城鎮(zhèn)化視角下收入不平等與家庭債務變動

伍再華++張雄

摘 要：基于2004—2013年城鎮(zhèn)化水平、收入不平等、家庭債務等變量的數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板計量模型，檢驗城鎮(zhèn)化水平、收入不平等的變動對家庭債務增長的影響。研究結(jié)果表明：在Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ區(qū)中，城鎮(zhèn)化水平均與家庭債務正相關(guān)，各區(qū)域城鎮(zhèn)化水平的不斷提升帶來了家庭債務不同速度的增長；而收入不平等對家庭債務的影響具有較明顯的區(qū)域差異性。在Ⅰ區(qū)和Ⅱ區(qū)中，收入不平等與家庭債務負相關(guān)；在Ⅲ區(qū)中，收入不平等與家庭債務正相關(guān)。因此，在Ⅰ區(qū)和Ⅱ區(qū)中，政府應堅持城鎮(zhèn)化發(fā)展方向，進一步降低收入不平等程度，防控家庭債務過快增長帶來的金融風險；在Ⅲ區(qū)中，因地制宜制定科學的城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，加快收入分配制度改革，完善社會保障體系，支持居民合理的消費借貸需求。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化水平；收入不平等；家庭債務；區(qū)域差異

中圖分類號：F036.3 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2016）03-0039-07

一、引言

人口向城市和城鎮(zhèn)集中，是一個世界性的趨勢。西方城鎮(zhèn)化是市場機制發(fā)揮基礎(chǔ)作用的自然演進的過程。發(fā)達國家的城鎮(zhèn)化經(jīng)驗表明：城鎮(zhèn)化過程會對收入分配產(chǎn)生重要影響，城鎮(zhèn)化與整體收入不平等呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，且收入不平等對家庭債務產(chǎn)生了重要影響（Qin et al，2009）[1]。目前，中國大力推行城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，正處于工業(yè)化、城鎮(zhèn)化加速發(fā)展期。2013年城鎮(zhèn)化水平達到了53.73%。隨著城鎮(zhèn)化進程加快，我國收入不平等程度呈不斷擴大趨勢，2013全國總體基尼系數(shù)為0.473，居民收入差距較大。在正規(guī)金融市場上，家庭債務規(guī)模迅猛增長，2013年家庭債務余額達到了11.4萬億元，占GDP的17.57%。城鎮(zhèn)化快速推進過程中，收入不平等與家庭債務變動具有顯著的區(qū)域差異性。那么，各區(qū)域中家庭債務規(guī)模的差異，與城鎮(zhèn)化水平、收入不平等、金融發(fā)展程度等因素的變化有何關(guān)系？因此，本文在考察中國城鎮(zhèn)化水平變動的基礎(chǔ)上，重點驗證不同區(qū)域中城鎮(zhèn)化水平、收入不平等等因素對家庭借貸行為的影響程度。研究結(jié)論對于政府部門制定城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略、收入分配制度、消費金融等決策具有重要的參考價值。

