張三峰　楊德才

摘 要 基于1999～2010年30個(gè)省市（區(qū)）面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)GMM方法分析了城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)背景下金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響。研究結(jié)果表明，金融發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入都有顯著正向影響，但處于U型關(guān)系的左半部，目前金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)高收入居民的影響效應(yīng)更大；優(yōu)化初始財(cái)富稟賦配置、提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和提高居民人力資本水平將對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的增加有促進(jìn)作用，并且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng)的作用更強(qiáng)；在存在城鄉(xiāng)二元分化情況下，對(duì)外開放和城鎮(zhèn)化進(jìn)程不利于農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入的提升。

關(guān)鍵詞 金融發(fā)展；財(cái)產(chǎn)性收入；城鄉(xiāng)居民

[中圖分類號(hào)]F832 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)]1673-0461（2015）08-0086-07

一、引 言

發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)驗(yàn)表明，當(dāng)一國(guó)居民人均GDP突破2 000美元后，其財(cái)產(chǎn)性收入將逐漸成為居民的重要收入來源。伴隨中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，市場(chǎng)化進(jìn)程的不斷深入，在中國(guó)人均GDP超過3 000美元后，財(cái)產(chǎn)性收入在我國(guó)居民總收入中的地位無疑會(huì)更加重要。目前，財(cái)產(chǎn)性收入是近年來中國(guó)居民收入中增長(zhǎng)速度最快部分之一，但長(zhǎng)久以來，該項(xiàng)收入占居民總收入比重仍然較低，一直徘徊在3%左右，財(cái)產(chǎn)性收入在居民收入比重中的提升將是未來我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)趨勢(shì)。為此，黨的十七大報(bào)告和十八大報(bào)告分別提出“創(chuàng)造條件讓更多群眾擁有財(cái)產(chǎn)性收入”和“多渠道增加居民財(cái)產(chǎn)性收入”。探究提升居民的財(cái)產(chǎn)性收入，我們應(yīng)看到制度因素和政策因素的重要影響。現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)研究也認(rèn)為城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入受到諸多制度性因素的影響，并不能由經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、財(cái)產(chǎn)數(shù)量或資產(chǎn)的初始配置來解釋[1]。本文認(rèn)為，制度特別是金融制度影響著交易成本和效率，從這個(gè)意義上講，作為一種分配結(jié)果，提升居民財(cái)產(chǎn)性收入問題就不僅僅是一項(xiàng)收入分配制度問題，它還涉及到一系列權(quán)利和利益的重新調(diào)整，需要在金融制度層面進(jìn)行相應(yīng)改革。

目前，眾多國(guó)內(nèi)外研究者從國(guó)別或區(qū)域范圍對(duì)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了較多研究，并普遍認(rèn)同金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著穩(wěn)定正相關(guān)的結(jié)論[2]。那么，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中，財(cái)產(chǎn)性收入作為居民收入的一個(gè)重要組成部分是否也隨著中國(guó)金融發(fā)展水平的不斷提高而增長(zhǎng)，二者之間是否存在某種關(guān)系，這個(gè)問題卻鮮有涉及。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響因素也進(jìn)行了比較廣泛的分析[3]，但有關(guān)金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響研究還有待深入。

有鑒于此，本文使用1999～2010年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響。與已有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個(gè)方面：第一，立足于新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析視角，探討金融發(fā)展對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響。本文認(rèn)為，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌尚在進(jìn)行的背景下，強(qiáng)調(diào)金融發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響，能夠更好地理解我國(guó)居民財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng)的特殊性。第二，研究中采用不同的金融發(fā)展測(cè)度指標(biāo)，并采用系統(tǒng)GMM方法糾正模型中存在的內(nèi)生性問題，探尋了金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的因果關(guān)系。第三，考慮到中國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的典型現(xiàn)實(shí)，本文在分析金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響時(shí)，分別對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響因素進(jìn)行了解析。

