金融发展对收入分配的影响研究

金融抑制导致的收入分配严重恶化，促成了旨在改善收入分配状况的金融制度改革。Clarke等(2004)的研究发现，在发展中国家，金融自由化、银行私有化改革通常始于严重的财政、经济危机和收入分配不均时期。^[47]也就是说，只有在抑制的金融制度维持成本过高而难以为继的情况下，发展中国家才会考虑进行金融改革。然而，在发展中国家，金融自由化与发展是否有利于收入分配?在这方面，国外学者从不同角度进行研究，建立了相应的理论模型，提出了不同的理论观点。以上述理论为基础，国内外学者对金融发展与收入分配的关系进行实证研究。因为研究样本、研究方法的不同，国内外学者演绎的主要结论存在明显的分歧。

(一)金融发展与收入分配：Galor-Zeira模型

Galor和Zeira(1993)构造了一个两部门跨时期模型，并假设个体只有进行了不可分割的人力资本投资，才能就业于高收入的现代部门，否则只能在传统部门从事低收入的工作。因为不可分割的人力资本投资存在最低投资门槛，只有继承了超过这一门槛的遗产，或能够在金融市场借到这一数额资金的个体才能进行人力资本投资。进一步分析表明，金融自由化、金融市场的竞争和向更多的民众开放，使穷人也能通过融资进行人力资本投资，进入高收入的现代部门。所以，他们认为，在金融发展的作用下，穷人和富人之间的收入与财富水平差距将不断收敛。

1.基本模型

在一个小型的开放经济中，假设只有一种商品。这种商品既可以用来消费，也可以用作投资。这种商品可以用两种技术进行生产，一种用熟练劳动力和资本进行生产，另一种仅用非熟练劳动进行生产，相应的生产函数分别为

(2-9)式、(2-10)式中，其中表示产出，Kt表示投入的资本量，表示所用的熟练劳动力，表示所用的非熟练劳动力，wn表示非熟练劳动的边际生产力。

在两个时期里，人们既可以选择一直当一个非熟练劳动力，也可以选择在第一时期进行人力资本投资，在第二时期成为熟练劳动力，其中对人力资本的投资为h＞0。假定没有人口增长，始终都保持着L大小的人口，人们关心自己的孩子并给他们留下遗产。进一步假定人们只在第二时期消费，个人效用是第二时期的消费和留给子孙的遗产的函数。

u＝alogc＋(1-a)logb　(2-11)

(2-11)式中，c表示第二时期的消费，b表示遗产，并且0＜a＜1。假定每个人都存在同样的潜在能力，以及相同的偏好，每个人的区别就在于他们从父母那里得到的遗产的多少。

假设资本是完全流动的，个体可以自由进出资本市场。市场利率r＞0且假设为恒定不变。在这种利率下，个体可以自由贷款。我们假设借方可以通过逃向其他地方等方式来躲避债务，这些行为要花费高昂成本；为避免这样的行为，贷方可以对借方保持追踪，这些警戒措施也是十分昂贵的。假设贷方对借方保持追踪的成本为z，借方仍能逃避债务所要花费的成本是βz(β＞1)。这些成本形成了不完善的资本市场，在这里，个体只能用比r更高的利率才能借到款。

2.短期均衡

首先考察个体借贷市场的均衡。因为存在贷方对借方的追踪成本，个体贷款要付出比r更高的利率来弥补这部分成本。假定金融中介的利润为零，那么个体申请金额为d的款项所要支付的利息id就等于贷款利率dr加上借方追踪成本z。

d·id＝d·r＋z　(2-12)

假定贷方将追踪成本z提高到足以使借方放弃逃避债务。

d(1＋id)＝βz　(2-13)

由(2-12)式、(2-13)式确定id：

现在讨论个体的最优方案。假设个体在人生的第一时期继承到总额为x的遗产，并且他打算一直作为一个不熟练劳动力，不对人力资本上进行任何投资，他一生的总效用为：

Un(x)＝log[(x＋wn)(1＋r)＋wn]＋ε　(2-15)

