城市金融業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收的非線性影響
——基于湖南省14個(gè)地級(jí)市的門限回歸分析

張 琦，邱棋政

(湖南工商大學(xué) 財(cái)政金融學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410205)

一、引言

中國(guó)是世界上最大的發(fā)展中國(guó)家之一，擁有遼闊的土地和豐富的物產(chǎn)，作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大國(guó)，農(nóng)村人口在中國(guó)總?cè)丝谥幸恢倍颊紦?jù)著較大的比重。隨著國(guó)家改革開放的力度逐漸加大，城市現(xiàn)代化的進(jìn)程逐步加快，城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡、城鄉(xiāng)貧富差距兩極化等問題日益嚴(yán)重。在解決城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡等問題上，以農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民為首的“三農(nóng)”問題格外突出，“三農(nóng)”問題成為制約中國(guó)城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的重大問題。如何有效地解決“三農(nóng)”問題，讓農(nóng)業(yè)好起來、讓農(nóng)村美起來、讓農(nóng)民富起來，是歷屆黨和政府工作的重點(diǎn)。2020年是國(guó)家全面脫貧的決勝年，“三農(nóng)”問題的有效解決對(duì)全面脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的取勝至關(guān)重要。

城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡問題的重點(diǎn)是“三農(nóng)”問題，而“三農(nóng)”問題的核心是農(nóng)民問題，因此，解決中國(guó)城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡問題的關(guān)鍵在于解決農(nóng)民問題，正如李克強(qiáng)總理強(qiáng)調(diào)，中國(guó)問題的最終解決，關(guān)鍵就在于農(nóng)民問題的根本解決。本文從金融發(fā)展的角度來研究湖南省各地級(jí)市金融業(yè)的發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民純收入水平的影響具有重要意義。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述與理論機(jī)制分析

(一)相關(guān)文獻(xiàn)綜述

本文基于大量國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)的閱讀，在研究金融業(yè)發(fā)展如何影響農(nóng)民增收的問題上，大致可以分為以下兩個(gè)方面。

1.金融業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收的直接影響

金融業(yè)的發(fā)展可以直接作用于個(gè)人，從而促進(jìn)農(nóng)民純收入水平提高。對(duì)于金融業(yè)的發(fā)展與國(guó)民收入兩者之間關(guān)系的研究中，Greenwood等(1990)[1]、Robert 等(2006)[2]和李德荃(2018)[3]通過研究認(rèn)為，金融業(yè)的發(fā)展與國(guó)民收入兩者之間存在著一種非線性關(guān)系，若金融業(yè)的發(fā)展水平超過某一臨界值時(shí)，可以直接促進(jìn)國(guó)民收入的增加，并且劉賽紅和朱建(2017)[4]認(rèn)為金融業(yè)的發(fā)展對(duì)國(guó)民收入的影響具有長(zhǎng)期效應(yīng)。而在金融業(yè)發(fā)展對(duì)低收入人群影響的相關(guān)研究中，Maurer 和Haber(2007)[5]認(rèn)為，金融業(yè)的發(fā)展不僅不會(huì)使得低收入人群的收入增多，反而會(huì)使得社會(huì)收入分配的差距擴(kuò)大，與Maurer等人持相反觀點(diǎn)的Zeira(1993)[6]則認(rèn)為，金融業(yè)的發(fā)展可以通過放松對(duì)信貸約束的條件使低收入人群獲利；Clarke(2003)[7]和 Mookerjee等(2010)[8]認(rèn)為，金融業(yè)的發(fā)展有利于縮小收入差距，并且金融業(yè)服務(wù)的可獲得性越高，收入差距越小。

在關(guān)于金融業(yè)如何促進(jìn)國(guó)民收入增加的相關(guān)研究中，曾之明(2018)[9]認(rèn)為金融業(yè)的數(shù)字普惠化發(fā)展能有效地降低獲得金融服務(wù)的門檻和成本，對(duì)城鄉(xiāng)居民的收入具有較好的調(diào)節(jié)作用。張敬石和郭沛(2011)[10]通過建立VAR 模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融業(yè)通過發(fā)展效率和發(fā)展規(guī)模來影響農(nóng)民的純收入水平。王虎和范從來(2006)[11]則基于對(duì)中國(guó)1980—2004年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，金融業(yè)的發(fā)展通過資本積累、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)和勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移等多個(gè)方面共同促進(jìn)國(guó)民收入的增加。