本文的余下部分結(jié)構(gòu)如下：第二部分對(duì)已有文獻(xiàn)進(jìn)行了歸納梳理，并進(jìn)一步指出本文在理論與實(shí)踐上的意義；第三部分對(duì)金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的機(jī)制進(jìn)行了解析；第四部分是本文的研究設(shè)計(jì)，對(duì)模型建立、變量選取和數(shù)據(jù)來源進(jìn)行了說明；第五部分是模型的回歸結(jié)果和解釋；最后是本文的結(jié)論與政策含義。

二、相關(guān)文獻(xiàn)述評(píng)

基于國(guó)情與發(fā)展階段的不同，國(guó)外學(xué)者對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入的研究主要集中于財(cái)產(chǎn)（富）分布及其與不平等的關(guān)系等領(lǐng)域[4]，探討稅收制度、投資渠道及金融保險(xiǎn)市場(chǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)積累、財(cái)產(chǎn)差距等方面的影響[5]。因此本文主要梳理的是國(guó)內(nèi)財(cái)產(chǎn)性收入研究現(xiàn)狀。

首先，在關(guān)于財(cái)產(chǎn)性收入的界定與現(xiàn)狀研究方面。財(cái)產(chǎn)性收入逐漸成為城鄉(xiāng)居民積累財(cái)富的一個(gè)重要渠道，已有的文獻(xiàn)從多個(gè)角度分析了居民財(cái)產(chǎn)性收入的內(nèi)涵、渠道和特征。一般認(rèn)為城鎮(zhèn)居民財(cái)產(chǎn)性收入來源于金融資產(chǎn)、實(shí)物資產(chǎn)和知識(shí)專利，且具有衍生性、私有性、非生產(chǎn)性和高風(fēng)險(xiǎn)性[6]。對(duì)于農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入，由于農(nóng)村土地制度、利益分配制度等方面的諸多不盡完善，不少研究者提出通過農(nóng)地制度的改進(jìn)提高農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入，在具體措施上，提出完善加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民土地產(chǎn)權(quán)的保護(hù)、在不改變土地用途的情況下，允許農(nóng)民承包地使用權(quán)抵押等等[1]。雖然這些研究較好的分析了居民財(cái)產(chǎn)性收入的地位與作用等基本問題，但沒有考慮城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展等制度因素對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的作用機(jī)制。

一些學(xué)者分析了我國(guó)居民財(cái)產(chǎn)性收入的變化趨勢(shì)、結(jié)構(gòu)及地域分布[6-8]。研究表明財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng)迅速、來源多，但階層和地區(qū)差距大，城鄉(xiāng)差異明顯，這在一定程度上加劇了居民收入的不平等[9]。還有研究對(duì)居民財(cái)產(chǎn)分布進(jìn)行了測(cè)算，認(rèn)為中國(guó)居民的財(cái)產(chǎn)分布差距出現(xiàn)了快速而且明顯擴(kuò)大的趨勢(shì)，這主要來自于城鄉(xiāng)之間差距的急劇拉大[10]。劉江會(huì)和唐東波認(rèn)為存量財(cái)產(chǎn)分布的差異，必然導(dǎo)致財(cái)產(chǎn)性收入的差異，但只要經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和市場(chǎng)化進(jìn)程持續(xù)，最終城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入差距會(huì)縮小，不過他們對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入的處理并不嚴(yán)謹(jǐn)[11]，比如將農(nóng)業(yè)人口等同為農(nóng)村人口，各地區(qū)總財(cái)產(chǎn)性收入的測(cè)量方式也沒有進(jìn)行說明。總之，上述研究對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入所占比重偏低的原因沒有進(jìn)行深入研究，這將是本文著力分析的問題。

