2023年中国的金融中介增长与城乡收入差距章奇等,中国金融学

臼的金融中介增长与城乡收入差距

章奇

（中国社会科学院世界经济与政治研究所）

zhangqi（5）cass.orc.cii

刘明兴

（北京大学政府菅理学院）

陶然

（中国科学院农业政策研究中心）

Vincent,YiuPorChen

（美国布朗大学人口研究与培训中心）

（2003年10月）

简介

金融发展和经济增长之间的关系，在近年的文献中得到了大量讨论。但金融

发展和收入分配之间的关系，却鲜有文献涉及。本文在分析中国的金融体系影响

城乡收入分配机制的基础上，根据文献中通行的做法，用银行信贷占GDP比例

来衡量各省金融中介发展水平，并利用各省1978—1998年的数据，对中国各省

的银行信贷和城乡收入分配之间的关系进行了分析。结果发现，控制其他因索后，

以全部国有及国有控股银行信贷水平所衡量的金融中介发展显著拉大了城乡收

入差距，而旦，金融机构在向农村和农业配置资金方面缺乏效率。我们进一步将

整个样本期分为1978—1988,1989-1998两个阶段，发现金融中介增长对城乡

收入分配的负面作用主要体现在第二个时期，而财政政策的作用则主要体现在第

一时期。最后，我们发现金融中介发展对城乡收入差距的作用并不依赖于经济结

构的特征，即：产业结构（第一产业占GDP比重）和所有制结构（非国有工业

产值占国有工业总产值的比重）的变动，并不能改变金融中介增长对城乡收入差

距的负面作用。换言之，扩展的库兹涅茨效应在我们的数据样本中并不成立。

关键词：金融发展、城乡攻入差距

一、引言

在目前的文献中,金融发展(FinancialDevelopment)和经济增长(发展)

之间的关系受到许多学者的关注并对之进行了较为详细的讨论。尽管还存在一些

分歧，但大多数学者都认为，鉴于金融体系在动员储蓄、分散风险、项目甄别、

对管理人员施加外部约束、便利交易等方面所扮演的积极角色，金融体系的发展

对经济增长具有显著的正向作用，许多实证研究也基本上支持了这种看法

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

和Levine1993a,1993b；Becker和Levine2002)。

但对金融发展和收入分配之间的关系，己有的文献讨论并不多。Greenwood

和Jovanovic(1990)在一个动态模型中讨论了经济增长、金融发展和收入分配三

者之间的关系。他们假设初始收入分配外生于经济增长和金融发展，假设利用金

融市场融资需要支付一定的固定成本，且不是所有的人均能够支付得这一成本。

则当金融发展对经济增长存在正向作用时，金融发展将会扩大收入差距。但随着

收入的增长，更多的人开始进入金融市场(由于进入成本是固定的)，金融发展

将逐步有利于收入差距的缩小。即，金融发展和收入分配的关系服从倒“U”型的

轨迹。Galor和Zeira(1993)、Baneijee和Newman(1993)构造的理论模型则表明，

在金融市场不完善的情况下，初始的收入差距未见得会随着经济增长而缩小。反

之，信贷市场的发展会降低收入差距。最近，Clark,Xu&Zou(2003)首次用全球

数据对金融发展和收入分配之间的关系进行了分析，也得到金融发展会显著降低

—*国收入分配差距的结论।而Greenwood和Jovanovic的倒“U”假说未得到支持。

在本研究中，我们首次利用中国各省1978—1998年的面板(PANEL)数据，

对中国各省以银行信贷额占GDP所衡量的金融发展水平和城乡收入差距之间的

关系进行了分析。这样做具有以下几个方面的原因：

第一，近年有关中国经济增长和收入分配差距的研究表明，虽然由于国有企

业重组带来城市贫困有所增加，但贫穷仍然主要集中在农村地区，而城乡收入差

距是中国收入分配不平等的主要根源。।因此，研究金融发展和城乡收入差距之

'Tsui(1993)利用县一级数据，把地区差距分解为省内差异、省际差异、农村内部差异、城市内部差异和

城乡差距，并得出城乡差距对地区间产值差异的影响十分显著的结论。世界银行(theWorldBank1997)

