共同富裕視角下經濟金融化的收入分配效應及對策研究

安強身,牛巖

(濟南大學 商學院,山東 濟南 250002)

黨的二十大報告提到,中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化。實現機會公平,規范收入分配秩序與財富積累機制,促進收入平等是實現共同富裕目標的重要支撐?？疾熘袊?0余年的改革開放歷程,收入分配差距作為經濟增長的產物,影響了消費對經濟增長的拉動作用[1-2]。由此,深入研究和發掘居民收入分配不均現象的原因,進而在政策層面加以調整便顯得重要且必要。在這其中,我們注意到,幾乎與中國改革開放相伴相隨的經濟金融化,在與收入分配相關的已有研究中受到的關注卻頗顯不足。

自20世紀80年代以來,世界各國經濟均呈現典型的經濟金融化趨勢,隨著金融向經濟領域的逐步滲透,金融部門產出占比與非金融企業金融投資占比日趨上升,虛擬經濟不斷膨脹,資本積累重心從生產領域逐步轉移到金融領域。從中國情況看,國家統計局公開數據顯示,衡量金融化水平的主要指標——金融相關比率(金融行業資產/GDP)從2001年的4.69%攀升至2020年的8.27%,這表明近年中國經濟金融化趨勢明顯。經濟金融化可以在一定程度上加快資金流通及轉換速度,有效緩解金融錯配現象,使融資主體更高效、便利地獲取金融資源[3-4],但過度的經濟金融化會對消費信貸進行擠壓,從而削弱資本循環周轉,也會抑制企業的創新動力和實物資本投資水平,損害實體企業的主業業績,進而擠出實體經濟的投資,弱化貨幣政策對實體經濟的提振作用[5-9]。那么,經濟金融化和居民收入分配間的關系究竟如何?厘清經濟金融發展對收入分配秩序和財富積累的作用機理,探索兩者間的因果聯系及其傳導路徑,是本文在目前研究熱點問題基礎上的新拓展。

有部分學者的研究結果顯示,經濟金融化是擴大收入分配差距的主要驅動因素,它會在一定程度上降低勞動者的收入報酬,使收入分配不均擴大[10-12]。有學者將注意力集中在經濟金融化對收入分配的影響機制上,發現其作用路徑可能在于經濟金融化會通過重塑勞動與資本的利益關系,推動股東價值模式蔓延來加劇收入不均[13-14]。另外,金融體系資產創造能力的強化必然會吸引大量從業人員進入金融行業,形成有利于金融部門卻不利于普通勞動者的收入分配格局,擴大金融業與非金融業的收入差距[15-17]。不論從勞資雙方還是從行業、企業角度,已有文獻表明金融化是居民收入分配差距的重要原因[18-20],但與此同時,也有部分學者的結論與上述認識存在差異,他們認為經濟金融化可以緩解收入不均[21]。BECK et al.使用72個國家數據進行研究,發現金融發展存在減貧效應,金融中介機構的出現有助于貧窮人口收入減少[22]。PRETE的研究也認為金融發展有助于增加金融投資機會,促進居民增收[23]。國內亦有部分學者認為經濟金融化可以提高勞動收入份額,推動收入平等[24-25]。

分析上述文獻觀點的差異可以看出,結論的不同可能主要與對金融發展和經濟金融化的界定有關,金融發展并不完全等同于經濟金融化,只有當金融呈現過度發展時才能夠被視為具有金融化的特征。

毫無疑問,由于經濟增長和居民收入之間存在著一定的正向關系,因此,適度的金融發展可以通過促進經濟增長對收入分配公平產生積極的正向影響;但過度的金融發展或者說經濟金融化又會對收入分配產生怎樣的影響?除了上述結論的線性擴大與減緩作用以外,兩者的關系研究還存在一種觀點,即一種復雜的非線性關系。GREENWOOD et al.認為金融發展和收入差距之間存在著“倒U型”關系,在初期階段,金融發展會加劇收入不均,但發展到一定程度之后,金融深化反而會促進收入公平,其主要機制是信貸可獲得性的提高[26]。之后諸多學者的研究也支持了這一觀點,認為隨著金融發展,收入差距會沿著“倒U型”曲線演變[27-28]。由于居民收入分配差距更多體現在城鄉之間,也有學者關注了經濟金融化與城鄉收入差距的關系,認為二者之間同樣存在“倒U型”關系[29-31]。