其次，關(guān)于居民財(cái)產(chǎn)性收入影響因素，這是研究者們最為關(guān)注的問題之一。有研究認(rèn)為居民擁有財(cái)產(chǎn)性收入應(yīng)具備財(cái)產(chǎn)基礎(chǔ)、市場(chǎng)基礎(chǔ)、制度基礎(chǔ)等條件[3]。具體而言，存量和流量因素是影響居民財(cái)產(chǎn)性收入的主要因素[6]，而在穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，居民收入和人力資本積累也是決定其財(cái)產(chǎn)性收入的主要因素[8]。還有研究發(fā)現(xiàn)財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng)受城市化進(jìn)程[10]、家庭財(cái)產(chǎn)[12]、居民個(gè)人因素、經(jīng)濟(jì)發(fā)展[11]、制度安排[13]的影響。但以上文獻(xiàn)中，僅有余勁松的研究與金融市場(chǎng)緊密相關(guān)，他們基于2000～2008年省際面板數(shù)據(jù)分析了城鎮(zhèn)居民參與股市行為對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入的影響，發(fā)現(xiàn)居民股市參與的影響呈倒U型特征。還有文獻(xiàn)將金融發(fā)展水平的某一代理指標(biāo)（如證券化比率等）作為控制變量納入回歸模型，但需要說明的是，金融發(fā)展是一系列制度的變革，某一個(gè)指標(biāo)并不能全面反映中國(guó)金融發(fā)展水平，因此金融發(fā)展水平對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的分析還有待進(jìn)一步深入和細(xì)化。endprint

綜合以上文獻(xiàn)可以看出，近年來國(guó)內(nèi)研究者對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入問題進(jìn)行了富有成效的研究，并給出了精辟的分析，對(duì)后續(xù)研究有很多啟發(fā)。但有關(guān)居民財(cái)產(chǎn)性收入的研究仍需要更為深入而細(xì)致的拓展。在理論層面，盡管制度因素對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入具有重要影響已成為共識(shí)，但尚缺乏深入分析金融發(fā)展影響財(cái)產(chǎn)性收入的研究；在研究對(duì)象上主要以城鎮(zhèn)居民為樣本，對(duì)城鄉(xiāng)差異的研究往往只關(guān)注城鄉(xiāng)財(cái)產(chǎn)性收入數(shù)量上的“差距”，忽視了共同的因素對(duì)不同群體影響的細(xì)節(jié)差別。事實(shí)上，如果忽視中國(guó)城鄉(xiāng)二元分化這樣一個(gè)典型事實(shí)，將城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入進(jìn)行統(tǒng)一的分析，就難以提出具有普遍意義的政策建議。

三、金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的機(jī)制

在考察城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入時(shí)，一個(gè)不可忽視的因素是各地區(qū)不同的金融發(fā)展水平，本文認(rèn)為，金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響機(jī)制如下：

首先，金融發(fā)展在財(cái)產(chǎn)性收入轉(zhuǎn)化與形成中起著關(guān)鍵作用。由于財(cái)產(chǎn)性收入是居民擁有財(cái)富的貨幣化，那么在財(cái)富被轉(zhuǎn)化為貨幣過程中，金融市場(chǎng)的廣度和深度起著交易的潤(rùn)滑作用。如果金融發(fā)展的深度和廣度低下，將導(dǎo)致居民已擁有的財(cái)富參與產(chǎn)生收入的機(jī)會(huì)減少，最終城鄉(xiāng)居民憑借財(cái)產(chǎn)取得的財(cái)產(chǎn)性收入就會(huì)越少[11]。比如對(duì)農(nóng)村居民而言，其最重要的財(cái)富是所擁有的土地，基于現(xiàn)行的土地制度，農(nóng)民無法完全行使土地的權(quán)利，因此這部分財(cái)產(chǎn)性收入就主要表現(xiàn)為土地征用補(bǔ)償收入、轉(zhuǎn)讓承包土地經(jīng)營(yíng)權(quán)收入等與土地資產(chǎn)相關(guān)的收入。顯然，這些收入較難從現(xiàn)有的金融發(fā)展水平中獲得幫助。

其次，在產(chǎn)權(quán)明晰的情況下，金融發(fā)展水平可以糾正不公平競(jìng)爭(zhēng)所導(dǎo)致的財(cái)產(chǎn)向少數(shù)人集中和財(cái)產(chǎn)性收入分配不公現(xiàn)象。眾所周知，在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展中，中國(guó)居民財(cái)產(chǎn)積累速度不斷加快，但財(cái)產(chǎn)分布差距也不斷加大。而在產(chǎn)權(quán)界定明晰的情形下，通過公平、公正、公開的市場(chǎng)交易秩序會(huì)促使居民財(cái)產(chǎn)參與產(chǎn)生收入機(jī)會(huì)的均等化，進(jìn)而縮小財(cái)產(chǎn)性收入差距。例如2012年《中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告》顯示城市家庭平均擁有247萬元資產(chǎn)，而農(nóng)村居民的平均資產(chǎn)僅有40萬元。①本文認(rèn)為，城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民資產(chǎn)差距大的主要原因在于城市居民的物權(quán)（房產(chǎn)或地產(chǎn)）已經(jīng)基本界定清晰，在此情況下，財(cái)富可以通過金融市場(chǎng)轉(zhuǎn)化為權(quán)益收益。但在農(nóng)村，土地產(chǎn)權(quán)的模糊化導(dǎo)致農(nóng)民土地權(quán)益屢屢遭受侵害，這進(jìn)而妨礙了農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的增加。