關(guān)于城鎮(zhèn)化與收入不平等的關(guān)系研究取得了較大的進展，但由于學者們采用的數(shù)據(jù)、模型等方面的差異，研究結(jié)論各異。代表性的觀點有：（1）城鎮(zhèn)化進程有利于縮小收入差距。城市化過程中，勞動力的流動會通過要素報酬的均等化來縮小城鄉(xiāng)收入差距（Todaro，1969[2]；Massimiliano，2008[3]；陸銘 等，2004[4]）。（2）城鎮(zhèn)化進程擴大了收入分配差距。Owen et al（2004）[5]發(fā)現(xiàn)，在南非城鎮(zhèn)化過程中，城市內(nèi)部收入分配不平等以及農(nóng)村內(nèi)部的收入分配不平等都在不斷擴大，城鎮(zhèn)化進程導致總體收入不平等程度顯著增加。程開明 等（2007）[6]根據(jù)1978—2004年的時序數(shù)據(jù)，研究了城市偏向、城市化與收入差距三者的動態(tài)關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：城市化與城市偏向是造成城鄉(xiāng)收入差距擴大的原因，對城鄉(xiāng)差距擴大產(chǎn)生正向沖擊。（3）城鎮(zhèn)化對收入分配差距具有雙向效應。Kanbur et al（2013）[7]認為收入分配不平等很大程度上是城鎮(zhèn)化過程的伴隨物，城鎮(zhèn)化對收入分配差距有雙向效應。城鎮(zhèn)化過程加劇了印度、菲律賓、印度尼西亞等國的城鄉(xiāng)收入不平等，但是縮小了中國的城鄉(xiāng)收入不平等。郭軍華（2009）[8]則認為城鎮(zhèn)化對收入分配具有閥值門檻，其實證分析結(jié)果表明：城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的作用效應取決于城鄉(xiāng)收入差距水平，當城鄉(xiāng)收入差距水平較低時，加速城市化可以有效地縮小城鄉(xiāng)收入差距；而當城鄉(xiāng)收入差距水平較高時，城鎮(zhèn)化將會擴大城鄉(xiāng)收入差距。

近十年來，收入不平等程度的擴大與家庭債務規(guī)模的迅猛增長，引發(fā)了學者們探討兩者關(guān)系的濃厚興趣。該領(lǐng)域研究成果主要是解釋收入不平等對家庭債務的作用機理，以及采用國別樣本所做的大量實證研究。（1）收入不平等對家庭債務的作用機理。收入不平等影響家庭債務規(guī)模變動的途徑主要有：不同組別家庭議價能力的高低以及社會地位比較偏好。Ranciere et al（2010）[9]、Kumhof et al（2012）[10]認為不同收入水平組之間議價能力的高低，是收入不平等與家庭債務增長的關(guān)鍵傳導機制。中低等收入家庭議價能力低，為了滿足基本消費需求，他們會通過借貸行為來平滑即期消費，這就解釋了中低收入家庭實際收入水平下降，而家庭債務反而增長的現(xiàn)象。Bellet（2012）[11]在收入不平等與家庭債務之間傳導機制的解釋上，提出了一種不同于Ranciere et al（2010）所構(gòu)建的收入不平等——議價能力——家庭債務的傳導機制，指出由于存在社會地位的外部性，收入不平等的加劇會導致中低收入家庭更高的負債比率。Badarinza（2011）[12]在研究社會地位外部性對家庭借貸行為的影響時，引入借貸約束變量，發(fā)現(xiàn)借貸約束放松，會降低借貸行為對社會地位競爭的敏感性。Bellet（2012）模型則解釋了為什么社會地位競爭不會影響高收入家庭借貸，卻會增加低收入家庭借貸。但模型的核心假設(shè)存在一定的局限性，對高收入家庭借貸行為的解釋也是有限的。金燁 等（2011）[13]沒有直接研究收入不平等、社會地位偏好和家庭債務之間的關(guān)系，而是探討了收入差距、社會地位尋求和儲蓄率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)收入差距和社會地位尋求是導致中國高儲蓄率的重要原因，收入差距的擴大會加強人們追求社會地位的行為，進而刺激家庭儲蓄增加。（2）收入不平等對家庭債務影響的實證研究。Perri et al（2005）[14]在考察組內(nèi)收入不平等與家庭債務變動時指出，家庭會通過借貸來平滑消費，組內(nèi)收入不平等不會直接導致消費不平等。Iacoviello（2008）[15]則從家庭異質(zhì)性角度，構(gòu)建了DSGE模型，考察了組內(nèi)收入不平等對家庭債務變動的影響，研究發(fā)現(xiàn)收入不平等擴大導致了較小的消費不平等與較大的財富不平等。Coibion et al（2014）[16]在考察收入不平等程度不同的情形下，高收入家庭與低收入家庭的借貸行為發(fā)現(xiàn)，兩組家庭面臨的信貸約束不同，低收入家庭在高收入不平等地區(qū)借貸要少于在低收入不平等地區(qū)的借貸。