綜上所述,已有文獻對經濟金融化影響收入分配的觀點分歧較大,目前尚未統一,是促進還是抑制了收入分配,抑或呈現出非線性關系?這其中的作用機制又是什么?中國特色社會主義進入新時代,規范收入分配秩序與財富積累機制成為共同富裕目標實現的基本要求。由此,檢驗經濟金融化對中國收入分配的影響效應,為收入分配和財富積累的政策制定與制度安排提供經驗證據,成為本文研究的邊際貢獻。有別于已有研究,本文創新點體現如下:第一,已有文獻較少考慮收入分配的持續性影響,本文采用動態面板模型,在探討經濟金融化與收入分配關系的同時,將收入分配差距的持續性影響也納入研究框架,實證分析收入分配差距的動態變化特征;第二,已有文獻對影響渠道的探討仍不夠全面,本文選取產業結構升級作為中介變量,深入分析產業結構變動在其中的作用;第三,已有研究在異質性分析上仍顯不足,且普遍忽略經濟金融化對收入分配影響的城鄉差異,本文基于泰爾指數的可分解特性選取其作為代理指標,分別測算城鄉收入分配差距進行異質性分析,為不同地區實施動態、差異化的政策提供經驗證據。

一、理論分析與研究假設

(一)經濟金融化影響收入分配的機理分析

如前文所述,在中國經濟金融化進程中,金融業資產占GDP比重不斷上升,這也意味著金融化進程中某些主體或個人往往從中受益。由于制度安排,企業負責人往往會在收入分配秩序中處于優勢地位,由此獲取勞動收入以外的其他收入或財富,對收入公平產生不利影響[32]。但是,伴隨經濟金融化程度提高,社會金融資源配置效率也會得以提升,尤其是在金融科技加持下,包括第三方支付等新興數字金融的出現,收入分配秩序以及財富積累機制相應發生變動,也使得縮小不同群體間的收入分配差距成為可能。

第一,金融市場天然存在準入門檻,低收入人群由于資金不足或金融知識素養不足等原因,難以借助金融市場獲益,導致貧富差距擴大。就宏觀層面而言,金融市場越自由化,為資本所有者提供的投資獲利機會就越多[33]。經濟金融化往往導致金融資本過度積累,金融投機甚至金融掠奪行為可能會增多,國民收入分配中的資本收入份額增加,勞動收入份額減少,收入分配與財富積累呈現資本占優格局,收入分配差距隨之拉大?？梢哉J為,經濟金融化形成了一種集流動性、增殖性、投機性于一體的新型資本形式,導致金融體系的資產創造能力增強,金融化資本取代產業資本成為主導,使企業獲得了新的價值創造源泉,從而形成有利于金融部門的收入分配現象[15]。就微觀層面而言,在經濟金融化的背景下,諸多企業或公司可能更多考慮以股東利益安排生產或分配,加之實體投資收益率下滑,使得金融投資取代實體產品成為了“理性”決策,其中,在制度安排稍顯優勢的企業領導層無疑在這種分配格局中更具優勢,而在實體生產萎縮的形勢下,依靠勞動貢獻獲取收入的工人難以獲利。此外,工人可能期望通過信貸市場進階資本財富積累路徑,但由于初始稟賦較低,不可避免受到信貸約束與行為限制,在現實中又往往可能存在“多級信貸約束”的制約。不同個體沿不同信貸路徑進入金融領域會獲得不同收益,在類似“貧困惡性循環”的機制作用下,收入分配在不同部門甚至行業間將呈現差異[34]。