四、研究設(shè)計(jì)

1. 模型建立

借鑒前文所總結(jié)的文獻(xiàn)中關(guān)于財(cái)產(chǎn)性收入的相關(guān)分析，我們采用如下計(jì)量模型：

lnpiit=α0+α1lnpiit-1+α2fdit+βi∑Xit+γt+λi+μit （1）

其中，lnpiit表示第i省市第t年的以2000年為基期的不變價(jià)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入，lnpiit-1表示城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的滯后一期項(xiàng)，放入模型用以控制城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入所具有的持續(xù)性。fdit是我們最關(guān)注的變量，表示各地區(qū)的金融發(fā)展水平，系數(shù)α2就衡量了金融發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響，Xit表示影響城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的其他控制變量。λi表示地區(qū)虛擬變量，用以捕捉不隨時(shí)間變化的地區(qū)固定影響效應(yīng)；γt表示年份虛擬變量，用以捕捉各省市共同的時(shí)間趨勢(shì)；μit表示模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2. 解釋變量

①金融發(fā)展變量，金融發(fā)展作為一種從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)過渡的一部分，不僅僅是簡(jiǎn)單的幾項(xiàng)金融規(guī)章制度的變化，更是一系列金融制度的變革。以往研究通常使用代理變量（如證券化比率、金融機(jī)構(gòu)信貸比率等）來反映金融發(fā)展水平，盡管這些研究有意義，但它們無法反映金融市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的全貌[14]。故而，本文使用樊綱等測(cè)算的一套系統(tǒng)的金融發(fā)展水平數(shù)據(jù)，從而更全面的度量我國(guó)省際金融發(fā)展水平。由于他們提供的數(shù)據(jù)僅到2009年，我們使用線性插值法補(bǔ)充了2010年的數(shù)據(jù)。

②經(jīng)濟(jì)發(fā)展（pergdp），本文采用人均GDP代理經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量，并換算為2000年不變價(jià)。在模型中加入這一變量是為控制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)收入分配的影響。

③人力資本存量（humcapital），人力資本是實(shí)現(xiàn)收入增長(zhǎng)的重要保障。本文以人均受教育年限來衡量省際人力資本存量水平。借鑒樊綱等[15]的作法，將每一種受教育程度按一定的教育年限進(jìn)行折算②，然后與該教育水平的人口數(shù)相乘并進(jìn)行加總，最后將加總數(shù)除以相應(yīng)的省際總?cè)丝跀?shù)。

④對(duì)外開放度（open），已有研究關(guān)于對(duì)外開放對(duì)收入分配的影響并未取得共識(shí)，我們認(rèn)為對(duì)外開放對(duì)居民收入的影響應(yīng)考慮到研究對(duì)象的實(shí)際情況，比如對(duì)中國(guó)而言，城鄉(xiāng)二元分化，因此應(yīng)考慮對(duì)外開放分別對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的影響。本文以各地區(qū)當(dāng)年按美元與人民幣平均匯價(jià)折算的實(shí)際利用FDI與GDP之比來表示。

⑤城鎮(zhèn)化水平（urban），已有文獻(xiàn)表明，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平的提高有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距[16]，但在城鄉(xiāng)二元分化情況下，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響是否表現(xiàn)一致，我們并不能推定。本文以各省市（區(qū)）非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎貋矶攘俊?/p>