对1995年中国收入分配差距的研究表明，中国整体的收入差距至少有一半可以用城乡收入差距来解程。

间的关系，对于研究金融发展和收入分配之间的关系具有重要意义。

第二，作为一项国别研究，可避免在跨国研究中经常遇到的制度、文化和法

律以及管制体系差异问题，而在跨国研究中，此类因素很难被控制。2另外，在

跨国研究中，由于涉及到指标收集、定义和处理等问题，难以进行跨国直接比较

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

第三：中国的金融体系以银行融资为主体。和银行信贷相比，虽然90年代

中国的证券融资发展速度非常迅速，但由于中国的股票市场直到80年代末90

年代初才开始发育，因此证券市场的规模仍然相对较小，金融结构一直以银行信

贷为主：2/3的金融资产集中于银行体系（尤其是国有银行），银行为企业所提供

的资金量是企业通过股市筹集资金量的6倍（IFC,2000）o换言之，中国存在一

个明显银行导向型的金融结构。因此，以银行信贷额占GDP的比例来代表中国

金融发展水平具有一定的合理性。

正如开始所介绍的那样，在大量有关金融发展的跨国和国别案例的理论和实

证研究中，金融发展的正面效果是显著的。但是，如果不考虑到中国经济结构和

制度的特征，来直接根据国际经验推断金融中介发展在中国城乡收入差距中所起

的作用，就可能得出错误的结论。

我们的研究表明，在控制住其它因素（例如农村改革的进展、对外开放程度

等）后，各省以银行信贷量占GDP比例表示的金融发展会显著拉大城乡收入分

配差距，并且这种负面作用主要体现在90年代。我们认为：首先，中国高度垄

断的金融结构不利于向农户和中小乡镇企业提供贷款。其次，由于政府对农村经

济和金融体制的管制，导致中国的正规金融机构无意向农村和农业提供贷款或在

这方面缺乏效率。最后，随着中国金融发展程度的提高，政府从80年代末开始

越来越依赖于金融系统来干预经济，并向少数国有大企业提供资金。所有这些因

素都导致中国扭曲的金融发展会拉大城乡收入差距。实证结果显著地支持了这一

点。此外，我们还发现各省金融中介的作用独立于该省经济结构，即金融发展对

城乡收入差距的作用不受产业结构（第一产业占GDP比重）和所有制结构（非

国有工'也产值比重）变动的影响。这些均和政府对于金融系统的干预密不可分。

2当然，跨国研究中往往假设金融发展水平的差异是相对外生的，人们也倾向于认为其相对外生性来自于

各国文化、历史、制度方面的差异，但在一个国家内就很难进行这样的假设，因此，必须处理解释变量的

内生性问题。

本文的结构安排如下，第二部分首先回顾了中国1978—1998年各省间的城

乡收入差距情况，并通过一个两地区、三部门模型提出了相应的解释。在此基础

上，第三部分进一步解释了中国的金融体系在城乡收入分配上的作用机制。第四

部分介绍进行模型估计中的不同计量方法，以解决模型中可能会出现的内生性问

题。第五部分是实证结果和分析；第六部分是结论。

二、中国的工业化、城乡收入差距与金融发展

2.1经济与金融发展中的库兹涅茨效应

根据世界很多国家、尤其是一些主要发达国家的经验，收入分配状况会随着

经济发展水平的提高而呈现“倒U型”曲线，即所谓的“库兹涅茨效应”。在库

兹涅茨效应的框架下，收入差距可能存在于工业部门和农业部门之间，或者工业

部门内部。首先，在农业向工业转型的时期，工农业之间的收入差距会加大。工

业的发展需要一定的外部和内部条件，例如外部的市场环境（比如，人口密度、

交通条件），或者内部的规模效应。因此，为了将更多的生产要素集中到工业部

门，其需要支付一个高于农业的工资溢价。3其次，由于工业部门内部的生产率

差异高于农业部门，所以当生产要素从收入分配更平均的农业部门向收入分配更

具差异性的工业部门转移时，整体经济的收入差距会拉大。不过，随着要素在部

门之间和部门内部的充分流动，这两种收入差距均会逐渐缩小并逐步消失。

在库兹涅茨效应的基础上，Clarke,XuandZou（CXZ,2003）认为部门（产业）

结构的特征会影响金融发展对收入分配的作用。他们强调，如果金融发展使得劳

动力转入现代产业部门的壁垒降低（例如提供贷款支持），那么随现代产业部门

比重的上升，收入分配差距会拉大。其结果是在现代产业部门比重更高，金融发

展程度也更高的经济中，收入分配不平等程度要高于那些不同时具备“两高”比

例的经济。CXZ（2003）称之为金融发展的扩展库兹涅茨效应。

文献中有多种观点解释这种差距，比如，农业劳动力为成为工业劳动力，所需要支付的迁徙成本和人力

资本投资，以及工业就业中风险，等等。

2.2中国城乡收入差距的若干特征

和国际经验相比，中国的城乡收入差距4问题具有相当的特殊性：自八十年

代中后期以来，城乡收入差距在时间序列上和地区截面上表现出了相反的变化趋

势。从时间系列上看，随着人均收入的上升，在所有的地区（从八十年代中期开

始）城乡收入差距不断拉大。并且许多省份90年代后期的城乡收入差距甚至超

过了70年代末经济改革开始时的水平。图2.1中给出了改革开放以来，各省城

乡收入差距的基本状况。例如，北京市的城乡收入差距从1978年的1.63上升到

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

是吉林，从1983年的0.97上升到1998年的1.76；但从横截面上看，城乡收入

差距则随人均收入水平上升而下降，即越发达的地区，城乡收入差距就越小（实

际人均GDP与城乡收入差距之间的简单相关系数为-0.7,参见图2.2和2.3）,

而相对落后地区城乡收入差距反而越大，并且随着时间的推移，这种趋势有不断

强化的趋势。城乡收入差距在时间序列和横截面上所表现出的上述模式，也得到

许多学者相关研究结论的证实。（胡鞍钢等1995；魏后凯等1997）。

图2.1中国1978-1998年的城乡收入差距

,在本文中，除非特别指出，城乡收入弟距均以城市.居民家庭的人均可支配收入与农村居民的人均纯收入

来衡量。

映西

1900196519901995200019001985199019952000

年份

图2.2,收入水平和城乡差距

In(rjgdp)

