外商直接投资、金融发展与城乡收入差距——基于东部省区面板数据的研究

韩 朝 青

(安徽大学 经济学院,安徽 合肥 230601)

1 文献综述

自从1978年改革开放之后，越来越多的外商进入中国投资，根据国家统计局的数据显示，我国实际利用外资额从1983年22.6亿美元增加到2018年1350亿美元，在进入中国的外资中，流入中国东部省区的外资量占了全国绝大部分。随着外商直接投资的进入，我国城镇和乡村居民的人均可支配收入从1978年的343.4元和133.6元，增加到2018年的39261元和14617元，这说明我国的城乡人均可支配收入在增加，但城乡收入差距的绝对值从209.8元增加到24644元，相对值从2.57倍增加到2.68倍，因此我国长期存在城乡收入差距的问题。在党的十九大上明确提出推动高质量发展必须着力解决收入分配差距较大的问题，调整国民收入分配格局，使发展成果更多更公平地惠及全体人民。要解决公平与效率的问题，首先要解决城乡收入差距随着改革开放深化不断拉大的问题。但是在改革开放之后的金融业也得到了快速发展，金融的发展促进了我国经济的快速发展的同时也伴随着城乡收入差距的逐渐拉大。

1.1 外商直接投资与城乡收入差距

关于外商直接投资与收入差距之间的研究，国外学者的研究主要分为两大学派：第一种主要以库兹涅茨“倒U形曲线”为核心观点的“发展/现代化”学派，该学派认为资本有利于促进收入分配的均等，即缩小收入差距，但该学派把内资和外资都当作资本，没有直接讨论外商直接投资会对收入分配产生影响，但是认为这些资本都有促进经济增长并最终让整个社会受益的作用，比如Ucal M(2016)[1]和Sharma B、Abekah J(2017)[2]等学者认为外商直接投资会缩小收入差距。第二种观点主要以“世界体系/依附”学派为主，该学派的观点认为外商直接投资会对收入分配产生不利影响。例如，Aitken，Harrison和Lipsey(1996)[3]对美国、墨西哥和委内瑞拉进行了实证研究，结果发现外商直接投资提高了东道国人均工资基尼系数；Chen(2011)[4]、Tomohara(2011)[5]这些国外学者的研究认为外商直接投资会扩大城乡收入差距。

国内学者的研究主要分为三种观点：第一种观点是：外商直接投资会拉大城乡收入差距。例如，沈毅俊、潘申彪(2008)[6]实证研究了外商直接投资对地区收入差距的影响，他们以泰尔指数作为被解释变量，其结论为外商直接投资的增长会扩大地区收入差距。林季红(2012)[7]的研究发现外商直接投资的增加会扩大收入不平等。冷艳丽，等(2017)[8]研究了FDI与城乡收入差距，结果表明外商直接投资加剧了城乡收入分配的不均等。郑新业(2018)[9]以地方政府行为为切入点，探究全球化过程中FDI的流入通过地方政府行为对中国收入分配差距的影响，基于全国面板数据研究发现，全球化背景下，外商直接投资的进入会扩大中国的收入分配差距。第二种观点认为外商直接投资有利于缩小收入差距，比如万广华，等(2005)[10]研究认为扩大中西部地区的贸易和外商直接投资的流入,会缩小中国地区间的收入差距。刘渝琳，等(2010)[11]研究发现FDI能够在较长时期抑制城乡收入差距的扩大；周超，等(2017)[12]研究表明FDI对缩小城乡收入差距的效应显著。戴枫(2018)[13]基于空间杜宾模型的实证分析外商直接投资对中国城乡收入差距的影响，结果表明外资进入对我国各省的城乡收入差距都有显著负效应。第三种观点认为外商直接投资与城乡收入差距呈现倒U型关系，如刘渝琳和李敬(2013)[14]研究发现外商直接投资与城乡收入差距之间呈倒U型关系。