其中，ε＝aloga＋(1-a)log(1-a)。

这个不熟练劳动力是贷方，所留下的遗产为：

bn(x)＝(1-a)[(1＋r)(x＋wn)＋wn]　(2-16)

假定个体继承的遗产x，大于人力资本投资h，并成为熟练劳动力，那么他也是个贷方，其一生的效用为：

Us(x)＝log[ws＋(x-h)(1＋r)]＋ε　(2-17)

他所留下的遗产为：

bs(x)＝(1-a)[ws＋(x-h)(1＋r)]　(2-18)

假定个体所继承的遗产x，小于人力资本投资h，　并成为熟练劳动力，那么他就成为借方，其一生的效用为：

Us(x)＝log[ws＋(x-h)(1＋i)]＋ε　(2-19)

他所留下的遗产为：

bs(x)＝(1-a)[ws＋(x-h)(1＋i)]　(2-20)

十分明显，如果w s-h(1＋r)＜w n(2＋r)，　那么所有人都将愿意作为不熟练劳动力工作，所以，我们将利率限制为

ws-h(1＋r)≥wn(2＋r)　(2-21)

所以，只要投资人力资本投资的回报比不进行劳动投资更多，那么如同(2-15)式和(2-17)式中所阐述的，贷方自然更愿意进行人力资本投资。贷款进行人力资本投资成为熟练劳动力所获得的效益大于一直作为非熟练劳动力的效益的条件为：US(x)≥Un(x)，　也就是

当个体所继承的遗产小于f时，他就不愿意进行劳动资本投资，相反愿意作为一名非熟练劳动力。由此可以看出，如果贷款的利率过高，就会限制个体获得更多的资金，进而阻止他们进行教育投资。

所以，个体在第一时期所继承的遗产多少，决定了他是进行人力资本投资，还是一直作为非熟练劳动力，以及他一生的效用和所留遗产的数量。设t时期内个体所继承的遗产函数为Dt，且满足

遗产函数Dt决定了t时期内的经济绩效。它决定的熟练劳动力的数量为：

它决定的非熟练劳动力数量为：

所以，在资本市场不完善的情况下，财富的分配不仅决定了社会总产出，而且对宏观经济均衡产生很大的影响。

3.动态过程

财富的分配不仅决定了t时期内经济均衡的状态，也决定下一时期的遗产函数Dt＋1。

为了说明随着时间财富分配的动态演变，我们在图2-3中分别画出bn和bs，它们分别代表动态关系中非熟练劳动力和熟练劳动力所继承的遗产，f是bn和bs的交点。

图2-3　金融发展与收入分配：Galor-Zeira模型

如图2-3所示，当一个人所继承的遗产少于f时，他将一直作为一个非熟练劳动力工作，他的后代也是如此。他们所留遗产的长期均衡值为：

当一个人所继承的遗产多于f时，他进行人力资本投资然后成为熟练劳动力，但是他的后代并不都能作为熟练劳动力，分水岭是图2-3中的g点。

当一个人t时期内所继承的遗产少于g时，他可以进行人力资本投资，但几代后他的后代就没有了投资资本，将作为非熟练劳动力，他们所留下的遗产长期均衡为。当一个人t时期内所继承的遗产大于g时，他能够投资人力资本成为熟练劳动力，他的后代也是如此，他们所留下的遗产长期均衡为。

所以，从长期动态看，在社会经济中存在两类群体：一类是富有的家族，其世代后裔都能进行人力投资成为熟练劳动力；另一类则是贫穷的家族，其世代后裔都只能作为非熟练劳动力。

值得注意的是，如图2-3所示，在和处，bn和bs的斜率都小于1，所以，a和r应该满足：

(1-a)(1＋r)＜1　(2-30)

这一附加假定，保证了遗传给后代的遗产的稳定性。图2-3中隐含另一附加条件是，在执行费用如此之高，进而借贷利率相当高昂：

由(2-31)式，曲线bs在中间区域的斜率大于1。如果(2-31)式不成立，那么在长期所有的劳动力要么都是非熟练劳动力，要么都是熟练劳动力。为了避免这种不切实际的结论，我们假定(2-24)式成立。基于同样的原因，假定图2-3中的g介于和之间。

