1、中國的金融中介增長與城鄉收入差距章奇（中國社會科學院世界經濟與政治研究所） HYPERLINK mailto:zhangqi zhangqi劉明興（北京大學政府治理學院）陶然（中國科學院農業政策研究中心）Vincent, Yiu Por Chen （美國布朗大學人口研究與培訓中心）（2003年10月）簡介 金融進展和經濟增長之間的關系，在近年的文獻中得到了大量討論。但金融進展和收入分配之間的關系，卻鮮有文獻涉及。本文在分析中國的金融體系阻礙城鄉收入分配機制的基礎上，依照文獻中通行的做法，用銀行信貸占GDP比例來衡量各省金融中介進展水平，并利用各省19781998年的數據，對中國各省的銀行信貸和

2、城鄉收入分配之間的關系進行了分析。結果發覺，操縱其他因素后，以全部國有及國有控股銀行信貸水平所衡量的金融中介進展顯著拉大了城鄉收入差距，而且，金融機構在向農村和農業配置資金方面缺乏效率。我們進一步將整個樣本期分為19781988，19891998兩個時期，發覺金融中介增長對城鄉收入分配的負面作用要緊體現在第二個時期，而財政政策的作用則要緊體現在第一時期。最后，我們發覺金融中介進展對城鄉收入差距的作用并不依靠于經濟結構的特征，即：產業結構（第一產業占GDP比重）和所有制結構（非國有工業產值占國有工業總產值的比重）的變動，并不能改變金融中介增長對城鄉收入差距的負面作用。換言之，擴展的庫茲涅茨效應在

3、我們的數據樣本中并不成立。關鍵詞：金融進展、城鄉收入差距一、引言在目前的文獻中，金融進展（Financial Development）和經濟增長（進展）之間的關系受到許多學者的關注并對之進行了較為詳細的討論。盡管還存在一些分歧，但大多數學者都認為，鑒于金融體系在動員儲蓄、分散風險、項目甄不、對治理人員施加外部約束、便利交易等方面所扮演的積極角色，金融體系的進展對經濟增長具有顯著的正向作用，許多實證研究也差不多上支持了這種看法（Goldsmith1969；McKinnon 1973、Shaw 1969；Stiglitz 1985；Mayer 1990；King和Levine 1993a, 199

4、3b；Becker和Levine 2002）。 但對金融進展和收入分配之間的關系，已有的文獻討論并不多。Greenwood 和Jovanovic（1990）在一個動態模型中討論了經濟增長、金融進展和收入分配三者之間的關系。他們假設初始收入分配外生于經濟增長和金融進展，假設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。則當金融進展對經濟增長存在正向作用時，金融進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），金融進展將逐步有利于收入差距的縮小。即，金融進展和收入分配的關系服從倒“U”型的軌跡。Galor和Zeira (1993

5、)、Banerjee和Newman (1993)構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濟增長而縮小。反之，信貸市場的進展會降低收入差距。最近，Clark, Xu & Zou (2003)首次用全球數據對金融進展和收入分配之間的關系進行了分析，也得到金融進展會顯著降低一國收入分配差距的結論，而Greenwood 和Jovanovic的倒“U”假講未得到支持。 在本研究中，我們首次利用中國各省19781998年的面板（PANEL）數據，對中國各省以銀行信貸額占GDP所衡量的金融進展水平和城鄉收入差距之間的關系進行了分析。如此做具有以下幾個方面的緣故： 第一，近

6、年有關中國經濟增長和收入分配差距的研究表明，盡管由于國有企業重組帶來都市貧困有所增加，但貧窮仍然要緊集中在農村地區，而城鄉收入差距是中國收入分配不平等的要緊根源。 Tsui(1993)利用縣一級數據，把地區差距分解為省內差異、省際差異、農村內部差異、都市內部差異和城鄉差距，并得出城鄉差距對地區間產值差異的阻礙十分顯著的結論。世界銀行（the World Bank 1997）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能夠用城鄉收入差距來解釋。因此，研究金融進展和城鄉收入差距之間的關系，關于研究金融進展和收入分配之間的關系具有 Tsui(1993)利用縣一級數據，把地區差

7、距分解為省內差異、省際差異、農村內部差異、都市內部差異和城鄉差距，并得出城鄉差距對地區間產值差異的阻礙十分顯著的結論。世界銀行（the World Bank 1997）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能夠用城鄉收入差距來解釋。第二，作為一項國不研究，可幸免在跨國研究中經常遇到的制度、文化和法律以及管制體系差異問題，而在跨國研究中，此類因素專門難被操縱。 因此，跨國研究中往往假設金融進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，但在一個國家內就專門難進行如此的假設，因此，必須處理解釋變量的內生性問題。另外，在跨國

8、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， 因此，跨國研究中往往假設金融進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，但在一個國家內就專門難進行如此的假設，因此，必須處理解釋變量的內生性問題。第三：中國的金融體系以銀行融資為主體。和銀行信貸相比，盡管 90年代中國的證券融資進展速度特不迅速，但由于中國的股票市場直到80年代末90年代初才開始發育，因此證券市場的規模仍然相對較小，金融結構一直以銀行信貸為主：2/3的金融資產集中于銀行體系（尤其是國有銀