2.金融業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收的間接影響

大量的研究結(jié)果表明，金融業(yè)除了可以直接影響農(nóng)民的收入水平，還可以通過自身的發(fā)展來影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，進(jìn)而間接影響農(nóng)民的純收入水平，因此在討論金融業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響的問題時(shí)，研究金融業(yè)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系顯得尤為重要。

關(guān)于金融業(yè)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間關(guān)系的研究中，劉智勇和儲(chǔ)燕焰(2019)[12]基于對(duì)中國(guó)30個(gè)省份2000—2016年面板數(shù)據(jù)的研究認(rèn)為，金融業(yè)發(fā)展與國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在明顯的倒“U”形關(guān)系，并且這種倒“U”形關(guān)系會(huì)根據(jù)地區(qū)劃分的不同而表現(xiàn)出較大的差異性，其中，相較于我國(guó)西部地區(qū)，東中部地區(qū)的金融業(yè)發(fā)展對(duì)當(dāng)?shù)貒?guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)效果更為明顯。焦晉鵬(2018)等[13]基于黑龍江1978—2015年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融體系的發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)存在著長(zhǎng)期協(xié)同關(guān)系，擴(kuò)大農(nóng)村金融體系規(guī)模和提高金融效率均能顯著地促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

而對(duì)于金融業(yè)如何促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)研究中，學(xué)者們的看法不一。趙春萍和于雪(2011)[14]認(rèn)為金融業(yè)的發(fā)展主要通過兩個(gè)方面對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生正向作用，其一體現(xiàn)在金融業(yè)的發(fā)展能直接促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)；其二體現(xiàn)在金融業(yè)的發(fā)展帶動(dòng)了相關(guān)行業(yè)的發(fā)展，可以間接促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。而盧珍菊(2011)[15]、張建輝(2011)[16]以及呂鷹飛和林秀梅(2012)[17]則分別以廣西、廣東和吉林的金融業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀為研究對(duì)象，認(rèn)為金融業(yè)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用是通過影響相關(guān)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)來實(shí)現(xiàn)的。Gurley(1955)[18]和Raymond(1969)[19]運(yùn)用貨幣供給理論來解釋金融業(yè)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，Ross Levine(1997)[20]則認(rèn)為金融業(yè)是通過規(guī)避 、分散和聚集資源的方式來促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

(二)理論機(jī)制分析

根據(jù)上述對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn)，金融業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民純收入水平的影響存在著直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，其中，直接效應(yīng)是指金融業(yè)發(fā)展有助于降低金融服務(wù)門檻或信貸約束條件以促進(jìn)國(guó)民收入的增加，從而直接使得農(nóng)民純收入水平的提高；而間接效應(yīng)是指金融業(yè)通過促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展進(jìn)而帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，使得國(guó)民收入增加，間接提高農(nóng)民的純收入水平。

在眾多關(guān)于金融業(yè)發(fā)展帶來直接效應(yīng)的相關(guān)研究中，線性與非線性均有涉及。例如，以Zeira(1993)[6]、Maurer等(2007)[5]為代表的學(xué)者認(rèn)為金融業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民純收入水平的影響表現(xiàn)為正向或者負(fù)向的線性關(guān)系，即金融業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民純收入水平的影響是正向促進(jìn)還是負(fù)向抑制；而以Greenwood等(1990)[1]、Ronert等(2006)[2]和李德荃等等(2018)[3]為代表的學(xué)者則認(rèn)為金融業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民純收入水平的影響是介于正向或者負(fù)向關(guān)系之間的一種非線性關(guān)系，具體表現(xiàn)為金融業(yè)發(fā)展的階段不同，對(duì)農(nóng)民純收入的影響也不同。比較經(jīng)典的非線性關(guān)系如Greenwood等(1990)[1]認(rèn)為金融業(yè)發(fā)展與農(nóng)民收入水平之間表現(xiàn)為倒“U”形的非線性關(guān)系，李德荃(2018)[3]則認(rèn)為這兩者之間存在門限效應(yīng)的非線性關(guān)系。而在間接效應(yīng)的大多數(shù)研究中，同樣存在著線性和非線性兩種影響。但是，隨著近些年相關(guān)研究的深入和數(shù)據(jù)分析技術(shù)的進(jìn)步，越來越多的實(shí)證結(jié)果表明這種直接效應(yīng)和間接效應(yīng)更傾向于表現(xiàn)為非線性關(guān)系。