从图2-3中个体的动态过程可以推出社会经济的长期动态均衡。在长期动态均衡中，个体被分为两类：一类是熟练劳动力，他们拥有的财富为；另一类是非熟练劳动力，他们拥有的财富为。两类个体的分布取决于财富的初始分配，因为长期非熟练劳动力数量与相等，后者为t时期继承遗产少于g的人口数。

整个社会的人均财富为：

所以，收入和财富的长期水平，与遗产多于g的初始人口数量正相关。如果初始经济十分落后，那么长期也难以摆脱贫困。如果初始经济比较富裕，且分配比较均等，那么长期也十分富足；若分配极不均等，那么长期则陷入贫困。也就是说，一个社会贫富差距越小，中产阶级越多，越有利于经济的发展。金融自由化、金融市场的竞争和向更多的民众开放，使穷人也能通过融资进行人力资本投资，成为熟练劳动力，进入高收入的现代部门，进而缩小收入分配差距，并提高整个社会的平均收入水平。

(二)金融发展与收入分配：Greenwood-Jovanovic模型

在“金融发展、经济增长与收入分配”一文中，Greenwood和Jovanovic(1990)建立了一个反映金融发展与收入分配关系的模型。^[48]他们证明由于存在财富门槛，在金融发展的初期，只有富人才能进入金融市场融资，所以穷人和富人的收入差距会拉大；但是，金融中介的进一步发展，以及穷人的财富积累对门槛的跨越，使穷人也能获得充分的金融服务，穷人与富人之间的收入差距将会缩小。所以，金融发展与收入分配之间是一种类似于Kuznets曲线的倒U字形关系。

1.经济环境

考虑一个人口由一个个体分布在[0，1]区间，带有Lebesgue测度λ的连续分布所构成的经济体。个体在一生中的目标就是，最大化他的预期效应函数，如下：

其中，ct是他在t时期的消费流，β是贴现因子。

每一个体拥有一个或两个双线性生产函数。第一个提供一个安全但较低回报的投资机会。这里，在t-1期末it-1单位的资本投入在t期末得到δit-1单位的产出，或者yt，yt＝δit-1，其中δ是一个给定的技术值。第二个投资机会可以得到一个更高的(非条件的)预期回报但风险更高。尤其是，在这种技术下，生产函数由生产过程yt＝(θt＋εt)it-1控制，其中θt＋εt代表了一个复杂的技术冲击。每一个技术在一个时期中只能被个体使用一次。现在，在每个t时期初，一个个体在其配置中将有一定数量的财富kt。这个财富可能被用于当前消费，也可能以资本的形式投资于下一期的生产。个体的资本存量在任何给定的时期都是不同的，在这个意义上个体也是异质的。在初始时期，每一个个体都被赋予一定数量的产品或资本k0。这个社会的初期财富分配由积累的分配函数→[0，1]代表。

T时期的技术冲击有两部分。第一部分θt代表了一个总体的扰动，在技术上是共同的。第二部分εt描绘了一个个体特有的冲击。每个个体都能免费观察到自己的项目可实现的复合回报率θt＋εt。

假定交易安排很难建立，给定建立组织结构的成本很高，制度构成将会节省成本。假设一些人在他们自身之间形成一个联盟来搜集和处理信息，调整生产活动，并且分担风险。特别地，将A定义为构成中介结构的集合j∈[0，1]。第一，假定存在一个所有一次总付的成本α，它与将每一个体合并为一个交易的辛迪加联系在一起。那么，与建立交易网络相关的总固定成本将会是。第二，假定每一时期在辛迪加中存在每一个体以投资的资金数量的1-γ比例的成本。于是，如果在一个给定的时期，个体j在这个合作性团体中投资i(j)单位的资本，那么，与运营金融机构相关的总可变成本将是(1-γ)×。很明显，如果交易安排曾经出现，这些与投资成比例的成本就不会太高。

