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不同制度质量水平下的金融发展与收入不平等
Siong Hook Law, Hui Boon Tan, and W.N.W. Azman-Saini
摘要：我们考察金融发展与收入不平等之间的关联是否随着制度质量的水平而变化。基于门槛回归方法的经验证据表明，金融发展与收入不平等之间的关系确实存在制度质量门槛效应。只有在达到一定的制度质量阈值水平之后，金融发展才会倾向于减少收入不平等。在此之前，金融发展对收入不平等的影响是不存在的。这一发现表明，制度质量影响了金融发展与收入不平等之间的联系，反映出更高质量的金融导致更平等的收入分配这一概念。
关键词：金融发展，收入不平等，制度，门槛回归
最近人们越来越关注金融发展作为减少收入不平等的方法的重要性。在文献资料中，有两个线性假设可以解释金融发展与收入不平等之间的联系：不平等扩大假设和不平等缩小假设。不平等扩大的假设认为，金融发展可能有益于富人和社会团结，同时排斥穷人，特别是当社会制度的质量薄弱时。这个假设声称富人能够提供抵押品并且更有可能偿还贷款（Rajan和Zingales 2003）。没有这种福利的穷人可能会发现，即使金融市场发展得很好，也难以获得贷款; 因此，这可能会加剧收入不平等。不平等缩小假设提出了这样一种观点，即当金融占比增长时，以前被排除在获得贷款之外的穷人可能获得贷款准许（Beck等人，2007年; Clarke等人，2006; Hamori和Hashiguchi，2012; Jalil和 Feridun 2011; Mookerjee和Kalipioni 2010）。
最近的经验证据表明，金融发展与收入不平等之间的关系很可能是非线性的，这进一步支持了Greenwood和Jovanovic（1990）的观点，即这两个变量之间存在驼峰或倒U型关系。例如，Kim和Lin（2011）发现，只有当国家达到金融发展的门槛水平时，金融发展对收入分配的好处才会发生。低于这一关键门槛，金融发展会不益于穷人并加剧收入不平等。Tan和Law（2012）发现，金融发展与收入不平等之间存在U形关系。他们强调，在国家金融发展的早期阶段，收入不平等趋于缩小，金融深化程度低于一定的门槛水平。进一步深化这一水平将导致相反的效果，这将恶化收入不平等。
如果金融发展与收入不平等之间的关系确实是非线性的，那么这种非线性的驱动因素是什么？我们认为制度质量可能在捕捉非线性金融发展--收入不平等关系中发挥重要作用。在金融发展对收入不平等产生任何影响之前，必须达到一定程度的制度质量。如果制度质量薄弱，金融发展既不会改善经济福祉，因缺乏对穷人的司法保护，也不会减少不平等（Chong和Gradstein 2007），以及普遍的腐败和政治干预。Rajan和Zingales（2003）认为，在制度环境薄弱的情况下，法律上的政治代表性由事实上的政治影响主导。这使得既定利益可以影响融资渠道，并揭示了由夺得的直接控制引起的更好的金融发展可能会不益于穷人。此外，薄弱的制度往往会扭曲金融中介机构的能力，以便有效地为金融生产活动提供资
Siong Hook Law（lawsh@upm.edu.my）是马来西亚雪兰莪州马来西亚大学经济系的副教授。 Hui Boon Tan（hui boon.tan@nottingham.edu.my）是马来西亚雪兰莪州诺丁汉大学商学院的教授。W.N.W. Azman-Saini（wazman@upm.edu.my）是马来西亚雪兰莪州马来西亚大学经济系的副教授。作者感谢Ali M. Kutan和三名匿名审稿人对本文的宝贵意见。
金。在强大的制度存在时，金融的发展可能会减少不平等，允许穷人投资建设他们的人力和物质资本。虽然这是一个看似合理的猜想，但几乎没有任何直接证据可以证实制度质量对金融发展影响收入不平等的这方面产生影响。本文通过分析制度质量在金融发展影响收入不平等这一方面的影响，以此来走出证明此论点的第一步。