本文基于對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律的思考，認(rèn)為金融業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民純收入水平的影響并非線性，而是非線性的，并且這種影響以階段性的形式表現(xiàn)出來，其階段性結(jié)果則是通過直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的相互作用共同實(shí)現(xiàn)的；另外，由于各地金融業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀相差較大，因此，為了更準(zhǔn)確地了解湖南省各地級(jí)市的實(shí)際情況，以一種全新視角來研究湖南省各地級(jí)市金融業(yè)發(fā)展與農(nóng)民增收之間的關(guān)系，為“三農(nóng)問題”中農(nóng)民問題的真正解決提供有效的理論支持，本文在已有文獻(xiàn)分析的基礎(chǔ)上，構(gòu)造門限回歸模型來研究湖南省各地級(jí)市金融業(yè)發(fā)展水平與農(nóng)民純收入之間的非線性關(guān)系，具有重要意義。

三、模型構(gòu)造

(一)相關(guān)變量

本文選取的相關(guān)解釋變量和被解釋變量均來源于《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》、湖南省各地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒及統(tǒng)計(jì)年報(bào)?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文主要選取湖南省各地級(jí)市2007—2017年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。

1.解釋變量與被解釋變量

(1)被解釋變量的選取。

本文選取湖南省各個(gè)地級(jí)市農(nóng)民的人均純收入(income)作為被解釋變量，用來描述各個(gè)地級(jí)市農(nóng)民的純收入水平。自然對(duì)數(shù)化處理，記為lnincome。

(2)解釋變量的選取。

本文選取的核心解釋變量為金融業(yè)發(fā)展水平(選為門限變量，記為fin)，核心解釋變量的選取對(duì)本文構(gòu)造門限回歸模型及相應(yīng)的門限回歸分析是尤為重要的。通常來說，想要完整地反映金融業(yè)發(fā)展?fàn)顩r并不適合采用單一變量法來描述，需要構(gòu)建一套由多個(gè)變量而構(gòu)成的組合才能較好地描述金融業(yè)發(fā)展水平，例如：傅鵬和張鵬(2016)[21]在對(duì)農(nóng)村金融業(yè)發(fā)展?fàn)顩r的描述中，選用了農(nóng)村金融業(yè)發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融業(yè)發(fā)展效率等兩個(gè)維度的變量組合；而高揚(yáng)和李云海(2020)[22]則通過銀行、股市以及風(fēng)險(xiǎn)投融資渠道等三個(gè)維度變量的選取為組合來描述城市金融業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r。本文綜合考慮湖南省各地級(jí)市金融機(jī)構(gòu)與非金融機(jī)構(gòu)相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性以及模型建設(shè)的便捷性，選擇單一變量表示法來衡量金融業(yè)發(fā)展水平，并參考余玲錚(2012)[23]、周立和胡鞍鋼(2002)[24]對(duì)城市金融業(yè)發(fā)展?fàn)顩r相關(guān)指標(biāo)的選取辦法，采用湖南各地級(jí)市年末金融機(jī)構(gòu)存貸款總額與該地級(jí)市當(dāng)年GDP總額的比值作為衡量當(dāng)?shù)亟鹑跇I(yè)發(fā)展水平的指標(biāo)。

除了選取金融業(yè)發(fā)展水平作為核心解釋變量(門限變量)外，本文還選擇了其他多項(xiàng)與被解釋變量農(nóng)民純收入水平相關(guān)的解釋變量作為控制變量，具體內(nèi)容如下：