9、行），銀行為企業所提供的資金量是企業通過股市籌集資金量的6倍（IFC，2000）。換言之，中國存在一個明顯銀行導向型的金融結構。因此，以銀行信貸額占GDP的比例來代表中國金融進展水平具有一定的合理性。正如開始所介紹的那樣，在大量有關金融進展的跨國和國不案例的理論和實證研究中，金融進展的正面效果是顯著的。然而，假如不考慮到中國經濟結構和制度的特征，來直接依照國際經驗推斷金融中介進展在中國城鄉收入差距中所起的作用，就可能得出錯誤的結論。 我們的研究表明，在操縱住其它因素（例如農村改革的進展、對外開放程度等）后，各省以銀行信貸量占GDP比例表示的金融進展會顯著拉大城鄉收入分配差距，同時這種負面作用要

10、緊體現在90年代。我們認為：首先，中國高度壟斷的金融結構不利于向農戶和中小鄉鎮企業提供貸款。其次，由于政府對農村經濟和金融體制的管制，導致中國的正規金融機構無意向農村和農業提供貸款或在這方面缺乏效率。最后，隨著中國金融進展程度的提高，政府從80年代末開始越來越依靠于金融系統來干預經濟，并向少數國有大企業提供資金。所有這些因素都導致中國扭曲的金融進展會拉大城鄉收入差距。實證結果顯著地支持了這一點。此外，我們還發覺各省金融中介的作用獨立于該省經濟結構，即金融進展對城鄉收入差距的作用不受產業結構（第一產業占GDP比重）和所有制結構（非國有工業產值比重）變動的阻礙。這些均和政府關于金融系統的干預密不可

11、分。 本文的結構安排如下，第二部分首先回憶了中國19781998年各省間的城鄉收入差距情況，并通過一個兩地區、三部門模型提出了相應的解釋。在此基礎上，第三部分進一步解釋了中國的金融體系在城鄉收入分配上的作用機制。第四部分介紹進行模型可能中的不同計量方法，以解決模型中可能會出現的內生性問題。第五部分是實證結果和分析；第六部分是結論。二、中國的工業化、城鄉收入差距與金融進展2.1 經濟與金融進展中的庫茲涅茨效應 依照世界專門多國家、尤其是一些要緊發達國家的經驗，收入分配狀況會隨著經濟進展水平的提高而呈現“倒U型”曲線，即所謂的“庫茲涅茨效應”。在庫茲涅茨效應的框架下，收入差距可能存在于工業部門和農

12、業部門之間，或者工業部門內部。首先，在農業向工業轉型的時期，工農業之間的收入差距會加大。工業的進展需要一定的外部和內部條件，例如外部的市場環境（比如，人口密度、交通條件），或者內部的規模效應。因此，為了將更多的生產要素集中到工業部門，其需要支付一個高于農業的工資溢價。 文獻中有多種觀點解釋這種差距，比如，農業勞動力為成為工業勞動力，所需要支付的遷徙成本和人力資本投資，以及工業就業中風險，等等。其次，由于工業部門內部的生產率差異高于農業部門，因此當生產要素從收入分配更平均的農業部門向收入分配更具差異性的工業部門轉移時，整體經濟的收入差距會拉大。只是，隨著要素在部門之間和部門內部的充分流淌，這兩種

13、收入差距均會逐漸縮小并逐步消逝。 文獻中有多種觀點解釋這種差距，比如，農業勞動力為成為工業勞動力，所需要支付的遷徙成本和人力資本投資，以及工業就業中風險，等等。 在庫茲涅茨效應的基礎上，Clarke, Xu and Zou (CXZ，2003)認為部門（產業）結構的特征會阻礙金融進展對收入分配的作用。他們強調，假如金融進展使得勞動力轉入現代產業部門的壁壘降低（例如提供貸款支持），那么隨現代產業部門比重的上升，收入分配差距會拉大。其結果是在現代產業部門比重更高，金融進展程度也更高的經濟中，收入分配不平等程度要高于那些不同時具備“兩高”比例的經濟。CXZ（2003）稱之為金融進展的擴展庫茲涅茨效應

14、。2.2 中國城鄉收入差距的若干特征和國際經驗相比，中國的城鄉收入差距 在本文中，除非特不指出，城鄉收入差距均以都市居民家庭的人均可支配收入與農村居民的人均純收入來衡量。問題具有相當的專門性：自八十年代中后期以來，城鄉收入差距在時刻序列上和地區截面上表現出了相反的變化趨勢。從時刻系列上看，隨著人均收入的上升，在所有的地區（從八十年代中期開始）城鄉收入差距不斷拉大。同時許多省份90年代后期的城鄉收入差距甚至超過了70年代末經濟改革開始時的水平。圖2.1中給出了改革開放以來，各省城鄉收入差距的差不多狀況。例如，北京市的城鄉收入差距從1978年的1.63上升到1998年的2.11，安徽從1981年的

15、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，城鄉收入差距則隨人均收入水平上升而下降，即越發達的地區，城鄉收入差距就越小（實際人均GDP與城鄉收入差距之間的簡單相關系數為0.7，參見圖2.2和2.3），而相對落后地區城鄉收入差距反而越大，同時隨著時刻的推移，這種趨勢有不斷強化的趨勢。城鄉收入差距在時刻序列和橫截面上所表現出的上述模式，也得到許多學者相關研究結論的證實。（胡鞍鋼等 1995；魏后凱等 1997 在本文中，除非特不指出，城鄉收入差距均以都市居民家庭的人均可支配收入與農村居民的人均純收入來衡量。圖2.1 中