從現(xiàn)有研究來看，國外學者關(guān)于城鎮(zhèn)化與收入分配以及收入不平等對家庭借貸行為影響的研究取得了較大進展，特別是在解釋收入不平等對家庭債務作用機理上涌現(xiàn)出一些代表性成果。國內(nèi)學者針對城鎮(zhèn)化與收入分配關(guān)系的研究才剛剛開始，有影響力的成果不多，且研究結(jié)論分歧較大。由于數(shù)據(jù)或方法的限制，關(guān)于城鎮(zhèn)化過程中收入不平等對家庭借貸行為影響的研究近乎空白。本文主要貢獻在于：針對國內(nèi)學者把城鎮(zhèn)化、收入不平等與家庭債務等變量割裂開來研究的現(xiàn)狀，力求闡釋城鎮(zhèn)化進程中收入不平等對家庭債務的作用機理，并在考察城鎮(zhèn)化水平的基礎(chǔ)上，采用2004—2013年面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板模型，檢驗不同區(qū)域中收入不平等對家庭債務的影響程度。

本文余下結(jié)構(gòu)如下：第二部分為中國城鎮(zhèn)化水平、收入不平等與家庭債務變動的特征事實分析；第三部分為變量選擇、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定；第四部分為實證驗證城鎮(zhèn)化水平與收入不平等對家庭債務變動的影響；第五部分為結(jié)語。

二、中國城鎮(zhèn)化水平、收入不平等與家庭債務變動的特征事實分析

2004—2013年以來，伴隨著中國城鎮(zhèn)化水平不斷提升，收入不平等程度與家庭債務規(guī)模均不斷擴大。由于政治、經(jīng)濟、文化等諸多因素的影響，城鎮(zhèn)化水平、收入不平等程度與家庭債務規(guī)模存在顯著的區(qū)域差異。下文采用統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對各區(qū)域城鎮(zhèn)化水平、收入不平等與家庭債務的變動情況進行特征事實分析。

（一）家庭債務的區(qū)域分組

本文根據(jù)2013年各省家庭債務的規(guī)模，按分位數(shù)法把30個省、自治區(qū)與直轄市劃分為Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ區(qū)域。通過計算得出家庭債務規(guī)模在兩個界線處的分位數(shù)分別為3 716.9億元、1 870.7億元。因此，本文把家庭債務規(guī)模大于3 716.9億元的劃為Ⅰ區(qū)；家庭債務規(guī)模大于1 870.7億元且小于3 716.9億元的劃為Ⅱ區(qū)；家庭債務規(guī)模小于1 870.7億元的劃為Ⅲ區(qū)。具體分組結(jié)果見表1。

（二）Ⅰ、Ⅱ區(qū)域中的城鎮(zhèn)化水平與收入不平等的變動

1. Ⅰ區(qū)的城鎮(zhèn)化水平與收入不平等。隨著國民經(jīng)濟的發(fā)展以及城鎮(zhèn)化進程的推動，該地區(qū)城鎮(zhèn)化水平在不斷提高（見圖1）。2013年Ⅰ區(qū)的城鎮(zhèn)化率均值達到65.18%，比2004年增長了13.77%，且2013年該地區(qū)城鎮(zhèn)化率均值高于同期全國的城鎮(zhèn)化率53.73%，說明該地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平較高。而收入不平等程度在城鎮(zhèn)化水平不斷提高的情況下，呈現(xiàn)出先是平穩(wěn)上升，后逐步下降的現(xiàn)象。2004—2008年，收入不平等較平穩(wěn)略有上升。2008年后，隨著城鎮(zhèn)化水平繼續(xù)提高，收入不平等則出現(xiàn)了較明顯的下降趨勢。2013年該地區(qū)GINI系數(shù)均值為0.34，收入分配較為公平。