建立交易网络存在三个方面的潜在收益。第一，信息的公共物品性质。每个企业家从他人已经实现的项目回报中获取信息。这将使他的生产决策制定得更好，因为这些可实现的回报包含大量总体冲击的信息。即使这样的信息是公共知识，没有哪个企业家愿意首先生产，因为通过等待可以获得其他人的经验。所以，在单个企业家达成交易协议的生产计划中就会存在一个内部合作的问题。第二，交易机制能够潜在地被用于分散与个体生产项目相联系的非系统性风险。第三，它们可以使个体通过借贷行为安排更好的跨时期转移消费。

2.竞争均衡(www.xing528.com)

(1)金融中介。

许多组织结构作为中间人的形式，为更多的个体调解经济活动。他们为这些服务收取由竞争决定的费用。假定在t-1时期，经济中的一些中间人(以α为成本)采取积极措施媒介代理人集合At-1。这些中间人提供下列服务：在一次性全部费用q与运作一个项目的权利交易中，中介承诺每单位投资在任何t＋j-1时期的资本有一个r θt＋j()的回报，同时中介吸收与交易相关的所有成本。显然，因为中间人的目标是最大化收益，所以他会调整可能对中介最有效的计划。最后，假定中介在每一时期都遵循为t时期描绘的投资计划。

首先，假定个体j在t-1期末向中介投资了it-1(j)单位的资本，那么，中介在t期从这些存款投资的总资本量(扣除比例交易成本的净值)是，其中λ是Lebesgue测度。现在，令中介从集合At-1中随机选择一些有限数量的高风险/回报项目，设为τ；定义这个项目集合为Aet-1。每一个被选择的“试验”项目被投入。然后，中介计算在这些项目上实现的平均净回报率为

如果“检验统计量”大于γδ，那么由中介运作的高风险/回报项目被投入γKt单位的资本，否则中介将投资于安全的项目。

出于研究目的，相对于中介项目收益的大小，选择的生产技术的数量是可以忽略的。更详细的，试验项目的可数集合有零(Lebesgue)测度。结果，除了这些试验项目扮演的重要信息角色，它们对由中介赚取的收益的影响几乎可以忽略不计。所以，中介生产活动的净回报率将是：

通过证明，Greenwood和Jovanovic得到下列引理：

引理1　当几乎确定。

这意味着，在竞争性均衡中，金融中介实现的利润必须为零。这是由于经济中的任何个体(愿意发生成本α)都可能将自己作为一个中介者。中介机构零利润的条件为

其中代表了在t-1期第一次与中间人达成协议的个体集合。这个条件要求r(θt)＝γmax(δ，θt)，并且q＝α，因为对于任意的它都是成立的。

中间人向个体提供一个他们投资的回报率，该回报率：(1)完全缺乏特殊的非系统性风险；(2)回避了在风险技术的总回报降至低于委托资源的机会成本时的潜在损失。同时，投资者仅仅承担一揽子费用，这些费用正好补充中间人和他们的商业安排所需的一次全部成本。最后，中介将资源分配到经济系统中他们能获得最高回报的地方。

(2)市场参与。

并不是所有的代理人都认为当前提供的投资合同的条款具有吸引力。特别地，对于某些代理人，为了永久获取中介技术的享有权，在每t时期获得一个随机的回报r(θt)而一次支付一笔费用q并不一定是值得的。所以，在这一点上对交换网络中参与的决策进行研究是很自然的。为了做到这些，考虑一个当前在中介部门之外的个体在t时期所做的决定。他在这一时期的行为可以概括为下列动态规划问题的结果。

其中，st是t时期代理人的储蓄水平，ϕt表示他的投资组合中投资在高风险/回报技术上的份额，　并且v(st(ϕt(θt＋1＋εt＋1)＋(1-ϕt)δ)-q)代表了如果在他的配置中以st(ϕt(θt＋1＋εt＋1)＋(1-ϕt)δ)-q单位的资本进入中介部门，个体在t＋1期将要实现的一生期望效应。可以得出，对于任何分享财物的方程v，w是一个连续的增函数；并且被唯一的确定。上式假定在t＋1期个体是进入还是留在中介机构之外，依赖于实现最高期望收益的选择。所以，w(kt)给出了如果没有选择加入交换网络，个体在t期以kt单位资本预期一生的最大效用。

