金融結構與貧困、收入不平等——基于中國省級面板數據的經驗研究

■王廉石

改革開放以來，伴隨著經濟增長和居民收入的提高，中國在扶貧事業上取得了巨大的成就，貧困人口和貧困發生率都在大幅度下降，我國農村絕對貧困人口已從1978年的2.5億下降到2010的0.27億，貧困發生率相應地從30.7%下降到2.8%。然而，收入不平等程度依然嚴峻，主要表現在城鄉收入差距的擴大，如1978年城鄉居民收入比率為2.57倍，絕對收入差距為209.8元；而2011年城鄉居民收入比率為3.13倍，絕對收入差距為14832.5元。中國作為一個農業人口占多數的發展中大國，農村貧困的快速下降為世界范圍內貧困的降低作出了重要貢獻。所以我們感興趣的是，哪一部分對中國反貧困取得的巨大成就發揮了作用？是不是同樣有助于縮小收入不平等？在我國反貧困事業進程中，金融部門的作用不可忽視。從理論上看，不同的金融結構對窮人和企業家的融資力度不同，對貧困減少、收入不平等縮小產生的影響也不同。而根據林毅夫等（2006a；2009）的經濟發展中的最優金融結構理論，中國在現階段的最優金融結構應該是以地方性中小銀行為主體的銀行業結構來主導的。以地方性中小銀行為主體的銀行體系是否有利于窮人的發展呢?所以本文運用2005～2011年的中國省級面板數據，首次考察了銀行業結構與貧困、收入不平等之間的關系。

一、文獻述評

從理論的角度來看，金融部門可以通過多種途徑對窮人產生影響。首先，Levine（2008）指出，融資途徑的缺少是持續性貧困的主要原因之一。由于高昂、固定的小規模借貸成本等其他市場不完善，窮人無法獲得貸款去投資來提高未來收入（Banerjee&Newman，1993；Galor&Zeira，1993；Aghion&Bolton，1997）。 如 Jacoby（1994）發現，缺少貸款渠道的貧困家庭無法承擔孩子的教育，導致了秘魯的持續性貧困。而且，當外部沖擊減少窮人收入時，無法獲得信貸的印度農村家庭只好減少孩子的教育，更加不能脫貧（Jacoby&Skoufias，1997）。 但金融部門提供的信貸使貧困家庭有能力投資于新技術、新工具，或者人力資本、健康衛生等方面，都將提高窮人的生產力；同時，窮人獲得的信貸能使其有能力投資于回報較高的資產來提高長期收入（DFID，2004）。

其次，金融部門提供的金融服務如儲蓄、保險等，可以幫助貧困家庭和企業家積累資金、分散風險，從而擴大了他們的經濟機會。金融部門動員儲蓄，使窮人積累資金滿足自己的融資需求，從而可進行較高回報的投資，提高收入以及自我發展的循環能力。同時，有彈性的儲蓄工具有助于貧困家庭平滑消費，對低收入者和收入不穩定人群至關重要（DFID，2004）。 Claessens&Feijen（2007）也指出，儲蓄等金融服務能幫助企業和家庭應對經濟沖擊，減少他們面對逆境的脆弱性，從而降低了陷入貧困的風險。

最后，除了以上直接效應以外，金融部門通過拓展經濟機會來影響窮人（Gine&Townsend，2004；Townsend&Ueda，2006）。金融發展可以加強經濟活動從而刺激勞動力市場的需求，如果對勞動力的需求首先是非熟練勞動力，這種間接效應可以提高窮人的收入，減少貧困和縮小收入不平等（Demirguc-Kunt&Levine，2009）。在美國放松銀行業管制的背景下，Beck等（2009）發現相比于高收入群體，金融發展促進了對非熟練工人的需求，提高了其收入，從而有助于貧困減少和收入差距縮小。此外，金融發展通過資源配置，減少新企業進入的障礙，加強了非金融部門的競爭。這種競爭減少了雇傭工人時的歧視和擴大了弱勢群體 （窮人）的就業機會（Becker，2010）。Burgess&Pande（2005）也發現，印度政府對商業銀行的干預促使了大量商業銀行支行在農村開業，促進了農村工人就業機會的增加和收入的快速提高，有效降低了印度農村貧困和城鄉收入差距。