16、國19781998年的城鄉收入差距圖2.2，收入水平和城鄉差距 注釋：INE為城鄉收入差距，LN(RJGDP)是對數化的人均GDP。顯然，由圖2.12.3所凸顯的典型事實與我們所觀看到的其他許多國家的經驗不相一致：倒U型的庫茲涅茨效應并沒有表現在中國的地區截面上。在那些工業化最快的地區，城鄉收入差距的擴大速度反而慢于其它的地區。之因此出現這種情況，一個直接而簡單的回答是，中國獨特的制度和政策環境的作用，使在市場條件作用下所表現出來的庫茲涅茨效應發生了逆轉。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（A和B）、三部門模型（農業部門、都市國有部門和都市非國有部門），討論在存在國家干

17、預條件（金融和非金融政策）下，不同地區城鄉收入差距的情況。然后在此基礎上討論中國城鄉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、三部門模型假定存在兩個地區A和B，由于資源稟賦的差異，分不具有進展工業和農業的比較優勢。在沒有政府經濟干預的條件下，按照庫茲涅茨效應的邏輯，收入差距的變化應當呈現如下特征：在工業化初期，A和B地區的城鄉收入差距均擴大，但由于分不在工業和農業上具有比較優勢，A地區工業進展更快，因此A地區的城鄉收入差距要大于B地區。隨著工業化的進展和要素的充分流淌，兩地區的城鄉收入差距均趨于縮小并最終消逝。政府干預使得上述城鄉收入分配演化格局可能呈現出不同的

18、路徑，城鄉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。在三部門假設和傳統打算經濟體制下，政府通過壓抑農業部門和都市非國有工業部門的進展來達到優先進展都市國有工業部門的目的。其特點要緊表現為：（1）工業部門要緊集中于都市；（2）工業布局沒有反映地區資源稟賦特點和比較優勢，而要緊取決于政治、軍事需要； 例如建國初許多大工業建在與蘇聯接壤的東三省，與蘇聯交惡時又在內陸地區大興 例如建國初許多大工業建在與蘇聯接壤的東三省，與蘇聯交惡時又在內陸地區大興“三線”建設。依照中國經濟改革的歷史路徑，政府放松對經濟的管制首先發生在農村，但同時保留對都市非國有工業部門的壓制，這種政策結構對城鄉收入

19、差距的阻礙包括：（1）農業部門收入增長加快，城鄉收入差距減小。在圖2.1中，表現為各省在80年代中期左右城鄉收入差距的縮小；（2）相關于A地區，B地區因為在農業上具有比較優勢，因而城鄉收入差距縮小速度更快，換言之，現在在橫截面上會表現出明顯的庫茲涅茨效應。在圖2.2中，表現為80年代中期，擬合曲線的斜率較小；（3）由于政府未放松對都市經濟的管制，因此中國非國有經濟的工業化是以農村工業化為起點的，這同樣有利于縮小城鄉差距。農村經濟改革的效應在80年代中后期釋放殆盡，改革的重點轉向都市部門，市場力量和政府干預接著相互作用，對城鄉收入差距的阻礙表現為：（1）農業部門收入放緩甚至停滯，關于都市工業部門

20、，由于改革使非國有工業部門獲得進展，工業化速度加快，而都市國有工業部門由于政府支持，在總體規模相對縮小的同時卻接著維持一定的收入水平，導致城鄉收入差距擴大。在圖2.1中，表現為各省在80年代中后期城鄉收入差距的擴大；（2）A地區因為具有進展工業的比較優勢，因此該地區非國有工業部門進展更快。非國有工業部門的進展不僅會帶來都市居民收入水平的上升，而且也給農村居民帶來更多的就業機會和相應收入；但相關于A地區，B地區沒有進展工業的比較優勢，因此其非國有工業部門并不能得到充分進展，其城鄉收入差距要緊仍然表現為農業部門和都市國有工業部門的收入差距；（3）由于政府政策的支持，國有工業部門得以采取各地區大體一

21、致的工資政策，這種政策意味著在缺少進展非國有工業部門的B地區，城鄉收入差距會更大，從而與庫茲涅茨效應正好相反。在圖2.2中，表現為80年代中后期擬合曲線斜率變大。 在上述兩地區、三部門模型中，考察中國金融進展對城鄉收入差距的作用，要緊取決于：（1）金融體系在經濟進展中由于市場自發力量對收入差距的作用，Galor和Zeira (1993)、Banerjee和Newman (1993)以及CXZ（2003）將其概括為金融進展的直接效應與擴展庫茲涅茨效應；（2）政府政策對金融體系的依靠，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，并進而發揮其對城鄉收入差距的阻礙。金融進展對城鄉收入分配的效應

