2023年中國的金融中介增長與城鄉(xiāng)收入差距章奇等,中國金融學(xué)

臼的金融中介增長與城鄉(xiāng)收入差距

章奇

（中國社會科學(xué)院世界經(jīng)濟與政治研究所）

zhangqi（5）cass.orc.cii

劉明興

（北京大學(xué)政府菅理學(xué)院）

陶然

（中國科學(xué)院農(nóng)業(yè)政策研究中心）

Vincent,YiuPorChen

（美國布朗大學(xué)人口研究與培訓(xùn)中心）

（2003年10月）

簡介

金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，在近年的文獻中得到了大量討論。但金融

發(fā)展和收入分配之間的關(guān)系，卻鮮有文獻涉及。本文在分析中國的金融體系影響

城鄉(xiāng)收入分配機制的基礎(chǔ)上，根據(jù)文獻中通行的做法，用銀行信貸占GDP比例

來衡量各省金融中介發(fā)展水平，并利用各省1978—1998年的數(shù)據(jù)，對中國各省

的銀行信貸和城鄉(xiāng)收入分配之間的關(guān)系進行了分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，控制其他因索后，

以全部國有及國有控股銀行信貸水平所衡量的金融中介發(fā)展顯著拉大了城鄉(xiāng)收

入差距，而旦，金融機構(gòu)在向農(nóng)村和農(nóng)業(yè)配置資金方面缺乏效率。我們進一步將

整個樣本期分為1978—1988,1989-1998兩個階段，發(fā)現(xiàn)金融中介增長對城鄉(xiāng)

收入分配的負面作用主要體現(xiàn)在第二個時期，而財政政策的作用則主要體現(xiàn)在第

一時期。最后，我們發(fā)現(xiàn)金融中介發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的作用并不依賴于經(jīng)濟結(jié)

構(gòu)的特征，即：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重）和所有制結(jié)構(gòu)（非國有工業(yè)

產(chǎn)值占國有工業(yè)總產(chǎn)值的比重）的變動，并不能改變金融中介增長對城鄉(xiāng)收入差

距的負面作用。換言之，擴展的庫茲涅茨效應(yīng)在我們的數(shù)據(jù)樣本中并不成立。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展、城鄉(xiāng)攻入差距

一、引言

在目前的文獻中,金融發(fā)展(FinancialDevelopment)和經(jīng)濟增長(發(fā)展)

之間的關(guān)系受到許多學(xué)者的關(guān)注并對之進行了較為詳細的討論。盡管還存在一些

分歧，但大多數(shù)學(xué)者都認為，鑒于金融體系在動員儲蓄、分散風(fēng)險、項目甄別、

對管理人員施加外部約束、便利交易等方面所扮演的積極角色，金融體系的發(fā)展

對經(jīng)濟增長具有顯著的正向作用，許多實證研究也基本上支持了這種看法

(Goldsmith1969；McKinnon1973、Shaw1969；Stiglitz1985；Mayer1990；King

和Levine1993a,1993b；Becker和Levine2002)。

但對金融發(fā)展和收入分配之間的關(guān)系，己有的文獻討論并不多。Greenwood

和Jovanovic(1990)在一個動態(tài)模型中討論了經(jīng)濟增長、金融發(fā)展和收入分配三

者之間的關(guān)系。他們假設(shè)初始收入分配外生于經(jīng)濟增長和金融發(fā)展，假設(shè)利用金

融市場融資需要支付一定的固定成本，且不是所有的人均能夠支付得這一成本。

則當金融發(fā)展對經(jīng)濟增長存在正向作用時，金融發(fā)展將會擴大收入差距。但隨著

收入的增長，更多的人開始進入金融市場(由于進入成本是固定的)，金融發(fā)展

將逐步有利于收入差距的縮小。即，金融發(fā)展和收入分配的關(guān)系服從倒“U”型的

軌跡。Galor和Zeira(1993)、Baneijee和Newman(1993)構(gòu)造的理論模型則表明，

在金融市場不完善的情況下，初始的收入差距未見得會隨著經(jīng)濟增長而縮小。反

之，信貸市場的發(fā)展會降低收入差距。最近，Clark,Xu&Zou(2003)首次用全球

數(shù)據(jù)對金融發(fā)展和收入分配之間的關(guān)系進行了分析，也得到金融發(fā)展會顯著降低

—*國收入分配差距的結(jié)論?而Greenwood和Jovanovic的倒“U”假說未得到支持。

在本研究中，我們首次利用中國各省1978—1998年的面板(PANEL)數(shù)據(jù)，

對中國各省以銀行信貸額占GDP所衡量的金融發(fā)展水平和城鄉(xiāng)收入差距之間的

關(guān)系進行了分析。這樣做具有以下幾個方面的原因：

第一，近年有關(guān)中國經(jīng)濟增長和收入分配差距的研究表明，雖然由于國有企

業(yè)重組帶來城市貧困有所增加，但貧窮仍然主要集中在農(nóng)村地區(qū)，而城鄉(xiāng)收入差

距是中國收入分配不平等的主要根源。?因此，研究金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之

'Tsui(1993)利用縣一級數(shù)據(jù)，把地區(qū)差距分解為省內(nèi)差異、省際差異、農(nóng)村內(nèi)部差異、城市內(nèi)部差異和

城鄉(xiāng)差距，并得出城鄉(xiāng)差距對地區(qū)間產(chǎn)值差異的影響十分顯著的結(jié)論。世界銀行(theWorldBank1997)

對1995年中國收入分配差距的研究表明，中國整體的收入差距至少有一半可以用城鄉(xiāng)收入差距來解程。

間的關(guān)系，對于研究金融發(fā)展和收入分配之間的關(guān)系具有重要意義。

第二，作為一項國別研究，可避免在跨國研究中經(jīng)常遇到的制度、文化和法

律以及管制體系差異問題，而在跨國研究中，此類因素很難被控制。2另外，在

跨國研究中，由于涉及到指標收集、定義和處理等問題，難以進行跨國直接比較

（Wei&Wu,2001；Atkinson&Brandolini,2001）。

第三：中國的金融體系以銀行融資為主體。和銀行信貸相比，雖然90年代

中國的證券融資發(fā)展速度非常迅速，但由于中國的股票市場直到80年代末90

年代初才開始發(fā)育，因此證券市場的規(guī)模仍然相對較小，金融結(jié)構(gòu)一直以銀行信

貸為主：2/3的金融資產(chǎn)集中于銀行體系（尤其是國有銀行），銀行為企業(yè)所提供

的資金量是企業(yè)通過股市籌集資金量的6倍（IFC,2000）o換言之，中國存在一

個明顯銀行導(dǎo)向型的金融結(jié)構(gòu)。因此，以銀行信貸額占GDP的比例來代表中國

金融發(fā)展水平具有一定的合理性。

正如開始所介紹的那樣，在大量有關(guān)金融發(fā)展的跨國和國別案例的理論和實

證研究中，金融發(fā)展的正面效果是顯著的。但是，如果不考慮到中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和

制度的特征，來直接根據(jù)國際經(jīng)驗推斷金融中介發(fā)展在中國城鄉(xiāng)收入差距中所起

的作用，就可能得出錯誤的結(jié)論。

我們的研究表明，在控制住其它因素（例如農(nóng)村改革的進展、對外開放程度

等）后，各省以銀行信貸量占GDP比例表示的金融發(fā)展會顯著拉大城鄉(xiāng)收入分

配差距，并且這種負面作用主要體現(xiàn)在90年代。我們認為：首先，中國高度壟

斷的金融結(jié)構(gòu)不利于向農(nóng)戶和中小鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)提供貸款。其次，由于政府對農(nóng)村經(jīng)