從實證的角度來看，大量經驗證據表明金融發展對貧困減少、收入不平等縮小產生了積極影響（ 如 Jalilian & Kirkpatrick，2002；Honohan，2004；Clarke 等，2006；Beck 等 ，2007；Jeanneney&Kpodar，2011；Singh&Huang，2011）。 如 Beck 等（2007）以私營部門信貸與GDP比值衡量金融發展，發現金融發展增加了窮人收入和降低了收入不平等。我們注意到，以上實證文獻主要以私營部門信貸與GDP比值來衡量金融發展，僅僅關注了金融發展的總量水平，皆沒有涉及到金融發展的內在結構。Kpodar&Singh（2011）指出，金融發展是一個涉及到大量機構的綜合發展過程。事實上，金融發展要充分發揮反貧困效應，不僅需要一個與其相適應的金融體系的總體規模，而且更重要的是金融發展的內在結構要很好地與所處的實體經濟環境相匹配。目前僅有兩篇文獻注意到了金融結構對貧困減少、收入不平等縮小的影響。Kpodar&Singh（2011）以47個發展中國家為樣本，首次研究了金融結構與貧困之間的關系，發現在體制薄弱的發展中國家，銀行主導型金融結構伴隨著貧困程度的下降，而市場主導性金融結構卻伴隨著貧困程度的上升，但當體制發展得更好時，結果會相反。而楊俊等（2012）運用中國的省級面板數據對金融結構與收入不平等的關系進行了探討，發現直接融資比例提高會降低收入不平等的程度，強調了金融市場對窮人的重要性。他們提到的金融結構皆指融資結構。而林毅夫等（2006a；2009）的經濟發展中的最優金融理論，強調與最優產業結構匹配的最優金融結構，將金融結構概念延展至銀行業結構，突出了大銀行與中小銀行在整個銀行體系中的相對重要性。

二、模型設定和數據說明

本文構建如下基本計量模型來檢驗銀行業結構對貧困、收入不平等的影響：

其中β1、β2及其行向量γ′是待估計的參數與參數向量。μ是非觀測地區效應；ε是誤差項；下標i與t各自代表地區與時間。下面依次對被解釋變量與解釋變量作出說明。

被解釋變量Pov和G a p分別表示貧困和收入不平等。首先，我們用各地區的農村人均實際消費作為貧困Pov的代理變量。雖然貧困發生率測度絕對貧困的直接指標，但不能體現貧困人口的具體生活狀況。崔艷娟等（2012）用人均消費來衡量貧困減緩指標，但沒有考慮到價格因素，我們用扣除價格因素后的農村實際人均消費更能反映窮人的實際生活狀況。其次，城鄉收入差距是我國收入不平等最重要的表現形式，所以用城鄉收入差距來表示收入不平等G a p，數據上用對應扣除價格因素后的城鎮人均實際收入與農村人均實際收入的比率來衡量（葉志強等，2011）。

銀行業結構BS：國外文獻中的金融結構主要指融資結構，即直接融資與間接融資的比例，一般用證券市場總市值與私營部門貸款的比值來衡量（Demirguc-Kunt，2011）。 但是目前中國金融結構是銀行主導型的，所以我們重點考慮林毅夫等（2003；2006b；2008）提出的銀行業結構，即大銀行與中小銀行在整個銀行體系中的地位和重要性，數據上用各地區中小銀行資產總額占全部金融機構資產總額的比重來衡量銀行業結構。

