【文章內(nèi)容簡介】 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。考慮到當前農(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。 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)下，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，由于自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?；谏鲜鏊伎迹覀兛梢栽谇拔牡膬傻貐^(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，整體城市工業(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?？傊?0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：（）在方程（）中，下標i和t(=19781998)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)。ε是殘差項，它服從均值為0，方差為δ2的正態(tài)分布。INE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RPGDP2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相應(yīng)的金融發(fā)展水平。α3和α4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α3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α4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FDI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)的力度大小；FSGDP（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。由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)。 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。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)INDEV和AFINDEV取自《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）。，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。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，最小的是浙江。 一些變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果（1978－1998年的均值）INERJGDPFINDEVAFINDEVFISAGRHRSOPENFSGDP 平均值 最大值 最小值 標準差在估計方程（）時，我們首先匯報了使用雙向固定效應(yīng)模型（Twoway Fixed 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（）中，解釋變量―尤其是金融發(fā)展變量FINDEV―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（Instrumental Variables Method, IV），另一個是一般動態(tài)矩估計方法（GeneralizedMethods ofMoments，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，有，而對，有。為了檢驗工具變量的有效性，我們利用Sargan檢驗值來判斷是否存在過度識別約束。五、 估計結(jié)果和說明 基本估計結(jié)果（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）。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)α4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TWFE估計和IV估計中，RPGDP及其二次項的估計系數(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，HRS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, FDI 和 FISAGR的估計系數(shù)均在統(tǒng)計上顯著異于零。值得注意的是FSGDP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FINDEV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)。 不同時期金融發(fā)展作用的對比 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)承包責任制，因此在第二時期的回歸中不再包括HRS，以避免產(chǎn)生多重共線性問題。 ，即1989～1998期間顯著為正（第6列），但在1978～1988年間這一效應(yīng)卻是不顯著的（第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5列），但在第二時期（1989～1998，第6列）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FDI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。，1978～1988年期間，F(xiàn)SGDP估計系數(shù)顯著為正且其數(shù)值高于FINDEV的估計系數(shù)值（第5列）。但在1989～1998年期間，F(xiàn)INDEV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6列）。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。 回歸結(jié)果ITwo way fixed effects: OLS 估計Two way fixed effects: IV估計GMM估計(1)(2)(3)(4)（5）（6）RJGDP***********RJGDP2*************FINDEV************AFINDEVHRS****OPENFDI**FISAGRFSGDP******Sargan檢驗P值經(jīng)調(diào)整后的R2F值樣本觀測數(shù)506504478478435435注釋: 1. 估計系數(shù)下方的數(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. 估計結(jié)果II(1), (3) amp。 (5) 列的估計結(jié)果基于19781988期間的樣本；(2), (4) amp。 (6) 列的估計結(jié)果基于19891998期間的樣本.Two way fixed effects: OLS 估計Two way fixed effects: IV估計GMM估計(1)(2)(3)(4)（5）（6）RJGDP************RJGDP2****************FINDEV************AFINDEVHRS**OPEN***FDI************