22、，包括是否存在CXZ（2003）所宣稱的“擴展庫茲涅茨效應”，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、中國的金融進展與政府干預現有文獻中，差不多有一些討論了中國政府關于金融系統的干預，特不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進展和收入分配之間的關系。 魏尚進（Wei, 1997）指出，中國的金融系統在金融資源的配置上表現出了明顯的都市化傾向。按照這種邏輯，中國的金融體系應該不利于城鄉收入差距的縮小。但這種觀點也仍然存在改進的余地：首先，“都市化傾向”論并不能充分描述金融體系在城鄉收入差距擴

23、大上所起作用的動態變化，特不是金融體系相關于其他政策工具的作用；其次，現有“ 魏尚進（Wei, 1997）指出，中國的金融系統在金融資源的配置上表現出了明顯的都市化傾向。按照這種邏輯，中國的金融體系應該不利于城鄉收入差距的縮小。但這種觀點也仍然存在改進的余地：首先，“都市化傾向”論并不能充分描述金融體系在城鄉收入差距擴大上所起作用的動態變化，特不是金融體系相關于其他政策工具的作用；其次，現有“都市化傾向”論者一般都把金融系統在配置資源上的都市傾向看作是政府直接干預金融體系的結果，但我們認為，還應該同時考慮中國金融體系的結構特征（而非政府干預本身）可能自然地會導致金融體系的都市偏向和大企業偏向，

24、并分析政府對農村經濟和金融活動的管制對金融體系配置資源所造成的阻礙。3.1 金融系統與政府干預方式的變化中國政府利用金融系統來支持國有部門的做法在不同的時期并非一成不變。在集中性金融結構的前提下，隨改革以來政府財力相對下降及居民儲蓄水平提高，90年代政府越來越依靠金融系統，特不是通過利率管制、政策性貸款、證券市場配額制，來達到自己的政策偏好要緊是為了支持國有企業。換言之，相關于80年代，政府越來越依靠于信貸資金而不是財政資金來實現對經濟的干預 只是，從90年代末期開始，由于政府干預所導致的金融風險與日俱增（要緊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的依靠也有所加強

25、。 只是，從90年代末期開始，由于政府干預所導致的金融風險與日俱增（要緊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的依靠也有所加強。在80年代初，中國的金融進展水平相對較低，除了少量銀行存款外，差不多上沒有其它金融資產。現在政府對經濟的干預乃至各項要緊經濟改革政策的推行，例如提高要緊農產品收購價格，提高對城鎮居民的生活補貼等等，以及向國有企業提供低成本甚至無成本的資源，都差不多通過財政資金的配置來實現，金融系統要緊是銀行在政策工具籃中并未占據要緊位置。上述情況在90年代初發生了專門大改變。一方面，政府盡管在90年代仍然刻意維持對一部分國有大中型企業的干預，并接著向它們

26、提供資金支持。 有研究表明，盡管非國有企業在產值和就業上起著越來越大的作用，但19911997年非國有部門從正規銀行信貸渠道獲得的資金不到銀行信貸總額的1。非國有部門從證券市場上融資也受到極大的限制（Aziz & Rodlauer 2002）。國際金融公司（IFC 2000）發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11家是非國有企業，而在1998年和1999年間，只有4家非國有企業公開發行過股票。顯然政府維持對金融中介機構和對證券市場的管制的要緊目的是為了更有效地向一部分資金密集型的國有大企業提供廉價資金。但通過80年代一系列以“放權讓利 有研究表明，盡管非國有企業在產值和

27、就業上起著越來越大的作用，但19911997年非國有部門從正規銀行信貸渠道獲得的資金不到銀行信貸總額的1。非國有部門從證券市場上融資也受到極大的限制（Aziz & Rodlauer 2002）。國際金融公司（IFC 2000）發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11家是非國有企業，而在1998年和1999年間，只有4家非國有企業公開發行過股票。顯然政府維持對金融中介機構和對證券市場的管制的要緊目的是為了更有效地向一部分資金密集型的國有大企業提供廉價資金。圖3.2進一步勾畫出了各省政府對經濟的干預和金融進展之間的關系及其隨時刻的變化。其中橫坐標是各省技術選擇指數（TCI，

28、即各省制造業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濟的干預程度， 這一指標的差不多思想是政府要通過對經濟實現某種程度以及形式的管制，以集中資源扶持某個部門（如制造業）或某類企業（資本密集型的大中型企業等）的進展，但必定會以減少向其它部門或企業的投資為代價，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中國經濟研究中心進展組：技術選擇指數的構建與計算，網址 這一指標的差不多思想是政府要通過對經濟實現某種程度以及形式的管制，以集中資源扶持某個部門（如制造業）或某類企業（資本密集型的大中型企業等）的進展，但必定會以減少向其它部門或企業的投資為代價，

29、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中國經濟研究中心進展組：技術選擇指數的構建與計算，網址 HYPERLINK /article/article.asp?id=196 /article/article.asp?id=196。從圖3.2能夠看出，在80年代中前期，干預程度與金融進展水平差不多上呈反比，這一模式在進入90年代后發生逆轉，這一時期干預程度越深則金融進展水平越高，這可能初步講明了政府越來越依靠銀行系統來實現對經濟的干預。圖3.3進一步講明了這一點。其中橫坐標是各省取對數后的人均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