3. 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的數(shù)據(jù)為中國(guó)內(nèi)地30個(gè)省市區(qū)的1999～2010年面板數(shù)據(jù)（西藏地區(qū)的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失較多，本文未納入樣本）。其中，金融發(fā)展數(shù)據(jù)來源于樊綱等[14]編制的中國(guó)市場(chǎng)指數(shù)報(bào)告一書，其他數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》。為最大程度的緩解模型中存在的異方差，我們對(duì)城鄉(xiāng)居民的財(cái)產(chǎn)性收入、各地區(qū)人均GDP分別取自然對(duì)數(shù)。模型中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)呈現(xiàn)在表1中。

五、回歸結(jié)果與解釋說明

1 .模型估計(jì)方法

固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型是面板數(shù)據(jù)最常用的估計(jì)方法，究竟是選用哪個(gè)模型，一般使用Hausman檢驗(yàn)來判斷。在基本的估計(jì)方法確定后，必須考慮回歸模型中可能存在的異方差和自相關(guān)問題，一般方法是在回歸后對(duì)模型的殘差分別進(jìn)行Modified Wald檢驗(yàn)和Wooldridge檢驗(yàn)，其零假設(shè)分別是同方差和不存在一階自相關(guān)。本文的檢驗(yàn)結(jié)果分別為chi2（30）=271.2（Prob>chi2 = 0.000）；F（1，29）= 37.01（Prob > F = 0.011），這表明回歸模型存在組間異方差和一階組內(nèi)自相關(guān)問題。為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對(duì)模型采用自抽樣方法，因?yàn)閷?duì)小樣本數(shù)據(jù)而言，自抽樣法通過對(duì)樣本重復(fù)抽放來近似擬合真實(shí)總體，從而使回歸結(jié)論更能反映總體的特征。在回歸中，我們選擇重復(fù)抽樣1 000次，并將其作為基準(zhǔn)回歸。endprint

需要指出的是，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不僅存在城鄉(xiāng)差異，而且也存在地區(qū)差距，那么各省市間城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的誤差項(xiàng)可能存在異方差或相關(guān)。從時(shí)間趨勢(shì)看，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，各地區(qū)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的增加與地區(qū)間金融發(fā)展水平的提高具有同步性，那么這一共同趨勢(shì)背后很可能是宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境等隨時(shí)間變化的因素在起作用。因此，我們?cè)谀Ｐ椭屑尤氲貐^(qū)③虛擬變量和時(shí)間虛擬變量來解決上述遺漏變量問題，并利用可行廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行了估計(jì)。

最后，對(duì)內(nèi)生性問題的處理。本文建立的回歸模型包含了被解釋變量的滯后項(xiàng)，除此之外，我們依然難以假定（1）式中隨機(jī)誤差項(xiàng)與解釋變量不相關(guān)，因此模型存在內(nèi)生性問題。但上述回歸方法只可以解決模型中的異方差、遺漏變量等問題，不能解決內(nèi)生性問題。為了克服模型中的內(nèi)生性問題，我們采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。系統(tǒng)GMM方法由Arellano和 Bover[17]、Blundell 和 Bond[18]提出。這種方法綜合利用了水平變化和差分變化的信息，其結(jié)果比普通最小二乘法和固定效應(yīng)模型更為可靠。為了得到標(biāo)準(zhǔn)誤差的無偏估計(jì)值，我們采用Windmeijer[19]提出的方法對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤差的估計(jì)值進(jìn)行修正，具體而言就是用Roodman[20]編寫的STATA命令“xtabond2”進(jìn)行兩步GMM估計(jì)。所有回歸都分別考慮了城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入兩種情形，本文使用Stata12.1軟件回歸。結(jié)果見表2所示，在解釋中，我們以GMM估計(jì)結(jié)果為準(zhǔn)，其他估計(jì)結(jié)果為參照。

2. 回歸結(jié)果與解釋

①城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的滯后一期項(xiàng)。從表3中系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果可以看出，在考慮到模型中存在的內(nèi)生性問題，并控制地區(qū)差異和時(shí)間變化趨勢(shì)后，無論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，財(cái)產(chǎn)性收入的滯后項(xiàng)都在1%水平上顯著為正，說明財(cái)產(chǎn)的初始配置水平會(huì)影響城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入，其政策含義是對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入還比較低的省區(qū)，應(yīng)采取積極的政策措施保證居民現(xiàn)有的財(cái)產(chǎn)性及財(cái)產(chǎn)性收入保值增值。對(duì)農(nóng)村居民而言，應(yīng)強(qiáng)化對(duì)農(nóng)村居民的最主要財(cái)產(chǎn)性收入來源——土地產(chǎn)權(quán)的保護(hù)。