同样的，对于当前在中介部门内代理人的动态规划问题为：

如果w是一个连续的增函数，那么v也继承了这些特征。那样联立(2-38)式和(2-39)式就定义了方程组w和v。特别的，考虑向量方程(w，v)。那么(2-38)式和(2-39)式可以定义一个映射Ω使得(w，v)＝　Ω(w，v)。很容易确立，算子Ω在连续的向量函数空间中是一个标准的缩，伴随着标准的max[supx｜w(x)｜，supx｜v(x)｜]，并且Ω存在一个唯一固定的点。

可以推测，在任何时期t，一个给定的资本禀赋kt，对于一个在中介机构中操作的个体比中介机构之外的个体来说更有价值；也就是，v(kt)＞w kt()。因为与中间人的交易可以比自给自足产生一个更好的单位资本投资回报的分配。如果是这样，那么一旦某个人进入中介机构，他将永远不再离开它。

引理2　v(k)＞w(k)。

在交换网络中参与的程度现在很容易被刻画。考虑一些个体的任意集合，这些个体直到当前期t才考虑将他们的利益用于和中介交易。每一个这样的个体现在必须决定是否加入市场部分。给定进入中介的成本是一次性付清的，资本存量依然低于某个最小水平的个体将继续保持在交易网络之外，而资本禀赋超过某个上界门槛水平的个体将会加入交易网络。

引理3　存在和，且0，使得当0时v(kt-q)＜w(kt)，并且kt＞时v(kt-q)＞w(kt)。

事实上，如果v k-q(　)-w(k)对于k是严格递增的，那么＝。现在，定义集合Bc和B：

由引理3，集合Bc和B是非空的。并且，＝infB和＝supBc。很明显，那些拥有资本存量kt∈B的个体有兴趣建立与中间人的交易联系，但是对于那些拥有资本禀赋kt∈Bc的个体却不是这样。在t时期具有一个竞争性均衡是很可能的，一些个体在这一期选择参与市场机构而其他人选择继续留在外面；这将取决于在t-1时期交易网络外面的个体之间资本的分布情况。

(3)均衡。

为了总结上面的讨论，存在一个竞争性均衡的定义如下：

竞争性均衡就是一个函数集合v(kt)和w(kt)，储蓄规则s(kt)和ϕ(kt)，以及定价函数r(θt＋1)和q的集合，使得：

①对于参与市场机构的个体，函数v(kt)和s(kt)解决了问题(2-39)式，给定w(kt)和r(θt＋1)。个体在t时期是否选择留在机构里面取决于。

②对于在非市场部门的个体，函数w(kt)、s(kt)和ϕ(kt)解决了(2-38)式，给定v(kt)、r(θt＋1)和q。个体在t期是否选择与中介交易取决于。

③与(2-37)式一致，所有的中介获得零利润，支付一个回报率r(θt＋1)＝γmax(δ，θt＋1)，并征收成员费q＝α。

在上述定义下，Greenwood和Jovanovic证明了以下定理。

定理1　由上面定义的竞争性均衡的配置是帕累托最优的。

3.储蓄、增长、发展和收入分配

现在展示模型关于储蓄、增长、发展和收入分配的预言。首先，证明在制度基础建设的发展阶段经济倾向于具有一个高储蓄率。这种情况发生，是因为经济组织的构建是昂贵的；特别的，将每个个体合并为一个制度上的安排需要花费α。那些在中介部门交易的个体储蓄的数量为st＝βkt。交易网络之外的个体储蓄与下列动态规划过程一致：