2.Ⅱ區(qū)的城鎮(zhèn)化水平與收入不平等。2004—2013年，該地區(qū)城鎮(zhèn)化水平在不斷提高，而收入不平等呈現(xiàn)出先擴大后減小的倒“U”型現(xiàn)象（見圖2）。2013年該地區(qū)城鎮(zhèn)化率均值為50.14%，較2004年增長了11.83%，2004—2008年，該地區(qū)GINI系數(shù)呈上升趨勢，甚至有些年份超過了0.4這一國際警戒水平。但隨著城鎮(zhèn)化水平的進一步提高，收入不平等程度呈下降趨勢，2013年該地區(qū)GINI系數(shù)均值降到了0.38。我們可以看出，該地區(qū)隨著城鎮(zhèn)化水平的上升，收入不平等現(xiàn)象有所改善，但收入分配不公平程度依舊較高。

3. Ⅲ區(qū)的城鎮(zhèn)化水平與收入不平等。從圖3可以看出，2004—2013年該地區(qū)城鎮(zhèn)化水平不斷提升，收入不平等程度也在不斷擴大。兩者呈現(xiàn)出較明顯的正相關(guān)，城鎮(zhèn)化水平的提升可能擴大了收入不平等程度。該地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平較低，收入不平等程度較大。2013年城鎮(zhèn)化率均值為43.71%，比同期全國的城鎮(zhèn)化率低了近10%。而GINI系數(shù)一直超過0.4這一國際警戒水平，并有著持續(xù)上升的趨勢，2013年該地區(qū)GINI系數(shù)均值達到了0.437 1。可以說，該地區(qū)存在著嚴重的收入不平等現(xiàn)象。

從以上分析可知：城鎮(zhèn)化水平、收入不平等與家庭債務的變動存在地區(qū)差異。Ⅰ區(qū)的城鎮(zhèn)化水平明顯高于其他地區(qū)，而收入不平等程度低于其他地區(qū)，家庭債務規(guī)模高于其他地區(qū)；Ⅱ區(qū)中速的城鎮(zhèn)化發(fā)展，收入不平等程度較高，但是有下降的趨勢，家庭債務規(guī)模為中等規(guī)模；Ⅲ區(qū)的城鎮(zhèn)化水平明顯低于其他地區(qū)，而收入不平等程度顯著高于其他地區(qū)，并有著上升趨勢，家庭債務增長速度較快，但是規(guī)模還偏小。

三、變量選擇、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

（一）變量選擇與數(shù)據(jù)來源

國內(nèi)外研究表明：區(qū)域中家庭債務的變動是一系列因素共同作用的結(jié)果。本文主要選取收入不平等、城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、房價、金融發(fā)展、社會保障和就業(yè)支出等變量，驗證各變量對區(qū)域家庭債務變動的影響程度。

1. 家庭債務（Household Debt，簡寫為HD）。家庭借貸主要通過正規(guī)金融市場上的銀行和非銀行機構(gòu)及民間金融市場實現(xiàn)。由于家庭在民間金融市場借貸的數(shù)據(jù)難以獲得，因此本文用正規(guī)金融市場上，銀行和非銀行機構(gòu)向家庭發(fā)放的消費信貸數(shù)據(jù)近似代替家庭債務數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行官方網(wǎng)站。

2. 收入不平等（Income Inequality，本文用GINI系數(shù)代表收入不平等）。國內(nèi)外眾多學者對中國基尼系數(shù)的研究方法不一，得出的結(jié)果也不同。大多數(shù)學者認為田衛(wèi)民（2012）測算出的各省基尼系數(shù)基本上是符合實情的，因此本文基尼系數(shù)來源主要是轉(zhuǎn)引田衛(wèi)民（2012）測算出的數(shù)據(jù)，部分缺失數(shù)據(jù)通過胡祖光（2004）提出的公式進行演算得出，運用胡祖光提出的公式演算出的中國GINI系數(shù)與世界銀行公布的中國GINI系數(shù)基本吻合，因此，本文認為在計算各省份的GINI系數(shù)時，該方法具有一定的可行性。