濟和金融體制的管制，導(dǎo)致中國的正規(guī)金融機構(gòu)無意向農(nóng)村和農(nóng)業(yè)提供貸款或在

這方面缺乏效率。最后，隨著中國金融發(fā)展程度的提高，政府從80年代末開始

越來越依賴于金融系統(tǒng)來干預(yù)經(jīng)濟，并向少數(shù)國有大企業(yè)提供資金。所有這些因

素都導(dǎo)致中國扭曲的金融發(fā)展會拉大城鄉(xiāng)收入差距。實證結(jié)果顯著地支持了這一

點。此外，我們還發(fā)現(xiàn)各省金融中介的作用獨立于該省經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，即金融發(fā)展對

城鄉(xiāng)收入差距的作用不受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重）和所有制結(jié)構(gòu)（非

國有工'也產(chǎn)值比重）變動的影響。這些均和政府對于金融系統(tǒng)的干預(yù)密不可分。

2當然，跨國研究中往往假設(shè)金融發(fā)展水平的差異是相對外生的，人們也傾向于認為其相對外生性來自于

各國文化、歷史、制度方面的差異，但在一個國家內(nèi)就很難進行這樣的假設(shè)，因此，必須處理解釋變量的

內(nèi)生性問題。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下，第二部分首先回顧了中國1978—1998年各省間的城

鄉(xiāng)收入差距情況，并通過一個兩地區(qū)、三部門模型提出了相應(yīng)的解釋。在此基礎(chǔ)

上，第三部分進一步解釋了中國的金融體系在城鄉(xiāng)收入分配上的作用機制。第四

部分介紹進行模型估計中的不同計量方法，以解決模型中可能會出現(xiàn)的內(nèi)生性問

題。第五部分是實證結(jié)果和分析；第六部分是結(jié)論。

二、中國的工業(yè)化、城鄉(xiāng)收入差距與金融發(fā)展

2.1經(jīng)濟與金融發(fā)展中的庫茲涅茨效應(yīng)

根據(jù)世界很多國家、尤其是一些主要發(fā)達國家的經(jīng)驗，收入分配狀況會隨著

經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而呈現(xiàn)“倒U型”曲線，即所謂的“庫茲涅茨效應(yīng)”。在庫

茲涅茨效應(yīng)的框架下，收入差距可能存在于工業(yè)部門和農(nóng)業(yè)部門之間，或者工業(yè)

部門內(nèi)部。首先，在農(nóng)業(yè)向工業(yè)轉(zhuǎn)型的時期，工農(nóng)業(yè)之間的收入差距會加大。工

業(yè)的發(fā)展需要一定的外部和內(nèi)部條件，例如外部的市場環(huán)境（比如，人口密度、

交通條件），或者內(nèi)部的規(guī)模效應(yīng)。因此，為了將更多的生產(chǎn)要素集中到工業(yè)部

門，其需要支付一個高于農(nóng)業(yè)的工資溢價。3其次，由于工業(yè)部門內(nèi)部的生產(chǎn)率

差異高于農(nóng)業(yè)部門，所以當生產(chǎn)要素從收入分配更平均的農(nóng)業(yè)部門向收入分配更

具差異性的工業(yè)部門轉(zhuǎn)移時，整體經(jīng)濟的收入差距會拉大。不過，隨著要素在部

門之間和部門內(nèi)部的充分流動，這兩種收入差距均會逐漸縮小并逐步消失。

在庫茲涅茨效應(yīng)的基礎(chǔ)上，Clarke,XuandZou（CXZ,2003）認為部門（產(chǎn)業(yè)）

結(jié)構(gòu)的特征會影響金融發(fā)展對收入分配的作用。他們強調(diào)，如果金融發(fā)展使得勞

動力轉(zhuǎn)入現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門的壁壘降低（例如提供貸款支持），那么隨現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門

比重的上升，收入分配差距會拉大。其結(jié)果是在現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門比重更高，金融發(fā)

展程度也更高的經(jīng)濟中，收入分配不平等程度要高于那些不同時具備“兩高”比

例的經(jīng)濟。CXZ（2003）稱之為金融發(fā)展的擴展庫茲涅茨效應(yīng)。

文獻中有多種觀點解釋這種差距，比如，農(nóng)業(yè)勞動力為成為工業(yè)勞動力，所需要支付的遷徙成本和人力

資本投資，以及工業(yè)就業(yè)中風(fēng)險，等等。

2.2中國城鄉(xiāng)收入差距的若干特征

和國際經(jīng)驗相比，中國的城鄉(xiāng)收入差距4問題具有相當?shù)奶厥庑裕鹤园耸?/p>

代中后期以來，城鄉(xiāng)收入差距在時間序列上和地區(qū)截面上表現(xiàn)出了相反的變化趨

勢。從時間系列上看，隨著人均收入的上升，在所有的地區(qū)（從八十年代中期開

始）城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大。并且許多省份90年代后期的城鄉(xiāng)收入差距甚至超

過了70年代末經(jīng)濟改革開始時的水平。圖2.1中給出了改革開放以來，各省城

鄉(xiāng)收入差距的基本狀況。例如，北京市的城鄉(xiāng)收入差距從1978年的1.63上升到

1998年的2.11,安徽從1981年的1.72上升到1998年的2.56。上升比例最高的

是吉林，從1983年的0.97上升到1998年的1.76；但從橫截面上看，城鄉(xiāng)收入

差距則隨人均收入水平上升而下降，即越發(fā)達的地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距就越?。▽?/p>

際人均GDP與城鄉(xiāng)收入差距之間的簡單相關(guān)系數(shù)為-0.7,參見圖2.2和2.3）,

而相對落后地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距反而越大，并且隨著時間的推移，這種趨勢有不斷

強化的趨勢。城鄉(xiāng)收入差距在時間序列和橫截面上所表現(xiàn)出的上述模式，也得到

許多學(xué)者相關(guān)研究結(jié)論的證實。（胡鞍鋼等1995；魏后凱等1997）。

圖2.1中國1978-1998年的城鄉(xiāng)收入差距

,在本文中，除非特別指出，城鄉(xiāng)收入弟距均以城市.居民家庭的人均可支配收入與農(nóng)村居民的人均純收入

來衡量。

映西

1900196519901995200019001985199019952000

年份

圖2.2,收入水平和城鄉(xiāng)差距

In(rjgdp)

?INE------------Fittedvalues

注釋：INE為城鄉(xiāng)收入差距，LN（RJGDP）是對數(shù)化的人均GDP。

顯然，由圖2.1—2.3所凸顯的典型事實與我們所觀察到的其他許多國家的

經(jīng)驗不相一致：倒U型的庫茲涅茨效應(yīng)并沒有表現(xiàn)在中國的地區(qū)截面上。在那

些工業(yè)化最快的地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距的擴大速度反而慢于其它的地區(qū)。之所以出

現(xiàn)這種情況，一個直接而簡單的回答是，中國獨特的制度和政策環(huán)境的作用，使

在市場條件作用下所表現(xiàn)出來的庫茲涅茨效應(yīng)發(fā)生了逆轉(zhuǎn)。在接下來的分析中，

我們將首先以非形式化的方式引進一個兩地區(qū)（A和B）、三部門模型（農(nóng)業(yè)部

門、城市國有部門和城市非國有部門），討論在存在國家干預(yù)條件（金融和非金

融政策）下，不同地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的情況。然后在此基礎(chǔ)上討論中國城鄉(xiāng)收入

