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user: 4. 云南省金融发展与收入不平等的实证分析 4.1. 计量模型设计 构建计量模型，识别云南省各地州市金融发展水平影响居民收入不平等的力度及方向和非线性关系，模型为： (5) 式(5)中， 表示云南省 州(市)的居民收入差距， 表示云南省 州(市)金融发展水平， 表示影响收入不平等的其他控制变量， 表示误差项， 、 、 、 为待估参数， 表示截面固定效应， 表示时间固定效应， 。 图4. 云南省各地州市收入水平的基尼系数 Table 3 Difference in the level of income in Yunnan Provinc 2008 2009 2010 2011 2012 CV 0.292751 0.266675 0.254352 0.235783 0.227114 GINI 0.154273 0.142566 0.133839 0.120215 0.115048 CE 0 0.040569 0.03465 0.031624 0.028484 0.027026 CE 1 0.0408499 0.0344835 0.0314404 0.0276297 0.0259361 表3. 云南省收入水平差异 资料来源：根据《云南省统计年鉴》(2009~2013)整理计算。 预期 、且显著，表明金融发展能够改善收入差距，若 且 ，表明金融发展与收入差距呈“倒U型”关系，或者说金融发展对收入不平等的影响存在临界值，即金融发展到一定水平后才会起到缩小收入不平等的作用，其临界值(拐点)可由式(6)等于0而求出。 (6) 若 或 ，则“倒U型”关系不成立，要么呈线性正向关系，要么呈线性负向关系，抑或是“U型”关系。 4.2. 变量选取与数据处理 4.2.1. 变量选取 1) 因变量 模型中的因变量是采用变异系数、基尼系数、对数离差均值、Theil不等指标计算的，用以测度收入不平等。 2) 自变量 论文中的关键解释变量是金融发展水平，采用云南省各地州的金融机构存款余额/云南省各地州GDP和云南省各地州市的金融机构贷款余额/云南省各地州GDP表示。 3) 控制变量 根据相关文献，控制变量包括：财政支出(财政年支出占GDP比重)；旅游发展(旅游年收入占GDP的比重)；城镇化(城市人口数/总人口数)；交通状况(公路通车里程数)；贸易依存度(进出口总额/GDP)。 4.2.2. 数据处理 根据模型要求，将每个地州市2008~2012年的年度平均值作为截面值，其中，控制变量中交通状况指标(公路通车里程数)取自然对数，采用的软件为Stata 12。 4.3. 实证结果解释 在模型式(5)中，由于n = 16，t = 5属于短面板数据，时间跨度较短难以体现变量随时间变动的大趋势，在进行回归分析前可不进行面板数据的单位根和协整检验，但是对于面板数据而言，必须选择适当的面板数据模型，常用的是固定效应模型。 表4报告了以存款余额占GDP比重衡量的金融发展的面板数据回归结果，由于财政支出、旅游收入 的估计系数很小、经济意义不明显，故予以删除。 由表4可知，以存款余额占GDP的比重衡量的金融发展(deposit)一次项系数为正(除回归式(4)中为负外)，二次项系数均为负，表明金融发展与收入差距呈“倒U型”关系，但统计意义不明显，而在回归式(4)中则体现为负向关系，这意味着存款总额的增加长短期内不能显著影响居民收入不平等。从拐点值来看，云南省存款余额占GDP的比重平均已经越过门槛值，处于“倒U型”曲线的下行区间，以存款余额占GDP之比衡量的金融发展正发挥缩小居民收入不平等的作用，只是作用尚未明显。 城镇化、通车里程数、对外贸易依存度的估计系数均为负，表明城镇化率的提高、通车里程数的扩大以及对外贸易依存度的提高能够缩小居民收入不平等程度，其可能导源于城镇化率的提高缩减了城乡差别(工资差距)、通车里程的扩大提高使得部分农村居民从土地中解放出来，从事服务行业(如运输业)或是增进了城乡之间的联系，使得广大农村剩余青年走出去务工、教育等，从而缩减了居民间的收入不平等程度；贸易依存度的提高则因外向型企业出口竞争力上升以及国外市场需求强劲引发了企业对劳动力的需求强度，使得各种有能力的劳动者得以就业，进一步增加了他们的收入水平，缓解了居民间的收入差距。 表5报告的是以贷款余额占GDP的比重衡量的金融发展(loan)的面板数据回归结果。由表5可知， Table 4 The results of panel data regression by total deposits to GD (1) (2) (3) (4) 被解释变量 GINI CV CE0 CE1 deposit 0.0028 0.0077 0.0038 −0.0008 (0.065) (0.082) (0.238) (−0.046) deposit 2 −0.0043 −0.0071 −0.0033 −0.0016 (−0.553) (−0.464) (−1.029) (−0.562) urban −0.0014 −0.0041 −0.0011 −0.0004 (−0.204) (−0.337) (−0.520) (−0.201) rd −0.0900 −0.1390 −0.0274 −0.0253 (−0.835) (−0.636) (−0.656) (−0.620) trade −0.0220 −0.0566 −0.0250** −0.0258*** (−0.989) (−1.357) (−2.511) (−2.969) 常数 0.9507 1.4981 0.2820 0.2619 (0.960) (0.747) (0.730) (0.695) 观测次数 80 80 80 80 R 2 0.363 0.289 0.322 0.383 截面数 16 16 16 16 截面时间固定 yes yes yes yes 调整的R 2 0.281 0.198 0.235 0.304 拐点值 0.3255 0.5422 0.5757 0.25 表4. 以存款余额占GDP比重的面板回归结果 注：括号里为t统计值，***p < 0.01，**p < 0.05，*p < 0.1。 Table 5 The results of panel data regression by total loans to GD (1) (2) (3) (4) 被解释变量 GINI CV CE0 CE1 loan 0.0306 0.0333 0.0186 0.0013 (0.276) (0.174) (0.477) (0.041) loan 2 −0.0042 −0.0045 −0.0036 −0.0010 (−0.267) (−0.162) (−0.641) (−0.205) urban −0.0013 −0.0040 −0.0010 −0.0003 (−0.203) (−0.340) (−0.502) (−0.192) rd −0.0968 −0.1470 −0.0310 −0.0271 (−1.019) (−0.743) (−0.819) (−0.732) trade −0.0024 −0.0286 −0.0145 −0.0212* (−0.092) (−0.568) (−0.962) (−2.073) 常数 0.9862 1.5437 0.3011 0.2752 (1.075) (0.817) (0.846) (0.785) 表5. 以贷款余额占GDP比重的面板回归结果 续表 注：括号里为t统计值，***p < 0.01，**p < 0.05，*p < 0.1。 贷款占GDP的比重(loan)一次项的估计系数为正，二次项的估计系数为负，这就表明信贷规模的提高短期内虽能扩大居民收入不平等，但作用效果不明显，当越过门槛值后，就会在长期内有助于缩小居民收入不平等程度。 城镇化、通车里程数、对外贸易依存度的估计系数均为负，表明城镇化率的提高、通车里程数的扩大以及对外贸易依存度的提高有助于缩小居民收入不平等程度，其原因与上述类似。