1.2 金融发展与城乡收入差距

关于金融发展与收入差距之间关系的研究，国外的学者主要有三种观点：第一种观点是金融发展扩大了收入差距。例如Clarke(2006)[15]研究发现，资本绝大部分在金融市场中流向富人，很少会流向穷人，从而造成更大的贫富差距。Denk O和Cournede(2015)[16]认为金融市场中信贷和股票市场越发达，收入不平等越严重；Sehrawat(2015)[17]研究发现，金融发展在长期和短期内都对收入差距具有不利影响。第二种观点认为金融的发展会缩小收入差距，例如：Wang等(2016)[18]认为，在长期金融发展水平能够缩小收入差距；Vachadze G(2018)[19]认为，完善的信贷市场有利于缩小收入差距。第三种观点认为金融发展与收入差距之间存在着“倒U型”的关系。Greenwood(1990)[20]通过基于面板模型发现金融发展与收入差距之间存在门槛效应，在金融发展初期阶段会扩大收入差距，在金融发展到更高的水平会缩小收入差距。Law等(2014)[21]和Younsi等(2018)[22]认为，金融发展与收入差距之间存在着倒U型的非线性关系。

国内关于金融发展与城乡收入差距之间关系的研究，主要有三种观点：第一种观点认为我国金融发展对城乡收入差距起着扩大作用。如孙永强(2011)[23]、任明珠(2015)[24]和张英丽，等(2018)[25]研究认为金融发展会扩大城乡收入差距。第二种观点认为我国金融发展有利于缩小城乡收入差距。如苏基溶和廖进中(2009)[26]运基于2001—2007年省级面板数据的研究，发现金融发展更有利于提高贫困家庭的收入水平，从而缩小城乡收入差距。张文，等(2011)[27]通过分析金融发展对收入分配的影响机制，发现了金融发展有助于缩小城乡收入差距。郭福春，等(2015)[28]研究表明，金融发展能够显著减少城乡收入差距。第三种观点发现金融发展与城乡收入差距之间是非线性关系，如卢方元和李彦龙(2015)[29]基于中国地级市面板数据的实证分析，从全国层面看,金融发展水平与城乡居民收入差距之间为倒“U”型关系；邓光耀(2017)[30]研究结果表明，中国的金融发展对城乡收入差距影响存在倒U形关系。

从国内外的研究结果表明，金融发展对城乡收入差距的影响以及外商直接投资对收入差距的影响存在不一致的观点，但是收入差距问题一直是学者们研究的重要问题，并且发现国外的研究大多是基于跨国数据分析的收入差距，在国内的研究中对于金融发展与城乡收入差距、外商直接投资与城乡收入差距的关系的讨论有很多，且大多都是全国范围内的分析，对于某一地区的研究、以及外商直接投资、金融发展与城乡收入差距的关系研究很少。因此，本文以外商直接投资程度高和金融发展水平高的东部地区来研究城乡收入差距的问题。

2 作用机理

2.1 外商直接投资作用于收入差距

第一，外商直接投资的就业效应会降低收入差距，这主要体现在改革开放时期外资企业的进入提高了中国的就业率，就业人数的增加有利于提高整体收入。外商直接投资的就业效应是由钱纳里和斯特劳(1966)[31]提出的“两缺口模型”，该理论认为外商直接投资通过资本的积累可以弥补被投资国的资金缺口，进而推动东道国的经济发展。在我国最初引进外资的时候，首先对东部沿海的投资提高了东部地区的收入，随后中西部地区的剩余劳动力也流向东部，使得中国大量的劳动力获得就业，就业率的提高使得整体收入上升，从而会缩小收入差距。第二，外商直接投资的收入效应会拉大收入差距，主要体现在外商直接投资的部门的工资会高于其他部门的工资，从而会拉大人们之间的收入差距。从我国各行业收入情况来看，科技含量高的部门工资更高，而外商直接投资往往流入科技含量高、门槛高的行业以及金融业等第三产业。周云波，等(2015)[32]的研究发现，中国企业间工资差距受外商直接投资的影响十分明显，并且贡献度大于百分之十。第三，外商直接投资的技术溢出效应会缩小收入差距，主要体现在外资带来的技术溢出可以促进本国企业的技术提高，技术的提高可以使工资上升，从而会缩小收入差距。从外资流入中国的方式来看，从主导的合资或合作方式变为独资方式，这表明外商直接投资的技术溢出效应作用变弱，中国企业学习外国先进的技术受到阻碍，此外，技术的溢出效应还受到国内的人力资本的限制，互联网和人工智能这些高科技领域，只有国内人力资本积累达到一定的水平，这些高科技才会在国内扩展。外商直接投资对收入差距是以上三种效应的综合，因此外商直接投资对收入差距的影响方向是不确定的。