30、介進展程度。圖3.3顯示，80年代各省的金融中介進展和經濟進展程度呈明顯正相關關系，這和跨國不研究中所揭示的兩者間的關系是相一致的（Demirg-Kunt and Levine 1999）。但進入90年代，這一關系發生了變化，那些經濟進展程度落后的省份的金融進展程度反而有所上升。結合圖3.3的結果，這種變化專門可能反映了在那些經濟相對落后省份政府更加利用銀行系統來實現對經濟的干預。圖3.2 各省的金融進展與政府干預注釋：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 各省的金融進展與

31、經濟進展水平注釋：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 金融結構與企業融資前面差不多指出，中國存在一個以銀行融資為主導的金融結構。進一步地，就銀行信貸而言，又差不多上集中于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近乎壟斷的地位（表3.1）。這種高度壟斷的金融結構無疑與政府的干預密不可分，但事實上際阻礙就不僅僅限于所謂“國有部門偏向”。在更廣泛的意義上，即便是成功地實現了國有銀行的商業化改革，這一金融結構同樣將不利于中小農戶、中小企業（包括鄉鎮企業）

32、的融資。銀行信貸關于國有企業的偏向，往往不單單是由于所有制的緣故，同樣是源于信貸的信息治理成本的高低由于信息成本和操縱成本差異，大型金融機構一般并不情愿向中小企業提供金融服務（Levonian and Soller 1995; Berger and Udell 1996; Peek and Rosengren 1996; Strahan and Weston 1996, 1998）。實證研究也表明，與中小銀行相比，大銀行在向中小企業提供融資上并不具有比較優勢（林毅夫、章奇、劉明興 2003；Meyer 1998）。由于農業活動相對的分散性和高風險性，農戶和金融機構之間的信息不對稱更為明顯。在這

33、種情況下，大銀行無疑不情愿向中小農戶提供貸款支持。以勞動力密集型產業為主的中國民營企業由于規模相對較小，同樣也不容易從大銀行獲得貸款。大銀行更樂意為那些大中型企業提供融資服務。由于大中型企業（以國有企業為主）要緊集中于都市地區，這意味著即使排除廣泛存在的政府對國有企業的支持，中國金融系統的“都市化”傾向也可不能立即消逝。表3.1：四大國有獨資商業銀行的市場份額（期末數，%）資產占國內同期全部金融資產的比例利潤占國內同期銀行利潤總額的比例存款占國內同期金融機構存款總額的比例貸款占國內同期金融機構貸款總額的比例1994199619971994199619971996199719961997工商銀行

34、34.1834.5934.1319.412.7311.0427.3727.3228.0326.63農業銀行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：轉引自北京大學中國經濟研究中心經濟進展戰略研究組：中國金融體制改革的回憶和

35、展望，北京大學中國經濟研究中心工作論文，No. 2000005。3.3 金融系統與農村進展在農村金融市場中，由于信息不對稱、缺少抵押品和相應的基礎設施，常常導致農村正規和非正規金融市場運轉不靈的現象，進展經濟學家對此類現象作了大量的研究（Braverman & Stiglitz 1989）。我們在那個地點強調的是，不僅壟斷性的金融結構以及政府干預的都市大企業傾向致使農村經濟無法獲得一般意義上的金融支持，同時由于政府對農村經濟和金融活動的管制和壓抑，導致即使那些專業性的農村金融機構，在向農村和農業活動提供資金支持方面，也缺乏動力且無效率 例如，宋洪遠等（2000）指出，從總體上看，未能實現農業貸

36、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，銀行新增貸款規模中農業貸款的比重也未能達到10以上。陳劍波（2002）的調查發覺，從縣域內部的角度來看，目前的農村金融處于幾乎完全貧血狀態。表現為不僅眾多的農村人口得到的差不多金融服務在不斷減少，縣域內經濟活動獲得的金融資源也在下降，同時在國有商業銀行從農村地區戰略性“撤退”之后，農村金融的主體農村信用合作社由于歷史包袱沉重，并不能承擔支持農村進展的重任。劉守英（2002）對縣域金融的調查也表明，農村金融機構由于過去的體制問題，已陷入不良貸款奇高和本身經營虧損狀態，隨著銀行商業化改革后貸款政策的收緊，地點要獲得金融支持就更為困難。農村金融亟需

37、大規模的宏觀調整。 例如，宋洪遠等（2000）指出，從總體上看，未能實現農業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，銀行新增貸款規模中農業貸款的比重也未能達到10以上。陳劍波（2002）的調查發覺，從縣域內部的角度來看，目前的農村金融處于幾乎完全貧血狀態。表現為不僅眾多的農村人口得到的差不多金融服務在不斷減少，縣域內經濟活動獲得的金融資源也在下降，同時在國有商業銀行從農村地區戰略性“撤退”之后，農村金融的主體農村信用合作社由于歷史包袱沉重，并不能承擔支持農村進展的重任。劉守英（2002）對縣域金融的調查也表明，農村金融機構由于過去的體制問題，已陷入不良貸款奇高和本身經營虧損狀態，

38、隨著銀行商業化改革后貸款政策的收緊，地點要獲得金融支持就更為困難。農村金融亟需大規模的宏觀調整。首先，政府對農村社會、經濟生活仍然有相當的干預和管制，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。這些政策和管制阻礙了農民依照自身的比較優勢調整資源配置，優化生產結構，從而加重了農民的稅費負擔，阻礙了農民收入的增長（陶然、劉明興和章奇, 2003），從宏觀上來看則直接導致了農業比較利益不斷下降和惡化。更具體地講，80年代中后期往常的政策趨勢，總的來講是以放松管制為主，包括廢除人民公社體制、推行家庭聯產承包責任制，給予農民一定程度的微觀經營自主權和創辦農村工業企業的權利；擴大農村產品和要