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdp)：一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與該地區(qū)農(nóng)民收入水平高低是呈正向關(guān)系的，一般來說地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，那么地區(qū)內(nèi)的農(nóng)民收入水平也相應(yīng)越高。衡量一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低，可以看該地區(qū)的GDP生產(chǎn)總值，也可以看一個(gè)地區(qū)的人均生產(chǎn)總值，相對(duì)來說，地區(qū)的GDP生產(chǎn)總值較為籠統(tǒng)，而人均生產(chǎn)總值更為細(xì)致，更為全面。因此，本文選用各地級(jí)市的人均gdp作為衡量指標(biāo)來表示湖南省各個(gè)地級(jí)市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。自然對(duì)數(shù)化處理，記為lngdp。

城市化水平(cit)：衡量一個(gè)地區(qū)城市化水平的變量很多，但考慮到數(shù)據(jù)的易得性和數(shù)據(jù)種類的多樣性，本文選擇以湖南省各個(gè)地級(jí)市非農(nóng)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎档陌俜謹(jǐn)?shù)用來衡量各個(gè)低級(jí)市的城市化發(fā)展水平。

政府的支農(nóng)支出程度(gov)：政府對(duì)農(nóng)民收入水平提高最直接的影響是對(duì)地區(qū)農(nóng)村農(nóng)業(yè)的財(cái)政支出，政府支農(nóng)支出越高，農(nóng)民直接獲得的收益越大，農(nóng)民人均純收入水平增長(zhǎng)得越高。本文選取湖南省各地級(jí)市政府對(duì)農(nóng)林水事務(wù)的支出占政府財(cái)政支出總額的百分比來衡量政府的支農(nóng)支出程度。

城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平(INV)：城市的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平可以直接反映出城市的整體建設(shè)現(xiàn)狀，從而影響外來投資者對(duì)城市的投資預(yù)期。一個(gè)城市的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的程度越高，可以吸引外來投資者對(duì)該城市進(jìn)行投資建設(shè)的資本就越多，為城市帶來了更多就業(yè)機(jī)會(huì)，從而間接地提高了農(nóng)民的收入水平；另外，城市的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平不同，對(duì)農(nóng)民收入變化帶來的效果也不同。由于年末全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額中城鎮(zhèn)投資所占份額遠(yuǎn)大于農(nóng)村投資所占份額，對(duì)農(nóng)民收入的影響也更大，因此，本文基于已有文獻(xiàn)的思考，參考趙錦春和謝建國(guó)(2013)[25]等人對(duì)城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相關(guān)變量的選取，選擇湖南省各地級(jí)市年末全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額作為衡量城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的指標(biāo)。自然對(duì)數(shù)化處理，記為lnINV。

2.相關(guān)變量的描述性分析

通過STATA對(duì)湖南省各地級(jí)市2007—2017年的主要變量進(jìn)行描述性分析，得到結(jié)果如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

由表1所示，湖南省的農(nóng)村居民人均收入的水平較低，平均為8440.43元 /年，標(biāo)準(zhǔn)差為4815.98，人均純收入的最小值為2254.66元 /年，最大值為27360.00元 /年，最小值與最大值兩者之間差額較大，說明湖南省各個(gè)地級(jí)市的農(nóng)村發(fā)展水平之間存在著區(qū)域差異。

其次，湖南省各地級(jí)市的人均生產(chǎn)總值相差較大，各地級(jí)市人均生產(chǎn)總值為31566.34元 /年，標(biāo)準(zhǔn)差為22403.97，最小值與最大值之間的差額為126555.24元/年。另外，湖南省各個(gè)地級(jí)市金融發(fā)展水平總體較高，其平均值為1.61，部分地區(qū)最高能達(dá)到3.15，最低為0.76。

再者，湖南省各個(gè)地級(jí)市的城市化水平相差較大，平均為0.460，城市化水平較高的地級(jí)市達(dá)到0.776的城市化率，而城市化水平較低的地級(jí)市僅有0.290?？傮w來看，湖南省對(duì)農(nóng)業(yè)支持的程度和支農(nóng)水平較低，政府支農(nóng)支出程度gov平均為總支出的0.117，部分地區(qū)僅為0.058。