2.2 金融发展作用于收入差距

第一，金融发展的门槛效应假说。这主要体现在金融条件的约束下，富人由于本身资金雄厚达到金融服务的条件，通过金融服务可以享受高收益的回报，但是穷人由于金融服务门槛的限制，无法享受到金融服务，就会使得穷人与富人之间的收入差距拉大。第二，金融发展非均衡效应假说。对于金融资源稀缺的国家，其金融资源在行业、地区和城乡间出现配置不平衡的现象，从而会对行业、地区及城乡之间的收入差距产生影响。第三，金融发展的降低贫困效应假说。金融发展在推动经济增长的进程中，穷人可以通过金融服务而降低贫穷。金融发展的门槛效应和金融发展的非均衡效应一般使收入差距拉大，而金融发展的降低贫困效应是向穷人提供的一种金融服务工具，从而缩小穷人与富人之间的收入差距。因此，金融发展作用于收入差距的三大效应总的影响具有不确定性。

3 模型的设定、研究方法及变量定义

本文选取对外开放程度和金融发展程度较高的东部沿海省份作为研究，本文使用的数据来自2005-2017年间各省市历年统计年鉴、中国金融年鉴、中国教育统计年鉴，覆盖东部地区11省份，包括辽宁省、河北省、北京市、天津市、山东省、江苏省、上海市、浙江省、广东省、福建省、海南省。

3.1 模型设定

3.1.1 研究外商直接投资对城乡收入差距的影响，构建模型一：

tei,t=α0+α1fdii,t+α2eximi,t+α3edui,t+α4fisi,t+εi,t

3.1.2 研究金融发展对城乡收入差距的影响，构建计量模型二：

tei,t=α0+α1fini,t+α2eximi,t+α3edui,t+α4fisi,t+εi,t

3.1.3 考虑外商直接投资和金融发展对城乡收入差距的影响，构建计量模型三：

tei,t=α0+α1fdii,t+α2fini,t+α3eximi,t+α4edui,t+α5fisi,t+εi,t

3.1.4 在同时考虑外商直接投资和金融发展对城乡收入差距的影响的基础上，考虑金融发展的中介效应，构建模型四:

tei,t=α0+α1fdii,t+α2fini,t+α3fdii,t×fini,t+α4eximi,t+α5edui,t+α6fisi,t+εi,t

3.1.5 在模型四的基础上考虑外商直接投资的平方项和金融发展的平方项对城乡收入差距的影响，构建模型五：

tei,t=α0+α1fdii,t+α2fini,t+α3fdii,t×fini,t+α4fdii,t＾2+α5fini,t＾2+α6eximi,t+α7edui,t+α8fisi,t+εi,t

3.2 研究方法

本文采用EVIEWS10.0软件。首先，根据F检验确定选择混合回归模型还是固定效应模型；然后，采用Hausman检验确定选择固定效应模型还是随机效应模型。

3.3 变量定义

文中被解释变量是城乡收入差距(te)，核心解释变量为外商直接投资(fdi)和金融发展(fin)，控制变量主要包括经济开放(exim)和教育水平(edu)和财政支出(fis)。