©INE------------Fittedvalues

注释：INE为城乡收入差距，LN（RJGDP）是对数化的人均GDP。

显然，由图2.1—2.3所凸显的典型事实与我们所观察到的其他许多国家的

经验不相一致：倒U型的库兹涅茨效应并没有表现在中国的地区截面上。在那

些工业化最快的地区，城乡收入差距的扩大速度反而慢于其它的地区。之所以出

现这种情况，一个直接而简单的回答是，中国独特的制度和政策环境的作用，使

在市场条件作用下所表现出来的库兹涅茨效应发生了逆转。在接下来的分析中，

我们将首先以非形式化的方式引进一个两地区（A和B）、三部门模型（农业部

门、城市国有部门和城市非国有部门），讨论在存在国家干预条件（金融和非金

融政策）下，不同地区城乡收入差距的情况。然后在此基础上讨论中国城乡收入

差距变化的轨迹以及其中金融体系所起的作用。

2.3一个描述性的两地区、三部门模型

假定存在两个地区A和B,由于资源禀赋的差异：分别具有发展工业和农

业的比较优势。在没有政府经济干预的条件下，按照库兹涅茨效应的逻辑，收入

差距的变化应当呈现如下特征：在工业化初期，A和B地区的城乡收入差距均

扩大，但由于分别在工业和农业上具有比较优势，A地区工业发展更快，因此A

地区的城乡收入差距要大于B地区。随着工业化的发展和要素的充分流动，两

地区的城乡收入差距均趋于缩小并最终消失。

政府干预使得上述城乡收入分配演化格局可能呈现出不同的路径，城乡收入

差距格局取决于市场力量、政府政策对三部门的作用及其力度。在三部门假设和

传统计划经济体制卜，政府通过压抑农业部门和城市非国有工业部门的发展来达

到优先发展城市国有工业部门的目的。其特点主要表现为：（1）工业部门主要集

中于城市；（2）工业布局没有反映地区资源禀赋特点和比较优势，而主要取决于

政治、军事需要；5（3）在发展工业上强调大而仝、小而仝，造成工业发展的平

均主义。在这种经济格局下，各地区城乡收入差距主要取决于农业部门和城市国

有部门的收入差距。

根据中国经济改革的历史路径，政府放松对经济的管制首先发生在农村，但

同时保留对城市非国有工业部门的压制，这种政策结构对•城乡收入差距的影响包

括：（1）农业部门收入增长加快，城乡收入差距减小。在图2.1中，表现为各省

在80年代中期左右城乡收入差距的缩小；（2）相对于A地区，B地区因为在农

业上具有比较优势，因而城乡收入差距缩小速度更快，换言之，此时在横截面上

会表现出明显的库兹涅茨效应。在图2.2中，表现为80年代中期，拟合曲线的

斜率较小；（3）由于政府未放松对城市经济的管制，所以中国非国有经济的工业

化是以农村工业化为起点的，这同样有利于缩小城乡差距。

农村经济改革的效应在80年代中后期释放殆尽，改革的重点转向城市部门，

市场力量和政府干预继续相互作用，对城乡收入差距的影响表现为：（1）农业部

门收入放缓甚至停滞，对于城市工业部门，由于改革使非国有工业部门获得发展，

工业化速度加快，而城市13有工业部门由于政府支持，在总体规模相对缩小的同

时却继续维持一定的收入水平，导致城乡收入差距扩大。在图2.1中，表现为各

省在80年代中后期城乡收入差距的扩大；（2）A地区因为具有发展工业的比较

优势，因此该地区非国有二'业部门发展更快。非国有工业部门的发展不仅会带来

城市居民收入水平的上升，而且也给农村居民带来更多的就业机会和相应收入；

但相对于A地区，B地区没有发展工业的比较优势，因此其非国有工业部门并

不能得到充分发展，其城乡收入差距主要仍然表现为农业部门和城市国有工业部

门的收入差距：（3）由于政府政策的支持，国有工业部门得以采取各地区大体一

s例如建国初许多大工业建在与苏联接壤的东三省，与苏联交恶时又在内陆地区大兴“三线”

建设。

致的工资政策，这种政策意味着在缺少发展非国有工业部门的B地区，城乡收

入差距会更大，从而与库兹涅茨效应正好相反。在图2.2中，表现为80年代中

后期拟合曲线斜率变大。

在上述两地区、三部门模型中，考察中国金融发展对城乡收入差距的作用，

主要取决于：(1)金融体系在经济发展中由于市场自发力量对收入差距的作用，

Galor和Zeira(1993)、Banerjee和Newman(1993)以及CXZ(2003)将其概括为

金融发展的直接效应与扩展库兹涅茨效应；(2)政府政策对金融体系的依赖，这

决定了金融政策在政府政策工具选择集合中的相对地位，并进而发挥其对城乡收

入差距的影响。金融发展对城乡收入分配的效应，包括是否存在CXZ(2003)