39、素市場，放開除糧食和棉花以外的絕大多數農產品的價格；甚至一度試圖放棄強制性糧食定購打算，等等。與此相伴隨，則是農村基層政府范圍有所收縮（從70年代的生產隊收縮到80年代的鄉一級政府），是農業和非農產業以及農民人均收入的高速增長從19781984年間，農業的年均增長率達到了7.7，農民的人均收入（按1950年價格計）也達到了14.4的增長速度（筆者依照歷年中國統計年鑒計算）從19781984年間，農業的年均增長率達到了7.7，農民的人均收入（按1950年價格計）也達到了14.4的增長速度（筆者依照歷年中國統計年鑒計算）。另外，從90年代早中期開始，為了取得政績，各級政府，特不是欠發達地區的基層政

40、府，熱衷于各項“面子工程”和“形象工程”，層層下達經濟社會進展速度指標，人為提高農民人均收入水平，不顧當地的自然條件和比較優勢，強行在農村中上馬各種工業企業。這一方面促成了浮夸風和弄虛作假，另一方面造成了嚴峻的生產能力過剩，并積存了大量的不良債務（黃仁祥等 2001）。以上情況直接導致了兩種后果：一是使得農村金融機構的不良貸款率上升，大大惡化了農村金融機構的資產質量；二是使得支農資金非農化的現象十分普遍。大量農村資金外流，投入到都市工業企業和房地產項目。這一現象在經濟過熱的1994年前后十分突出，隨著宏觀經濟政策環境的緊縮，這些貸款大多也變成了呆帳和壞賬。其次，即使在向農村和農業的貸款中，真正

41、直接面向農戶，為農民生產提供金融支持的資金更少。例如，農業銀行貸款業務差不多上與農戶并無直接關系，而要緊與國有農業經營機構和鄉鎮企業開展業務往來。這一部分放款要緊是集中在大型基礎設施、國債配套資金和生態建設的貸款等大型項目，而對迫切需要提供金融服務的農業生產和中小型工商業活動卻處于緊縮的狀態（陳劍波 2002）。在農村，信用合作社是與農業農戶直接打交道的要緊正規金融組織。但實際經營中，農村信用合作社的官辦性質依舊存在，從而使其經營經常受到官方的行政干預，沒有突出創辦時所欲體現的“合作”性質 這要緊表現為如下幾個方面：首先，社員沒有退社自由，過去數年中全國4萬多個農村信用合作社竟沒有發生社員退社

42、的例子；二是治理人員任命差不多上由上級地點政府確定；三是信用合作社的組成也差不多上由行政命令強制形成。，從而難以履行農村信用合作社為農業和農民服務的宗旨；二來正如前文所講，由于農業活動的比較收益受到人為壓低，農村信用合作社實際上也無足夠激勵向農村經濟活動提供貸款，表現為真正用于支持農村、農業生產、經營活動的數量不多 (IFAD 2002)。許多針對地點農村信用合作社的案例研究也表明，不管在經濟發達地區和高度都市化地區，依舊在寬敞中西部地區以及部分東部農業大省，農村信用合作社都表現出“非農化”特征，或“都市化”特征，直接表現為農村信用合作社網點設置的城鎮機制化趨勢、資金流向的都市化和從業人員的城

43、鎮居民化（盛勇煒 2001）。除此之外，農村信用合作社還承擔了農業銀行所劃撥的大量不良資產 這要緊表現為如下幾個方面：首先，社員沒有退社自由，過去數年中全國4萬多個農村信用合作社竟沒有發生社員退社的例子；二是治理人員任命差不多上由上級地點政府確定；三是信用合作社的組成也差不多上由行政命令強制形成。最后，為了防范金融風險，政府對農村民間自發形成的金融組織一直持保守、乃至反對態度。自經濟改革以來，以維持金融秩序、防范金融風險的名義，政府數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，農村合作基金會由于非官方性質，因而不受正規金融機構的各種管制，一度成為最活躍的向農戶提供貸款的自發性

44、合作金融組織形式， Park，Brandt Park，Brandt和Giles（2002）詳細介紹了中國農村合作基金會興起并最終消寂的前因后果并就農村合作基金會與農村信用合作社的競爭關系進行了檢驗。3.4 金融進展與城鄉差距由于中國的金融體系，尤其是銀行體系，差不多上作為政府干預經濟的工具，因此考察金融進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。在政府的干預下，中國的金融進展關于中小企業的融資和鄉村經濟（包括農村金融）的進展是十分不利的，關于城鄉收入差距的阻礙同樣可能是負面。與此同時，政府干預經濟手段的變化和經濟改革的進程關于金融系統的規