3.3.1 城乡收入差距(te)

我国经济发展具有显著的城乡二元结构，而城乡收入差距体现在高收入人群和低收入人群两端的收入变化。在研究城乡收入差距的指标上，不同的学者使用不同的测算方法，有的学者使用城镇居民可支配收入与农村居民纯收入的比值来衡量城乡收入差距，但是这种衡量指标不包括城乡的人口数量，存在一定的局限性。因此，本文用王少平和欧阳志刚(2007)[33]的衡量指标，通过泰尔指数度量我国的城乡收入差距，国内也有很多的学者使用泰尔指数作为衡量城乡收入差距的指标，例如，孙永强(2011)[23]也是通过泰尔指数这一指标衡量城乡收入差距的。

这里的teit表示的是在t时期地区i的泰尔指数，j=1,2分别代表的是城镇地区和农村地区，i1t和i2t分别表示t时期城镇总收入和农村总收入(分别用相应人口数乘以人均收入)，it表示t时期的总收入，p1t和p2t分别表示t时期的城镇和农村人口数量，pt表示t时期的总人口。

3.3.2 外商直接投资(fdi)

本文fdi为外商直接投资比重，用各地区实际利用外商直接投资额与该地区生产总值的比值表示，由于年鉴中是以美元为单位表示的，所以本文按照相应年份人民币对美元汇率平均价换算成人民币为单位进行统计。

3.3.3 金融发展(fin)

在金融发展程度的衡量指标上，学者们一般是用麦氏指标(M2/GDP)和戈氏指标(FIR)，戈氏指标是用全部金融资产占GDP的比重来反映金融发展的总量。由于麦氏指标有一定的缺陷，所以本文选取了戈氏指标，由于金融对经济发展的支持主要表现在信贷支持上，本文采用各省金融机构各项贷款余额与各项存款余额之和与地区生产总值之比来衡量。本文fin为各省区的存贷款余额与地区生产总值的比。

3.3.4 经济开放度(exim)

经济开放程度的衡量，用各地区进出口总额与地区生产总值的比例，由于统计年鉴中进出口总额是用美元表示的，所以本文根据当年人民币兑美元汇率中间价的平均值汇率折合成人民币。本文中的exim为各地区进出口占GDP的比重。

3.3.5 教育水平(edu)

关于教育水平这一指标，使用的是6岁及以上人口平均受教育年数来衡量，edu表示小学、初中、高中和大专及以上教育程度居民占省市6岁及以上人口的比重。

3.3.6 财政支出(fis)

为有效地衡量政府的财政支出，本文借鉴学者陈钊和陆铭(2004)[34]的做法，用政府财政支出占地区生产总值的比重来衡量各省(市)政府的财政支出政策，本文的fis表示为各地区的政府支出占地区生产总值的比重。

4 实证分析

首先，根据表1显示的F检验结果，在1%的显著水平上，所有模型拒绝混合回归模型的原假设，应该采用固定效应或者随机效应模型。同时根据表2显示的Hausman检验结果，在1%的显著水平上，所有模型拒绝随机效应原假设，所以，文章选用固定效应模型对面板数据进行分析。

表1 F检验结果

表2 hausman检验结果

4.1 变量的特点分析

表3 变量的描述性分析

4.2 结果分析

由实证结果表4可以看出，外商直接投资(fdi)的回归系数为正值，且在1%的水平下显著，金融发展(fin)的回归系数都为负值，且在1%的水平下显著，这表明在2005—2017年东部沿海省份外商直接投资的提高会拉大城乡收入差距，而金融发展程度增加有助于缩小城乡收入差距。