②金融發(fā)展變量。這是本文最為關(guān)注的解釋變量。從模型（3）和（6）可以看出，在樣本期間內(nèi)，省際金融發(fā)展的一次項(xiàng)對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入影響具有差異性，而金融發(fā)展平方項(xiàng)的系數(shù)則都顯著為正。這意味著金融發(fā)展與財(cái)產(chǎn)性收入之間的關(guān)系呈U型曲線，存在鮮明的拐點(diǎn)④。當(dāng)金融發(fā)展水平尚處于U型曲線的左半部時(shí)，金融發(fā)展水平的上升反而顯著加劇了城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的不平等。不過，當(dāng)省際金融發(fā)展水平跨越了U型曲線的拐點(diǎn)時(shí)，金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入將有顯著促進(jìn)作用。

盡管本文的結(jié)果表明目前金融發(fā)展與財(cái)產(chǎn)性收入的關(guān)系呈現(xiàn)U型曲線左半部特征⑤。但有研究表明，在金融發(fā)展低水平的國(guó)家，初始財(cái)富配置的不均等會(huì)導(dǎo)致收入差距長(zhǎng)期化[21]。而從目前中國(guó)金融發(fā)展的實(shí)際情況看，我國(guó)金融發(fā)展水平仍需不斷提高。正是因?yàn)榻鹑谑袌?chǎng)的不完善，所以現(xiàn)階段的金融發(fā)展在很大程度上導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入差距不斷擴(kuò)大，這與我國(guó)金融發(fā)展和分配領(lǐng)域的基本事實(shí)也相符合。因此，這一結(jié)論的政策含義是進(jìn)一步完善資本市場(chǎng)，繼續(xù)推動(dòng)金融體系的改革，降低金融市場(chǎng)的進(jìn)入門檻，開辟新的投資渠道，進(jìn)而增加城鄉(xiāng)居民獲得更多收入的機(jī)遇。

③人均GDP變量?；貧w結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入都有顯著正向影響，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平增加1%，城鎮(zhèn)與農(nóng)民居民的財(cái)產(chǎn)性收入分別增加0.84%和1.12%。本文的結(jié)論與李啟航和陳國(guó)富的研究稍有出入[13]，盡管他們得出正向影響，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，這可能是因?yàn)楸疚氖褂萌司鵊DP來度量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，而他們使用人均GDP的增長(zhǎng)率來代理經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。本文這一結(jié)論表明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，不斷完善的市場(chǎng)體系將“創(chuàng)造條件讓更多群眾擁有財(cái)產(chǎn)性收入”，進(jìn)而“多渠道增加居民財(cái)產(chǎn)性收入”，比如金融市場(chǎng)的完善增加了居民投資的渠道、經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動(dòng)農(nóng)村居民土地增值等，這都會(huì)增加居民的財(cái)產(chǎn)性收入。

④人力資本存量。從表2可以看出，在控制金融發(fā)展水平情況下，人力資本存量對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入有顯著正向影響，人力資本存量每增加1單位，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入分別增加1.9%和0.5%。這意味著要“多渠道增加居民財(cái)產(chǎn)性收入”的一個(gè)可行渠道是繼續(xù)提升城鄉(xiāng)居民的受教育水平，其政策含義是政府應(yīng)繼續(xù)加大對(duì)公共教育的投入力度。

⑤對(duì)外開放度?；貧w結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)的對(duì)外開放對(duì)增加城鎮(zhèn)居民的財(cái)產(chǎn)性收入有積極作用，但對(duì)農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入有負(fù)向影響。本文認(rèn)為，可能的解釋是作為典型的二元經(jīng)濟(jì)體，中國(guó)具有豐裕的勞動(dòng)力，通過對(duì)外開放，城市中積累了大量的國(guó)外資本，而農(nóng)村居民則通過向城市流動(dòng)來獲得FDI的外溢收益，這導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)力在城市中得以充分利用，但對(duì)留守在農(nóng)村的居民而言，這反而限制了其收入的增加。

