配”问题，能够改善城镇大量中小型企业所面临的“融资难、融资贵”局面。另一方面，直接融资比例提升能够为企业技术项目的开展提供长期资金支持，也会逐步降低企业对于间接融资的刚性需求，从而有助于降低企业杠杆率水平，进而减少企业财务风险，提升企业收入的稳定性，从而有利于优化企业之间员工的收入分配状况。
第三，模型(16)显示，对于农村样本而言，金融结构对整体样本的收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.004 0)，且在10%的显著性水平下显著。模型(17)显示，1995—2002年，金融结构对农村样本的收入分配具有正向作用(回归系数为0.018 9)，且在5%的显著性水平下显著。计量结果表明，金融结构每提高一个标准单位将使得农村居民收入差距扩大0.018 9个标准单位。模型(18)显示，2003—2010年，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.003 4)。对于农村地区而言，金融结构对收入分配的影响具有显著的“先促进，后抑制”的“门槛效应”，即金融结构演进有助于缓解农村居民收入不均等程度。原因在于，20世纪90年代末，中国农村金融制度没有出现重大变革，同时，土地承包制度的不稳定性和农业投资的短期化倾向，阻碍了劳动生产率提升。虽然乡镇企业发展吸收了部分农村剩余劳动力，但是乡镇企业在区域间的发展差异较大，从而加剧了农村居民收入不平等程度(李实和朱梦冰，2018)。21世纪以来，我国大力实施农村金融制度改革，使得农村企业的金融可得性程度得到了显著提高，农村地区的企业通过上市融资、发行债券等方式缓解了融资约束，并通过吸纳农村剩余劳动力来提升居民收入水平。
2.面板门槛模型结果解析。表5和表6汇报了面板门槛模型计量结果，下文依次进行解析。
第一，表5为以BS作为解释变量的面板门槛模型计量结果。模型(19)显示，在门槛区间一范围内，银行业结构对收入分配具有正向作用(回归系数为0.056 3)，且该结果在5%的显著性水平下显著；在门槛区间二范围内，银行业结构对收入分配具有正向作用(回归系数为0.041 3)，且该结果在10%的显著性水平下显著。模型(20)显示，在门槛区间一、门槛区间二和门槛区间三范围内，银行业结构对收入分配具有正向作用(回归系数分别为0.105 7，0.094 7和0.077 9)。所以，伴随银行业结构演进，其对收入分配的边际影响系数会逐步递减，也表现为正“U”型效应左侧部分。
表5 银行业结构对收入分配的影响：基于面板门槛模型
第二，模型(21)为以城镇作为观测对象的单一面板门槛模型回归结果，与整体样本类似，在门槛区间一范围内，银行业结构对收入分配具有正向作用(回归系数为0.040 0)，在门槛区间二范围内，银行业结构对收入分配具有正向作用(回归系数为0.026 2)。模型(22)结果显示，在门槛区间一和门槛区间二范围内，银行业结构对收入分配的边际效应表现为正向作用，回归系数分别为0.045 6和0.024 8；在门槛区间三范围内，金融结构对收入分配的边际效应表现为负向作用，回归系数为-0.042 0。由此可见，对于城镇样本而言，无论是单一面板门槛模型还是双重面板门槛模型，银行业结构对收入分配具有“门槛效应”，且伴随银行业结构演进，其对收入分配的边际影响系数会逐步递减。
第三，模型(23)～模型(24)显示，随着银行业结构提升，其对收入分配整体上具有正向作用。与前文观测样本估计系数方向不一致的是，模型(23)的银行业结构对农村居民收入分配分别存在正、负两种效应。具体来看，在门槛区间一范围内，银行业结构对收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.008 2)；在门槛区间二范围内，银行业结构对收入分配具有正向作用(回归系数为0.018 2)。进一步观察，模型(24)的银行业结构对农村居民收入分配表现为完全正向作用(回归系数分别为0.067 9，0.097 8和0.086 8)，同时，伴随银行业结构演进，其对收入分配的边际影响系数会逐步递减。由此可见，虽然近年来政府采取鼓励发展村镇银行等政策措施，使得我国大型国有商业银行比例有所下降，但是并没有从根本上改变农村地区的“金融抑制”，金融机构无法为所有乡镇企业提供正规信贷产品而使其面临着一定的“金融排斥”。所以，银行业结构依然会加剧农村居民收入不平等程度。
进一步的，表6为以FS作为解释变量的面板门槛模型计量结果。
表6 金融结构对收入分配的影响：基于面板门槛模型
第一，模型(25)显示，在门槛区间一范围内，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.013 4)，且该结果在10%的显著性水平下显著；在门槛区间二范围内，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.010 6)，且该结果在1%的显著性水平下显著。同样的，模型(26)显示，在门槛区间一范围内，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.016 9)，且该结果在5%的显著性水平下显著；在门槛区间二和门槛区间三范围内，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数分别为-0.041 1和-0.017 4)，且该结果在1%的显著性水平下显著。