其中，Dc(st，ϕt)＝{(θt＋1，εt＋1)：st(ϕt(θt＋1＋εt＋1)＋(1-ϕt)δ)∈Bc}，D(st，ϕt)＝{(θt＋1，εt＋1)：st(ϕt(θt＋1＋εt＋1)＋(1-ϕt)δ)∈B}。现在用st＝s(kt)和ϕt＝ϕ(kt)来表示在(2-41)式中控制最优储蓄和投资组合分配的决策规则。这些个体将储蓄一个大于βkt的数量s(kt)，因为他们预计在将来某一个时间为建立与交换系统之间关系支付一次性成本q。Greenwood和Jovanovic证明了以下定理。

定理2　s(kt)＞βkt

与中介交易的个体储蓄st＝βkt，并且该储蓄的单位回报率r(θt＋1)＝γmax(δ，θt＋1)。　结 果 是，　他 们 的 财 富 以 期 望 速 率Et[kt＋1/kt]＝βγ∫max(δ，θt＋1)dF(θt＋1)＞1增长。在交换网络之外的个人储蓄st＝s(kt)＞βkt，　回报率ϕ(kt)(θt＋1＋εt＋1)＋[1-ϕ(kt)]δ，因此，他们以＋[1-ϕ(kt)]δ}＞1的速率积累财富。谁的财富增长得比平均值更快并不清楚。自给自足的个体面临一个较低的投资回报，他们趋向于选择更多的储蓄。

假定很穷的个体具有一个较低的储蓄率是可行的。也就是说，对于非常穷的人，s(kt)＝βkt。　如果是这样，　那么穷人将以β[ϕt∫θt＋1dF(θt＋1)＋(1-ϕt)δ]＜βγmax(δ，θt＋1)dF(θt＋1)的期望速率来积累财富。结果，人口中非常富有和非常贫穷间的不平等将加剧。这种猜想的合理性就是，非常贫穷的个体很可能在接下来的时间里继续留在中介机构之外，并且严重低估建立与交换网络之间联系的未来成本。在这种情况下，个体将永远不会和中间人交易，并且储蓄的数量是st＝βkt。

定理3　对于所有的ε　＞0，　存在一个使得(a)[s(k)/k]和(b)。

这意味着随着时间的推移中介机构成员和穷人的相对财富水平的差异变大。这是因为他们具有相同的储蓄率，而前者面临一个更高的回报分布。

现在分析模型的一些长期特征。首先，在经济非发达部门的个体根据kt＋1＝{ϕ(kt)(θt＋1＋εt＋1)＋[1-ϕ(kt)]δ}s(kt)来积累财富。定义为方程资本存量的变化的运动规律，≡。注意，t时期那些拥有kt∈B的个体将加入中介机构，而对于剩下的人(kt∈Bc )不值得与中介建立联系。因此，表示在t期以k单位的资本留在不发达经济部门中的个体，在t＋1期会以不多于k′的资本存量继续留在该部门的概率。

其次，令(k)表示经济的初始时间0资本在人们之间的分布，→[0，1]。所以，经济发达和不发达部门的初始规模将为和1-。结果，在时期1控制经济不发达部门中个体资本分配的分布函数将由H1(k′)＝(k)给出。一般来说，，其中Ht＋1(k′)度量的是在t期中介部门之外，并且具有一个资本存量的人口预期规模。因为在任何给定的时期t＋1，在发达部门之外没有人具有一个资本存量kt＋1≥(引理3)，预期t＋1不发达部门的规模为Ht＋1()。给定经济的假设增长，那么(不发达部门逐渐衰退)。

最后，在任何给定的时期t，经济不发达部门的个体在他们的投资上实现一个ϕ(kt＋1)(θt＋εt)＋[1-ϕ(kt-1)]δ的回报率，而那些在发达部门的个体获得收益γmax(δ，θt)。因此，对于任何给定的总冲击θt＝θ，个体之间的期望收益Rt(θ)ϕ(k)]}dHt-1(k)＋γmax(δ，θ)。显然，如未来时间水平线被延长，Rt(θ)收敛(虽然可能是非单调的)于最好的技术可行预期回报，γmax(δ，θ)，所以