金融發展水平FD：不僅考慮銀行中介的發展水平，還考慮了金融市場的發展水平，所以對銀行貸款/GDP、銀行存款/GDP、股票總市值/GDP與股票成交額/GDP這四個指標進行主成分分析，發現只有一個主成分其對應的特征值大于1，于是我們提取這個主成分所對應的特征向量并形成權重，然后基于這些權重對四個指標進行加權平均，獲得對金融發展水平的綜合測度。具體來說，FD=0.475×（銀行貸款/GDP）＋0.533×（銀行存款/GDP）＋0.502×（股票總市值/GDP）＋0.464×（股票成交額/GDP）①由于篇幅限制，本文省略了主成分詳細結果。。

根據已有文獻，我們依次加入其他控制變量X：（1）經濟增長（Growth），檢驗經濟增長給窮人帶去的涓流效應，數據上用人均實際GDP增長率表示。（2）人力資本（Human），人力資本是擺脫持續性貧困、降低收入不平等不可或缺的重要工具之一，用平均受教育年限來衡量（Beck 等，2007）。（3）非農就業（Emp），中國先采取不平衡的經濟發展戰略推動了工業化和經濟的騰飛，非農業部門的壯大使得貧困農戶有機會進入到非農部門就業或從事非農業生產，提高了非農收入。中國窮人大多數是非熟練勞動力，而中小企業正好給非熟練勞動力提供了大量的非農就業機會，所以用中小企業平均雇傭人數來衡量非農就業。 （4）貿易開放度（Tr a de），用出口總額/GDP衡量（張萃，2011），貿易開放對貧困、收入不平等的影響具有兩面性：一方面，出口增加了窮人的就業機會，有助于工資水平的提高，從而具有減緩貧困、縮小貧困不平等的作用；另一方面，貿易開放可能給經濟體帶來更多的沖擊和不確定性，因此會產生較高的調整成本，例如大量失業，這些因素都將加劇貧困和收入不平等的程度（郭熙保等，2008）。（5）國有化水平（Soe），國有企業一般效率較低，不利于貧困減少和收入不平等縮小，數據上用國有經濟部門產值占GDP的比重衡量（楊俊等，2012）。

銀行業結構數據來自于《各地區金融運行報告》，其中中小銀行是指五大行（中國工商銀行、中國建設銀行、中國農業銀行、中國銀行與中國交通銀行）之外的銀行類金融機構；在構建金融發展水平時，銀行貸款、銀行存款、股票市值、股票成交額數據根據《中國金融年鑒》與Wind資訊數據庫整理；除人力資本數據根據《中國人口統計年鑒》統計、非農就業根據《中國工業經濟統計年鑒》整理外，農村人均消費、城鄉收入差距和其他控制變量數據均根據《中國統計年鑒》整理。由于銀行類金融機構資產的分省數據主要從2005年才開始提供，因此本文數據集其時間跨度選定為2005～2011年。表1給出了相關變量的描述性統計結果。

表1 變量描述性統計結果

三、實證結果與分析

面板數據模型常用的估計方法包括固定效應估計與隨機效應估計兩種。但考慮到中國省份數據并非隨機抽取，我們應當運用固定效應模型而不是隨機效應模型。

（一）銀行業結構與貧困

表2 銀行業結構與貧困的關系

表2報告了銀行業結構對貧困影響的實證結果。列（1）顯示，銀行業結構與貧困顯著相關。列（2）中我們加入金融發展水平，發現銀行業結構和金融發展水平的參數都顯著，說明不僅金融發展總量水平有助于貧困減少，而且金融發展內在結構對貧困減少有顯著影響，表明中小銀行在銀行業中所占的市場份額越大，越有利于貧困減少。為了進一步檢驗銀行業結構對貧困減少的積極影響的穩健性，我們逐步加入其他控制變量：經濟增長、人力資本、非農就業、貿易開放度和國有化水平，我們發現銀行業結構和金融發展水平對貧困減少的影響依然顯著。除了統計上的顯著性外，銀行業結構對貧困的影響在定量分析上也相當可觀，從列（7）中看出，中小銀行比重每提高1個百分點，貧困將減少8.06個百分點。