3. 城鎮(zhèn)化水平（Urbanization Rate，簡寫為UR）。城鎮(zhèn)化是指農(nóng)村人口轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)人口，第二三產(chǎn)業(yè)不斷向城鎮(zhèn)聚集，城鎮(zhèn)數(shù)量規(guī)模擴大的過程。反映城鎮(zhèn)化水平的指標為城鎮(zhèn)化率，本文指的是城鎮(zhèn)人口占年末常住人口的比例。數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計年鑒。

4. 房價（House Price，簡寫為HP）。本文選取商品房銷售平均價格作為房價的衡量指標，商品房銷售平均價格由商品房銷售額與商品房銷售面積之比得出。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。

5. 經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）。已有的研究表明：經(jīng)濟發(fā)展水平對消費和家庭債務變動產(chǎn)生了重要影響。本指標的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。

6. 社會保障和就業(yè)支出（Social Security and Employment Expenses，簡寫為SSAEE）。社會保障和就業(yè)支出反映了地方政府在社會保障與就業(yè)方面的支出。社會保障與就業(yè)支出的主要對象是低收入家庭，當?shù)褪杖爰彝ッ媾R收入波動時，政府對社會保障與就業(yè)的支出能很好地平滑低收入家庭的消費，從而降低借貸規(guī)模。本指標的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。

7. 金融發(fā)展（Financial Development，簡寫為FD）。較早的學者常用麥氏指標（即M2占GDP的比重）來衡量金融發(fā)展規(guī)模，但越來越多的學者對麥氏指標提出了質(zhì)疑。由于我國金融體系以商業(yè)銀行間接金融為主，較高的M2/GDP并不能代表較高的金融發(fā)展規(guī)模，因此，本文采用全部金融機構(gòu)貸款總額占GDP的比重來衡量金融發(fā)展規(guī)模。本變量的原始數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行區(qū)域金融報告。

（二）模型設(shè)定

根據(jù)對已有文獻的整理與相關(guān)理論的研究可知，家庭債務與城鎮(zhèn)化水平、收入不平等程度、經(jīng)濟發(fā)展水平、房價等密切相關(guān)。因此，本文在設(shè)定實證模型時引入上述變量，最終選取的因變量為家庭債務，自變量為收入不平等、城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、房價、金融發(fā)展、社會保障和就業(yè)支出。鑒于我國家庭債務的省級數(shù)據(jù)統(tǒng)計時間起源于2004年，本文選取的時間跨度為2004—2013年，數(shù)據(jù)類型為面板數(shù)據(jù)。為了減少異方差和保證自變量與因變量之間是線性的，本文在實證過程中對家庭債務、房價、經(jīng)濟發(fā)展水平、社會保障和就業(yè)支出進行自然對數(shù)變換，而城鎮(zhèn)化水平、收入不平等、金融發(fā)展已經(jīng)是百分比形式，這些變量與因變量是線性的，不在進行自然對數(shù)變換。本文利用30個省、市、自治區(qū)（除西藏）的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建基準模型如下：

LNHDit=αit+β1GINIit+β2URit+β3Xit+Uit+εit（1）

其中，i表示省份；t表示時間；HD表示家庭債務；GINI表示收入不平等；UR表示城鎮(zhèn)化率；Xit為其他自變量，包括房價（HP）、經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）、金融發(fā)展（FD）、社會保障和就業(yè)支出（SSAEE）；Uit表示地區(qū)固定效應；εit表示隨機擾動項。

四、實證分析

（一）實證過程

1. 單位根檢驗。為了避免偽回歸，確保估計結(jié)果的有效性，我們必須對各序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。單位根檢驗常見方法主要有：LLC檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗等?？紤]到本文區(qū)域中樣本容量適中，并存在同質(zhì)性和異質(zhì)性的情況，特別是避免單一的檢驗方法可能產(chǎn)生的失誤。本文采用LLC及IPS檢驗方法對家庭債務規(guī)模（HDit）、收入不平等程度（GINIit）、城鎮(zhèn)化水平（URit）等變量進行單位根檢驗。如果變量在兩種檢驗方法下都拒絕存在單位根的原假設(shè)，那么就可以說此序列是平穩(wěn)的。檢驗結(jié)果如表2所示：