为了填补这一空缺并为当前的实证文献做出贡献，我们研究了金融发展与收入不平等之间的关系是否与制度质量不同有关。具体而言，我们通过建议国家的制度质量在建立金融发展与收入不平等之间的联系方面也很重要，以此来探讨金融发展--收入不平等关系中是否存在制度质量门槛。发现制度质量门槛可能具有重要的政策指导意义。此外，它还为当前关于金融发展与收入不平等之间联系的非线性的文献增加了一个解释度量，并呼吁注意政策制定者在探索金融市场改革可能带来的好处时需要考虑制度水平。
经验模型与计量经济学方法论
为了检验金融发展在收入不平等中的作用，我们指定了以下收入不平等的跨国对数线性方程：
，（1）
其中GINI是收入不平等的指标，FD是金融发展，GDPC是人均实际收入，HC是人力资本，INF是通货膨胀率，INS是制度质量，ε是误差项，下标i代表国家。 基于文献调查确定不等式的控制变量。例如，由GDPC代理的更大的经济发展趋向于改善收入分配（Agnello等人2012; Gimet和Lagoarde-Segot 2011; Kustepeli 2006; Mookerjee和Kalipioni 2010）。我们控制人力资本或教育程度，因为这些因素已被发现影响收入不平等（Ang 2010; Beck等人2007; Huggett等人2006）。制度的力量可以改善收入分配（Chong和Gradstein 2007; Dincer和Gunalp 2012; Dobson和Ramlogan-Dobson 2010）。已经发现通货膨胀会增加收入不平等（Ang 2010; Beck等人2007; Dobson和Ramlogan-Dobson 2010; Hamori和Hashiguchi 2012）。因此，预计，和的系数小于零，而的系数预计大于零。
为了检验上一节中概述的假设，我们认为方程（2）特别适合捕捉偶然效应的存在，并提供一种丰富的方式来模拟金融发展对收入不平等的影响。 该模型基于门槛回归，采用以下形式：
， （2）
其中INS（即制度质量水平）是用于将样本分成方案或组的阈值变量，X是控制变量的向量，lambda;是未知阈值参数。这种类型的建模策略允许金融发展的作用取决于机构是否低于或高于某个未知的lambda;水平。在这个方程中，制度质量充当样本分裂（或阈值）变量。 对于低或高政权的国家，金融发展对收入不平等的影响将分别为和。 很明显，在假设下，模型变为线性并且简化为等式（1）。
我们估计的第一步是在方程（2）中测试线性的零假设对门槛模型的影响。由于阈值参数位在零点下未被识别，因此这成为非标准推理问题，因此Wald或拉格朗日乘数（LM）检验统计量不具有其常规的卡方限制（参见Hansen 1996,2000）。相反，推理的过程是通过计算每个可能的值的Wald或LM统计量来实现的，并且随后基于所有可能的对Wald或LM的上限进行推断。此上限统计量的限制分布是非标准的，并且取决于许多模型特定的干扰参数。由于无法制表，因此通过基于引导的模型进行推断，其中有效性和性质由Hansen（1996）建立。一旦获得了的估计值（作为在所有可能的值上计算的残差平方和的最小值），斜率参数的估计值平均为。
正如文献中所讨论的，金融发展变量很可能是内生的，可能是由于收入不平等对金融发展的反馈。 为了处理内生性问题并同时考虑阈值非线性，采用Caner和Hansen（2004）提出的工具变量（IV）门槛回归技术，其中等式（1）可以采用以下形式：
（3）
, （4）
其中1（·）是指标函数，Z是工具变量的向量，并且满足顺序条件。 Caner和Hansen（2004）提出了一个估计回归系数的三步程序。首先，我们通过普通最小二乘（OLS）方法对工具变量的进行回归，并获得的拟合值。其次，通过将的预测值代入等式（3），我们用OLS方法估计阈值参数，这与Hansen（2000）的类似。最后，基于的估计，我们将整个样本分成两个子样本，并使用广义矩量法（GMM）估计斜率参数。Caner和Hansen（2004）提出了一个上限Wald（sup W）统计量来检验阈值效应的存在并推导出该统计量的渐近分布。
数据