第二,經濟金融化也可能通過日臻完善的金融市場對收入分配格局產生積極影響。伴隨信息化時代的到來,在云計算、大數據、區塊鏈和人工智能等新興信息技術支持下,各類數字金融模式不斷出現,社會資本配置效率與金融服務可得性日漸提高;金融市場不論從產品、規模、效率等各方面都得以完善,欠發達地區居民也可以通過快捷、便利的金融服務獲得資金支持與利潤回報,信息技術加持的經濟金融化發展為低收入群體收入增加提供了可能。同時,經濟金融化促進了融資渠道的多元化發展,新興金融中介機構的發展使低收入人群也能從中獲益,有助于改善收入分配格局。無論是家庭還是企業部門,受到融資限制的低收入人群或中小企業都可以借助愈加充分、全面的信貸市場獲取資金,并將其用于生產性活動或金融投資。無論發達或欠發達地區,都可能打破原有的收入分配秩序與財富積累機制,為進一步縮小收入差距提供條件。從就業情況看,企業在獲取資金投入主營業務后,也可能創造更多勞動崗位,不僅能為自身創造收益,也有助于提高普通工人的勞動報酬,為實現共同富裕提供可能?；谝陨戏治?本文同時提出如下兩個對立假設

H1a:經濟金融化程度加深不利于居民收入分配差距縮小。

H1b:經濟金融化的發展有利于居民收入分配差距縮小。

(二)經濟金融化、產業結構升級與收入分配

黨的二十大報告指出要“加快推動產業結構、能源結構、交通運輸結構等調整優化”,這對推動經濟高質量發展、建設現代化經濟體系具有重要意義。已有研究認為,在人民群眾物質生活需求逐步滿足的情況下,第一、二產業逐漸向第三產業演進,產業結構由低級形態向高級形態轉變,更大程度上代表了產業結構的升級[35]。以金融業資本總量的積累為切入點,經濟金融化會通過金融傳導機制助推產業結構升級,進而對國民收入分配產生影響[36]。

已有學者認為,產業結構升級會擴大收入分配差距、降低勞動者工資份額[37-38]。由于低學歷人群或經濟欠發達地區的居民主要從事第一、二產業,相較發展迅速、獲利更多的第三產業而言,實體企業員工在工資性或財產性收入分配上都處于相對不利地位。雖然勞動力流動有助于縮小收入分配差距,但現實中諸如金融業、計算機與軟件等行業往往有較高的進入門檻,越來越多專業化水平和技術水平更高的人才涌入了這些產業,而專業水平和技術水平較低的勞動者難以匹配這些崗位需求,行業間勞動力的自由流動受到抑制,金融業等產業比重的上升與產業間勞動生產率的差異擴大了收入差異程度。產業高級化是當前產業結構轉型的主流趨勢,但若以金融業為代表的第三產業過度膨脹并趕超實體制造業,將會不利于實體經濟發展,也會降低實體企業勞動收入份額。

同時,亦有諸多文獻指出,產業結構升級有利于縮小收入分配差距,促進共同富裕[39]。這其中的作用機理在于,產業結構的轉型推動了要素邊際生產力的轉變,從而提高社會的整體生產率水平,影響地區經濟發展和收入水平[40]。產業結構服務化意味著第三產業就業崗位增多,相比傳統產業,這為就業者提供了更多高薪崗位,一定程度上會促進收入平等。然而,由于欠發達地區第二、三產業發展不足,區域內居民主要從事農業生產,其收入增長較為緩慢,而在該區域內推動經濟金融化發展,有助于加快產業結構升級進程,進而加快技術、勞動等生產要素的流動和聚集,優化內部資源配置,推動要素流入生產率更高的部門,從而提高區域內居民收入水平。

由此可以看出,產業結構轉型升級的確會影響收入分配,但影響方向尚不明晰,并且已有文獻在研究經濟金融化與收入分配關系時普遍缺乏對該作用機制的探討,因此本文選取產業結構升級作為中介變量實證檢驗內在的作用關系?；谝陨戏治?本文提出假設