各區(qū)域的變量經(jīng)過LLC單位根檢驗和IPS單位根檢驗，均沒有拒絕單位根的假設(shè)，這些變量是非平穩(wěn)的。而這些變量的一階差分變量△HDit、△GINIit、△URit、△FDit、△LNGDPit、△LNHPit、△LNSSAEEit都在10%的顯著性水平下拒絕了單位根假設(shè)，說明這些變量的一階差分變量△HDit、△GINIit、△URit、△FDit、△LNGDPit、△LNHPit、△LNSSAEEit都是平穩(wěn)的。從以上計算結(jié)果可以看出，這些變量均為一階單整I（1）。

2. 面板數(shù)據(jù)的模型選擇與回歸。在面板數(shù)據(jù)的模型選擇上一般有固定效應模型與隨機效應模型，主要是通過Hausman檢驗來確定模型的具體類型。如果檢驗結(jié)果拒絕原假設(shè)，則應使用固定效應模型。本文對Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ區(qū)的面板數(shù)據(jù)，進行了Hausman檢驗，檢驗結(jié)果的prob.值分別為0.000 1、0.000 1、0.322 0。顯然前兩個地區(qū)拒絕接受原假設(shè)，應使用固定效應模型；而Ⅲ區(qū)接受原假設(shè)，應使用隨機效應模型。相應的各地區(qū)回歸結(jié)果如表3所示：

（二）結(jié)果分析

從表3可以看出，在Ⅰ區(qū)、Ⅱ區(qū)，收入不平等與家庭債務負相關(guān)；在Ⅲ區(qū)，收入不平等與家庭債務正相關(guān)。在三個地區(qū)城鎮(zhèn)化水平與家庭債務都是正相關(guān)，城鎮(zhèn)化水平的提高，擴大了家庭債務的規(guī)模。

1. Ⅰ區(qū)較高的城鎮(zhèn)化水平，較低的收入不平等程度等因素推動了該區(qū)域家庭債務規(guī)模的快速增長。

Ⅰ區(qū)的廣東、上海、北京以及江蘇等省市處在經(jīng)濟比較發(fā)達的地區(qū)，該地區(qū)享受著一系列的政策優(yōu)惠以及先天的地理優(yōu)勢，經(jīng)濟已經(jīng)得到了飛速發(fā)展，形成了一些經(jīng)濟發(fā)展群（長三角經(jīng)濟群、珠三角經(jīng)濟群、環(huán)渤海經(jīng)濟群等），城鎮(zhèn)化水平較高，并且該區(qū)域的金融發(fā)展程度不斷提高，城鎮(zhèn)居民擁有的資產(chǎn)水平逐年增長，收入不平等程度緩慢減小，因此居民面臨的信貸約束較低且有著較強的借貸能力，這些因素共同推動了該區(qū)域家庭債務規(guī)模的快速增長。

2. Ⅱ區(qū)中速的城鎮(zhèn)化發(fā)展，較高的收入不平等程度等因素推動了該區(qū)域家庭債務規(guī)模較大幅度的增長。

Ⅱ區(qū)的湖南、湖北、河南以及江西等省份處于我國的中部地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平居于全國的中游水平。近年來，中部崛起戰(zhàn)略促進了一些城市群（長株潭城市群、武漢城市群等）的形成，從而帶動了城鎮(zhèn)化水平提高。伴隨城鎮(zhèn)化過程，大中城市的房價高速增長。該區(qū)域內(nèi)居民的收入水平增長較慢，收入不平等程度相對于經(jīng)濟較發(fā)達的地區(qū)要高，家庭部門為了實現(xiàn)購房等目標，產(chǎn)生了較強烈的借貸愿望，但是該區(qū)域金融發(fā)展程度低于I區(qū)，因而，該區(qū)域內(nèi)銀行放貸規(guī)模要低于家庭的借貸意愿水平。