所宣称的“扩展库兹涅茨效应”，取决于以上两种作用的综合。在第四部分的计

量中，我们将对此进行检验。

三、中国的金融发展与政府干预

现有文献中，已经有一些讨论了中国政府对于金融系统的干预，特别是在信

贷配置上对国有部门的倾斜(Park和Sehrt,2001)。但迄今为止，没有太多严格

的实证研究讨论中国金融发展和收入分配之间的关系。6要更清楚地考察中国的

金融发展和城乡收入分配之间的关系，我们首先要明了政府在不同时期利用金融

体系干预经济、支持国有企业的方式和手段的历史变迁。在此基础上，我们可以

总结一下中国金融发展的一些特征，包括金融部门在经济体系中的相对规模和金

融部门的结构特征。而金融体系对于实际部门的影响程度和机制也就体现在这一

动态过程中。我们这里主要从企业的融资结构和农村金融发展两个角度来阐述此

问题。

6魏尚进(Wei,1997)指出，中国的金融系统在金融资源的配苴上表现出了明显的城市化倾向。按照这种

逻辑.中国的金融体系应该不利于城乡收入差距的缩小.但这种观点也仍然存在改进的余地•首先，“城

市化倾向”论并不能充分描述金融体系在城乡收入差距扩大上所起作用的动态变化，特别是金融体系相对

于其他政策工具的作用：其次，现有“城市化倾向”论者一般都把金融系统在配置资源上的城市倾向看作

是政府直接干预金融体系的结果，但我们认为，还应该同时考虑中国金融体系的结构特征(而非政府干预

本身)可能自然地会导致金融体系的城市偏向和大企业偏向，并分析政府对农村经济和金融活动的管制对

金融体系配置资源所造成的影响。

3.1金融系统与政府干预方式的变化

中国政府利用金融系统来支持国有部门的做法在不同的时期并非一成不变。

在集中性金融结构的前提卜，随改革以来政府财力相对卜.降及居民储蓄水平提高,

90年代政府越来越依靠金融系统，特别是通过利率管制、政策性贷款、证券市

场配额制，来达到自己的政策偏好一一主要是为了支持国有企业。换言之，相对

于80年代，政府越来越依赖于信贷资金而不是财政资金来熨现对经济的干预7。

在80年代初，中国的金融发展水平相对较低，除了少量银行存款外，基本

上没有其它金融资产。此时政府对经济的干预乃至各项主要经济改革政策的推行,

例如提高主要农产品收购价格，提高对城镇居民的生活补贴等等，以及向国有企

业提供低成本甚至无成本的资源，都基本通过财政资金的配置来实现，金融系

统一一主要是银行一一在政策工具篮中并未占据主要位置。上述情况在90年代

初发生了很大改变。一方面，政府虽然在90年代仍然刻意维持对一部分国有大

中型企业的干预，并继续向它们提供资金支持。8但经过80年代一系列以“放权

让利”式的改革，政府的财政实力不断下降，依靠财政资金来实现对经济的干预，

尤其是向国有大中型企业继续提供无偿财政拨款已经力不从心：另一方面，随着

居民储蓄水平的提高，积累在银行系统内的可贷资金量却在不断上升。这两方面

的共同作用，再加上政府对金融体系尤其是银行系统的垄断，使得政府越来越依

靠廉价的信贷资金来贯彻自己的政策意图。前面已经指出，集中的金融结构也有

利于政府以较低管理成本向其希望的部门和企业提供廉价金融资源。

图3.2进一步勾画出了各省政府对经济的干预和金融发展之间的关系及其

随时间的变化。其中横坐标是各省技术选择指数（TCL即各省制造业人均资本

密集度与全省人均资本密集度的比例），我们以该指标来衡量政府对经济的干预

7不过，从90年代末期开始，由于政府干预所导致的金融风险与口俱增：主要是银行呆坏帐的迅速增加和

上市公司效益的普遍低下），中央政府对财政系统的依赖也有所加强。

8有研究表明，尽管非国有企业在产值和就业上起着越来越大的作用，但1991—1997年非国有部门从正规

银行信贷渠道获得的资金不到银行信贷总额的I%。非国有部门从证券市场上融资也受到极大的限制（Aziz

&Rodlaucr2002）c国际金融公司（IFC2000）发表的报告指出在上交所和深交所挂牌的976家上市公司中，

只有II家是非国有企业，而在1998年和1999年间，只有4家非国有企业公开发行过股票。显然政府维持

对金融中介机构和对证券市.场的管制的主要目的是为了更有效地向一部分资金密集型的国有大企业提供廉

价资金。

程度，9纵坐标是以银行贷款额占GDP比例所衡量的各省金融发展程度。

从图3.2可以看出，在80年代中前期，干预程度与金融发展水平基本上呈

反比，这一模式在进入90年代后发生逆转，这一时期干预程度越深则金融发展

水平越高，这可能初步说明了政府越来越依赖银行系统来实现对经济的干预。

图3.3进一步说明了这一点。其中横坐标是各省取对数后的人均GDP,纵坐