H2:經濟金融化通過推動產業結構升級影響居民收入分配。

二、研究設計

(一)模型設定

一是考慮變量遺漏問題,本文采用省級面板數據與雙向固定效應模型;二是考慮個體當前行為可能取決于過去行為的事實,即可能存在序列自相關問題,本文將被解釋變量的滯后一期與滯后兩期數據均引入解釋變量中建立動態面板模型,在分析收入分配演化特征的同時,也在一定程度上解決了缺失變量帶來的內生性問題。同時,本文借鑒溫忠麟等的做法,采用中介效應模型探究經濟金融化影響收入分配的作用渠道[41]。在此基礎上,構建計量模型如下

GAPi,t=C1+α1FINi,t+α2GAPi,t-1+

α3GAPi,t-2+α0CONTROLSi,t+

λt+μi+εi,t

(1)

式中:i為不同地區,t為不同時間;GAPi,t表示被解釋變量收入分配差距;C1為截距項;FINi,t表示解釋變量經濟金融化水平;α1指代FINi,t對GAPi,t的影響程度;GAPi,t-x為被解釋變量GAPi,t的滯后X期;α2為GAPi,t-1對GAPi,t的影響程度;α3為GAPi,t-2對GAPi,t的影響程度;CONTROLSi,t指一系列控制變量;α0為控制變量對GAPi,t的影響程度;λt為年份固定效應,μi為地區固定效應,εi,t是隨機誤差項。

ISAi,t=C2+β1FINi,t+

β0CONTROLSi,t+λt+μi+εi,t

(2)

式中:ISAi,t為中介變量產業結構升級;C2為截距項;β1為解釋變量FINi,t對中介變量ISAi,t的影響程度;β0為控制變量對ISAi,t的影響程度,控制變量中包括被解釋變量的滯后期數據。

GAPi,t=C3+γ1FINi,t+γ2ISAi,t+

γ0CONTROLSi,t+λt+μi+εi,t

(3)

式中:C3為截距項;γ1為解釋變量FINi,t對GAPi,t的影響程度;γ2為ISAi,t對GAPi,t的影響程度;γ0為控制變量對GAPi,t的影響程度,控制變量中包括被解釋變量的滯后期數據。

(二)變量說明及數據來源

1.被解釋變量

收入分配差距(GAP)。本文采用各省市泰爾指數來衡量收入分配差距,取值范圍是[0,1]。泰爾指數的數值大小與其衡量的收入差距呈正相關關系。具體測算公式如下

(4)

式中:Yi為城鎮地區(i=1)或農村地區(i=2)的收入總額;Y為各省市收入總額;Pi為城鎮地區(i=1)或農村地區(i=2)的人口總額;P為各省市人口總額。具體數據由作者整理所得,計算過程中使用到的數據來源于2013—2020年的《中國統計年鑒》與各省市統計年鑒。

2.核心解釋變量

經濟金融化程度(FIN)。本文參考CLARKE et al.的研究方法,選取社會融資規模/GDP作為解釋變量[42]。該指標指一定時期內實體經濟從金融體系中獲得的資金總額,可以較好地衡量金融部門發展程度。測算數據來源于中國人民銀行和國家統計局。

3.中介變量

產業結構升級(ISA)。本文參考徐德云的測度方法構建該指標[43]。計算公式如下

ISA=y1+2y2+3y3

(5)

式中:yi指第i產業在GDP中所占的比重。ISA越高,代表產業結構高級化程度越高。使用數據均來源于國家統計局。

4.控制變量

為考察經濟金融化對收入分配的影響,本文控制部分可能影響收入分配的因素?？刂谱兞堪ń洕l展水平(lnGDP)、城鎮化水平(URBAN)、經濟周期(ECO)、消費水平(CONSUM)和對外貿易依存度(TRADE)。數據為2013—2020年省級面板數據,均來源于國家統計局,變量描述性統計見表1。

三、實證檢驗與分析

(一)基準模型回歸結果

與計量模型設定相對應,建立固定效應動態面板模型進行實證分析,為避免數據波動帶來的異方差影響,本文對經濟金融化絕對量進行對數化處理,并將基準回歸記入表2。列(1)為僅控制時間效應,列(2)為僅控制地區效應,列(3)為同時控制時間和地區效應。