第二，观察模型(27)，在门槛区间一范围内，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.012 0)，且该结果在10%的显著性水平下显著；在门槛区间二范围内，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.002 7)，但不显著。观察模型(28)，在门槛区间一范围内，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.012 0)，且该结果在10%的显著性水平下显著；在门槛区间二和门槛区间三范围内，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数分别为-0.014 5和-0.029 2)，且该结果分别在5%和1%的显著性水平下显著。
第三，解析模型(29)和模型(30)的计量结果。模型(29)显示，在门槛区间一范围内，金融结构对收入分配具有正向作用(回归系数为-0.008 7)，但不显著；在门槛区间二范围内，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.018 3)，且该结果在1%的显著性水平下显著。类似的，模型(30)显示，在门槛区间一范围内，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.011 0)，且该结果在10%的显著性水平下显著；在门槛区间二范围内，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.037 1)，且该结果在1%的显著性水平下显著；在门槛区间三范围内，金融结构对收入分配具有抑制作用(回归系数为-0.026 7)，且该结果在1%的显著性水平下显著。
由此说明，调整直接金融资本与间接金融资本的配置比例，进一步提升直接的金融资本供给有助于突破高风险行业和新兴技术产业所遭遇的融资“瓶颈”，化解“银行主导型”金融结构因间接金融资本供给较多而引起商业银行对企业风险识别和担保条件降低的矛盾，从而为具有较强创新意识的高新技术产业提供资金保障，通过企业发展带动居民就业，最终优化居民收入分配程度。
3.控制变量结果解析。综合控制变量计量结果，本文发现：第一，经济增长对收入分配始终具有较为显著的抑制作用，这符合预期。说明我国大多数人口能享受到经济发展的成果，社会经济持续增长有助于缩小贫富差距。类似的，社会投资在回归结果中主要表现为抑制作用，这符合预期。第二，对外开放对收入分配的影响因样本数据不同而有所差异，对于农村样本而言，对外开放整体上对收入不平等的抑制作用十分显著。所以，应加大欠发达地区的对外开放水平，进而缩小居民收入差距。第三，政府干预、产业结构升级、人力资本和城镇化率提高对收入分配的影响较多表现为正向影响。原因在于：首先，政府财政支出具有“城市偏向型”特征，这种城市偏向的投入政策内生于我国发展战略、经济政策和社会政策(比如，“重工业”优先发展战略、国有经济体制、城乡户籍制度等)，引致了收入差距持续扩大的局面。其次，我国产业结构升级在一定程度上吸引了大量农村剩余劳动力，但是相对低廉的劳动力成本导致劳动者增收效应并不明显。而且近年来产能过剩等潜在弊病也造成产业结构失衡和发展后劲不足等问题，庞大的就业人数需要企业大规模的薪资投入，经济转型中人才结构未能得到及时与合理的优化，导致收入分配效果欠佳。再次，人力资本对于缩小农村居民收入差距的作用较为显著，但是却不利于缩小整体和城镇居民收入差距。从农村来看，随着我国财政资金用于农村教育的力度持续加大，农村地区人力资本存量和积累率改善明显，从而有助于提高农村地区人力资本对收入分配的边际贡献率。从城镇来看，随着经济社会发展，学历不再是收入的决定性因素，大量高端人才聚集缩小了人力资本差距，城镇高人力资本存量和积累率使得其对收入分配的影响有所弱化。最后，当前我国在城镇化建设过程中未能有效发挥人才和资源的集聚效应，政府所倡导的资本密集型产业优先发展战略，造成农村居民难以向城市转移，加上城市劳动力对非熟练劳动力的需求不断下降，从而导致收入差距不断扩大。
(三)进一步讨论
1.异质性分析。中国不同地区之间的金融发展水平存在差异，金融市场化程度也不尽相同。为了检验前文结论的稳健性，本文将全样本划分为东、中、西部(7)东部指北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、广东、辽宁和黑龙江；中部指山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部指内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆。吉林、山东、海南、西藏未列其中。三个子样本进行了异质性分析，具体结果见表7～表9，下文依次进行解析。
表7 异质性分析：东部地区
说明：限于篇幅，本文未汇报控制变量结果，读者感兴趣可向笔者索要，下表同。
表8 异质性分析：中部地区
表9 异质性分析：西部地区