为了估计方程（2），样本包括1985-2010年期间平均81个国家的跨国年度观测数据1。收入不平等或基尼系数指标来自标准化世界收入不平等数据库（SWIID），此数据库由Solt（2009）创建，他使用各种技术估计不同类型的基尼系数之间的比率（严重依赖于邻近时间内同一国家的比率信息）增加可比较的观测数量。SWIID将卢森堡收入研究（LIS）的信息与联合国大学-世界发展经济学研究所（UNU-WIDER）世界收入不平等数据库（WIID）数据相结合，创建了一个比LIS数据覆盖范围更广、比UNU-WIDER数据更具可比性的改进数据集。SWIID是我们衡量收入不平等的首选指标，因为它提供了基于可支配家庭收入的净收入不平等的可比基尼指数。此外，SWIID比之前的可用资源更适合于收入不平等的跨国研究（Solt 2009）。
在金融发展方面，我们只关注银行业的发展，原因如下：（1）在我们的样本中，银行信贷是大多数发展中国家唯一可行的融资来源。（2）股票市场指标的可用观察数量不足以进行样本分割回归。此外，银行业似乎对收入不平等的影响比股市更大（Gimet和Lagoarde-Segot，2011）。这些银行业的发展是（1）私营部门信贷，相当于金融中介向私营部门发放的信贷价值; （2）银行信贷，定义为存款银行向私营部门提供的信贷; （3）商业银行分行，即向客户提供金融服务的商业银行数目，与主要办公室实际分离，但并不是按法定分立的子公司组织的2。所有三个银行业发展指标数据集均来自世界发展指标（WDI），世界银行。
分析中使用了两种制度下的数据集：Kaufmann等人的国际国家风险指南（ICRG）和全球治理指标（WGI）（2008年）。ICRG数据集使用五个指标：腐败，法律和秩序，官僚主义的质量，政府对合约的否定以及征收风险。前三个指标从0到6； 最后两个指标从0到10。这些指数的较高值意味着更好的制度质量。我们将这些指标合并成一个简单度量，在适当的从0到10重新调整之后将它们相加。 因此，该指数的理论范围从零到五十。
第二个制度的数据集（WGI）基于通过各种跨国调查和专家民意调查收集的信息。该数据集涵盖1996-2010年的数据。考夫曼等人（2008）使用未观察到的组成部分的模型，使他们能够为每个指标达到约212个国家的覆盖水平。它们构建了六个不同的指标，每个指标代表了制度质量的不同方面：话语和问责制，政治稳定和暴力的缺失，治理效率，监管质量，法治和腐败控制。WGI制度指标的衡量标准是将这六个指标平均为一个更广泛的指数（见Easterly 2002; Langbein和Knack 2010;Meacute;on和Weill 2005）。
根据2005年不变价格换算成美元的人均实际国内生产总值（国内生产总值）年度数据来自WDI。通胀率也来自WDI。人力资本以中学平均年数衡量; 该数据集来自Barro-Lee（2013）数据集。众所周知，在横截面数据集中，如果存在异常值，则估计是低效的并且是有偏差的。因此，Welsch和Kuh（1977）的不同拟合统计量用于检测异常值。数据集总结在表1中。
表1.统计信息摘要
|
资源 |
平均值 |
SD |
最小值 |
最大值 |
|
|
基尼（百分比） |
SWIID |
39.93 |
9.59 |
22.29 |
63.28 |
|
私营部门信贷（ 占GDP的百分比） |
WDI |
47.27 |
37.78 |
3.93 |
182.22 |
|
银行信贷（占GDP的百分比） |
WDI |
39.51 |
31.78 |
1.84 |
148.80 |
|
商业银行分行 （100,000成年人的百分比） |
WDI |
20.50 |
19.78 |
1.09 |
101.24 |
|
人均实际国内生产总值（按2005年价格计算） |
WDI |
6952.22 |
9136.83 |
119.79 |
32592.08 |
|
人力资本（中学平均年数） |
Barro-Lee (2013) |
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