表2 基準回歸結果

模型1 結果顯示,分別控制時間效應和地區效應后,經濟金融化均會顯著正向影響收入分配差距,并且在雙向固定效應模型中,經濟金融化水平系數在1%的顯著性水平上為正值,說明經濟金融化會擴大居民收入差距,前文假設H1a得證。從現實意義看,隨著經濟金融化推進,金融行業與非金融企業的金融部門地位日益提升,諸多企業由實體資本主導轉向金融資本主導,金融部門謀利能力日漸增強,金融行業與非金融行業的收入分配不均現象逐漸顯著。另外,前期收入分配差距會在1%顯著性水平上正向影響當期,且回歸系數較大,而滯后兩期的收入分配差距會負向影響當期。這表明收入分配在短時間內的動態變化存在一定慣性,若上一期收入分配差距較大,那么下一期的差距也會隨之擴大,但這種趨勢不會持續下去,長期來看會回歸到原本水平。

(二)內生性問題處理

考慮到回歸結果雖然能在一定程度上反映經濟金融化的收入分配效應,但是可能存在內生性問題導致檢驗結果有誤,本文加入工具變量以解決內生性問題。模型內生性主要來源于兩個方面:一是模型中可能存在既與收入分配相關,又對經濟金融化有影響的遺漏變量;二是經濟金融化程度與收入分配存在雙向因果關系,其原因可能是由于當收入分配差距擴大時,高收入人群使用充足資金不斷進行金融投資獲利,而低收入者為維持生活不得不進行消費信貸,使得社會融資規模擴大,推動經濟金融化。為解決內生性問題,本文選取融資結構與經濟金融化的滯后一期作為工具變量進行檢驗,其中融資結構采用直接融資占社會融資規模比重的對數來表示,直接融資包括企業債券、地方政府專項債券、非金融企業境內股票融資3個部分,數據來源于國家統計局和中國人民銀行。為增強穩健性,本文分別采用兩階段最小二乘法與兩步GMM進行檢驗,回歸結果見表3。其中列(1)與列(3)為僅檢驗核心解釋變量的結果,列(2)與列(4)為加入控制變量的結果。檢驗結果顯示,當加入工具變量消除內生性后,核心解釋變量仍然顯著,且符號方向保持一致,說明基準回歸結果基本可靠。另外,工具變量均通過過度識別檢驗與弱工具變量檢驗,工具變量有效。

表3 加入工具變量的回歸結果

(三)穩健性檢驗

1.更換被解釋變量

參考盧文秀等的研究,使用城鄉收入比替換原被解釋變量進行穩健性檢驗[44]。城鄉收入比數值越大,說明城鎮居民相對于農村居民收入越高,收入分配差距越高。計算過程使用的原始數據均來源于國家統計局與各省市區統計局。由表4列(1)的回歸結果可知,經濟金融化會擴大居民收入分配差距,與前文基準回歸結果的符號方向一致,證明了本文結論穩健性。此外,收入分配代理指標的動態演化特征顯示,從短期看前期收入分配差距會同向當期,而從長期看收入分配存在回歸趨勢。

表4 穩健性檢驗的回歸結果

2.更換核心解釋變量

由于金融業的產值份額能夠較好地反映出金融市場發展程度,故使用金融業增加值與GDP比值的對數(ADDF)替換解釋變量進行穩健性檢驗,數據來源于國家統計局。從表4列(2)來看,回歸結果顯著,且符號方向與上文結果一致,進一步證實本文結論的穩健性。

3.剔除直轄市

參考錢海章等的研究,剔除北京、天津、上海、重慶4個直轄市進行回歸檢驗穩健性[45]。如表4列(3)的結果所示,經濟金融化的回歸系數在1%的水平上顯著,且與上文回歸結果系數相差不大,也說明經濟金融化擴大了居民收入分配差距,不利于共同富裕。

