農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響研究

孟兆娟

（1.華南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，廣州 510642；2.廣東海洋大學 經(jīng)濟管理學院，廣東 湛江 524088）

0 引言

我國金融發(fā)展的特殊性體現(xiàn)在：城鄉(xiāng)金融市場分割及農(nóng)村金融發(fā)展滯后。作為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的核心，農(nóng)村金融發(fā)展水平提高，有利于提高農(nóng)村居民獲得金融資源的機會，因而有利于改善城鄉(xiāng)收入差距。改革開放30年來我國農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)可能隨時間而改變,已有研究實質(zhì)上假定農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響在不同的地域維度和時間維度具有同質(zhì)性。這種假定是否成立，缺乏相關(guān)的檢驗進行驗證。本文利用我國1988～2009年省際面板數(shù)據(jù),以Hansen（1999）提出的“門檻回歸”模型為分析工具,針對農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響進行實證分析,并就農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距是否具有非線性影響及相應(yīng)門檻值進行實證檢驗和估計。

1 模型設(shè)定

Hansen(1999)提出的面板門檻模型可用于判斷變量之間的影響關(guān)系是否具有非線性特征，通過根據(jù)數(shù)據(jù)自身特點內(nèi)生地選擇變量的門檻值，可以分析在不同區(qū)制內(nèi)變量間的關(guān)系是否發(fā)生改變。該方法的優(yōu)點是：門檻變量可以根據(jù)經(jīng)濟意義外生選定，不需要事先判定變量間非線性關(guān)系的具體形式，變量間關(guān)系發(fā)生結(jié)構(gòu)突變的門檻值及個數(shù)完全由數(shù)據(jù)自身內(nèi)生決定。還可以根據(jù)漸進分布理論建立待估參數(shù)的置信區(qū)間，并運用bootstrap方法估計門檻值是否具有統(tǒng)計顯著性。由于多門檻判定原理與單一門檻相同，下面將以單一門檻為例說明面板門檻回歸的基本思想及步驟，相關(guān)結(jié)論同樣適用于多門檻模型。

1.1 模型設(shè)定

Hansen的單一門檻模型可以設(shè)定如下：

其中，i代表不同省份，t代表年份，yi代表被解釋變量，在本文中指的是城鄉(xiāng)收入差距，xit代表控制變量，β代表相應(yīng)的系數(shù)向量。git代表門檻變量，τ代表門檻值。I（·）代表指示函數(shù)，當git≤τ時，I（·）=1，當git＞τ時，I（·）=0。eit是隨機干擾項，eit～iid(0,σ2)。

1.2 門檻值的確定

由于事先并不知道門檻值是多少，因而可將門檻變量的每一個值都視為未知的門檻值τ，利用最小二乘法計算參數(shù)的估計值，并計算殘差平方和：

S1（τ）=ei(τ)′ei(τ)。

最優(yōu)的門檻值τ應(yīng)該滿足S1（τ）在所有的殘差平方和中最小，即：τ∧=argminS1(τ)。當門檻值確定后，可以進一步得出模型中的其他參數(shù)估計值。

1.3 顯著性檢驗

確定門檻值之后，根據(jù)門檻值可將樣本劃分為不同區(qū)制。不同區(qū)制內(nèi)部門檻變量與被解釋變量間的關(guān)系是否真的發(fā)生結(jié)構(gòu)改變，還需要進行顯著性檢驗。如果發(fā)生結(jié)構(gòu)變化，這種變化必然體現(xiàn)在模型的參數(shù)估計值上。因而，零假設(shè)可以設(shè)為：

S0代表零假設(shè)成立時的殘差平方和。然而，利用（3）式進行統(tǒng)計檢驗面臨的問題是：由于在零假設(shè)下τ∧是無法識別的，這將導致傳統(tǒng)的檢驗統(tǒng)計量在大樣本條件下并非“卡方分布”，因而無法得到分布的臨界值。Hansen(1999)提出可以采用“自抽樣法”獲得P值?；舅枷胧牵涸诮忉屪兞亢烷T檻值已知的情況下，模擬產(chǎn)生因變量序列（該序列滿足N(0,e∧2)，e∧2是式（1）中的殘差平方和）。利用得到的自抽樣樣本，可以得到模擬的LM統(tǒng)計量。Hansen認為，自抽樣1000次后，模擬的LM統(tǒng)計量大于式（3）的F統(tǒng)計量的次數(shù)與自抽樣次數(shù)的比率，就類似于相伴概率P值。

1.4 門檻的估計值是否等于真實值的檢驗

當發(fā)現(xiàn)某一變量對另一變量具有非線性影響時，還需要對門檻的估計值是否等于真實值進行檢驗。原假設(shè)是：H0:τ∧=τ，對應(yīng)的似然比統(tǒng)計量為：