定理4　。

进一步，注意经济组织部门内外的个体储蓄的数量分别为st＝s(kt)和st＝βkt。随着不发达部门的衰退，大量的个体以期望率βγE[max(δ，θ)]积累财富。因此，渐渐地，所有人的财富将以相同的速率增长，由洛伦茨曲线度量的具有相对财富水平的平稳分布将得到。经济的期望增长率以方差(βγ)2var[max(δ，θ)]收敛于(虽然不单调)βγE[max(δ，θ)]。

4.结论

在增长和发展文献中有两个重要问题，一是经济增长和收入分配之间的关系；二是金融结构与经济发展之间的联系。这两个重要问题在上述模型中被提出。增长和金融结构被解不开地联系着。增长为金融结构发展提供了必要的手段和途径，而金融结构反过来允许更高的增长，因为投资能够更有效地被使用。模型得到的一个发展过程，至少与因果观察相一致。也就是，在发展的早期，交换在很大程度上是无组织的，增长很慢；随着收入水平的提高，金融结构变得更加广泛，经济增长变得更快，并且穷人和富人之间的收入不平等也在加剧；在成熟期，一个经济具有完全发达的金融结构，人们之间的收入分配稳定，并且比初期具有一个更高的增长率。

(三)金融发展与收入分配的实证研究

1.国外学者的研究

Clark、Xu和Zou(2003)使用91个国家1960—1995年的数据对金融发展与收入分配之间的关系进行实证分析，得出金融发展会显著降低一国收入分配差距的结论，但两者之间并不存在倒U形关系。^[49]

为研究金融发展与收入分配的实证联系，他们建立如下模型：

Ln(GiniCoefit)＝a0＋f(Financeit)＋a2CVit＋εit　(2-42)

其中，Ln(GiniCoefit)为基尼系数的自然对数，Financeit为金融发展指标，以私人信贷占GDP的比值衡量。CVit为控制变量，主要涉及初始的人均GDP、通货膨胀率、政府消费、现代部门比例、产权保护等制度变量。f(Financeit)决定于模型讨论的金融发展与收入分配之间的联系，并具有以下函数形式：

其中，Modernit为现代部门比例，以现代部门(制造业和服务业)产值占GDP的比值衡量。在上述实证模型中，Galor-Zeira的线性理论预言a11＜0，a12＝0，a13不确定；Greenwood和Jovanovic的倒U形理论预言a11＞0，a12＜0，a13不确定；Clark、Xu和Zou提出的扩展库兹涅茨假说预言a13＞0。

运用上述模型和1960—1995年91个国家的数据，Clark、Xu和Zou的实证研究表明，与Galor-Zeira的线性理论预言一致，金融发展与收入不平等之间呈负相关，也就是总体上收入不平等程度因金融发展而下降；但是，Greenwood和Jovanovic的倒U形理论预言并不存在。此外，他们还发现，金融发展与收入不平等之间的反向关系受到现代部门比例的影响，也就是现代部门比例越高，给定相同的金融发展水平的提升，收入不平等程度下降越快。在库兹涅茨假说中，现代部门比例变化在经济增长与收入分配的倒U形关系中起决定作用，所以，Clark、Xu和Zou将这一规律称为“扩展的库兹涅茨假说”。

Beck等(2004)运用全球99个国家1960—1999年的数据考察金融发展、不平等和贫困之间的关系。研究表明，在金融自由化过程中，最低收入阶层的收入增长快于人均GDP的增长，所以，金融发展有利于减少一国的贫富差距。^[50]

他们的研究切入点是最穷的20%人口的平均收入yp，它可以写成人均GDP(y)和洛伦茨曲线L的函数：

yp＝y∗L(0.2)/0.2　(2-44)