湖南省各個(gè)地級(jí)市的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平總體上較好，年末用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的總額平均為1152.02億 /年，最大值為7567.77億 /年，最小值為83.32億 /年，最大與最小值之間的差額值為7484.45億 /年，差額值較大，說明湖南省各地級(jí)市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平之間存在著較大的差異性，地區(qū)差異明顯。

(二)模型的構(gòu)造

1.基本計(jì)量模型的構(gòu)造

為了便于研究金融業(yè)發(fā)展水平與農(nóng)民純收入水平之間的非線性關(guān)系，本文首先對(duì)金融業(yè)發(fā)展水平(finit)與農(nóng)民純收入水平(lnincomeit)之間構(gòu)造基本計(jì)量模型，如下：

lnincomeit=αi+β1finit+εit

(1)

引入控制變量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lngdpit)、城市化水平(citit)、政府的支農(nóng)支出程度(govit)以及城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平(lnINVit)后的基本計(jì)量模型，如下：

lnincomeit=αi+β1finit+β2lngdpit+β3citit+β4govit+β5lnINVit+εit

(2)

其中，i表示城市 (i=1,2,…,14)，t表示時(shí)間(t=1,2,…,11)；εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.單一門限回歸模型的構(gòu)造

由Hansen(1999)[26]提出的個(gè)體固定效應(yīng)變截距面板門限模型，其單一門限模型為：

Yit=αi+Zitδ+I(qit≤γ)β1Xit+I(qit>γ)β2Xit+εit

(3)

其中，i=1,2,…,N；t=1,2,…,T；Yit是被解釋變量；qit是門限變量；γ是待估門限值；Zit是控制變量；δ不受門限值的影響；Xit是外生解釋變量；I(qit>γ)是示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)中qit≤γ成立時(shí)，I(qit≤γ)=1，I(qit>γ)=0；當(dāng)括號(hào)中qit>γ成立時(shí)，I(qit≤γ)=0，I(qit>γ)=1。β1和β2是門限效應(yīng)的待估系數(shù)；αi代表個(gè)體效應(yīng)；εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，獨(dú)立同分布，且與外生變量Xit不相關(guān)。

根據(jù)上述單一門限回歸模型的構(gòu)造，本文對(duì)農(nóng)民純收入(lnincomeit)、金融業(yè)發(fā)展水平(finit)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lngdpit)、城市化水平(citit)、政府的支農(nóng)支出程度(govit)以及城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平(lnINVit)等指標(biāo)進(jìn)行單一門限回歸模型構(gòu)造，其構(gòu)造的模型如下：

lnincomeit=αi+δ1lngdpit+δ2citit+δ3lnINVit+I(finit≤γ)β1govit+I(finit>γ)β2govit+εit

(4)

其中，i表示湖南省各地級(jí)市(i=1,2,…,14)，t表示時(shí)間(t=1,2,…,11)。

3.對(duì)門限效應(yīng)的估計(jì)檢驗(yàn)

在通過對(duì)各個(gè)指標(biāo)進(jìn)行門限模型的構(gòu)造以及相應(yīng)變量門限估計(jì)值的計(jì)算后，需對(duì)這些門限估計(jì)值進(jìn)行門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)；另外，還需檢驗(yàn)門限估計(jì)值與真實(shí)值之間是否存在差異以及差異大小等問題。

(1)門限效應(yīng)檢驗(yàn)。

原假設(shè)H0：β1=β2；備擇假設(shè)H1：β1≠β2。如果原假設(shè)β1=β2成立，那么不存在門限效應(yīng)的。反之，則存在門限效應(yīng)的。

根據(jù)Hansen(1999)[26]構(gòu)建的LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

(5)

(2)門限值檢驗(yàn)。

當(dāng)門限效應(yīng)檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè)，說明模型存在門限效應(yīng)，則還需對(duì)門限估計(jì)值做門限值檢驗(yàn)。

對(duì)應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

(6)

四、金融業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民純收入水平影響的實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

為了保證模型估計(jì)結(jié)果有效、可信，首先需要對(duì)模型所涉及的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用常用的同根檢測(cè)方法(LLC檢驗(yàn))和異根檢測(cè)方法(ADF檢驗(yàn))進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示。