差距變化的軌跡以及其中金融體系所起的作用。

2.3一個描述性的兩地區(qū)、三部門模型

假定存在兩個地區(qū)A和B,由于資源稟賦的差異：分別具有發(fā)展工業(yè)和農(nóng)

業(yè)的比較優(yōu)勢。在沒有政府經(jīng)濟干預(yù)的條件下，按照庫茲涅茨效應(yīng)的邏輯，收入

差距的變化應(yīng)當呈現(xiàn)如下特征：在工業(yè)化初期，A和B地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距均

擴大，但由于分別在工業(yè)和農(nóng)業(yè)上具有比較優(yōu)勢，A地區(qū)工業(yè)發(fā)展更快，因此A

地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距要大于B地區(qū)。隨著工業(yè)化的發(fā)展和要素的充分流動，兩

地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距均趨于縮小并最終消失。

政府干預(yù)使得上述城鄉(xiāng)收入分配演化格局可能呈現(xiàn)出不同的路徑，城鄉(xiāng)收入

差距格局取決于市場力量、政府政策對三部門的作用及其力度。在三部門假設(shè)和

傳統(tǒng)計劃經(jīng)濟體制卜，政府通過壓抑農(nóng)業(yè)部門和城市非國有工業(yè)部門的發(fā)展來達

到優(yōu)先發(fā)展城市國有工業(yè)部門的目的。其特點主要表現(xiàn)為：（1）工業(yè)部門主要集

中于城市；（2）工業(yè)布局沒有反映地區(qū)資源稟賦特點和比較優(yōu)勢，而主要取決于

政治、軍事需要；5（3）在發(fā)展工業(yè)上強調(diào)大而仝、小而仝，造成工業(yè)發(fā)展的平

均主義。在這種經(jīng)濟格局下，各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距主要取決于農(nóng)業(yè)部門和城市國

有部門的收入差距。

根據(jù)中國經(jīng)濟改革的歷史路徑，政府放松對經(jīng)濟的管制首先發(fā)生在農(nóng)村，但

同時保留對城市非國有工業(yè)部門的壓制，這種政策結(jié)構(gòu)對?城鄉(xiāng)收入差距的影響包

括：（1）農(nóng)業(yè)部門收入增長加快，城鄉(xiāng)收入差距減小。在圖2.1中，表現(xiàn)為各省

在80年代中期左右城鄉(xiāng)收入差距的縮??；（2）相對于A地區(qū)，B地區(qū)因為在農(nóng)

業(yè)上具有比較優(yōu)勢，因而城鄉(xiāng)收入差距縮小速度更快，換言之，此時在橫截面上

會表現(xiàn)出明顯的庫茲涅茨效應(yīng)。在圖2.2中，表現(xiàn)為80年代中期，擬合曲線的

斜率較??；（3）由于政府未放松對城市經(jīng)濟的管制，所以中國非國有經(jīng)濟的工業(yè)

化是以農(nóng)村工業(yè)化為起點的，這同樣有利于縮小城鄉(xiāng)差距。

農(nóng)村經(jīng)濟改革的效應(yīng)在80年代中后期釋放殆盡，改革的重點轉(zhuǎn)向城市部門，

市場力量和政府干預(yù)繼續(xù)相互作用，對城鄉(xiāng)收入差距的影響表現(xiàn)為：（1）農(nóng)業(yè)部

門收入放緩甚至停滯，對于城市工業(yè)部門，由于改革使非國有工業(yè)部門獲得發(fā)展，

工業(yè)化速度加快，而城市13有工業(yè)部門由于政府支持，在總體規(guī)模相對縮小的同

時卻繼續(xù)維持一定的收入水平，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴大。在圖2.1中，表現(xiàn)為各

省在80年代中后期城鄉(xiāng)收入差距的擴大；（2）A地區(qū)因為具有發(fā)展工業(yè)的比較

優(yōu)勢，因此該地區(qū)非國有二'業(yè)部門發(fā)展更快。非國有工業(yè)部門的發(fā)展不僅會帶來

城市居民收入水平的上升，而且也給農(nóng)村居民帶來更多的就業(yè)機會和相應(yīng)收入；

但相對于A地區(qū)，B地區(qū)沒有發(fā)展工業(yè)的比較優(yōu)勢，因此其非國有工業(yè)部門并

不能得到充分發(fā)展，其城鄉(xiāng)收入差距主要仍然表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)部門和城市國有工業(yè)部

門的收入差距：（3）由于政府政策的支持，國有工業(yè)部門得以采取各地區(qū)大體一

s例如建國初許多大工業(yè)建在與蘇聯(lián)接壤的東三省，與蘇聯(lián)交惡時又在內(nèi)陸地區(qū)大興“三線”

建設(shè)。

致的工資政策，這種政策意味著在缺少發(fā)展非國有工業(yè)部門的B地區(qū)，城鄉(xiāng)收

入差距會更大，從而與庫茲涅茨效應(yīng)正好相反。在圖2.2中，表現(xiàn)為80年代中

后期擬合曲線斜率變大。

在上述兩地區(qū)、三部門模型中，考察中國金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的作用，

主要取決于：(1)金融體系在經(jīng)濟發(fā)展中由于市場自發(fā)力量對收入差距的作用，

Galor和Zeira(1993)、Banerjee和Newman(1993)以及CXZ(2003)將其概括為

金融發(fā)展的直接效應(yīng)與擴展庫茲涅茨效應(yīng)；(2)政府政策對金融體系的依賴，這

決定了金融政策在政府政策工具選擇集合中的相對地位，并進而發(fā)揮其對城鄉(xiāng)收

入差距的影響。金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入分配的效應(yīng)，包括是否存在CXZ(2003)

所宣稱的“擴展庫茲涅茨效應(yīng)”，取決于以上兩種作用的綜合。在第四部分的計

量中，我們將對此進行檢驗。

三、中國的金融發(fā)展與政府干預(yù)

現(xiàn)有文獻中，已經(jīng)有一些討論了中國政府對于金融系統(tǒng)的干預(yù)，特別是在信

貸配置上對國有部門的傾斜(Park和Sehrt,2001)。但迄今為止，沒有太多嚴格

的實證研究討論中國金融發(fā)展和收入分配之間的關(guān)系。6要更清楚地考察中國的

金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入分配之間的關(guān)系，我們首先要明了政府在不同時期利用金融

體系干預(yù)經(jīng)濟、支持國有企業(yè)的方式和手段的歷史變遷。在此基礎(chǔ)上，我們可以

總結(jié)一下中國金融發(fā)展的一些特征，包括金融部門在經(jīng)濟體系中的相對規(guī)模和金

融部門的結(jié)構(gòu)特征。而金融體系對于實際部門的影響程度和機制也就體現(xiàn)在這一

動態(tài)過程中。我們這里主要從企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)和農(nóng)村金融發(fā)展兩個角度來闡述此

問題。

6魏尚進(Wei,1997)指出，中國的金融系統(tǒng)在金融資源的配苴上表現(xiàn)出了明顯的城市化傾向。按照這種

邏輯.中國的金融體系應(yīng)該不利于城鄉(xiāng)收入差距的縮小.但這種觀點也仍然存在改進的余地?首先，“城

市化傾向”論并不能充分描述金融體系在城鄉(xiāng)收入差距擴大上所起作用的動態(tài)變化，特別是金融體系相對

于其他政策工具的作用：其次，現(xiàn)有“城市化傾向”論者一般都把金融系統(tǒng)在配置資源上的城市傾向看作

是政府直接干預(yù)金融體系的結(jié)果，但我們認為，還應(yīng)該同時考慮中國金融體系的結(jié)構(gòu)特征(而非政府干預(yù)