标仍然是以全部国有及国有控股银行贷款额占GDP比例所衡量的各省金融中介

发展程度。图3.3显示，80年代各省的金融中介发展和经济发展程度呈明显正相

关关系，这和跨国别研究中所揭示的两者间的关系是相一致的（Dcmir3q-Kumand

Levine1999）。但进入90年代，这一关系发生了变化，那些经济发展程度落后的

省份的金融发展程度反而有所上升。结合图3.3的结果，这种变化很可能反映了

在那些经济相对落后省份政府更加利用银行系统来实现对经济的干预。

图3.2各省的金融发展与政府干预

197819801981

•FINDEVFttedvalues

注释：FINDEV是全部国有及国有控股银行贷款额占GDP比例：TCI制造业人均资本

密集度与全省人均资本密集度的比例。曲线是对FINDEV和TCI的拟合曲线。

图3.3各省的金融发展与经济发展水平

"这一指标的基本思想是政府要通过对经济实现某种程度以及形式的管制，以集中资源挟持某个部门（如

制造业）或某类企业（资本密集型的大中型企业等）的发展，但必然会以减少向其它部门或企业的投资为

代价，从而该指标值越高，代表管制程度越高。具体的计算和解释可参见北京大学中国经济研究中心发展

组：《技术选择指数的构建与计算》，网址http:〃jlin.ccer.edu.cn/article/article.asp?id=196。

RPGDP

•FINDEVFittedvalues

注释：FINDEV是全部国有及国有控股银行贷款额占GDP比例；RPGDP是实际人均

GDP（1978年价格）。曲线是对FINDEV和RPGDP的拟合曲线。

3.2金融结构与企业融资

前面已经指出，中国存在一个以银行融资为主导的金融结构。进一步地，就

银行信贷而言，乂基本上集中于4大国有银行的信贷活动，按各种口径计算，4

大国有银行在金融中介市场上占据近乎垄断的地位（表3.1）。这种高度垄断的金

融结构无疑与政府的干预密不可分，但其实际影响就不仅仅限于所谓“国有部门

偏向”。在更广泛的意义上，即便是成功地实现了国有银行的商业化改革，这一

金融结构同样将不利于中小农户、中小企业（包括乡镇企业）的融资。

银行信贷对于国有企业的偏向，往往不单单是由于所有制的原因，同样是源

于信贷的信息管理成本的高低由于信息成本和控制成本差异，大型金融机构一般

并不愿意向中小企业提供金融服务（LevonianandSeller1995;BergerandUdell

1996;PeekandRosengren1996;StrahanandWeston1996,1998）。实证研究也表明,

与中小银行相比，大银行在向中小企业提供融资上并不具有比较优势（林毅夫、

章奇、刘明兴2003；Meyer1998）o由于农业活动相对的分散性和高风险性，农

户和金融机构之间的信息不对称更为明显。在这种情况下，大银行无疑不愿意向

中小农户提供贷款支持。以劳动力密集型产业为主的中国民营企业由于规模相对

较小，同样也不容易从大锲行获得贷款。大银行更乐意为那些大中型企业提供融

资服务。由于大中型企业（以国有企业为主）主要集中于城市地区，这意味着即

使排除广泛存在的政府对国有企业的支持，中国金融系统的“城市化”倾向也不*

含马上消失。

表3.1：四大国有独资商业银行的市场份额（期末数，%）

资产占国内同期全利润占国内同期银存款占国内同贷款占国内同期

部金融资产的比例行利润总额的比例期金融机构存金融机构贷款总

款总颛的比例额的比例

1994199619971994199619971996199719961997

工商银行34.1834.5934.1319.412.7311.0427.3727.3228.0326.63

农业银行16.2613.9813.692.4110.252.8413.1113.4713.3413.09

中国银行23.8520.0819.0424.8225.3621.2518.0216.716.5415.05

建设银行18.1320.2626.3312.810.596.7915.3915.8914.2214.80

总计92.4288.9293.1959.4358.9341.9273.8973.3872.1369.57

资料来源：转引自北京大学中国经济研究中心经济发展战略研究组：《中国金融体制改

革的回顾和展望》，北京大学中国经济研究中心工作论文，No.2000005o

3.3金融系统与农村发展

在农村金融市场中，由于信息不对称、缺少抵押品和相应的基础设施，常常

导致农村正规和非正规金融市场运转不灵的现象，发展经济学家对此类现象作了