进行差分可得：

上式右边的第一个括号表示总体经济增长，第二个括号表示最穷的20%人口的收入份额的变化。

与金融发展与收入不平等关联的一个重要方面是，绝对贫困的减少。联系总体增长、收入分配变化和绝对贫困减少的方程式为：

其中，P为贫困发生率。(2-46)式就是众所周知的“贫困-增长-不平等”三角，它表达的是，一国贫困的减少决定于经济增长率和收入分配的变化。

在此基础上，他们构造了一系列的回归模型，验证金融发展对最穷的20%人口的平均收入、收入分配变化、社会进步(以婴儿死亡率、儿童入学率衡量)的影响。他们的研究发现：(1)金融发展有利于穷人的收入增长，并且在控制总体收入增长后也是如此。也就是说在金融自由化过程中，最低20%的收入阶层的收入增长快于人均GDP的增长。(2)金融发展有利于改善收入分配状况，进而在减少绝对贫困方面也起到积极作用。(3)金融发展与婴儿死亡率降低、儿童入学率提高正向联系，进而有利于社会进步。

2.国内学者的研究

运用中国的实际数据，对我国金融发展和收入分配关系的实证研究，国内学者得出的结论大致有四种。

第一种是我国的金融发展扩大了收入分配的不平等。章奇等(2003)利用我国1978—1998年各省的数据研究发现：我国的金融发展会拉大城乡收入差距，并且这种负面作用主要体现在20世纪90年代。^[51]姚耀军(2005)基于VAR模型及其协整分析，利用Granger因果检验法，对中国1978—2002年间金融发展与城乡收入差距的关系做出实证研究。实证结果表明，金融发展与城乡收入差距关系存在着一种长期均衡关系；金融发展规模与城乡收入差距正相关且两者具有双向的Granger因果关系。^[52]温涛、冉光和、熊德平(2005)运用1952—2003年的实际数据，对中国整体金融发展、农村金融发展与农民收入增长的关系进行了实证研究。结果显示：中国金融发展对农民收入增长具有显著的负效应。^[53]

第二种是我国的金融发展缩小了收入分配差距。张小琴(2006)运用1996—2004年的数据研究了全国及东、中、西部地区农村金融发展对农民收入增长的影响作用，结果表明：从全国来看，农村金融的发展会促进农民收入的增长；从区域来看，东部农村金融发展对农民收入的影响要大于中西部。林志伟(2007)基于VAR模型，利用协整分析和Granger因果检验法对中国1982—2004年经济增长、金融发展与城镇居民收入不平等的关系进行了实证研究，结果表明：金融发展的规模和效率与城镇居民收入不平等负相关。基于中国2000—2009年的省级面板数据，杨俊、王佳(2012)在进行异质性检验的基础上运用FMOLS进行了估计，对金融结构与收入不平等的长期趋势和内在作用渠道进行了分析，得出了以下结论：直接融资比例提高会降低收入不平等的程度；金融结构影响收入不平等的经济增长渠道不畅，劳动力需求渠道基本通畅。^[54]

第三种是我国的金融发展与收入分配呈倒U形关系。刘敏楼(2006)基于中国地区截面数据的分析得出，中国金融机构的发展对以城乡收入比为代表的中国收入分配影响呈倒U形关系。^[55]万文全(2006)利用中国1978—2003年的数据，实证检验了金融发展与收入分配差距的关系，发现中国的收入差距与金融发展服从库兹涅茨倒U形曲线路径。^[56]从金融集聚理论的角度，结合中国二元经济结构特征，乔海曙、陈力(2009)分析了金融发展影响城乡收入差距的内在机理；运用中国2538个县(市、区)的截面数据，实证研究发现，金融发展和收入不平等之间存在倒U形的非线性关系。^[57]

第四种是我国的金融发展与收入分配的关系不能确定。陈刚(2006)基于面板单位根和VAR模型的估计，对中国金融发展与城乡收入差距进行了再检验，实证结果表明：金融发展与城乡收入差距均表现为非同阶单整变量，从而否定了二者之间长期均衡关系的存在。^[58]从规模扩张、效率提升和结构完善等三个方面，陈志刚等(2009)利用我国1986—2005年的时间序列数据，对金融发展水平与中国收入分配的关系进行实证检验。研究表明，金融规模的扩张拉大了中国的收入分配，金融效率的提高则缩小了城乡收入比率，金融结构对中国收入分配的影响不明显。^[59]