LR1(τ)為非標準正態(tài)分布。在顯著性水平為a時，當時，不能拒絕原假設(shè)。

2 實證分析

2.1 變量選擇與數(shù)據(jù)說明

2.1.1 因變量：城鄉(xiāng)收入差距

參照通常的做法，城鄉(xiāng)收入差距采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比來衡量。影響城鄉(xiāng)收入差距的變量主要包括農(nóng)村金融發(fā)展水平、經(jīng)濟增長水平和其它控制變量。

2.1.2 門檻變量：農(nóng)村金融發(fā)展

農(nóng)村金融發(fā)展表現(xiàn)為金融規(guī)模的擴大、金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化及金融效率的提高。但對于農(nóng)村經(jīng)濟主體而言，非銀行金融資產(chǎn)在金融資產(chǎn)總額中所占比重微乎其微，信貸資金幾乎是農(nóng)村金融資產(chǎn)的全部內(nèi)容。囿于省際農(nóng)村金融數(shù)據(jù)的收集難度以及數(shù)據(jù)可獲得性，本文用農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比值代表各個地區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展水平，指標值越大，代表該地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展水平越高。從變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，農(nóng)業(yè)貸款占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比重平均為21.2%，最小值只有0.59%，最大值是147.6%。由此可見，農(nóng)村金融發(fā)展在各地區(qū)（時期）發(fā)展差異非常大。

2.1.3 其它控制變量

（1）經(jīng)濟增長。城鄉(xiāng)收入差距還會受到經(jīng)濟增長的影響。本文用人均GDP代表經(jīng)濟增長水平。因為其他變量是比值，將人均GDP取對數(shù)處理。

（2）就業(yè)機會。一般來說，在第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)獲得的收入要低于在第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)獲得的收入。本文采用第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比率表示就業(yè)機會。指標值越低，說明農(nóng)民在第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)的機會越大，城鄉(xiāng)收入差距可能越小。

（3）政府財政支持。采用政府財政支農(nóng)支出占財政支出的比重衡量政府對農(nóng)村經(jīng)濟主體的支持力度，該比值越大，說明政府對農(nóng)村經(jīng)濟主體的財政支持越多。政府的財政支持可能成為城鄉(xiāng)收入差距縮小的有利因素。

因為2010年后農(nóng)業(yè)貸款統(tǒng)計口徑改變，實證數(shù)據(jù)取自全國31個省（市、自治區(qū)）1988～2009年的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)全部來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》（2010）以及各省份歷年的統(tǒng)計年鑒。

表1 變量的匯總說明

表2 變量的描述性統(tǒng)計

2.2 實證檢驗結(jié)果

2.2.1 通常的線性回歸結(jié)果

為便于比較分析，首先按照通常做法，不考慮農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距可能具有的非線性影響，回歸結(jié)果如表3所示?？梢钥闯觯r(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著影響，異方差穩(wěn)健估計量在1%的統(tǒng)計水平下顯著。如果不考慮非線性影響的可能性，樣本期內(nèi)農(nóng)村金融發(fā)展水平提高1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距擴大0.2個百分點。樣本期內(nèi)農(nóng)村金融發(fā)展擴大了城鄉(xiāng)收入差距，這和目前大多數(shù)的實證研究結(jié)論一致，但并不符合金融發(fā)展影響收入分配的微觀邏輯推理。農(nóng)村金融發(fā)展提高農(nóng)民這一弱勢經(jīng)濟主體獲取金融資源的機會，但卻造成城鄉(xiāng)收入差距擴大的客觀效應(yīng)，這不能不說是匪夷所思的。

表3 不考慮非線性影響的一般回歸分析（異方差穩(wěn)健估計量）

2.2.2 考慮非線性關(guān)系的門檻回歸結(jié)果

如何解決理論推理與實證結(jié)論的矛盾，方法之一是對模型設(shè)定模式或采用的實證研究方法進行修正。既有研究只考慮農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的線性影響，很可能是把問題過于簡化了。鑒于此，重新采用Hansen(1999)的門檻回歸模型進行實證分析。門檻回歸模型的優(yōu)點是：雖然側(cè)重考察農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距是否具有非線性影響，但并不否認二者之間線性關(guān)系的可能性，如果單一門檻不能通過顯著性檢驗，則說明二者間的關(guān)系很可能是線性的，否則就是非線性的。門檻檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 門檻檢驗結(jié)果

采用bootstrap反復抽樣1000次后，發(fā)現(xiàn)無論是單一門檻假設(shè)還是雙重門檻假設(shè)都通過了顯著性水平1%的檢驗，農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響是非線性的猜想得到證實。下面，將基于兩個門檻的面板門檻回歸結(jié)果進行分析。