大量的研究（Braverman&Stiglitz1989）o我们在这里强调的是，不仅垄断性的

金融结构以及政府干预的城市大企业倾向致使农村经济无法获得一般意义上的

金融支持，同时由于政府对农村经济和金融活动的管制和压抑，导致即使那些专

业性的农村金融机构，在向农村和农业活动提供资金支持方面，也缺乏动力且无

效率4

例如，宋洪远等（2（X）0）指出，从总体上看,未能实现农业贷款增长率高于各项贷款平均增长率2个百

分比以上的目标，银行新增贷款规模中农业贷款的比重也未能达到10%以上。陈剑波（2002）的调查发现，

从县域内部的角度来看，目前的农村金融处于几乎完全贫血状态。表现为不仅众多的农村人口得到的基本

金融服务在不断减少，县域内经济活动获得的金融货源也在下降，同时在国有商业银行从农村地区战略性

"撤退之后，农村金融的主体农村信用合作社由于历史包袱沉重，并不能承犯支持农村发展的重任。刘守

英（2002）对县域金融的调查也表明，农村金融机构由于过去的体制问题，已陷入不良贷款奇高和本身经

营亏损状态，随若银行商业化改革后贷款政策的收紧，地方要获得金融支持就更为困难。农村金融亟需大

规模的宏观调整。

首先，政府对农村社会、经济生活仍然有相当的干预和管制，包括粮食收购

和一系列从上而下、并未配备足够资源的赶超指标。这些政策和管制妨碍了农民

根据自身的比较优势调整资源配置，优化生产结构，从而加重了农民的税费负担，

阻碍了农民收入的增长（陶然、刘明兴和章奇,2003）,从宏观上来看则直接导致

了农业比较利益不断下降和恶化。

更具体地说，80年代中后期以前的政策趋势，总的.来说是以放松管制为主，

包括废除人民公社体制、拄行家庭联产承包责任制，赋予农民一定程度的微观经

营自主权和创办农村工业企业的权利；扩大农村产品和要素市场，放开除粮食和

棉花以外的绝大多数农产品的价格；甚至一度试图放弃强制性粮食定购计划，等

等。与此相伴随，则是农村基层政府范围有所收缩（从70年代的生产队收缩到

80年代的乡一级政府），是农业和非农产业以及农民人均收入的高速增长L然

而好景不长，从80年代末开始，政府放松管制的趋势开始停滞，在进入90年代

后，政府管制的力度甚至有所强化，从粮食政策的变化机迹中我们可以清晰地看

到这一点：1990年粮食合同定购改为国家定购，合同定购实际上成为指令性计

划；1994年粮食的收购与批发恢复由国有粮食部门统一经营；1995年开始推行

粮食流通体制改革，同年开始实施强调地区粮食自给自足的“米袋子省长负责

制这些政策无不以旧体制复归、政府管制力度增加为特点。

另外，从90年代早中期开始，为了取得政绩，各级政府，特别是欠发达地

区的基层政府，热衷于各项“面子工程”和“形象工程”，层层下达经济社会发

展速度指标，人为提高农民人均收入水平，不顾当地的自然条件和比较优势，强

行在农村中上马各种工业企业。这一方面促成了浮夸风和弄虚作假，另一方面造

成了严重的生产能力过剩，并积累了大量的不良债务（黄仁祥等2001）。

以上情况直接导致了两种后果：一是使得农村金融机构的不良贷款率上升，

大大恶化了农村金融机构的资产质量；二是使得支农资金非农化的现象十分普遍。

大量农村资金外流，投入到城市工业企业和房地产项目。这一现象在经济过热的

1994年前后十分突出，随着宏观经济政策环境的紧缩，这些贷款大多也变成了

呆帐和坏账。

其次，即使在向农村和农业的贷款中，真正直接面向农户，为农民生产提供

“从1978〜1984年间，农业的年均增长率达到「7.7%,农民的人均收入（按1950年价格计）也达到「

14.4%的增长速度（笔者根据历年《中国统计年鉴》计算）。

金融支持的资金更少。例如，农业银行贷款业务基本上与农户并无直接关系，而

主要与国有农业经营机构和乡镇企业开展业务往来。这一部分放款主要是集中在

大型基础设施、国债配套资金和生态建设的贷款等大型项目，而对迫切需要提供

金融服务的农业生产和中小型工商业活动却处于紧缩的状态（陈剑波2002）o在

农村，信用合作社是与农业农户直接打交道的主要正规金融组织。但实际经营中，

农村信用合作社的官办性质依然存在，从而使其经营经常受到官方的行政干预，

没有突出创办时所欲体现的“合作”性质％从而难以履行农村信用合作社为农

业和农民服务的宗旨；二又正如前文所说，由于农业活动的比较收益受到人为压

低，农村信用合作社实际上也无足够激励向农村经济活动提供贷款，表现为真正

用于支持农村、农业生产、经营活动的数量不多（IFAD2002）。许多针对地方农

村信用合作社的案例研究也表明，无论在经济发达地区和高度城市化地区，还是

在广大中西部地区以及部分东部农业大省，农村信用合作社都表现出“非农化”

