孟兆娟

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

0 引言

我國(guó)金融發(fā)展的特殊性體現(xiàn)在：城鄉(xiāng)金融市場(chǎng)分割及農(nóng)村金融發(fā)展滯后。作為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(jī)會(huì)，因而有利于改善城鄉(xiāng)收入差距。改革開(kāi)放30年來(lái)我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)可能隨時(shí)間而改變,已有研究實(shí)質(zhì)上假定農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響在不同的地域維度和時(shí)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(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證。本文利用我國(guó)1988～2009年省際面板數(shù)據(jù),以Hansen（1999）提出的“門(mén)檻回歸”模型為分析工具,針對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響進(jìn)行實(shí)證分析,并就農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距是否具有非線性影響及相應(yīng)門(mén)檻值進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)和估計(jì)。

1 模型設(shè)定

Hansen(1999)提出的面板門(mén)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(guò)根據(jù)數(shù)據(jù)自身特點(diǎn)內(nèi)生地選擇變量的門(mén)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(diǎn)是：門(mén)檻變量可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)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(mén)檻值及個(gè)數(shù)完全由數(shù)據(jù)自身內(nèi)生決定。還可以根據(jù)漸進(jìn)分布理論建立待估參數(shù)的置信區(qū)間，并運(yùn)用bootstrap方法估計(jì)門(mén)檻值是否具有統(tǒng)計(jì)顯著性。由于多門(mén)檻判定原理與單一門(mén)檻相同，下面將以單一門(mén)檻為例說(shuō)明面板門(mén)檻回歸的基本思想及步驟，相關(guān)結(jié)論同樣適用于多門(mén)檻模型。

1.1 模型設(shè)定

Hansen的單一門(mén)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(mén)檻變量，τ代表門(mén)檻值。I（·）代表指示函數(shù)，當(dāng)git≤τ時(shí)，I（·）=1，當(dāng)git＞τ時(shí)，I（·）=0。eit是隨機(jī)干擾項(xiàng)，eit～iid(0,σ2)。

1.2 門(mén)檻值的確定

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

S1（τ）=ei(τ)′ei(τ)。

最優(yōu)的門(mén)檻值τ應(yīng)該滿(mǎn)足S1（τ）在所有的殘差平方和中最小，即：τ∧=argminS1(τ)。當(dāng)門(mén)檻值確定后，可以進(jìn)一步得出模型中的其他參數(shù)估計(jì)值。

1.3 顯著性檢驗(yàn)

確定門(mén)檻值之后，根據(jù)門(mén)檻值可將樣本劃分為不同區(qū)制。不同區(qū)制內(nèi)部門(mén)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(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。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(jì)值上。因而，零假設(shè)可以設(shè)為：

S0代表零假設(shè)成立時(shí)的殘差平方和。然而，利用（3）式進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)面臨的問(wèn)題是：由于在零假設(shè)下τ∧是無(wú)法識(shí)別的，這將導(dǎo)致傳統(tǒng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在大樣本條件下并非“卡方分布”，因而無(wú)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。基本思想是：在解釋變量和門(mén)檻值已知的情況下，模擬產(chǎn)生因變量序列（該序列滿(mǎn)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(jì)量。Hansen認(rèn)為，自抽樣1000次后，模擬的LM統(tǒng)計(jì)量大于式（3）的F統(tǒng)計(jì)量的次數(shù)與自抽樣次數(shù)的比率，就類(lèi)似于相伴概率P值。

1.4 門(mén)檻的估計(jì)值是否等于真實(shí)值的檢驗(yàn)

當(dāng)發(fā)現(xiàn)某一變量對(duì)另一變量具有非線性影響時(shí)，還需要對(duì)門(mén)檻的估計(jì)值是否等于真實(shí)值進(jìn)行檢驗(yàn)。原假設(shè)是：H0:τ∧=τ，對(duì)應(yīng)的似然比統(tǒng)計(jì)量為：

LR1(τ)為非標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。在顯著性水平為a時(shí)，當(dāng)時(shí)，不能拒絕原假設(shè)。

2 實(shí)證分析

2.1 變量選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)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(lái)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(jì)增長(zhǎng)水平和其它控制變量。

2.1.2 門(mén)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(kuò)大、金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化及金融效率的提高。但對(duì)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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?jī)?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(gè)地區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展水平，指標(biāo)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(jì)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(jiàn)，農(nóng)村金融發(fā)展在各地區(qū)（時(shí)期）發(fā)展差異非常大。

2.1.3 其它控制變量

（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。城鄉(xiāng)收入差距還會(huì)受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。本文用人均GDP代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。因?yàn)槠渌兞渴潜戎?，將人均GDP取對(duì)數(shù)處理。