第一，从东部地区层面来看，一方面，银行业结构对收入分配具有显著的正向促进作用，且伴随银行业结构演进，其对收入分配的边际影响系数会逐步递减。其中，模型(31)的边际系数为0.147 7，0.121 1和0.161 2；模型(33)的边际系数为0.078 5，0.045 2和0.031 6；模型(35)的边际系数为0.390 6，0.270 7和0.367 5。另一方面，金融结构对收入分配具有显著的“先促进，后抑制”的“门槛效应”，这与前文的研究结论一致。其中，模型(32)的边际系数为0.020 6，-0.028 3和-0.011 1；模型(34)的边际系数为0.021 3，-0.082 7和0.029 0；模型(36)的边际系数为0.018 6，-0.041 5和-0.063 8。
第二，从中部地区层面来看，一方面，银行业结构对收入分配具有显著的正向促进作用。其中，从全样本来看，银行业结构演进对收入分配的边际影响系数会逐步递增，但递增的幅度较小。从城镇和农村样本来看，银行业结构演进对收入分配的边际影响系数会逐步递减。另一方面，金融结构对收入分配具有较为显著的“先促进，后抑制”的“门槛效应”，这与前文的研究结论一致。其中，模型(38)的边际系数为0.006 5，-0.023 0和-0.018 8；模型(40)的边际系数为0.008 8，-0.019 1和-0.02 61；模型(42)的边际系数为0.019 2，-0.005 4和-0.014 3。
第三，从西部地区来看，一方面，银行业结构对收入分配具有较为显著的正向促进作用，且伴随银行业结构演进，其对收入分配的边际影响系数会逐步递减。其中，模型(43)的边际系数为0.058 5，0.044 6和0.037 6；模型(45)的边际系数为0.102 6，0.078 3和0.066 9；模型(47)的边际系数为0.220 8，0.205 6和0.183 1。另一方面，金融结构对收入分配具有显著的“先促进，后抑制”的“门槛效应”，这与前文的研究结论一致。其中，模型(44)的边际系数为0.014 3，-0.019 1和-0.001 6；模型(46)的边际系数为0.111 4，-0.072 1和-0.075 5；模型(48)的边际系数为0.121 4，-0.047 5和-0.012 8。
整体上，本文通过区域异质性检验发现，银行业结构和金融结构对收入分配的影响效应在东、中、西部之间不存在明显差异，因此，前文的研究结论具有一定稳健性。
2.内生性分析。变量的内生性问题会影响估计结果的准确性，由于存在遗漏变量和反向因果关系导致模型存在内生性缺陷。比如，在本文的研究中，收入分配可能会对银行业结构和金融结构产生影响，由于经济发展过程中会出现资金盈余者和资金短缺者，而资金从供给方向需求方的转移，配置是最基本的金融活动，这意味着，正是收入分配不均才产生了“金融”。鉴于此，本文采用动态面板门槛模型缓解内生性问题，表10～表11汇报了动态面板门槛模型计量结果。
表10 内生性分析：基于动态面板门槛模型
表11 内生性分析：基于动态面板门槛模型
第一，模型(49)～模型(51)显示，银行业结构对收入分配具有显著的正向促进作用，且回归系数均在10%的显著性水平下显著。另外，银行业结构对收入分配存在显著的“门槛效应”，伴随银行业结构不断演进，其对收入分配的边际效应会逐步递减，这与前文的研究结论一致。其中，模型(49)的边际系数为0.400 4和0.384 3；模型(50)的边际系数为0.546 9和0.491 9；模型(51)的边际系数为0.600 6和0.520 1。
第二，模型(52)～模型(54)显示，金融结构对收入分配存在显著的“门槛效应”，伴随金融结构不断演进，其对收入分配具有显著的“先促进，后抑制”的“门槛效应”，这与前文的研究结论一致。其中，模型(52)的边际系数为0.025 1和-0.069 5；模型(53)的边际系数为0.022 0和-0.031 8；模型(54)的边际系数为0.030 4和-0.063 6。
整体上，银行业结构对收入分配存在逐级递减的正向影响效应，提高大型商业银行市场融资份额将不利于收入分配均等化。金融结构对收入分配存在倒“U”型影响效应，提高直接融资比例有利于收入分配均等化。内生性分析结果与前文相一致，故本文的研究结论是严谨、稳健的。
五、结论与政策建议
收入分配问题历来是古典经济学家乃至现代发展经济学家关心的重点问题之一。当前，学者们不仅对金融发展和收入分配之间的逻辑关系进行了重新演绎，而且开始关注金融体系内部结构的演变在收入分配中的地位和作用。本文阐释了金融结构(包括银行业结构)影响收入分配的理论机制，并运用动态面板模型和面板门槛模型分析了金融结构对收入分配的影响效应。研究表明：(1)金融制度功能的有效发挥依赖于金融资源在数量规模和结构层次上的匹配程度，金融要素之间根据市场主体的融资需求形成相互分工协作，在促进金融结构转型过程中实现收入分配优化。(2)在资本密集型产业优先发展的战略背景下，银行业结构对收入分配存在逐级递减的正向影响效应，大型商业银行市场融资份额占比过高将不利于优化收入分配。(3)在经济增长进程中，金融结构对收入分配存在倒“U”型影响效应，金融结构由“银行主导型”向“市场主导型”转变将有利于优化收入分配。