45、模和結構特征，無疑有著重要的阻礙。因此，金融進展關于城鄉差距的阻礙，在不同的歷史時期可能會有所不同。例如，由于自80年代末以來政府更加依靠金融體系作為要緊工具手段，以及金融部門自身的擴張，金融進展的負面作用在90年代可能會更加明顯。基于上述考慮，我們能夠在前文的兩地區、三部門模型的框架下，簡單討論一下中國金融進展關于城鄉收入差距的阻礙：（1）在80年代，中國現有的金融系統是在加劇B地區（具有農業比較優勢的地區）的城鄉差距，因為B的都市工業始終得到了信貸支持，而農業卻得不到資金支持。關于A地區（具有工業比較優勢的地區）的阻礙則比較復雜。由于政府干預的存在，A的國有都市工業得到了信貸支持，而民營部

46、門的工業化又發生在農村，整體都市工業的增長應當慢于沒有政府干預的情況，因此政府操縱下的金融進展關于城鄉差距的擴大存在負面作用（相關于完全依靠市場力量配置資源的情況而言）。只是，也有可能因為第一期金融部門的規模較小，而政府也要緊依靠財政手段來干預經濟，因此金融進展關于兩個地區的阻礙不顯著。總之，在80年代，金融進展關于總體城鄉差距的阻礙是不確定的，需要實證檢驗；（2）在90年代，由于政府的干預和金融管制在長期內抑制了工業化和增長收斂的速度，且政府更依靠于金融系統干預經濟，因此金融進展，或者講信貸規模的積存，不利于城鄉差距（A和B地區）的縮小。這意味著和80年代相比，90年代金融進展對收入差距的擴

47、大效果會更加顯著；（3）由于政府干預，金融資金要緊配置到都市大中型國有工業企業中，這有兩層含義：一是這種資源配置格局和產業（部門）結構特征無關，換言之，信貸資金的分配要緊是為了支持國有企業，它不太可能起到文獻中所宣稱的降低產業結構轉換門檻、按市場原則配置被配置到具有最高預期回報的經濟活動中去（CXZ，2003）；二是非國有工業盡管出現了高速增長卻難以得到相應的資金支持，因此工業化程度高的地區不一定得到更多的金融資源（相關于工業化的規模）。這些因素導致擴展的庫茲涅茨效應（CXZ，2003）不一定成立。四、模型設定、數據講明和可能方法為了考察金融中介進展關于城鄉收入分配差距的阻礙，差不多的模型設定

48、為：（4.1）在方程（4.1）中，下標i和t(=1978-1998)分不代表第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。是殘差項，它服從均值為0，方差為2的正態分布。INE為都市居民可支配收入與農村居民人均純收入的比例，它是反映城鄉收入差距的指標。RPGDP和RPGDP2分不是以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要緊是考察是否存在所謂的Kuznets倒“U”型現象。FINDEV和AFINDEV分不為省級全部國有及國有控股銀行信貸總額占GDP的比例和其中向農業貸款的比例，我們用它們分不代表各省相應的金融進展水平。3和4是我們所

49、關注的可能系數。假如我們的分析是正確的話，那么可能3的可能系數應該顯著為正。從理論上講，向農業的貸款應該能夠顯著縮小城鄉收入差距，但我們差不多在上一節中分析了正規金融機構在向農業提供金融資源上的無效性，因此4可能是不顯著的。我們用D來操縱住其它有可能阻礙城鄉收入差距的變量，這些變量包括：OPEN（出口貿易額占GDP的比例），它代表省級對外貿易的活躍程度，；FDI是外國直接投資額占GDP比例，OPEN和FDI可視作一省融入國際經濟的程度；HRS（家庭聯產承包責任制在農村中的推廣進度），它代表政府在農業生產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產

50、承包責任制，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業的金額所占比例），它可看作是當年財政支持農業的力度大小；FSGDP（財政支出占GDP比例），它用來衡量并操縱當年財政政策的力度和效果。由于使用了各省的時刻序列數據，因此該數據集是一個面板（PANEL）數據。 考慮到內生性問題，回歸中并沒有使用都市化指標，然而，假如按照非農業人口占全省人口的比重來代表都市化程度的話，那么是否加入該指標并可不能阻礙可能的差不多結論。 考慮到內生性問題，回歸中并沒有使用都市化指標，然而，假如按照非農業人口占全省人口的比重來代表都市化程度的話，那么是否加入該指標并可不能阻礙可能

51、的差不多結論。在所使用的數據中，FINDEV和AFINDEV取自新中國50年統計資料匯編，其它所有數據均直接取自劉明興（2002）。表4.1給出了要緊變量的描述性統計結果。從表4.1中能夠看出，城鄉收入差距變量INE是各省差異最大的一個變量。其中城鄉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收入差距較小的省份。金融平均進展水平最高的是天津，FINDEV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計結果（19781998年的均值）INERJGDPFINDEVAFINDEVFISAGRHRSOPENFSGDP

52、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在可能方程（4.1）時，我們首先匯報了使用雙向固定效應模型（Two-way Fixed Effects, TWFE）可能的結果，該模型同時操縱了省級效應和時刻效應。然而，只有當方程右側的解釋變量是外生變量時，TWFE模型所進行的最