（2）就業(yè)機(jī)會(huì)。一般來(lái)說(shuō)，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(jī)會(huì)。指標(biāo)值越低，說(shuō)明農(nóng)民在第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)的機(jī)會(huì)越大，城鄉(xiāng)收入差距可能越小。

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

因?yàn)?010年后農(nóng)業(yè)貸款統(tǒng)計(jì)口徑改變，實(shí)證數(shù)據(jù)取自全國(guó)31個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）1988～2009年的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)全部來(lái)自《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2010）以及各省份歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒。

表1 變量的匯總說(shuō)明

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2.2 實(shí)證檢驗(yàn)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(duì)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(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有顯著影響，異方差穩(wěn)健估計(jì)量在1%的統(tǒng)計(jì)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(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大0.2個(gè)百分點(diǎn)。樣本期內(nèi)農(nóng)村金融發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，這和目前大多數(shù)的實(shí)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(shì)經(jīng)濟(jì)主體獲取金融資源的機(jī)會(huì)，但卻造成城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的客觀效應(yīng)，這不能不說(shuō)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(jì)量）

2.2.2 考慮非線性關(guān)系的門(mén)檻回歸結(jié)果

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

表4 門(mén)檻檢驗(yàn)結(jié)果

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

表5 門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果

從門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果可以看出，當(dāng)農(nóng)村金融發(fā)展水平為0.1341和0.2541時(shí)，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)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(gè)門(mén)檻值將農(nóng)村金融發(fā)展水平劃分為三個(gè)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(dá)階段(0.1341＜nj≦0.2541)和農(nóng)村金融發(fā)展發(fā)達(dá)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(jì)水平下顯著，參數(shù)估計(jì)值是-1.7452，說(shuō)明農(nóng)村金融發(fā)展水平提高1個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)收入差距下降1.7452個(gè)百分點(diǎn)。這個(gè)階段，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響不僅超過(guò)其他三個(gè)變量也超過(guò)另外兩個(gè)階段。（2）農(nóng)村金融發(fā)展中等發(fā)達(dá)階段，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距同樣具有負(fù)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(jì)水平下顯著，參數(shù)估計(jì)值是-0.4792，表明農(nóng)村金融發(fā)展提高1個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)收入差距下降0.4792個(gè)百分點(diǎn)。與其它變量相比，這個(gè)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(jī)會(huì)和政府財(cái)政支持超過(guò)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(dá)階段，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響既不具有經(jīng)濟(jì)顯著性也不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，變量的P值是0.9440，參數(shù)估計(jì)值是0.0051。上述實(shí)證分析結(jié)果充分說(shuō)明，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響具有復(fù)雜的非線性關(guān)系，既有研究可能由于過(guò)于簡(jiǎn)化二者間的關(guān)系，由此導(dǎo)致理論推理與實(shí)證研究結(jié)論的矛盾。

門(mén)檻回歸結(jié)果同樣匯報(bào)了其它變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)?？梢园l(fā)現(xiàn)，除農(nóng)村金融發(fā)展因素外，就業(yè)、政府財(cái)政支持及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距；政府財(cái)政支農(nóng)支出比例的擴(kuò)大，縮小了城鄉(xiāng)收入差距；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的提高，擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。

2.2.3 進(jìn)一步討論與解釋

長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)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(yán)重的信貸約束，城鄉(xiāng)居民獲取金融資源機(jī)會(huì)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(shí)證結(jié)果說(shuō)明：農(nóng)村金融信貸資源對(duì)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(jìn)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(jī)會(huì)不均等的現(xiàn)象最嚴(yán)重，此時(shí)農(nóng)村金融發(fā)展水平提高能夠緩解由金融資源獲取機(jī)會(huì)不均等引致的各種機(jī)會(huì)不均等現(xiàn)象，因而對(duì)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(dá)階段，城鄉(xiāng)居民機(jī)會(huì)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(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響相對(duì)減弱，政府財(cái)政支持、第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)機(jī)會(huì)等因素對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響超過(guò)了農(nóng)村金融發(fā)展的影響。農(nóng)村金融發(fā)展發(fā)達(dá)階段，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距沒(méi)有顯著影響，可能的原因是：這個(gè)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(jī)會(huì)不均等現(xiàn)象逐漸減少甚至消除，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)也隨之不再顯著。

表6 門(mén)檻面板模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果（異方差穩(wěn)健估計(jì)量）

3 結(jié)論

金融發(fā)展對(duì)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(jī)會(huì)。本文基于中國(guó)1988～2009年31個(gè)省際單位的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用Hansen（1999）提出的門(mén)檻回歸這一非線性計(jì)量研究方法，以農(nóng)村金融發(fā)展水平作為門(mén)檻變量，檢驗(yàn)了我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)。實(shí)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(qiáng)；農(nóng)村金融發(fā)展中等發(fā)達(dá)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(dá)階段，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距不再具有顯著影響。

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