表5 門檻值估計結(jié)果

從門檻值估計結(jié)果可以看出，當農(nóng)村金融發(fā)展水平為0.1341和0.2541時，農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)發(fā)生了轉(zhuǎn)變。依據(jù)這兩個門檻值將農(nóng)村金融發(fā)展水平劃分為三個區(qū)制：農(nóng)村金融發(fā)展落后階段（nj≦0.1341）、農(nóng)村金融中等發(fā)達階段(0.1341＜nj≦0.2541)和農(nóng)村金融發(fā)展發(fā)達階段(nj＞0.2541)。（1）農(nóng)村金融發(fā)展落后階段，農(nóng)村金融發(fā)展有利于城鄉(xiāng)收入差距縮小且影響效應(yīng)最大。農(nóng)村金融發(fā)展變量在1%的統(tǒng)計水平下顯著，參數(shù)估計值是-1.7452，說明農(nóng)村金融發(fā)展水平提高1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距下降1.7452個百分點。這個階段，農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響不僅超過其他三個變量也超過另外兩個階段。（2）農(nóng)村金融發(fā)展中等發(fā)達階段，農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距同樣具有負向影響，但影響效應(yīng)明顯小于農(nóng)村金融發(fā)展落后階段。農(nóng)村金融發(fā)展變量在1%的統(tǒng)計水平下顯著，參數(shù)估計值是-0.4792，表明農(nóng)村金融發(fā)展提高1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距下降0.4792個百分點。與其它變量相比，這個階段農(nóng)村金融發(fā)展成為影響城鄉(xiāng)收入差距的“次要因素”，就業(yè)機會和政府財政支持超過農(nóng)村金融發(fā)展成為影響城鄉(xiāng)收入差距最重要的變量。（3）農(nóng)村金融發(fā)展發(fā)達階段，農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響既不具有經(jīng)濟顯著性也不具有統(tǒng)計顯著性，變量的P值是0.9440，參數(shù)估計值是0.0051。上述實證分析結(jié)果充分說明，農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有復雜的非線性關(guān)系，既有研究可能由于過于簡化二者間的關(guān)系，由此導致理論推理與實證研究結(jié)論的矛盾。

門檻回歸結(jié)果同樣匯報了其它變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)。可以發(fā)現(xiàn)，除農(nóng)村金融發(fā)展因素外，就業(yè)、政府財政支持及經(jīng)濟增長也是影響城鄉(xiāng)收入差距的顯著變量。第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例的增大，擴大了城鄉(xiāng)收入差距；政府財政支農(nóng)支出比例的擴大，縮小了城鄉(xiāng)收入差距；經(jīng)濟增長水平的提高，擴大了城鄉(xiāng)收入差距。

2.2.3 進一步討論與解釋

長期以來，我國城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)及農(nóng)村金融發(fā)展滯后使農(nóng)村居民受到更為嚴重的信貸約束，城鄉(xiāng)居民獲取金融資源機會不均等很大程度上加劇了城鄉(xiāng)收入差距。由于本文以農(nóng)業(yè)貸款占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平，因此實證結(jié)果說明：農(nóng)村金融信貸資源對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在顯著的邊際效應(yīng)遞減現(xiàn)象，這進一步印證了金融發(fā)展影響收入分配的微觀邏輯。農(nóng)村金融發(fā)展落后階段，農(nóng)民獲取金融資源極不容易，城鄉(xiāng)居民獲取金融資源機會不均等的現(xiàn)象最嚴重，此時農(nóng)村金融發(fā)展水平提高能夠緩解由金融資源獲取機會不均等引致的各種機會不均等現(xiàn)象，因而對城鄉(xiāng)收入差距的影響最大。農(nóng)村金融發(fā)展中等發(fā)達階段，城鄉(xiāng)居民機會不均等現(xiàn)象伴隨農(nóng)村金融發(fā)展水平提高大為緩解，農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響相對減弱，政府財政支持、第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)機會等因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響超過了農(nóng)村金融發(fā)展的影響。農(nóng)村金融發(fā)展發(fā)達階段，農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距沒有顯著影響，可能的原因是：這個階段，伴隨信貸投放數(shù)量增加，農(nóng)民所受信貸配給緩解，城鄉(xiāng)居民金融資源獲取機會不均等現(xiàn)象逐漸減少甚至消除，農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)也隨之不再顯著。

表6 門檻面板模型的參數(shù)估計結(jié)果（異方差穩(wěn)健估計量）

3 結(jié)論

金融發(fā)展對收入分配的影響，在于金融發(fā)展是否能使所有群體得到均等的金融資源獲取機會。本文基于中國1988～2009年31個省際單位的面板數(shù)據(jù)，運用Hansen（1999）提出的門檻回歸這一非線性計量研究方法，以農(nóng)村金融發(fā)展水平作為門檻變量，檢驗了我國農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)。實證結(jié)果證明農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)出顯著的非線性關(guān)系。農(nóng)村金融發(fā)展落后階段，農(nóng)村金融發(fā)展有利于降低城鄉(xiāng)收入差距且影響效應(yīng)最強；農(nóng)村金融發(fā)展中等發(fā)達階段，農(nóng)村金融發(fā)展仍然有利于降低城鄉(xiāng)收入差距但影響效應(yīng)明顯減弱；農(nóng)村金融發(fā)展發(fā)達階段，農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距不再具有顯著影響。

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