⑥城鎮(zhèn)化水平?；貧w結(jié)果有些出乎我們的意料，模型（3）和（6）顯示城鎮(zhèn)化水平對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入影響都不顯著，其中對(duì)農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入反而有負(fù)向作用。已有研究也表明，城鎮(zhèn)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距可能是擴(kuò)大而非縮小[16]。我們認(rèn)為可能的原因是，目前各地區(qū)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程并非市場(chǎng)自發(fā)形成，存在明顯的行政干預(yù)，比如各級(jí)政府片面追求城鎮(zhèn)化進(jìn)程的指標(biāo)和GDP的增長(zhǎng)率，忽視城鎮(zhèn)化的質(zhì)量，并且政府的財(cái)政支出城市偏向嚴(yán)重，這導(dǎo)致農(nóng)村生產(chǎn)要素得不到平等交換，農(nóng)村居民的公共服務(wù)嚴(yán)重落后于城鎮(zhèn)居民，進(jìn)而阻礙了農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入增加。

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上述回歸模型中，我們著重考慮的是解釋變量對(duì)被解釋變量的條件期望的影響——均值回歸。如前文所述，我國(guó)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入也受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素的影響，那么城鄉(xiāng)居民在金融發(fā)展背景下對(duì)金融產(chǎn)品的選擇也必然存在差異，這就意味著采用OLS方法進(jìn)行的均值回歸不能反映條件分布的全貌。因此，我們采用分位數(shù)回歸[22]，分位數(shù)回歸使用殘差絕對(duì)值的加權(quán)平均作為最小化的目標(biāo)函數(shù)，因而不易受到極端值的影響，更為重要的是這種方法還能提供條件分布的全面信息。分位數(shù)回歸結(jié)果呈現(xiàn)在表3中。endprint

從表3中回歸結(jié)果可以看出，在其他條件不變的情況下，在不同的分位上，本文重點(diǎn)關(guān)注的金融發(fā)展變量及其平方項(xiàng)對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入具有不同的影響效應(yīng)，這表明我國(guó)金融發(fā)展對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響并非在所有的情況下都呈正相關(guān)。從回歸結(jié)果看，金融發(fā)展對(duì)高收入的城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入影響顯著。正如我們?cè)诂F(xiàn)實(shí)中觀察到的，目前金融機(jī)構(gòu)為低收入者提供的是儲(chǔ)蓄服務(wù)，同時(shí)低收入者的財(cái)產(chǎn)性收入多以低收益存款和通貨為主，但對(duì)高收入階層而言，這部分群體擁有更多高收益金融產(chǎn)品（如股票、基金和債券等）。因此，當(dāng)前金融發(fā)展所帶來的資產(chǎn)交易規(guī)模和效率的提高使城鄉(xiāng)高收入階層財(cái)產(chǎn)性收入獲益更多。

除此之外，我們還采取了其他兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先我們使用銀行信貸/GDP來反映地區(qū)金融發(fā)展程度[23]，因?yàn)橐粋€(gè)健全的金融體系也能夠向社會(huì)提供高質(zhì)量的金融服務(wù)，滿足家庭對(duì)交易媒介、融資、財(cái)富儲(chǔ)藏與增值等金融需求，進(jìn)而增加居民財(cái)產(chǎn)性收入[24]。其次是對(duì)樣本分成東、中、西三個(gè)地區(qū)，然后進(jìn)行靜態(tài)面板模型回歸。本文重點(diǎn)關(guān)注的金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的關(guān)系依然顯著，其他變量的系數(shù)符號(hào)也沒有發(fā)生系統(tǒng)性的變化。限于篇幅，我們沒有在文中進(jìn)行匯報(bào)。