本身)可能自然地會導(dǎo)致金融體系的城市偏向和大企業(yè)偏向，并分析政府對農(nóng)村經(jīng)濟和金融活動的管制對

金融體系配置資源所造成的影響。

3.1金融系統(tǒng)與政府干預(yù)方式的變化

中國政府利用金融系統(tǒng)來支持國有部門的做法在不同的時期并非一成不變。

在集中性金融結(jié)構(gòu)的前提卜，隨改革以來政府財力相對卜.降及居民儲蓄水平提高,

90年代政府越來越依靠金融系統(tǒng)，特別是通過利率管制、政策性貸款、證券市

場配額制，來達到自己的政策偏好一一主要是為了支持國有企業(yè)。換言之，相對

于80年代，政府越來越依賴于信貸資金而不是財政資金來熨現(xiàn)對經(jīng)濟的干預(yù)7。

在80年代初，中國的金融發(fā)展水平相對較低，除了少量銀行存款外，基本

上沒有其它金融資產(chǎn)。此時政府對經(jīng)濟的干預(yù)乃至各項主要經(jīng)濟改革政策的推行,

例如提高主要農(nóng)產(chǎn)品收購價格，提高對城鎮(zhèn)居民的生活補貼等等，以及向國有企

業(yè)提供低成本甚至無成本的資源，都基本通過財政資金的配置來實現(xiàn)，金融系

統(tǒng)一一主要是銀行一一在政策工具籃中并未占據(jù)主要位置。上述情況在90年代

初發(fā)生了很大改變。一方面，政府雖然在90年代仍然刻意維持對一部分國有大

中型企業(yè)的干預(yù)，并繼續(xù)向它們提供資金支持。8但經(jīng)過80年代一系列以“放權(quán)

讓利”式的改革，政府的財政實力不斷下降，依靠財政資金來實現(xiàn)對經(jīng)濟的干預(yù)，

尤其是向國有大中型企業(yè)繼續(xù)提供無償財政撥款已經(jīng)力不從心：另一方面，隨著

居民儲蓄水平的提高，積累在銀行系統(tǒng)內(nèi)的可貸資金量卻在不斷上升。這兩方面

的共同作用，再加上政府對金融體系尤其是銀行系統(tǒng)的壟斷，使得政府越來越依

靠廉價的信貸資金來貫徹自己的政策意圖。前面已經(jīng)指出，集中的金融結(jié)構(gòu)也有

利于政府以較低管理成本向其希望的部門和企業(yè)提供廉價金融資源。

圖3.2進一步勾畫出了各省政府對經(jīng)濟的干預(yù)和金融發(fā)展之間的關(guān)系及其

隨時間的變化。其中橫坐標是各省技術(shù)選擇指數(shù)（TCL即各省制造業(yè)人均資本

密集度與全省人均資本密集度的比例），我們以該指標來衡量政府對經(jīng)濟的干預(yù)

7不過，從90年代末期開始，由于政府干預(yù)所導(dǎo)致的金融風(fēng)險與口俱增：主要是銀行呆壞帳的迅速增加和

上市公司效益的普遍低下），中央政府對財政系統(tǒng)的依賴也有所加強。

8有研究表明，盡管非國有企業(yè)在產(chǎn)值和就業(yè)上起著越來越大的作用，但1991—1997年非國有部門從正規(guī)

銀行信貸渠道獲得的資金不到銀行信貸總額的I%。非國有部門從證券市場上融資也受到極大的限制（Aziz

&Rodlaucr2002）c國際金融公司（IFC2000）發(fā)表的報告指出在上交所和深交所掛牌的976家上市公司中，

只有II家是非國有企業(yè)，而在1998年和1999年間，只有4家非國有企業(yè)公開發(fā)行過股票。顯然政府維持

對金融中介機構(gòu)和對證券市.場的管制的主要目的是為了更有效地向一部分資金密集型的國有大企業(yè)提供廉

價資金。

程度，9縱坐標是以銀行貸款額占GDP比例所衡量的各省金融發(fā)展程度。

從圖3.2可以看出，在80年代中前期，干預(yù)程度與金融發(fā)展水平基本上呈

反比，這一模式在進入90年代后發(fā)生逆轉(zhuǎn)，這一時期干預(yù)程度越深則金融發(fā)展

水平越高，這可能初步說明了政府越來越依賴銀行系統(tǒng)來實現(xiàn)對經(jīng)濟的干預(yù)。

圖3.3進一步說明了這一點。其中橫坐標是各省取對數(shù)后的人均GDP,縱坐

標仍然是以全部國有及國有控股銀行貸款額占GDP比例所衡量的各省金融中介

發(fā)展程度。圖3.3顯示，80年代各省的金融中介發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展程度呈明顯正相

關(guān)關(guān)系，這和跨國別研究中所揭示的兩者間的關(guān)系是相一致的（Dcmir3q-Kumand

Levine1999）。但進入90年代，這一關(guān)系發(fā)生了變化，那些經(jīng)濟發(fā)展程度落后的

省份的金融發(fā)展程度反而有所上升。結(jié)合圖3.3的結(jié)果，這種變化很可能反映了

在那些經(jīng)濟相對落后省份政府更加利用銀行系統(tǒng)來實現(xiàn)對經(jīng)濟的干預(yù)。

圖3.2各省的金融發(fā)展與政府干預(yù)

197819801981

?FINDEVFttedvalues

注釋：FINDEV是全部國有及國有控股銀行貸款額占GDP比例：TCI制造業(yè)人均資本

密集度與全省人均資本密集度的比例。曲線是對FINDEV和TCI的擬合曲線。

圖3.3各省的金融發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展水平

"這一指標的基本思想是政府要通過對經(jīng)濟實現(xiàn)某種程度以及形式的管制，以集中資源挾持某個部門（如

制造業(yè)）或某類企業(yè)（資本密集型的大中型企業(yè)等）的發(fā)展，但必然會以減少向其它部門或企業(yè)的投資為

代價，從而該指標值越高，代表管制程度越高。具體的計算和解釋可參見北京大學(xué)中國經(jīng)濟研究中心發(fā)展

組：《技術(shù)選擇指數(shù)的構(gòu)建與計算》，網(wǎng)址http:〃jlin.ccer.edu.cn/article/article.asp?id=196。

RPGDP

?FINDEVFittedvalues

注釋：FINDEV是全部國有及國有控股銀行貸款額占GDP比例；RPGDP是實際人均

GDP（1978年價格）。曲線是對FINDEV和RPGDP的擬合曲線。

3.2金融結(jié)構(gòu)與企業(yè)融資

前面已經(jīng)指出，中國存在一個以銀行融資為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)。進一步地，就

銀行信貸而言，乂基本上集中于4大國有銀行的信貸活動，按各種口徑計算，4

大國有銀行在金融中介市場上占據(jù)近乎壟斷的地位（表3.1）。這種高度壟斷的金

融結(jié)構(gòu)無疑與政府的干預(yù)密不可分，但其實際影響就不僅僅限于所謂“國有部門

偏向”。在更廣泛的意義上，即便是成功地實現(xiàn)了國有銀行的商業(yè)化改革，這一

金融結(jié)構(gòu)同樣將不利于中小農(nóng)戶、中小企業(yè)（包括鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)）的融資。