根據列（7），經濟增長顯著地加劇了貧困，與我們的直覺預期不符。但由于收入分配不平等問題的存在，經濟增長也未必能使窮人生活水平得以改善，不僅如此，分配不公甚至可能使窮人生活狀況變得更加惡劣。可見，當前中國收入分配的不平等問題可能已達到了十分有害的程度。人力資本顯著地促進了貧困減少，符合我們的理論預期。非農就業的系數不顯著為正，與Beck等（2005）的發現一致。Beck等（2005）使用45個國家的樣本數據研究了中小企業與貧困減少之間的關系，發現沒有證據支持中小企業就業對貧困減少的積極影響。我們猜測，中小企業遭受的融資約束導致吸納剩余勞動力的能力不足，限制了其反貧困的有效性。貿易開放度對貧困產生了顯著的消極影響，隨著貿易開放水平的提高，貿易開放對外部震蕩的傳遞性大大增強，這正如2008～2009年國際金融危機對中國經濟帶來極大沖擊一樣，因此貿易開放對減緩貧困的負面影響可能會抵消其正面影響。國有化水平的系數顯著為負，表明國有經濟部門的低效率不利于貧困減少。

（二）銀行業結構與收入不平等

表3報告了銀行業結構對收入不平等影響的實證結果。從列（8）看出，銀行業結構與收入不平等之間的關系顯著。我們在列（9）加入金融發展水平，發現金融發展水平對收入不平等的影響不顯著，但銀行業結構依然顯著，表明相比于金融發展總量水平，金融發展內在結構對收入不平等縮小更為重要。列（10）～（14）我們依次加入經濟增長、人力資本、非農就業、貿易開放度和國有化水平作穩健性檢驗，我們發現，銀行業結構對收入不平等的影響依然顯著，表示中小銀行在銀行業所占的市場份額越大，越有利于收入不平等縮小。列（14）可以看出，中小銀行比重每增加1個百分點，城鄉收入差距將縮小0.3個百分點。人力資本和非農就業都顯著地縮小了城鄉收入差距，金融發展水平、經濟增長、貿易開放度和國有化水平的符號都符合預期，但效果都不顯著。

表3 銀行業結構與收入不平等的關系

（三）機制討論

通過前面的分析，我們看出銀行業結構顯著地減少了貧困、縮小了收入不平等。但我們并不確定銀行業結構影響貧困和收入不平等的機制。為了準確把握其機制，我們必須檢驗銀行業結構與居民收入增長之間的關系。我國政府一貫推行的“開發式扶貧戰略”一直很有特色，使貧困人口通過就業形成自我發展的能力來實現脫貧，為中國反貧困事業創造了奇跡（章奇，2004）。從20世紀80年代開始，農村和城市部門的改革促使了大量農村剩余勞動力流入了鄉鎮企業或城市企業，來自城鎮的務工人員工資性收入已經成為農村居民純收入的重要組成部分。羅楚亮（2010）從收入結構的描述中發現，包括外出務工收入在內的工資性收入增長對于農戶脫離貧困狀態具有重要的貢獻。所以我們也將從收入結構出發，關注農村人均工資性收入的增長情況。接下來我們分別以整體人均實際收入、城鎮人均實際收入、農村人均實際收入、農村人均工資性實際收入的增長作為被解釋變量①整體人均實際收入、城鎮人均實際收入、農村人均實際收入、農村人均工資性實際收入的增長均根據對應收入扣除價格因素得到，數據均來自《中國統計年鑒》。，考察中小銀行對居民收入增長的貢獻率，表4給出了固定效應回歸結果。