(四)中介效應檢驗

與模型設定相對應,本文采用中介效應模型檢驗經濟金融化影響收入分配的作用機制,結果見表5。列(1)為基準回歸結果,列(2)為模型(2)回歸結果,列(3)為模型(3)回歸結果。從模型(2)、(3)結果看出,經濟金融化對產業結構高級化有顯著正向影響,且加入中介變量后,核心解釋變量系數下降,說明中介變量有效,經濟金融化可以通過推動產業結構升級來擴大收入分配差距,假設H2得證。為增強結論的穩健性,先將中介變量指標更換為第三產業產值與第二產業產值的比值(STRU)進行檢驗,結果見列(4)、列(5),再采用Sobel檢驗法,結果顯示結論仍然穩健。從現實意義看,隨著經濟金融化進程加快,金融業從業人員的平均工資與金融投資回報率隨之上升,高回報吸引了大量勞動力涌入相關行業,一定程度上促進了第三產業發展,經濟重心轉移加大了勞動生產率分化,不同行業間平均收入的差異拉大。

表5 中介效應檢驗的回歸結果

(五)城鄉異質性分析

1.變量選取與模型設定

在上文研究基礎上,進一步探究經濟金融化在城鄉內部對收入分配影響的異質性。傳統的向量自回歸模型(VAR)經常被用來分析變量之間的動態關系,但由于VAR模型不能對當期變量之間的相互關系進行有效測算。因此,本文引入SVAR模型,該模型中加入了變量的當期影響,可以彌補以上缺陷。與模型設定相對應,本文截取2002—2020年的全國時間序列數據進行分析,經濟金融化水平仍采用社會融資規模/GDP的對數來衡量,收入分配差距指標分別選取城鎮內部泰爾指數及鄉村內部泰爾指數,測算公式如下所示,使用的數據均來源于《中國統計年鑒》與各省市區統計年鑒。

(6)

式中:GAPi為城鎮地區(i=1)或農村地區(i=2)內部的收入差距;Yji為i地區j省市的收入總額;Y為各省市區收入總額;Yi為城鎮地區(i=1)或農村地區(i=2)的收入總額;Pji指代i地區j省市區的人口總額;Pi為城鎮地區(i=1)或農村地區(i=2)的人口總額。由于泰爾指數的可分解特性,上式可分別計算城鎮及農村內部泰爾指數。

在進行模型設定之前首先檢驗數據平穩性,結果如表6所示,變量均為一階單整,因此本文采用各變量的一階差分構建SVAR模型。其次確定最優滯后階數,如表7所示,最優滯后階數為3。

表6 平穩性檢驗

表7 最優滯后階數檢驗

k元p階的SVAR模型的表達式為

C0yt=Γ1yt-1+…+Γpyt-p+μt,

t=1,2,…,T

(7)

式中:C0是主對角線元素均為1的kxk階矩陣,反映變量間的當期互動;yt是k維內生變量構成的列向量;Γ1、Γ2、…、Γp是kxk階待估系數矩陣;μt是k維隨機擾動項列向量;T為樣本容量。本文采用AB型SVAR模型,形式為

Aεt=Bμt,t=1,2,…,T

(8)

由于AB型SVAR模型需要施加2k2-k(k-1)/2個約束條件才能識別,因此本文借

鑒喬利斯基分解思路,將A、B矩陣設為如下形式

(9)

(10)

從經濟學意義上看,由于城鎮地區是經濟重心,經濟金融化的發展更充分,可能會通過貿易往來、知識傳播、要素流動等方式對鄉村地區產生經濟溢出效應,進而影響鄉村居民的收入。在此基礎上,本文采用格蘭杰檢驗驗證變量間的因果關系,檢驗結果拒絕“城鎮收入分配差距不是鄉村收入分配差距的格蘭杰原因”的原假設。因此,在后續建立SVAR模型時,選取的變量次序依次為經濟金融化、城鎮收入分配差距和鄉村收入分配差距。