表2 單位根檢驗(yàn)的結(jié)果

根據(jù)表2面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，lnincome、fin、lngdp、cit、gov、lnINV均通過1%的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，故本文模型涉及的所有數(shù)據(jù)均通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

(二)構(gòu)造門限回歸模型

基于面板數(shù)據(jù)均通過單位根檢驗(yàn)，為了使門限回歸模型構(gòu)造的更貼合實(shí)際，必須區(qū)分出固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型中的哪一種更為適合用來構(gòu)造門限回歸模型。因此，本文通過采用Hausman檢驗(yàn)來對(duì)固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，并根據(jù)模型檢驗(yàn)結(jié)果來選出更為合適的模型來構(gòu)造門限回歸模型。

本文通過STATA軟件進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，并得出相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，如表3和表4所示。

表3 Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果(1)

由表3 Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果(1)可知，包括金融業(yè)發(fā)展水平在內(nèi)的所有變量對(duì)農(nóng)民純收入水平都起到正向的促進(jìn)作用。無論是將湖南省各個(gè)地級(jí)市的金融業(yè)發(fā)展水平與農(nóng)民純收入水平單獨(dú)進(jìn)行Hausman回歸檢驗(yàn)，還是加入地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府支農(nóng)支出水平、城市化水平以及城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平等控制變量，地區(qū)金融業(yè)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民純收入水平均表現(xiàn)出正向并且顯著的促進(jìn)作用。

表4 Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果(2)

由表4 Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果(2)可得：χ2(6)=(b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)=29.26，其對(duì)應(yīng)的P值為0.0001，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，可以選擇固定效應(yīng)模型來構(gòu)造門限回歸模型。

(三)門限面板模型的檢驗(yàn)與估計(jì)

1.門限值的選定

本文通過STATA軟件來對(duì)湖南省14個(gè)地級(jí)市的金融發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民純收入水平的影響進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)。為了使檢驗(yàn)結(jié)果更加準(zhǔn)確，本文僅對(duì)金融業(yè)發(fā)展水平這一核心解釋變量依次進(jìn)行單一門限和雙重門限的門限效應(yīng)檢驗(yàn)，兩種門限效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果如表5所示。

表5 門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

由表5可以看出，以金融業(yè)發(fā)展水平為門限變量,并以此來進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)，在單一門限模型的門限檢驗(yàn)下，模型估計(jì)結(jié)果能夠通過10%的顯著性水平；但在雙重門限模型的門限效應(yīng)檢驗(yàn)中，并沒有通過顯著性檢驗(yàn)。這表明在湖南省的14個(gè)地級(jí)市中，以金融業(yè)發(fā)展的水平作為門限變量時(shí)，存在著單一門限效應(yīng)。

2.門限回歸模型相對(duì)應(yīng)的門限效應(yīng)檢驗(yàn)LR殘差圖

通過使用STATA軟件，可以得到單一門限模型的LR檢驗(yàn)殘差圖和兩種門限模型(單一門限模型和雙重門限模型)的LR檢驗(yàn)殘差圖，圖形如圖1、圖2。

圖1 單一門限回歸的LR檢驗(yàn)殘差圖

圖2 兩種門限回歸的LR檢驗(yàn)殘差圖

由圖1所示，單一門限模型對(duì)應(yīng)的門限效應(yīng)檢驗(yàn)LR殘差圖可以確定，模型存在單一門限效應(yīng)；由圖2所示，兩種門限模型對(duì)應(yīng)的門限效應(yīng)檢驗(yàn)LR檢驗(yàn)殘差圖可以確定，不存在雙重門限效應(yīng)。綜合以上對(duì)圖1與圖2的LR殘差圖的分析可知，金融業(yè)的發(fā)展水平與地區(qū)農(nóng)民純收入水平之間存在單一門限效應(yīng)。

3.門限估計(jì)值與其對(duì)應(yīng)的置信區(qū)間

通過使用STATA軟件，可以得到單一門限效應(yīng)的門限估計(jì)值及相應(yīng)的置信區(qū)間，相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表6所示。