銀行信貸對于國有企業(yè)的偏向，往往不單單是由于所有制的原因，同樣是源

于信貸的信息管理成本的高低由于信息成本和控制成本差異，大型金融機構(gòu)一般

并不愿意向中小企業(yè)提供金融服務(wù)（LevonianandSeller1995;BergerandUdell

1996;PeekandRosengren1996;StrahanandWeston1996,1998）。實證研究也表明,

與中小銀行相比，大銀行在向中小企業(yè)提供融資上并不具有比較優(yōu)勢（林毅夫、

章奇、劉明興2003；Meyer1998）o由于農(nóng)業(yè)活動相對的分散性和高風(fēng)險性，農(nóng)

戶和金融機構(gòu)之間的信息不對稱更為明顯。在這種情況下，大銀行無疑不愿意向

中小農(nóng)戶提供貸款支持。以勞動力密集型產(chǎn)業(yè)為主的中國民營企業(yè)由于規(guī)模相對

較小，同樣也不容易從大鍥行獲得貸款。大銀行更樂意為那些大中型企業(yè)提供融

資服務(wù)。由于大中型企業(yè)（以國有企業(yè)為主）主要集中于城市地區(qū)，這意味著即

使排除廣泛存在的政府對國有企業(yè)的支持，中國金融系統(tǒng)的“城市化”傾向也不*

含馬上消失。

表3.1：四大國有獨資商業(yè)銀行的市場份額（期末數(shù)，%）

資產(chǎn)占國內(nèi)同期全利潤占國內(nèi)同期銀存款占國內(nèi)同貸款占國內(nèi)同期

部金融資產(chǎn)的比例行利潤總額的比例期金融機構(gòu)存金融機構(gòu)貸款總

款總顓的比例額的比例

1994199619971994199619971996199719961997

工商銀行34.1834.5934.1319.412.7311.0427.3727.3228.0326.63

農(nóng)業(yè)銀行16.2613.9813.692.4110.252.8413.1113.4713.3413.09

中國銀行23.8520.0819.0424.8225.3621.2518.0216.716.5415.05

建設(shè)銀行18.1320.2626.3312.810.596.7915.3915.8914.2214.80

總計92.4288.9293.1959.4358.9341.9273.8973.3872.1369.57

資料來源：轉(zhuǎn)引自北京大學(xué)中國經(jīng)濟研究中心經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略研究組：《中國金融體制改

革的回顧和展望》，北京大學(xué)中國經(jīng)濟研究中心工作論文，No.2000005o

3.3金融系統(tǒng)與農(nóng)村發(fā)展

在農(nóng)村金融市場中，由于信息不對稱、缺少抵押品和相應(yīng)的基礎(chǔ)設(shè)施，常常

導(dǎo)致農(nóng)村正規(guī)和非正規(guī)金融市場運轉(zhuǎn)不靈的現(xiàn)象，發(fā)展經(jīng)濟學(xué)家對此類現(xiàn)象作了

大量的研究（Braverman&Stiglitz1989）o我們在這里強調(diào)的是，不僅壟斷性的

金融結(jié)構(gòu)以及政府干預(yù)的城市大企業(yè)傾向致使農(nóng)村經(jīng)濟無法獲得一般意義上的

金融支持，同時由于政府對農(nóng)村經(jīng)濟和金融活動的管制和壓抑，導(dǎo)致即使那些專

業(yè)性的農(nóng)村金融機構(gòu)，在向農(nóng)村和農(nóng)業(yè)活動提供資金支持方面，也缺乏動力且無

效率4

例如，宋洪遠等（2（X）0）指出，從總體上看,未能實現(xiàn)農(nóng)業(yè)貸款增長率高于各項貸款平均增長率2個百

分比以上的目標，銀行新增貸款規(guī)模中農(nóng)業(yè)貸款的比重也未能達到10%以上。陳劍波（2002）的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，

從縣域內(nèi)部的角度來看，目前的農(nóng)村金融處于幾乎完全貧血狀態(tài)。表現(xiàn)為不僅眾多的農(nóng)村人口得到的基本

金融服務(wù)在不斷減少，縣域內(nèi)經(jīng)濟活動獲得的金融貨源也在下降，同時在國有商業(yè)銀行從農(nóng)村地區(qū)戰(zhàn)略性

"撤退之后，農(nóng)村金融的主體農(nóng)村信用合作社由于歷史包袱沉重，并不能承犯支持農(nóng)村發(fā)展的重任。劉守

英（2002）對縣域金融的調(diào)查也表明，農(nóng)村金融機構(gòu)由于過去的體制問題，已陷入不良貸款奇高和本身經(jīng)

營虧損狀態(tài)，隨若銀行商業(yè)化改革后貸款政策的收緊，地方要獲得金融支持就更為困難。農(nóng)村金融亟需大

規(guī)模的宏觀調(diào)整。

首先，政府對農(nóng)村社會、經(jīng)濟生活仍然有相當?shù)母深A(yù)和管制，包括糧食收購

和一系列從上而下、并未配備足夠資源的趕超指標。這些政策和管制妨礙了農(nóng)民

根據(jù)自身的比較優(yōu)勢調(diào)整資源配置，優(yōu)化生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，從而加重了農(nóng)民的稅費負擔(dān)，

阻礙了農(nóng)民收入的增長（陶然、劉明興和章奇,2003）,從宏觀上來看則直接導(dǎo)致

了農(nóng)業(yè)比較利益不斷下降和惡化。

更具體地說，80年代中后期以前的政策趨勢，總的.來說是以放松管制為主，

包括廢除人民公社體制、拄行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，賦予農(nóng)民一定程度的微觀經(jīng)

營自主權(quán)和創(chuàng)辦農(nóng)村工業(yè)企業(yè)的權(quán)利；擴大農(nóng)村產(chǎn)品和要素市場，放開除糧食和

棉花以外的絕大多數(shù)農(nóng)產(chǎn)品的價格；甚至一度試圖放棄強制性糧食定購計劃，等

等。與此相伴隨，則是農(nóng)村基層政府范圍有所收縮（從70年代的生產(chǎn)隊收縮到

80年代的鄉(xiāng)一級政府），是農(nóng)業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)以及農(nóng)民人均收入的高速增長L然

而好景不長，從80年代末開始，政府放松管制的趨勢開始停滯，在進入90年代

后，政府管制的力度甚至有所強化，從糧食政策的變化機跡中我們可以清晰地看

到這一點：1990年糧食合同定購改為國家定購，合同定購實際上成為指令性計

劃；1994年糧食的收購與批發(fā)恢復(fù)由國有糧食部門統(tǒng)一經(jīng)營；1995年開始推行

糧食流通體制改革，同年開始實施強調(diào)地區(qū)糧食自給自足的“米袋子省長負責(zé)

制這些政策無不以舊體制復(fù)歸、政府管制力度增加為特點。

另外，從90年代早中期開始，為了取得政績，各級政府，特別是欠發(fā)達地

區(qū)的基層政府，熱衷于各項“面子工程”和“形象工程”，層層下達經(jīng)濟社會發(fā)