3. Ⅲ區(qū)較低的城鎮(zhèn)化水平，較高的收入不平等程度等因素推動了該區(qū)域家庭債務規(guī)模的擴大，但家庭債務規(guī)模明顯低于I區(qū)和II區(qū)。

Ⅲ區(qū)的寧夏、青海以及甘肅等省份處于我國的西部地區(qū)，工業(yè)基礎(chǔ)薄弱，經(jīng)濟發(fā)展落后，居民收入水平較低。近年來，國家發(fā)展戰(zhàn)略逐漸傾向西部地區(qū)，西部大開發(fā)戰(zhàn)略的推進，一定程度上提高了該區(qū)域城鎮(zhèn)化的水平，但是該區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平與I區(qū)和II區(qū)比還較低。較低的城鎮(zhèn)化水平在一定程度上抑制了城鄉(xiāng)勞動要素的流動，延緩了居民收入的均等化進程，該區(qū)域存在著較高的收入不平等程度。在房價收入比還較大的情況下，居民希望通過借貸來滿足購房等消費需求，但是該地區(qū)金融發(fā)展落后，正規(guī)金融市場信貸供給相對較小，且為了控制風險不愿意進行過多的放貸。在一系列因素的影響下，該區(qū)域的家庭債務規(guī)模有了一定的增長，但居民很大一部分的借貸意愿沒能實現(xiàn)，該區(qū)域的家庭債務規(guī)模較小。

五、結(jié)語

本文采用2004—2013年城鎮(zhèn)化水平、收入不平等、家庭債務等變量的數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板計量模型，檢驗了城鎮(zhèn)化水平、收入不平等的變動對家庭債務增長的影響。研究結(jié)果表明：在Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ區(qū)中，城鎮(zhèn)化水平均與家庭債務正相關(guān)，各區(qū)域城鎮(zhèn)化水平的不斷提升帶來了家庭債務不同速度的增長；而收入不平等對家庭債務的影響具有較明顯的區(qū)域差異性。在Ⅰ區(qū)和Ⅱ區(qū)中，收入不平等與家庭債務負相關(guān)；在Ⅲ區(qū)中，收入不平等與家庭債務正相關(guān)。在Ⅰ區(qū)和Ⅱ區(qū)收入不平等與家庭債務都為負相關(guān)，但收入不平等對家庭債務的影響程度不同。在Ⅰ區(qū)，收入不平等每下降1%，家庭債務將增長11.4%；在Ⅱ區(qū)，收入不平等每下降1%，家庭債務則只增長4.93%。

基于上述研究結(jié)果，本文提出的政策建議為：（1）政府應該因地制宜，制定科學合理的城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略，在Ⅰ區(qū)穩(wěn)妥推進城鎮(zhèn)化進程，進一步降低收入不平等的程度；在Ⅱ區(qū)和Ⅲ區(qū)，特別是Ⅲ區(qū)大力提高城鎮(zhèn)化水平，逐漸縮小與發(fā)達地區(qū)城鎮(zhèn)化的差距。（2）堅持公平正義是中國特色社會主義的內(nèi)在要求，政府應該制定公平的收入分配制度，在堅持市場機制對資源配置起決定性作用的基礎(chǔ)上，充分利用各種政策工具與手段調(diào)節(jié)不同收入階層的收入，并進一步完善社會保障體系，構(gòu)建居民收入水平的正常增長機制。（3）政府應該制定差異化的區(qū)域消費信貸政策，合理控制Ⅰ區(qū)家庭債務規(guī)模，防控家庭債務過快增長帶來的金融風險；鼓勵與支持Ⅱ和Ⅲ區(qū)消費金融市場的健康快速發(fā)展，保障與滿足家庭部門消費需求的合理增長。

參考文獻：

[1]YAN Q，YUNBO Z. Urbanization and income inequality of Chinas total residents：the test of kuznetss inverted-U hypothesis[J]. Journal of Business and Policy Research，2009，7（1）：99-110.