由表6可得單一門限模型的估計(jì)值及95%的置信區(qū)間。其中，估計(jì)值γ為2.0400，95%的置信區(qū)間為[1.9150,2.1200]，門限估計(jì)值的LR統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值小于10%的顯著性水平，模型存在門限效應(yīng)。

表6 門限估計(jì)值與置信區(qū)間

4.模型參數(shù)的估計(jì)

根據(jù)上述分析，建立如式(4)的單一門限回歸模型。具體模型結(jié)構(gòu)如下所示：

lnincomeit=αi+δ1lngdpit+δ2citit+δ3lnINVit+I(finit≤γ)β1govit+I(finit>γ)β2govit+εit

對(duì)上式模型中各個(gè)參數(shù)進(jìn)行基本計(jì)量模型OLS估計(jì)和門限模型估計(jì)，相關(guān)估計(jì)結(jié)果如表7所示。

表7 門限模型估計(jì)和OLS估計(jì)的結(jié)果

由表7中的門限模型估計(jì)結(jié)果可知，湖南省各地級(jí)市的金融業(yè)發(fā)展水平與農(nóng)民純收入水平之間存在顯著的門限效應(yīng)。根據(jù)表7中第一列數(shù)據(jù)易知，當(dāng)金融業(yè)發(fā)展水平小于門限估計(jì)值2.0400時(shí)，金融業(yè)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民純收入水平具有顯著的正向促進(jìn)作用；當(dāng)金融業(yè)發(fā)展水平超過門限估計(jì)值2.0400時(shí)，金融業(yè)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民純收入水平同樣具有顯著的正向促進(jìn)作用。根據(jù)表7中第二列數(shù)據(jù)可知，金融業(yè)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民純收入水平具有負(fù)向抑制作用，說明在沒有設(shè)置門限效應(yīng)的OLS回歸中，金融業(yè)的發(fā)展制約了農(nóng)民純收入水平的增加。

表7中其他變量的數(shù)據(jù)也可以看出，湖南省各地級(jí)市的其他變量對(duì)農(nóng)民純收入水平總體上均具有顯著的正向促進(jìn)作用。在第一列的門限回歸模型估計(jì)結(jié)果中可見，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平每提高1個(gè)單位，農(nóng)民的純收入可以增加0.4885個(gè)單位；而第二列的OLS估計(jì)結(jié)果中，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平每提高1個(gè)單位，農(nóng)民的純收入可以增加0.3153個(gè)單位。

地區(qū)城市化水平對(duì)農(nóng)民純收入水平具有顯著的促進(jìn)作用，地區(qū)的城市化水平越高，更容易促使農(nóng)民純收入增加。具體來說，在表7第一列的門限回歸模型估計(jì)結(jié)果中可見，地區(qū)城市化水平每提升1個(gè)單位，農(nóng)民純收入增加3.0523個(gè)單位；而第二列的OLS估計(jì)結(jié)果中，地區(qū)城市化水平每提升1個(gè)單位，農(nóng)民純收入增加1.4389個(gè)單位。

城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)農(nóng)民純收入水平的影響總體上也是正向促進(jìn)的作用，即城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)越完善，越能夠較大地促使農(nóng)民純收入水平的增加。具體來說，在第一列的門限回歸模型的估計(jì)結(jié)果中可見，城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平每提高1個(gè)單位，農(nóng)民的純收入可以增加0.1098個(gè)單位；而第二列的OLS估計(jì)結(jié)果中，城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平每提高1個(gè)單位，農(nóng)民的純收入可以增加0.2559個(gè)單位。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)通過去除部分控制變量的方式來進(jìn)行，基本思路為：若將原模型中部分控制變量去除后，新模型回歸得到系數(shù)的符號(hào)和顯著性與原模型之間未發(fā)生較大變化，則認(rèn)為原模型是穩(wěn)健的；若將原模型中部分控制變量去除后，新模型回歸得到系數(shù)的符號(hào)和顯著性與原模型之間發(fā)生較大的變化，則認(rèn)為原模型是非穩(wěn)健的。