本文研究结论对我国金融制度改革具有一定的启发意义，基于我国“新常态”的现实背景，仅靠传统的间接融资模式难以适应当前产业发展趋势。为此，本文建议：(1)打造多层次、广覆盖、全方位的金融产品体系。由于大部分中小微企业都是轻资产，中小微企业因缺乏抵押物和信用评级而无法通过债权融资获得资金支持，融资模式创新有助于缓解中小微企业对传统银行信贷融资的依赖，使具有不同资质的中小微企业都能找到相应的融资渠道。(2)完善金融市场建设，开辟多元融资渠道。社会上除银行外还存在大量正规金融机构也能为从事实体经济的中小微企业提供多渠道的资金供给。另外，决策部门也可通过知识产权抵押和资产证券化等方式来增加各种金融机构对中小微企业融资的意愿。(3)降低企业融资成本，增强企业岗位吸纳能力。监管当局应深化金融发展理念，鼓励金融企业创新，政府部门则通过税收优惠减免、放宽准入门槛、金融创新扶持等引导各类中小型金融机构对中小微企业发放贷款，激活中小微企业生产活力，通过增强中小微企业岗位吸纳能力来优化收入分配格局。(4)构建适应经济高质量发展和收入分配优化的现代金融服务体系。引导与激励金融机构在业务拓展方面实现服务中小微企业与自身运行并重，完善贷款、信托、保险、担保和资产证券化等方面的产品服务，针对不同的企业类型开展差异化服务，满足民营经济特别是中小微企业合理的金融需求，有效缓解中小微企业融资困境。(5)优化金融资源在城乡与地区之间的配置效率，消除金融资源流动壁垒。发挥市场在金融资源配置中的基础性作用，加快金融资源在省域、城乡、产业之间的流动效率，根据地理位置、资源禀赋、市场环境等区位条件合理布局金融中心，有效发挥金融服务实体经济能力，解决最优金融结构偏离所引致的收入不平等问题。(6)重视最优金融结构的动态发展，使金融结构内嵌于经济增长阶段和产业结构。持续深化金融供给侧结构性改革，大力发展资本市场，提高直接融资与中小微企业融资在金融结构中的相对重要性，使金融结构演化与经济增长相匹配，充分实现居民增收。
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FINANCIAL STRUCTURE TRANSITION AND INCOME DISTRIBUTION OPTIMIZATION
DENG Xiang YU Guo-hua
(School of Economics, Sichuan University)
Abstract: This paper explains the theoretical mechanism of financial structure(including banking structure)affecting income distribution, and analyzes the effect of financial structure on income distribution by dynamic panel model and panel threshold model.Results show that:(1)the effective functioning of the financing system depends on the matching and coordination of financial intermediaries in terms of quantity, scale and structure, and financial elements cooperate with each other according to the financing needs of market participants to optimize income distribution in the process of promoting the transformation of financial structure;(2)under the strategic background of the priority development of capital intensive industries, the structure of banking industry has a positive effect on the income distribution, and the high proportion of market financing shares of large commercial banks will not be conducive to the optimization of income distribution;(3)in the process of economic growth, financial structure has an inverted “U” effect on income distribution, and the transformation of financial structure from “bank-oriented” to “market-oriented” will help optimize income distribution.
Key words: financial structure; income distribution; financing model; financial system
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