特征，或“城市化”特征，直接表现为农村信用合作社网点设置的城镇机制化趋

势、资金流向的城市化和从业人员的城镇居民化（盛勇炜2001）o除此之外，农

村信用合作社还承担了农业银行所划拨的大量不良资产，这也使农村信用合作社

的经营能力大打折扣。

最后，为了防范金融风险，政府对农村民间自发形成的金融组织一直持保守、

乃至反对态度。自经济改革以来，以维持金融秩序、防范金融风险的名义，政府

数次对民间金融组织进行清理和整顿。例如自80年代中期至90年代，农村合作

基金会由于非官方性质，因而不受正规金融机构的各种管制，一度成为最活跃的

向农户提供贷款的自发性合作金融组织形式，臼997年亚洲金融危机爆发后，防

范金融风险除了金融管理当局的优先考虑目标。除了上收信用合作社的贷款审批

权外和撤并营业网点外，还在1999年决定全国统一关闭从1986年开始建立的农

村合作基金会。考虑到当前农村金融市场运作现状，后一措施不仅减少了农村资

金的供给，也制约了县域中小型工商业的发展。据陈剑波（2002）的估计，此一

措施导致农村短缺近3000亿资金。

12这主要表现为如下几个方面：首先，社员没有退社自由，过去数年中全国4万多个农村信用合作社竟没

有发生社员退社的例子：二是管理人员任命基木匕h上级地方政府确定：三是信用合作社的组成也基木上

由行政命令强制形成。

11Park.Brandt和Giles（2002）详细介绍了中国农村合作基金会兴起并最终消寂的前因后果并就农村合作

基金会与农村信用合作社的竞争关系进行了检验。

3.4金融发展与城乡差距

由于中国的金融体系，尤其是银行体系，基本上作为政府干预经济的工具，

因此考察金融发展对收入分配的作用，就必须考察政府政策的效果，以及金融体

系在政府政策工具中所占的地位及其所起作用。在政府的干预卜;中国的金融发

展对于中小企业的融资和乡村经济（包括农村金融）的发展是十分不利的，对于

城乡收入差距的影响同样可能是负面。与此同时，政府干预经济手段的变化和经

济改革的进程对于金融系统的规模和结构特征，无疑有着重要的影响。因此，金

融发展对于城乡差距的影响，在不同的历史时期可能会有所不同。例如，由于白

80年代末以来政府更加依靠金融体系作为主要工具手段，以及金融部门自身的

扩张，金融发展的负面作用在90年代可能会更加明显c

基于上述思考，我们可以在前文的两地区、三部门模型的框架下，简单讨论

一下中国金融发展对于城乡收入差距的影响：

（1）在80年代，中国现有的金融系统是在加剧B地区（具有农业比较优

势的地区）的城乡差距，因为B的城市工业始终得到了信贷支持，而农业却得

不到资金支持。对于A地区（具有工业比较优势的地区）的影响则比较复杂。

由于政府干预的存在，A的国有城市工业得到了信贷支持，而民营部门的工业化

又发生在农村，整体城市二业的增长应当慢于没有政府干预的情况，所以政府控

制下的金融发展对于城乡差距的扩大存在负面作用（相对于完全依靠市场力量配

置资源的情况而言）。不过，也有可能因为第一期金融部门的规模较小，而政府

也主要依靠财政手段来干预经济，所以金融发展对于两个地区的影响不显著。总

之，在80年代，金融发展对于总体城乡差距的影响是不确定的，需要实证检验；

（2）在90年代，由于政府的干预和金融管制在长期内抑制了工业化和增长

收敛的速度，且政府更依赖于金融系统干预经济，因此金融发展，或者说信贷规

模的积累，不利于城乡差距（A和B地区）的缩小。这意味着和80年代相比,

90年代金融发展对收入差距的扩大效果会更加显著；

（3）由于政府干预，金融资金主要配置到城市大中型国有工业企业中，这

有两层含义：一是这种资源配置格局和产业（部门）结构特征无关，换言之，信

贷资金的分配主要是为了支持国有企业，它不太可能起到文献中所宣称的降低产

业结构转换门槛、按市场原则配置被配置到具有最高预期回报的经济活动中去

（CXZ,2003）：二是非国有工业虽然出现了高速增长却难以得到相应的资金支

持，因此工业化程度高的地区不一定得到更多的金融资源（相对于工业化的规模）。

这些因素导致扩展的库兹涅茨效应（CXZ,2003）不一定成立。

四、模型设定、数据说明和估计方法

为了考察金融中介发展对于城乡收入分配差距的影响，基本的模型设定为：

INE„=C+«•RPGD匕+a2-RPGD叶十%•FINDEV„^a^AFINDEV。+£上/3,•。+与

（4.1）

在方程（4.1）中，下标i和t（=1978-1998）分别代表第i个省份和第t年，除

了西藏、重庆和海南，共包括28个省、直辖市和自治区。£是残差项，它服从

均值为0,方差为屋的止态分布。/NE为城市居民可支配收入与农村居民人均

纯收入的比例，它是反映城乡收入差距的指标。RPGDP和RPGOP2分别是以1978

年价格计算的省级实际人均GDP及其二次平方项。加入人均收入的平方项主要

是考察是否存在所谓的Kuznets倒“U”型现象。FINDEV和AFINDEV分别为省

级全部国有及国有控股银行信贷总额占GDP的比例和其中向农业贷款的比例，

我们用它们分别代表各省用应的金融发展水平。a3和04是我们所关注的估计系

数。如果我们的分析是正确的话，那么预计的估计系数应该显著为正。从理

论上讲，向农业的贷款应该可以显著缩小城乡收入差距，但我们已经在上一节中

分析了正规金融机构在向农业提供金融资源上的无效性，因此04可能是不显著

的。我们用D来控制住其它有可能影响城乡收入差距的变量，这些变量包括：

OPEN（出口贸易额占GDP的比例），它代表省级对外贸易的活跃程度，；FDI

是外国直接投资额占GDP比例,OPEN和广。/可视作一省融入国际经济的程度；

HRS（家庭联产承包责任制在农村中的推广进度），它代表政府在农业生产组织

制度方面改革的推进程度。需要指出，在1985年左右，几乎所有的省份都开始

全面推行家庭联产承包责任制，到1987年以后HRS在所有省份均取值为1；

FISAGR（财政支出中用于支持农业的金额所占比例），它可看作是当年财政支

持农业的力度大小；/SGOP（财政支出占GDP比例），它用来衡量并控制当年

财政政策的力度和效果。日于使用了各省的时间序列数据，因此该数据集是一个

面板(PANEL)数据。u在估计时，所有的变量均取自然对数，因此估计系数也

可以看作是弹性系数。

在所使用的数据中，FINDEVAFINDEVfl《新中国50年统计资料汇

编》，其它所有数据均直接取自刘明兴(2002)。表4.1给出了主要变量的描述性

统计结果。从表4.1中可以看出，城乡收入差距变量INE是各省差异最大的一个

变量。其中城乡收入差距最大的是甘肃省，为3.04,最小的是上海为1.457。显

然人均收入最高的几个省份同时也是城乡收入差距较小的省份。金融平均发展水

平最高的是天津，FINDEV值达到1.08,最小的是浙江，仅为0.448。

表4.1一些变量的描述性统计结果(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

标准差0.4361055.8260.1590.190.0110.0370.1030.053