表4 固定效应回归结果

在模型二和模型三中，经济开放度(exim)的回归系数为负值而且显著，这表明进出口总额与GDP的比值增加将有利于缩小城乡收入差距，该结论符合斯托尔帕——萨缪尔森定理。对外开放使得我国出口大量的相对丰富的劳动密集型产品，外国对我国劳动密集型产品大量的需求，提高了我国低技术劳动力工资，从而就降低了与高技能工人的工资差距，使得收入差距缩小。教育水平(edu)和财政支出(fis)的回归系数均为负值，且均在1%的水平下而且显著，说明了教育水平的提高和财政支出的扩大有利于缩小城乡收入差距，从我国政府的财政政策方面，政府使用转移支付和税收等手段调节着收入再分配，为了避免收入差距的进一步拉大，政府转移支付在一定程度上会缩小城乡收入差距。

在模型四中，外商直接投资和金融发展的交互项的回归系数为正值，说明了外商直接投资对城乡收入差距的正向影响大于金融发展对城乡收入差距的负向影响，不过在两者共同影响的情况下，对城乡收入差距的影响要小于单独的外商直接投资的影响。

在模型五中，在加入外商直接投资的平方项后，外商直接投资的系数仍然为正值而且显著，同时，外商直接投资的平方项系数为负值而且显著，说明了当外商直接投资引入超过一定数值的时候，会缩小城乡收入差距，外商直接投资的流入与城乡收入差距存在显著的倒U型关系。这是因为在外资引入早期，具有先进技术的跨国公司进入东道国，这些公司需要大量的技术工人，从而使得对技术工人的需求大于对非技术工人需求，导致非技术工人的工资低于技术工人的工资，随着越来越多的外资流入，伴随着技术的溢出，许多的东道国企业开始模仿和创新这些先进技术，就会增加对技术工人的需求，通常技术工人的工资高于非技术工人的工资，所以会拉大技术工人与非技术工人的收入差距，非技术工人可以通过参加教育和培训，提高自身技术加入技术工人中。但是当工人普遍掌握这些先进的技术时，企业通过雇佣这些技术工人，使得东道国整体的收入差距逐渐缩小，则此时收入趋向于平等化；在模型五还引入了金融发展的平方项，金融发展平方项的系数为正值，并且在10%水平下显著，这说明了当金融发展程度超过一定水平，会拉大城乡收入差距，因此，金融发展与城乡收入差距是U型的非线性关系。

在模型五中，教育水平的系数由负值变成了正值，说明金融发展水平和对外直接投资发展到一定程度，会影响教育水平对城乡收入差距的影响，使得教育水平会扩大城乡收入差距，但是这种效应不明显。

5 总结与建议

通过对东部十一省份2005—2017年的省际面板数据进行估计，该研究表明，中国东部地区外商直接投资和金融发展对城乡收入差距都存在影响，这两方面对城乡收入差距的影响不一致，估计结果显示外商直接投资与城乡收入差距呈现倒U型关系，金融发展与城乡收入差距呈现的是U型关系，教育水平、经济开放度与财政支出的增加都会缩小城乡收入差距。

上面的实证结果也给东部沿海省份相关的政策制定者提供了一些建议：首先，在引进外商投资时，不能低估外商直接投资的流入城乡对收入差距的影响，要采取措施加快引进的外资技术的扩散，促进劳动力在部门间的流动，维护劳动者在全球化分工权益；其次，应该降低进入金融市场的门槛，降低个人和企业的融资成本，优化金融资源在行业间、地区间和城乡间的配置，提高金融服务的环境，完善金融服务系统。同时，健全和完善社会信用体系，加强金融对“三农”的支持，发挥金融服务对“精准扶贫”的作用，促进创新创业和加大金融对民生的扶持力度，统筹城乡协调发展，然后进一步发挥金融发展在缩小城乡差距方面的作用。最后，提高教育水平，扩大财政支出，坚持和深化改革开放可以缩小城乡收入差距，因此，优化配置教育资源，强调教育公平，深化教育体制改革，提高教育水平，以及扩大政府的财政支出和坚持改革开放，大胆创新，加快由“资源推动”向“创新推进”的经济转型。