2.脈沖響應圖

本文基于SVAR模型分析的結果構建正交化脈沖響應函數,并將模型中響應函數的追蹤期數設為10期,脈沖響應圖如圖1所示,第一幅圖為城鎮內部收入分配差距對經濟金融化的脈沖響應函數圖,第二幅圖為農村內部收入分配差距對經濟金融化的脈沖響應函數圖。如圖1所示,在城鎮與農村地區,給經濟金融化一單位正向的信息沖擊后,城鎮內部差距與農村內部差距均會呈現正向效應,隨后逐漸下降,并在波動中趨于平緩?？傮w來看,城鎮和農村內部收入分配差距對經濟金融化的正向響應較強,說明經濟金融化對收入分配差距的擴大作用在不同地區內均占主導地位,并且在城鎮區域內這種擴大作用更加顯著,影響了共同富裕目標的實現。這可能是由于城鎮區域金融化程度更高,受其影響更強,因而對收入分配差距的擴大作用也更為顯著。

圖1 收入分配差距對經濟金融化水平的響應

四、結語

金融發展因素在一國居民收入分配格局的構建中具有重要作用,隨著中國經濟金融化的不斷推進,其對國內居民收入分配不均程度產生了顯著影響,有效廓清二者關系對促進財富積累與完善現有收入分配制度,從而對推進共同富裕目標的實現具有重要的理論價值和現實意義。由此,本文聚焦于經濟金融化與收入分配的關系,在理論分析基礎上,利用2013—2020年省際面板數據及2002—2020年城鄉時序數據,綜合固定效應動態面板模型、中介效應檢驗、SVAR等方法,對此問題進行了較為全面的探討。結果表明,經濟金融化會擴大收入分配差距,不利于共同富裕目標實現,且收入分配差距的動態變化存在一定慣性;另外,產業結構升級在兩者間發揮了重要的中介作用,且經濟金融化對收入分配的影響在金融化程度更高的城鎮地區更為顯著。

本文研究具有重要的政策含義:第一,實現共同富裕,要落實“金融服務實體經濟”的定位,避免金融資本“脫實向虛”。一方面,要不斷出臺相關財稅政策,引導和鼓勵企業加大對實體經濟的投入,強化金融對實體經濟的支持,降低企業金融化水平,這也是黨的二十大報告“把經濟的著力點放在實體經濟上”的直接要求;另一方面,要適當降低杠桿率,降低中小企業與中低收入階層的信貸成本。同時,推行金融風險與理財教育,深入推廣普惠金融發展,提高居民金融素養,減少居民在進行信貸、投資等活動時的沖動性與盲目性,在推動財產性收入增長的同時,降低財產收入分配的不平等。

第二,強化和協調金融制度安排,統籌金融監管與金融安全。尤其是在經濟發達地區,更要加大金融市場監管力度,避免諸如農產品或大宗商品金融化、房地產金融化、金融高杠桿率等金融活動,時刻警惕過度金融化對收入分配的負面影響。同時,加快金融基礎設施建設,擴大金融產品服務范圍,降低資本市場準入門檻,推進金融市場、制度建設與經濟金融化程度相匹配。在城鄉間金融市場發展不平等的背景下,促進金融資源合理流動與配置,為勞動者與中小企業提供便利,推動金融市場健康發展。

第三,促進產業結構合理化,處理好“公平”與“效率”的關系。產業高級化進程會導致部分低技術勞動力失業,且難以匹配高級行業的技能需求,這種情況下政府應提高行業間勞動力自由流動的效率,打破進入高級產業的壁壘障礙,避免產業結構升級間接導致收入分配的不均。一方面,第一產業相較其他產業發展相對落后,勞動生產率也較低,應積極探索農業科技創新,引導農業布局優化發展,鼓勵高技術人才進入第一產業,提高勞動生產率,促進各行業平衡發展,推動產業結構合理化演進[46];另一方面,要推動人力資本投資,通過在職教育或技術學校培訓幫助低技能勞動力適應產業轉型需求,提高失業人員的轉型再就業幾率,創造合理的就業環境,實現共同富裕。