六、結(jié)論與政策含義

本文利用1999～2010年省際面板數(shù)據(jù)，建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了金融發(fā)展對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響。研究結(jié)果表明：①金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入具有顯著影響，但存在明顯的拐點(diǎn)，即不論城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響呈U型。當(dāng)前的金融發(fā)展水平尚未跨越拐點(diǎn)，并且對(duì)城鄉(xiāng)高收入居民的影響效應(yīng)更大；②初始財(cái)富稟賦和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入有顯著正向影響，并且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平帶來的收入增長(zhǎng)效應(yīng)，對(duì)農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入而言效應(yīng)更大；③人力資本存量對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入有顯著正向影響，這意味著政府增加教育投入，提升居民的平均受教育水平將是增加居民財(cái)產(chǎn)性收入渠道之一；④對(duì)外開放和城鎮(zhèn)化進(jìn)程對(duì)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入影響較為復(fù)雜，在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)存在的情況下，對(duì)外開放和城鎮(zhèn)化進(jìn)程不利于農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入的增加。

本文的政策含義顯而易見。首先，完善的金融制度可實(shí)現(xiàn)財(cái)富的優(yōu)化配置，有助于城鄉(xiāng)居民通過金融市場(chǎng)獲得財(cái)產(chǎn)性收入。因此，建立完善的資本市場(chǎng)、拓寬居民的投資渠道和改善居民的投資環(huán)境將有利于增加城鄉(xiāng)居民的財(cái)產(chǎn)性收入；其次，在金融發(fā)展的初期階段，由于相關(guān)配套制度還有待完善，城鄉(xiāng)低收入家庭財(cái)產(chǎn)性收入并未從金融發(fā)展中獲益。因此要增加這部分居民財(cái)產(chǎn)性收入，單純依靠某一方面的制度或政策改變并不能湊效，需要一攬子相關(guān)制度的改革，應(yīng)著眼于產(chǎn)權(quán)、金融制度和財(cái)產(chǎn)性收入之間的特殊關(guān)系，在激活城鄉(xiāng)居民財(cái)富稟賦的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步改善農(nóng)村居民土地產(chǎn)權(quán)的市場(chǎng)參與及交易環(huán)境；再次，繼續(xù)加大對(duì)城鄉(xiāng)公共教育的財(cái)政支出，以提升居民受教育水平，進(jìn)而使居民人力資本存量的提高成為增加其財(cái)產(chǎn)性收入的渠道之一；最后，應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展，重視城鎮(zhèn)化的內(nèi)涵式發(fā)展，扭轉(zhuǎn)財(cái)政支出的城市偏向，縮小因城鄉(xiāng)二元分化造成的城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入差距。

[注 釋]

① 《中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告精選》，第16頁(yè)，http：//money.sohu.com/20120517/n343421792.shtml。

②受教育年限的界定如下：文盲、小學(xué)、初中和高中分別以0年、6年、9年和12年計(jì)，大專及以上以16年計(jì)。

③按照慣常的劃分將30個(gè)省（市）區(qū)劃分為東、中、西三個(gè)地區(qū)。具體而言，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、福建、廣東和海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西和內(nèi)蒙古。

④在本文中，對(duì)城鎮(zhèn)居民而言，金融發(fā)展對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入的影響拐點(diǎn)在金融發(fā)展水平為8.375，對(duì)農(nóng)村居民而言，拐點(diǎn)為5.625。

⑤當(dāng)然，從表1中金融發(fā)展水平的均值與拐點(diǎn)的大小比較看，在城鎮(zhèn)居民財(cái)產(chǎn)性收入回歸方程中，金融發(fā)展水平的拐點(diǎn)也均值高出1.36。

Abstract：Using panel data of 30 Chinese provinces during 1999～2010，the article employed sys-GMM method to examine the effect of financial development on urban and rural resident's property income. The conclusions show that financial development has a significant positive effect on the urban and rural residents' property income，but it exists in the left half of the current U type relationship. And the effect of financial development impacts more on urban and rural residents of higher income. It will increase the incomes of urban and rural residents' property income that the initial wealth endowment allocation is optimized，and the level of economic development is enhanced. Upgrading the level of economic development has even stronger impact on promoting rural residents'property income；With existence of the urban-rural dualism，the opening policy and the process of urbanization will not conducive to the promotion of the rural residents' property income.

Key words：financial development；property income；urban and rural residents

（責(zé)任編輯：張丹郁）endprint