展速度指標，人為提高農(nóng)民人均收入水平，不顧當?shù)氐淖匀粭l件和比較優(yōu)勢，強

行在農(nóng)村中上馬各種工業(yè)企業(yè)。這一方面促成了浮夸風(fēng)和弄虛作假，另一方面造

成了嚴重的生產(chǎn)能力過剩，并積累了大量的不良債務(wù)（黃仁祥等2001）。

以上情況直接導(dǎo)致了兩種后果：一是使得農(nóng)村金融機構(gòu)的不良貸款率上升，

大大惡化了農(nóng)村金融機構(gòu)的資產(chǎn)質(zhì)量；二是使得支農(nóng)資金非農(nóng)化的現(xiàn)象十分普遍。

大量農(nóng)村資金外流，投入到城市工業(yè)企業(yè)和房地產(chǎn)項目。這一現(xiàn)象在經(jīng)濟過熱的

1994年前后十分突出，隨著宏觀經(jīng)濟政策環(huán)境的緊縮，這些貸款大多也變成了

呆帳和壞賬。

其次，即使在向農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的貸款中，真正直接面向農(nóng)戶，為農(nóng)民生產(chǎn)提供

“從1978?1984年間，農(nóng)業(yè)的年均增長率達到「7.7%,農(nóng)民的人均收入（按1950年價格計）也達到「

14.4%的增長速度（筆者根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》計算）。

金融支持的資金更少。例如，農(nóng)業(yè)銀行貸款業(yè)務(wù)基本上與農(nóng)戶并無直接關(guān)系，而

主要與國有農(nóng)業(yè)經(jīng)營機構(gòu)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)開展業(yè)務(wù)往來。這一部分放款主要是集中在

大型基礎(chǔ)設(shè)施、國債配套資金和生態(tài)建設(shè)的貸款等大型項目，而對迫切需要提供

金融服務(wù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和中小型工商業(yè)活動卻處于緊縮的狀態(tài)（陳劍波2002）o在

農(nóng)村，信用合作社是與農(nóng)業(yè)農(nóng)戶直接打交道的主要正規(guī)金融組織。但實際經(jīng)營中，

農(nóng)村信用合作社的官辦性質(zhì)依然存在，從而使其經(jīng)營經(jīng)常受到官方的行政干預(yù)，

沒有突出創(chuàng)辦時所欲體現(xiàn)的“合作”性質(zhì)％從而難以履行農(nóng)村信用合作社為農(nóng)

業(yè)和農(nóng)民服務(wù)的宗旨；二又正如前文所說，由于農(nóng)業(yè)活動的比較收益受到人為壓

低，農(nóng)村信用合作社實際上也無足夠激勵向農(nóng)村經(jīng)濟活動提供貸款，表現(xiàn)為真正

用于支持農(nóng)村、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營活動的數(shù)量不多（IFAD2002）。許多針對地方農(nóng)

村信用合作社的案例研究也表明，無論在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)和高度城市化地區(qū)，還是

在廣大中西部地區(qū)以及部分東部農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)村信用合作社都表現(xiàn)出“非農(nóng)化”

特征，或“城市化”特征，直接表現(xiàn)為農(nóng)村信用合作社網(wǎng)點設(shè)置的城鎮(zhèn)機制化趨

勢、資金流向的城市化和從業(yè)人員的城鎮(zhèn)居民化（盛勇煒2001）o除此之外，農(nóng)

村信用合作社還承擔(dān)了農(nóng)業(yè)銀行所劃撥的大量不良資產(chǎn)，這也使農(nóng)村信用合作社

的經(jīng)營能力大打折扣。

最后，為了防范金融風(fēng)險，政府對農(nóng)村民間自發(fā)形成的金融組織一直持保守、

乃至反對態(tài)度。自經(jīng)濟改革以來，以維持金融秩序、防范金融風(fēng)險的名義，政府

數(shù)次對民間金融組織進行清理和整頓。例如自80年代中期至90年代，農(nóng)村合作

基金會由于非官方性質(zhì)，因而不受正規(guī)金融機構(gòu)的各種管制，一度成為最活躍的

向農(nóng)戶提供貸款的自發(fā)性合作金融組織形式，臼997年亞洲金融危機爆發(fā)后，防

范金融風(fēng)險除了金融管理當局的優(yōu)先考慮目標。除了上收信用合作社的貸款審批

權(quán)外和撤并營業(yè)網(wǎng)點外，還在1999年決定全國統(tǒng)一關(guān)閉從1986年開始建立的農(nóng)

村合作基金會?？紤]到當前農(nóng)村金融市場運作現(xiàn)狀，后一措施不僅減少了農(nóng)村資

金的供給，也制約了縣域中小型工商業(yè)的發(fā)展。據(jù)陳劍波（2002）的估計，此一

措施導(dǎo)致農(nóng)村短缺近3000億資金。

12這主要表現(xiàn)為如下幾個方面：首先，社員沒有退社自由，過去數(shù)年中全國4萬多個農(nóng)村信用合作社竟沒

有發(fā)生社員退社的例子：二是管理人員任命基木匕h上級地方政府確定：三是信用合作社的組成也基木上

由行政命令強制形成。

11Park.Brandt和Giles（2002）詳細介紹了中國農(nóng)村合作基金會興起并最終消寂的前因后果并就農(nóng)村合作

基金會與農(nóng)村信用合作社的競爭關(guān)系進行了檢驗。

3.4金融發(fā)展與城鄉(xiāng)差距

由于中國的金融體系，尤其是銀行體系，基本上作為政府干預(yù)經(jīng)濟的工具，

因此考察金融發(fā)展對收入分配的作用，就必須考察政府政策的效果，以及金融體

系在政府政策工具中所占的地位及其所起作用。在政府的干預(yù)卜;中國的金融發(fā)

展對于中小企業(yè)的融資和鄉(xiāng)村經(jīng)濟（包括農(nóng)村金融）的發(fā)展是十分不利的，對于

城鄉(xiāng)收入差距的影響同樣可能是負面。與此同時，政府干預(yù)經(jīng)濟手段的變化和經(jīng)

濟改革的進程對于金融系統(tǒng)的規(guī)模和結(jié)構(gòu)特征，無疑有著重要的影響。因此，金

融發(fā)展對于城鄉(xiāng)差距的影響，在不同的歷史時期可能會有所不同。例如，由于白

80年代末以來政府更加依靠金融體系作為主要工具手段，以及金融部門自身的

擴張，金融發(fā)展的負面作用在90年代可能會更加明顯c

基于上述思考，我們可以在前文的兩地區(qū)、三部門模型的框架下，簡單討論

一下中國金融發(fā)展對于城鄉(xiāng)收入差距的影響：

（1）在80年代，中國現(xiàn)有的金融系統(tǒng)是在加劇B地區(qū)（具有農(nóng)業(yè)比較優(yōu)

勢的地區(qū)）的城鄉(xiāng)差距，因為B的城市工業(yè)始終得到了信貸支持，而農(nóng)業(yè)卻得

不到資金支持。對于A地區(qū)（具有工業(yè)比較優(yōu)勢的地區(qū)）的影響則比較復(fù)雜。

由于政府干預(yù)的存在，A的國有城市工業(yè)得到了信貸支持，而民營部門的工業(yè)化

又發(fā)生在農(nóng)村，整體城市二業(yè)的增長應(yīng)當慢于沒有政府干預(yù)的情況，所以政府控

制下的金融發(fā)展對于城鄉(xiāng)差距的擴大存在負面作用（相對于完全依靠市場力量配

置資源的情況而言）。不過，也有可能因為第一期金融部門的規(guī)模較小，而政府

也主要依靠財政手段來干預(yù)經(jīng)濟，所以金融發(fā)展對于兩個地區(qū)的影響不顯著?？?/p>

之，在80年代，金融發(fā)展對于總體城鄉(xiāng)差距的影響是不確定的，需要實證檢驗；

（2）在90年代，由于政府的干預(yù)和金融管制在長期內(nèi)抑制了工業(yè)化和增長

收斂的速度，且政府更依賴于金融系統(tǒng)干預(yù)經(jīng)濟，因此金融發(fā)展，或者說信貸規(guī)