本文在原模型的基礎(chǔ)上，采用依次去除控制變量lngdp和cit，比較新、舊兩個(gè)模型的門限回歸系數(shù)之間的差異，具體穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果比較

由表8的結(jié)果所示，通過分析依次去除控制變量lngdp和cit后的門限回歸結(jié)果與原模型的門限回歸結(jié)果可知，去除前后各個(gè)變量后的回歸系數(shù)的符號(hào)、顯著性都未發(fā)生較大的變化，均符合模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)的要求，故本文構(gòu)造金融業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民純收入水平的影響之間的單一門限回歸模型通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

五、研究結(jié)論與政策建議

1.主要結(jié)論

(1)湖南省各地級(jí)市的金融業(yè)發(fā)展水平與農(nóng)民純收入之間存在著門限效應(yīng)，且為單一門限效應(yīng)。具體表現(xiàn)為，當(dāng)金融業(yè)發(fā)展水平低于單一門限估計(jì)值2.0400時(shí)，金融業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)民純收入具有正向的促進(jìn)作用；而當(dāng)金融業(yè)發(fā)展水平超過單一門限估計(jì)值2.0400時(shí)，金融業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)民純收入水平具有較好的正向促進(jìn)作用。

(2)湖南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地區(qū)城市化水平、城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對(duì)農(nóng)民純收入均具有顯著的正向促進(jìn)作用。其中，城市化水平對(duì)農(nóng)民純收入水平的促進(jìn)作用相對(duì)較大，而各個(gè)地級(jí)市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平和城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對(duì)農(nóng)民純收入水平的促進(jìn)作用依次次之。

(3)就目前湖南省各地級(jí)市金融業(yè)的總體發(fā)展現(xiàn)狀可知，湖南省各地級(jí)市的金融業(yè)發(fā)展水平差異較大，平均發(fā)展水平為1.61，并未超過單一門限效應(yīng)的門限臨界值2.0400，因此，加大各個(gè)地級(jí)市對(duì)金融業(yè)的快速發(fā)展能夠有效地促進(jìn)農(nóng)民純收入水平的提高。

2.政策建議

本文基于對(duì)上述結(jié)論的分析，為了確保農(nóng)民純收入水平的可持續(xù)增長(zhǎng)，切實(shí)解決湖南省各地級(jí)市的農(nóng)民問題，給出以下幾點(diǎn)建議。

(1)加強(qiáng)湖南省各地級(jí)市金融業(yè)的發(fā)展。

湖南省政府應(yīng)結(jié)合省內(nèi)各地級(jí)市金融業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀，統(tǒng)籌地級(jí)市之間的區(qū)域合作，協(xié)調(diào)各個(gè)地級(jí)市之間金融業(yè)聯(lián)合的發(fā)展，完善金融機(jī)構(gòu)體制改革，加強(qiáng)政府和市場(chǎng)監(jiān)督作用，使金融業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中能正向、穩(wěn)健、可持續(xù)地促進(jìn)農(nóng)民純收入的增長(zhǎng)。

(2)加快各地級(jí)市城市化建設(shè)進(jìn)程，大力支持當(dāng)?shù)剞r(nóng)林事務(wù)的發(fā)展。

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地區(qū)城市化水平和城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對(duì)農(nóng)民純收入水平的促進(jìn)作用中，城市化水平對(duì)農(nóng)民純收入水平的促進(jìn)作用相對(duì)較大。因此，湖南省各個(gè)地級(jí)市應(yīng)當(dāng)加快推進(jìn)本地區(qū)城市化水平的建設(shè)進(jìn)程，推動(dòng)城鄉(xiāng)區(qū)域一體化高速發(fā)展，減少城鄉(xiāng)發(fā)展水平之間的差距，確保農(nóng)民也能享受到城市生活的便利，提高農(nóng)民純收入水平。

(3)保持湖南省各地級(jí)市經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定可持續(xù)發(fā)展。

根據(jù)本文研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的提高對(duì)農(nóng)民純收入水平均具有顯著的促進(jìn)作用，因此，湖南省各地級(jí)市應(yīng)當(dāng)努力提高當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，確保農(nóng)民純收入能夠穩(wěn)定地增加。