在估计方程(4.1)时，我们首先汇报了使用双向固定效应模型(Two-wayFixed

Effects,TWFE)估计的结果，该模型同时控制了省级效应和时间效应。但是，只

有当方程右侧的解释变量是外生变量时，TWFE模型所进行的最小二乘估计结果

才是一致的和有效的。在方程(4.1)中，解释变量一尤其是金融发展变量

产一可能有内生性问题。为解决这个问题，我们还同时汇报了另外两组基

于不同计量模型的估计结果：一个是工具变量法(InslrumentalVariablesMethod,

IV),另一个是一般动态矩估计方法(Generalized-Melhods-of-Moments,GMM)。

在IV估计中，我们用FINDEV的滞后一期和滞后二期变量作为工具变量，并控

制住了省级虚拟变量和时间虚拟变量；在GMM估计中，我们用解释变量的一期

滞后值作为解释变量一阶差分的工具变量。特别地,在GMM中，我们将FINDEV

看作是内生变量，这意味着：，对，金，有七［F7NOE匕叼］工0,而对，＞/,有

=为了检验工具变量的有效性，我们利用Sargan检验值来判

断是否存在过度识别约束。

“考虑到内生性问题，回归中并没有使用城市化指标，但是，如果按照非农业人口占全省人

口的比重来代表城市化程度的话，那么是否加入该指标并不会影响估计的基本结论。

五、估计结果和说明

5.1基本估计结果

表5.1分别给出了基于双向固定效应（TWFE）估计、工具变量法（IV）估计

和GMM估计的结果。相关的统计检验值表明，模型的估计结果令人满意。例如，

TWFE估计中经调整后的可决系数（R2）,接近或达到了0.9。在GMM估计结果

中，Sargan检验值也没有拒绝一阶滞后变量是合适的工具变量的零假设。

FINDEV估计系数的符号和显著性是我们兴趣的焦点，除了在IV估计中

FINDEV的估计系数不显著外，在TWFE估计和GMM估计中，FINDEV的估计

系数均在1%的统计水平上显著异于零，并且其符号符合理论的预期，说明银行

信贷总体水平的扩大会显著地拉大城乡收入差距。在所有的回归结果中，农业信

贷的估计系数内都不显著，表明正规金融机构的农业贷款并没有起到明显的作

用，这直接说明了正规金融结构在农业信贷方面缺乏效率。

在TWFR估计和TV估计中，RPGDP及其一次项的估计系数分别为正、负，

并显著地异于零，表明在经济发展和收入差距之间存在着倒“U”型关系，即所

谓的库兹涅茨效应。但是，在GMM估计中，这种效应不再存在。实际上，我们

将在后面的几张表中看到，GMM估计结果中除了FINDEV外，其他变量的估计

系数几乎均不显著。另外需要指出的是，当区分不同的时期后，经济发展与收入

分配之间并不表现出唯一的倒U型关系。

在TWFE和IV估计中，估计系数显著为负，说明农业体制改革确有利

于减小城乡收入差距。另外，在大多数回归结果中，OPEN,FD1和FISAGRW

估计系数均在统计上显著异于零。值得注意的是尸SGOP的估计系数，尽管它在

GMM估计中并不显著，但在TWFE和IV估计中均显著为正，并且其估计值要

大于尸/NOEV的估计系数值。这说明就整个样本期而言，财政政策的效应大于

银行信贷的效应。

5.2不同时期金融发展作月的对比

我们已经考察了1978-1998年各省金融发展总体水平的扩张对城乡收入差

距的影响。但是，按照我们的理论预期，金融发展的作用在不同的时期应当有所

变化。因此，我们希望考察一下在80年代和90年代银行信贷的效应是否存在差

异。我们把整个样本期分成两部分,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联产承包责任制，因此在第二时期的回归中

不再包括"RS,以避免产生多重共线性问题。回归结果列于表5.2,其中回归的

程序与步骤与表5.1完全杓同。

表5.2中所有的结果均显示FINDEV仅在第二时期，即1989〜1998期间显

著为正（第2、4、6列），但在1978〜1988年间这一效应却是不显著的（第1、

3、5列）。实证的结果和我们的假说相一致，即金融部门在80年代的经济和政

策地位并不重要。不过也有可能是金融发展对于不同地区城乡差距的影响相反，

从而相互抵消的结果。

另一个有意思的现象是经济发展和收入差距之间所存在的倒“U”形曲线的

库兹涅茨效应仅仅存在于第一时期（1978〜1988,第1、3、5列），但在第二时

期（1989〜1998,第2、4、6歹U）这一关系却正好反了过来。这是由于80年代

的农业改革更有利于缩小具有农业比较优势且收入水平较低的地区（B地区）的

城乡差距。另外，在大多数回归结果中，OPEN的估计系数仅在第二时期显著为

负，但F。/在两个时期都有显著为正的估计系数。这可能说明，通过出口规模

的扩大发挥各省贸易上的比较优势有助于减小城乡收入差距，但这种作用只是到

了80年代末期以后才变得显著。

此外，我们曾经指出政府在不同的时期交替地依赖于财政和金融作为干预经

济的主要手段。如果我们的假说正确，那么在第一时期财政政策的效应应该显著，

且和银行信贷效应相比，财政政策的效应更大；而在第二时期银行信贷效应应该

显著且更大。

表5.2的回归结果也表明，1978〜1988年期间，产SGD尸估计系数显著为正

且其数值高于尸/NDEV的估计系数值（第I、3、5列）。但在1989〜1998年期

间，flNOEV估计系数显著为正，且其数值高于FSGDP的估计系数值（第2、

4、6歹D。我们的结论是政府的财政政策和银行信贷量的扩张均会显著地扩大

城乡收入差距，但前者的作用主要体现在1978〜1988年期间，而后者的作用则

主要体现在1989〜1998年期间。

具体而言，在80年代早期，尽管许多农产品的收购价格有所提高（主要是

财政支付），城市居民也同时得到了大量的财政补贴。另一方面，财政支农资金

仅占财政支出的一小部分（平均为3%）,大量财政资金仍然划拨给了城市国有

企业。因此，即使在80年代初，财政政策的综合作用仍然是显著扩大了城乡收

入差距。从80年代末开始，政府的政策工具重点从财政转向金融(主要是银行)，

财政和金融的相对作用也开始发生变化。

表5.1回归结果I

Twowayfixedeffects:Twowayfixedeffects:

GMM估计

OLS估计【V估计

(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检验P

0.880.85

值

经调整后的0.890.900.92

0.91

R2

F值89.4398.8107.74114.0349.82685.36

样本观测数506504478478435435

注释：1.估计系数卜方的数字为标准差。

2.*.**,***分别表示在10%,5%,1%的统计水平上显著。

3.在IV估计中我们以FINDEV滞后一期、二期值作为该变量的工具变量。.

4.在GMM估计中我们指定FINDEV为内生变量.

表5.2估计结果II

(1),(3)&(5)列的估计结果基于1978-1988期间的样本;(