表4 銀行業結構與居民收入增長的關系

從列（15）、（16）和（17）的結果可以看出，銀行業結構顯著地促進了整體人均實際收入、城鎮人均實際收入、農村人均實際收入的增長。而且，我們發現中小銀行比重每增長1個百分點，農民人均實際收入增長提高0.104個百分點，大于整體人均實際收入增長的0.073，表明中小銀行給窮人收入增長作出的貢獻率高于對整體居民平均收入水平增長的貢獻率，也就是說，中小銀行帶給窮人的好處遠遠大于整體居民平均水平，更加突出了中小銀行減少貧困的意義。而且，農村人均實際收入增長的0.104遠大于城鎮人均實際收入增長的0.033，可見，中小銀行的確顯著地縮小了城鄉收入差距。

列（18）的結果更值得我們關注。我們發現，中小銀行顯著地促進了農村人均工資性實際收入增長。中小銀行對農村人均工資性實際收入增長的貢獻率為0.203，大概是其對農村人均實際收入增長貢獻率0.104的2倍。這個結果表明，中小銀行更有利于農村人均工資性實際收入的增長，有助于窮人通過就業來脫貧。中國作為發展中大國，窮人大多數是非熟練勞動力和半熟練勞動力，勞動力相對充裕和便宜，而勞動密集型的中小企業正好為窮人提供了大量的就業機會，有利于窮人脫貧。而中小銀行一般為地方性中小金融機構，專門為當地中小企業服務，通過與中小企業保持長期合作，對地方中小企業經營狀況等“軟”信息的掌握程度逐漸增加，這有助于解決存在于中小銀行與中小企業之間的信息不對稱問題，更能解決中小企業的融資難問題，擴大了中小企業的吸納勞動力能力，從而有利于窮人工資性收入增長。這正是中國富有特色的“開發式扶貧模式”。

四、結論性評價

林毅夫的經濟發展中的最優金融結構理論強調，中國在現階段的最優金融結構應該是以地方性中小銀行為主體的銀行業結構來主導的。遺憾的是，目前尚未有文獻來從銀行業結構角度來考察中小銀行與貧困、收入不平等的關系。本文采用中國2005～2011年的省級面板數據，首次對銀行業結構與貧困、收入不平等的關系進行了檢驗。運用固定效應模型，發現中小銀行在銀行業所占的市場份額越大，越有利于貧困減少和收入不平等縮小。事實上，我國金融發展要充分發揮反貧困效應，不僅需要一個與其相適應的金融總體規模，還需要與實體經濟匹配的金融體系內在結構，而且相對來說，金融體系內在結構比金融發展總量水平更為重要。而且，我們的發現豐富了林毅夫的經濟增長中的最優金融結構理論，在中國現階段，提高中小銀行在銀行業中的地位不僅有利于經濟增長，還有利于貧困減少和收入不平等縮小，對我國反貧困事業至關重要。

本文還對銀行業結構對貧困、收入不平等的影響機制進行了分析，得到了諸多有趣的發現。中小銀行市場份額的上升，有利于整體人均實際收入、城鎮人均實際收入、農村人均實際收入、農村人均實際工資性收入的增長，而且中小銀行對其貢獻率從大到小依次為：農村人均工資性實際收入增長，農村人均實際收入增長，整體人均實際收入增長，城鎮人均實際收入增長，更加突出了中小銀行對貧困減少、收入不平等縮小的積極意義。

改革開放以來，中國的金融發展總量水平得到了顯著提高，但金融發展內在結構的調整過于滯緩。目前中國資本市場發展緩慢，是典型的銀行主導性金融結構，但大型國有商業銀行在銀行業中處于壟斷地位，地方性中小銀行發展滯后，金融發展并不均衡，以至于對貧困減少、收入不平等縮小的積極作用大大受到制約。因此，本文的政策含義顯而易見：改善銀行業結構，核心就是逐步提高中小銀行在銀行業中的地位、建立以地方性中小銀行為主體的銀行業結構。

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