模的積累，不利于城鄉(xiāng)差距（A和B地區(qū)）的縮小。這意味著和80年代相比,

90年代金融發(fā)展對收入差距的擴大效果會更加顯著；

（3）由于政府干預(yù)，金融資金主要配置到城市大中型國有工業(yè)企業(yè)中，這

有兩層含義：一是這種資源配置格局和產(chǎn)業(yè)（部門）結(jié)構(gòu)特征無關(guān)，換言之，信

貸資金的分配主要是為了支持國有企業(yè)，它不太可能起到文獻中所宣稱的降低產(chǎn)

業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換門檻、按市場原則配置被配置到具有最高預(yù)期回報的經(jīng)濟活動中去

（CXZ,2003）：二是非國有工業(yè)雖然出現(xiàn)了高速增長卻難以得到相應(yīng)的資金支

持，因此工業(yè)化程度高的地區(qū)不一定得到更多的金融資源（相對于工業(yè)化的規(guī)模）。

這些因素導(dǎo)致擴展的庫茲涅茨效應(yīng)（CXZ,2003）不一定成立。

四、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)說明和估計方法

為了考察金融中介發(fā)展對于城鄉(xiāng)收入分配差距的影響，基本的模型設(shè)定為：

INE?=C+??RPGD匕+a2-RPGD葉十%?FINDEV?^a^AFINDEV。+￡上/3,?。+與

（4.1）

在方程（4.1）中，下標i和t（=1978-1998）分別代表第i個省份和第t年，除

了西藏、重慶和海南，共包括28個省、直轄市和自治區(qū)?！晔菤埐铐?，它服從

均值為0,方差為屋的止態(tài)分布。/NE為城市居民可支配收入與農(nóng)村居民人均

純收入的比例，它是反映城鄉(xiāng)收入差距的指標。RPGDP和RPGOP2分別是以1978

年價格計算的省級實際人均GDP及其二次平方項。加入人均收入的平方項主要

是考察是否存在所謂的Kuznets倒“U”型現(xiàn)象。FINDEV和AFINDEV分別為省

級全部國有及國有控股銀行信貸總額占GDP的比例和其中向農(nóng)業(yè)貸款的比例，

我們用它們分別代表各省用應(yīng)的金融發(fā)展水平。a3和04是我們所關(guān)注的估計系

數(shù)。如果我們的分析是正確的話，那么預(yù)計的估計系數(shù)應(yīng)該顯著為正。從理

論上講，向農(nóng)業(yè)的貸款應(yīng)該可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，但我們已經(jīng)在上一節(jié)中

分析了正規(guī)金融機構(gòu)在向農(nóng)業(yè)提供金融資源上的無效性，因此04可能是不顯著

的。我們用D來控制住其它有可能影響城鄉(xiāng)收入差距的變量，這些變量包括：

OPEN（出口貿(mào)易額占GDP的比例），它代表省級對外貿(mào)易的活躍程度，；FDI

是外國直接投資額占GDP比例,OPEN和廣。/可視作一省融入國際經(jīng)濟的程度；

HRS（家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制在農(nóng)村中的推廣進度），它代表政府在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織

制度方面改革的推進程度。需要指出，在1985年左右，幾乎所有的省份都開始

全面推行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，到1987年以后HRS在所有省份均取值為1；

FISAGR（財政支出中用于支持農(nóng)業(yè)的金額所占比例），它可看作是當年財政支

持農(nóng)業(yè)的力度大??；/SGOP（財政支出占GDP比例），它用來衡量并控制當年

財政政策的力度和效果。日于使用了各省的時間序列數(shù)據(jù)，因此該數(shù)據(jù)集是一個

面板(PANEL)數(shù)據(jù)。u在估計時，所有的變量均取自然對數(shù)，因此估計系數(shù)也

可以看作是彈性系數(shù)。

在所使用的數(shù)據(jù)中，F(xiàn)INDEVAFINDEVfl《新中國50年統(tǒng)計資料匯

編》，其它所有數(shù)據(jù)均直接取自劉明興(2002)。表4.1給出了主要變量的描述性

統(tǒng)計結(jié)果。從表4.1中可以看出，城鄉(xiāng)收入差距變量INE是各省差異最大的一個

變量。其中城鄉(xiāng)收入差距最大的是甘肅省，為3.04,最小的是上海為1.457。顯

然人均收入最高的幾個省份同時也是城鄉(xiāng)收入差距較小的省份。金融平均發(fā)展水

平最高的是天津，F(xiàn)INDEV值達到1.08,最小的是浙江，僅為0.448。

表4.1一些變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果(1978—1998年的均值)