53、小二乘可能結果才是一致的和有效的。在方程（4.1）中，解釋變量尤其是金融進展變量FINDEV可能有內生性問題。為解決那個問題，我們還同時匯報了另外兩組基于不同計量模型的可能結果：一個是工具變量法（Instrumental Variables Method, IV），另一個是一般動態矩可能方法（Generalized-Methods -of-Moments，GMM）。在IV可能中，我們用FINDEV的滯后一期和滯后二期變量作為工具變量，并操縱住了省級虛擬變量和時刻虛擬變量；在GMM可能中，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。特不地，在GMM中，我們將FINDEV看作是內生變

54、量，這意味著：，對，有，而對，有。為了檢驗工具變量的有效性，我們利用Sargan檢驗值來推斷是否存在過度識不約束。五、 可能結果和講明 5.1 差不多可能結果表5.1分不給出了基于雙向固定效應（TWFE）可能、工具變量法（IV）可能和GMM可能的結果。相關的統計檢驗值表明，模型的可能結果令人中意。例如，TWFE可能中經調整后的可決系數（R2），接近或達到了0.9。在GMM可能結果中，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。 FINDEV可能系數的符號和顯著性是我們興趣的焦點，除了在IV可能中FINDEV的可能系數不顯著外，在TWFE可能和GMM可能中，FINDEV的可

55、能系數均在1的統計水平上顯著異于零，同時其符號符合理論的預期，講明銀行信貸總體水平的擴大會顯著地拉大城鄉收入差距。在所有的回歸結果中，農業信貸的可能系數4都不顯著，表明正規金融機構的農業貸款并沒有起到明顯的作用，這直接講明了正規金融結構在農業信貸方面缺乏效率。 在TWFE可能和IV可能中，的可能系數分不為正、負，并顯著地異于零，表明在經濟進展和收入差距之間存在著倒“U”型關系，即所謂的庫茲涅茨效應。然而，在GMM可能中，這種效應不再存在。實際上，我們將在后面的幾張表中看到，GMM可能結果中除了FINDEV外，其他變量的可能系數幾乎均不顯著。另外需要指出的是，當區分不同的時期后，經濟進展與收入分

56、配之間并不表現出唯一的倒U型關系。 在TWFE和IV可能中，HRS可能系數顯著為負，講明農業體制改革確有利于減小城鄉收入差距。另外，在大多數回歸結果中，OPEN, FDI 和 FISAGR的可能系數均在統計上顯著異于零。值得注意的是FSGDP的可能系數，盡管它在GMM可能中并不顯著，但在TWFE和IV可能中均顯著為正，同時其可能值要大于FINDEV的可能系數值。這講明就整個樣本期而言，財政政策的效應大于銀行信貸的效應。5.2 不同時期金融進展作用的對比 我們差不多考察了19781998年各省金融進展總體水平的擴張對城鄉收入差距的阻礙。然而，按照我們的理論預期，金融進展的作用在不同的時期應當有所

57、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是否存在差異。我們把整個樣本期分成兩部分，即19781988和19891998。由于在1987年之后所有的省份均完全推行了家庭聯產承包責任制，因此在第二時期的回歸中不再包括HRS，以幸免產生多重共線性問題。回歸結果列于表5.2，其中回歸的程序與步驟與表5.1完全相同。 表5.2中所有的結果均顯示FINDEV僅在第二時期，即19891998期間顯著為正（第2、4、6列），但在19781988年間這一效應卻是不顯著的（第1、3、5列）。實證的結果和我們的假講相一致，即金融部門在80年代的經濟和政策地位并不重要。只是也有可能是金融進展關于

58、不同地區城鄉差距的阻礙相反，從而相互抵消的結果。 另一個有意思的現象是經濟進展和收入差距之間所存在的倒“U”形曲線的庫茲涅茨效應僅僅存在于第一時期（19781988，第1、3、5列），但在第二時期（19891998，第2、4、6列）這一關系卻正好反了過來。這是由于80年代的農業改革更有利于縮小具有農業比較優勢且收入水平較低的地區（B地區）的城鄉差距。另外，在大多數回歸結果中，OPEN的可能系數僅在第二時期顯著為負，但FDI在兩個時期都有顯著為正的可能系數。這可能講明，通過出口規模的擴大發揮各省貿易上的比較優勢有助于減小城鄉收入差距，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

59、指出政府在不同的時期交替地依靠于財政和金融作為干預經濟的要緊手段。假如我們的假講正確，那么在第一時期財政政策的效應應該顯著，且和銀行信貸效應相比，財政政策的效應更大；而在第二時期銀行信貸效應應該顯著且更大。表5.2的回歸結果也表明，19781988年期間，FSGDP可能系數顯著為正且其數值高于FINDEV的可能系數值（第1、3、5列）。但在19891998年期間，FINDEV可能系數顯著為正，且其數值高于FSGDP的可能系數值（第2、4、6列）。我們的結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收入差距，但前者的作用要緊體現在19781988年期間，而后者的作用則要緊體現在1989

60、1998年期間。 具體而言，在80年代早期，盡管許多農產品的收購價格有所提高（要緊是財政支付），都市居民也同時得到了大量的財政補貼。另一方面，財政支農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都市國有企業。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收入差距。從80年代末開始，政府的政策工具重點從財政轉向金融（要緊是銀行），財政和金融的相對作用也開始發生變化。表5.1 回歸結果ITwo way fixed effects: OLS 可能Two way fixed effects: IV可能GMM可能(1)(2)(3)(4)（5）（6）RJGDP0.642