[2]TODARO M P. A model of labor migration and urban unemployment in less developed countries[J]. The American Economic Review，1969，59（1）：138-148.

[3]MASSIMILIANO C. Uohannesburg：race，inequality and urbanization[R]. Background Note for the World Development Report，London：Overseas Development Institute，2008：1-22.

[4]陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經(jīng)濟政策與城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟研究，2004（7）：51-57.

[5]OWEN C，PARNELL S. Johannesburg：race，inequality and urbanization[M]// JOSEF G.World Cities beyond the West：Globalization，Development and Inequality. Cambridge：Cambridge University Press，2004：348-369.

[6]程開明，李金昌.城市偏向、城市化與城鄉(xiāng)收入差距的作用機制及動態(tài)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007（7）：117-125.

[7]KANBUR R，ZHUANG J. Urbanization and inequality in asia[J].Asian Development Review，2013（1）：131-147.

[8]郭軍華.中國城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響：基于東、中、西部面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].經(jīng)濟問題探索，2009（1）：1-7.

[9]RANCIERE R，KUMHOF M. Inequality，leverage and crises[R]. IMF Working Paper，International Monetary Fund，2010：1-36.

[10]KUNHOF M，LEBARZ C，RANCIERE R. Income，inequality and current account imbalances[R]. IMF Working Papers，International Monetary Fund，2012：1-42.

[11]BELLET C. Households' debt，between-groups inequality and financial innovations[D].Research Master Thesis，Sciences Po Department of Economics，2012.

[12]BADARINZA C. Collateralized debt and social externalities[R]. Job Market Paper，Goethe University，2011：1-42.

[13]金燁，李宏彬，吳斌珍.收入差距與社會地位尋求：一個高儲蓄率的原因[J].經(jīng)濟學（季刊），2011，10（3）：887-912.

[14]KRUEGER D，PERRI F. Does income inequality lead to consumption inequality？ evidence and theory[R]. NBER Working Paper，2005：1-41.

[15]IACOVIELLO M. Household debt and income inequality，1963-2003[J]. Journal of Money，Credit and Banking，2008，40（5）：929-965.

[16]COIBION O，GORODNICHENKO Y. Does greater inequality lead to more household borrowing？ new evidence from household data[R]. NBER Working Paper，No.14-01，2014：1-60.

[17]田衛(wèi)民.省域居民收入基尼系數(shù)測算及其變動趨勢分析[J].經(jīng)濟科學，2012（2）：48-59.

[18]胡祖光.基尼系數(shù)理論最佳值及其簡易計算公式研究[J].經(jīng)濟研究，2004（9）：60-69.

責任編輯：張 然

Income Inequality and Changes in Household Debt in the View of Urbanization

——Data from 30 Provinces and Cities

Wu Zaihua，Zhang Xiong

（Business School，Xiangtan University，Xiangtan 411105，China）

Abstract： This paper uses the data of urbanization level，income inequality and household debt from 2004 to 2013，then building the panel econometric model and testing the impact of the level of urbanization and the change of income inequality on growth of household debt. The results show that in the area I，II，III urbanization is positively related to the household debt. Specifically，continuous increase of the regional urbanization level has brought an increase in household debt at a different speed；However，The effect of income inequality to the household debt reflects an obvious regional difference. In the area I and II，income inequality and household debt are negatively correlated；In area III，income inequality is positively related to the household debt.Based on the empirical results，the paper suggests that in I and II areas the government should adhere to the direction of development of urbanization，further narrowing income inequality，and should prevent the excessively rapid growth of household debt from bringing financial risk；In area III，we should adjust measures to local conditions，speed up the reform of the income distribution system，improve the social security system and keep a reasonable consumption loan demand.

Key words： Urbanization；Income inequality；Household debt；Regional differences