INERJGDPFINDEVAFINDEVFISAGRHRSOPENFSGDP

平均值2.2121193.6680.7350.0920.0150.8070.1050.139

最大值3.0445652.5091.0801.0360.0450.8550.4470.273

最小值1.457400.3090.4480.0060.0020.6960.0250.071

標準差0.4361055.8260.1590.190.0110.0370.1030.053

在估計方程(4.1)時，我們首先匯報了使用雙向固定效應(yīng)模型(Two-wayFixed

Effects,TWFE)估計的結(jié)果，該模型同時控制了省級效應(yīng)和時間效應(yīng)。但是，只

有當方程右側(cè)的解釋變量是外生變量時，TWFE模型所進行的最小二乘估計結(jié)果

才是一致的和有效的。在方程(4.1)中，解釋變量一尤其是金融發(fā)展變量

產(chǎn)一可能有內(nèi)生性問題。為解決這個問題，我們還同時匯報了另外兩組基

于不同計量模型的估計結(jié)果：一個是工具變量法(InslrumentalVariablesMethod,

IV),另一個是一般動態(tài)矩估計方法(Generalized-Melhods-of-Moments,GMM)。

在IV估計中，我們用FINDEV的滯后一期和滯后二期變量作為工具變量，并控

制住了省級虛擬變量和時間虛擬變量；在GMM估計中，我們用解釋變量的一期

滯后值作為解釋變量一階差分的工具變量。特別地,在GMM中，我們將FINDEV

看作是內(nèi)生變量，這意味著：，對，金，有七［F7NOE匕叼］工0,而對，＞/,有

=為了檢驗工具變量的有效性，我們利用Sargan檢驗值來判

斷是否存在過度識別約束。

“考慮到內(nèi)生性問題，回歸中并沒有使用城市化指標，但是，如果按照非農(nóng)業(yè)人口占全省人

口的比重來代表城市化程度的話，那么是否加入該指標并不會影響估計的基本結(jié)論。

五、估計結(jié)果和說明

5.1基本估計結(jié)果

表5.1分別給出了基于雙向固定效應(yīng)（TWFE）估計、工具變量法（IV）估計

和GMM估計的結(jié)果。相關(guān)的統(tǒng)計檢驗值表明，模型的估計結(jié)果令人滿意。例如，

TWFE估計中經(jīng)調(diào)整后的可決系數(shù)（R2）,接近或達到了0.9。在GMM估計結(jié)果

中，Sargan檢驗值也沒有拒絕一階滯后變量是合適的工具變量的零假設(shè)。

FINDEV估計系數(shù)的符號和顯著性是我們興趣的焦點，除了在IV估計中

FINDEV的估計系數(shù)不顯著外，在TWFE估計和GMM估計中，F(xiàn)INDEV的估計

系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著異于零，并且其符號符合理論的預(yù)期，說明銀行

信貸總體水平的擴大會顯著地拉大城鄉(xiāng)收入差距。在所有的回歸結(jié)果中，農(nóng)業(yè)信

貸的估計系數(shù)內(nèi)都不顯著，表明正規(guī)金融機構(gòu)的農(nóng)業(yè)貸款并沒有起到明顯的作

用，這直接說明了正規(guī)金融結(jié)構(gòu)在農(nóng)業(yè)信貸方面缺乏效率。

在TWFR估計和TV估計中，RPGDP及其一次項的估計系數(shù)分別為正、負，

并顯著地異于零，表明在經(jīng)濟發(fā)展和收入差距之間存在著倒“U”型關(guān)系，即所

謂的庫茲涅茨效應(yīng)。但是，在GMM估計中，這種效應(yīng)不再存在。實際上，我們

將在后面的幾張表中看到，GMM估計結(jié)果中除了FINDEV外，其他變量的估計

系數(shù)幾乎均不顯著。另外需要指出的是，當區(qū)分不同的時期后，經(jīng)濟發(fā)展與收入

分配之間并不表現(xiàn)出唯一的倒U型關(guān)系。

在TWFE和IV估計中，估計系數(shù)顯著為負，說明農(nóng)業(yè)體制改革確有利

于減小城鄉(xiāng)收入差距。另外，在大多數(shù)回歸結(jié)果中，OPEN,FD1和FISAGRW

估計系數(shù)均在統(tǒng)計上顯著異于零。值得注意的是尸SGOP的估計系數(shù)，盡管它在

GMM估計中并不顯著，但在TWFE和IV估計中均顯著為正，并且其估計值要

大于尸/NOEV的估計系數(shù)值。這說明就整個樣本期而言，財政政策的效應(yīng)大于

銀行信貸的效應(yīng)。

5.2不同時期金融發(fā)展作月的對比

我們已經(jīng)考察了1978-1998年各省金融發(fā)展總體水平的擴張對城鄉(xiāng)收入差

距的影響。但是，按照我們的理論預(yù)期，金融發(fā)展的作用在不同的時期應(yīng)當有所

變化。因此，我們希望考察一下在80年代和90年代銀行信貸的效應(yīng)是否存在差

異。我們把整個樣本期分成兩部分,即1978?1988和1989?1998。由于在1987

年之后所有的省份均完全推行了家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，因此在第二時期的回歸中

不再包括"RS,以避免產(chǎn)生多重共線性問題?；貧w結(jié)果列于表5.2,其中回歸的

程序與步驟與表5.1完全杓同。

表5.2中所有的結(jié)果均顯示FINDEV僅在第二時期，即1989?1998期間顯

著為正（第2、4、6列），但在1978?1988年間這一效應(yīng)卻是不顯著的（第1、

3、5列）。實證的結(jié)果和我們的假說相一致，即金融部門在80年代的經(jīng)濟和政

策地位并不重要。不過也有可能是金融發(fā)展對于不同地區(qū)城鄉(xiāng)差距的影響相反，

從而相互抵消的結(jié)果。

另一個有意思的現(xiàn)象是經(jīng)濟發(fā)展和收入差距之間所存在的倒“U”形曲線的

庫茲涅茨效應(yīng)僅僅存在于第一時期（1978?1988,第1、3、5列），但在第二時

期（1989?1998,第2、4、6歹U）這一關(guān)系卻正好反了過來。這是由于80年代

的農(nóng)業(yè)改革更有利于縮小具有農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢且收入水平較低的地區(qū)（B地區(qū)）的

城鄉(xiāng)差距。另外，在大多數(shù)回歸結(jié)果中，OPEN的估計系數(shù)僅在第二時期顯著為

負，但F。/在兩個時期都有顯著為正的估計系數(shù)。這可能說明，通過出口規(guī)模

的擴大發(fā)揮各省貿(mào)易上的比較優(yōu)勢有助于減小城鄉(xiāng)收入差距，但這種作用只是到

了80年代末期以后才變得顯著。

此外，我們曾經(jīng)指出政府在不同的時期交替地依賴于財政和金融作為干預(yù)經(jīng)

濟的主要手段。如果我們的假說正確，那么在第一時期財政政策的效應(yīng)應(yīng)該顯著，

且和銀行信貸效應(yīng)相比，財政政策的效應(yīng)更大；而在第二時期銀行信貸效應(yīng)應(yīng)該

顯著且更大。

表5.2的回歸結(jié)果也表明，1978?1988年期間，產(chǎn)SGD尸估計系數(shù)顯著為正

且其數(shù)值高于尸/NDEV的估計系數(shù)值（第I、3、5列）。但在1989?1998年期

間，flNOEV估計系數(shù)顯著為正，且其數(shù)值高于FSGDP的估計系數(shù)值（第2、

4、6歹D。我們的結(jié)論是政府的財政政策和銀行信貸量的擴張均會顯著地擴大

城鄉(xiāng)收入差距，但前者的作用主要體現(xiàn)在1978?1988年期間，而后者的作用則

主要體現(xiàn)在1989?1998年期間。

具體而言，在80年代早期，盡管許多農(nóng)產(chǎn)品的收購價格有所提高（主要是

財政支付），城市居民也同時得到了大量的財政補貼。另一方面，財政支農(nóng)資金

僅占財政支出的一小部分（平均為3%）,大量財政資金仍然劃撥給了城市國有

企業(yè)。因此，即使在80年代初，財政政策的綜合作用仍然是顯著擴大了城鄉(xiāng)收

入差距。從80年代末開始，政府的政策工具重點從財政轉(zhuǎn)向金融(主要是銀行)，

財政和金融的相對作用也開始發(fā)生變化。

表5.1回歸結(jié)果I

Twowayfixedeffects:Twowayfixedeffects:

GMM估計

OLS估計【V估計

(1)(2)(3)(4)(5)(6)

RJGDP0.642***0.935***0.433**0.658***-0.188-0.080

0.1710.2030.1850.2150.1430.179

RJGDP2-0.038***-0.064***-0.028***-0.018***0.013*0.001

0.0110.0130.0100.0140.0080.011

FINDEV0.128***0.127***0.0830.0650.174***0.163***

0.0450.0480.0770.0680.0510.059

AFINDEV-0.002-0.003-0.008-0.009-0.005-0.003

0.0070.0080.0080.0090.008

HRS-0.118**-0.192**-0.052

0.0720.0800.090

OPEN0.0190.0080.011

0.0130.0120.020

FDI0.688**0.4700.253

0.3310.3440.215

FISAGR-0.006-0.0040.011

0.0130.0130.012

FSGDP0.211***0.194***0.049

0.0520.0500.0-13

Sargan檢驗P

0.880.85

值

經(jīng)調(diào)整后的0.890.900.92

0.91

R2

F值89.4398.8107.74114.0349.82685.36

樣本觀測數(shù)506504478478435435

注釋：1.估計系數(shù)卜方的數(shù)字為標準差。

2.*.**,***分別表示在10%,5%,1%的統(tǒng)計水平上顯著。

3.在IV估計中我們以FINDEV滯后一期、二期值作為該變量的工具變量。.

4.在GMM估計中我們指定FINDEV為內(nèi)生變量.

表5.2估計結(jié)果II

(1),(3)&(5)列的估計結(jié)果基于1978-1988期間的樣本;(