劉艷華，鄭 平

(安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243032)

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信貸配給對(duì)農(nóng)村地區(qū)貧困的門檻效應(yīng)研究

劉艷華，鄭 平

(安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243032)

基于信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困作用的內(nèi)在邏輯，運(yùn)用面板門檻模型剖析了信貸配給對(duì)農(nóng)村地區(qū)貧困的非線性作用及其地區(qū)差異。研究發(fā)現(xiàn)：降低信貸配給程度是減緩農(nóng)村地區(qū)貧困的有效途徑，且具有顯著的門檻特征；隨著農(nóng)業(yè)信貸配給程度由高水平區(qū)間向低水平區(qū)間的轉(zhuǎn)換，農(nóng)村地區(qū)貧困與信貸配給程度的關(guān)系呈“U”型變化；信貸配給對(duì)農(nóng)村地區(qū)貧困的門檻效應(yīng)具有明顯的區(qū)域特征，東部農(nóng)村地區(qū)隨著信貸配給程度的降低，增加信貸有效供給的減貧效應(yīng)逐漸變?nèi)?，中西部農(nóng)村地區(qū)隨著農(nóng)業(yè)信貸配給程度由高水平區(qū)間向低水平區(qū)間的轉(zhuǎn)換，農(nóng)村貧困與信貸配給程度的關(guān)系呈倒“U”型變化。

信貸配給；農(nóng)村貧困；地區(qū)差異；面板門檻

一、引 言

自改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了令世界矚目成績，同時(shí)，我國政府在農(nóng)村扶貧脫困方面成績斐然。農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)由1979年的64%下降至2013年的37.7%。盡管如此，農(nóng)村地區(qū)貧困仍然是“三農(nóng)”發(fā)展所面臨的突出問題。一方面，我國農(nóng)村絕對(duì)貧困人口數(shù)量依然龐大。據(jù)統(tǒng)計(jì)，按照年人均純收入2300元(2010年不變價(jià))的農(nóng)村扶貧標(biāo)準(zhǔn)，2014年底我國還有8249萬農(nóng)村貧困人口；而按世界銀行每天生活費(fèi)1.25美元的計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)，我國至少有2億貧困人口，且大多分布在農(nóng)村(中國國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)，2014；中國反貧困發(fā)展報(bào)告，2014)。另一方面，我國農(nóng)村貧困人口的地區(qū)分布也不平均。據(jù)國務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室發(fā)布的信息顯示，2012-2014年全國592個(gè)國家貧困縣區(qū)中，東中西部地區(qū)分別占7.4%、29.2%和63.3%，其中，90%以上的貧困縣區(qū)分布在中西部地區(qū)，我國農(nóng)村貧困分布的區(qū)域特征顯著。

農(nóng)村正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村居民收入公平分配和減貧具有重要影響，這在孟加拉國的小額信貸項(xiàng)目實(shí)踐中得到了驗(yàn)證。由此，諸多文獻(xiàn)開始關(guān)注農(nóng)村金融與農(nóng)村貧困之間的關(guān)系。這些研究具體可以分為兩類：一類研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融發(fā)展具有減貧效應(yīng)。代表性的結(jié)論有：Burgess等(2003)發(fā)現(xiàn)印度農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的增量改革可以顯著降低貧困率[1]；高遠(yuǎn)東和溫濤等(2013)的空間計(jì)量分析表明，金融支農(nóng)政策可以顯著促進(jìn)本省農(nóng)村地區(qū)的減貧，但這種減貧并不具有空間效應(yīng)[2]；唐青生等(2010)的研究結(jié)論暗示，填補(bǔ)農(nóng)村金融服務(wù)空白能夠有效減緩貧困[3]；Beck等(2004)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展可以促進(jìn)收入公平分配，惠及窮人[4]；Remenyi(2000)等人的研究指出，創(chuàng)新微型金融服務(wù)項(xiàng)目能夠緩解貧困者的信貸約束，助其解脫貧困[5]；胡宗義等(2014)則指出，農(nóng)村正規(guī)金融僅具有當(dāng)期減貧效應(yīng)[6]；呂勇斌、趙培培(2014)和田銀華、李晟(2014)研究表明，農(nóng)村金融規(guī)模的擴(kuò)大、地區(qū)金融發(fā)展水平的提高，可以減緩農(nóng)村貧困[7][8]；此外，丁志國等(2011)、楊俊等(2008)、蘇基溶等(2009)均支持農(nóng)村金融發(fā)展具有減貧效應(yīng)[9][10][11]。另一類研究所得結(jié)論則與前述研究截然不同，認(rèn)為農(nóng)村金融的減貧效應(yīng)并不明顯。諸如，呂勇斌、趙培培(2014)的研究結(jié)果顯示，農(nóng)村金融效率的提高不利于降低農(nóng)村貧困[7]；胡衛(wèi)東(2011)認(rèn)為，從內(nèi)生金融的視角看，農(nóng)村正規(guī)金融緩解農(nóng)村貧困的作用十分有限[12]；王小華、王定祥和溫濤(2014)對(duì)比分析了貧困縣和非貧困縣農(nóng)戶信貸的減貧增收效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)貧困縣的農(nóng)戶信貸并未推動(dòng)農(nóng)村居民收入的增長，且其影響系數(shù)呈倒“U”型分布[13]；師榮蓉等(2013)通過金融減貧的門檻效應(yīng)研究發(fā)現(xiàn)，在高收入水平地區(qū)，金融發(fā)展對(duì)貧困具有隱性增速效應(yīng)[14]。

毫無疑問，已有研究為繼續(xù)探尋農(nóng)村金融的減貧效應(yīng)提供了有益的啟發(fā)，但尚有改進(jìn)之處。其一，已有研究在探究農(nóng)村金融與農(nóng)村貧困的關(guān)系和作用規(guī)律時(shí)，多將農(nóng)村金融作為整體要素進(jìn)行考察，而忽視了農(nóng)村金融對(duì)收入分配作用的關(guān)鍵傳導(dǎo)變量——信貸配給。實(shí)際上，利率管制、逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)、交易成本、金融管制等因素的存在，使得信貸配給成為農(nóng)村信貸市場(chǎng)的典型特征。信貸配給由于不能充分滿足貸款申請(qǐng)者的貸款需求，使其生產(chǎn)投資規(guī)模低于最優(yōu)規(guī)模，進(jìn)而對(duì)農(nóng)民經(jīng)營收入產(chǎn)生不利影響。其二，已有研究大多僅關(guān)注農(nóng)村金融與農(nóng)村貧困的整體關(guān)系，而忽略了二者關(guān)系表現(xiàn)在地區(qū)層面上的差異。實(shí)際上，在農(nóng)村金融的地區(qū)異質(zhì)條件下，信貸配給對(duì)農(nóng)村地區(qū)貧困的作用也可能呈現(xiàn)出地區(qū)差異。其三，已有研究在探析農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)村貧困的作用時(shí)，大多假設(shè)二者存在線性關(guān)系，然而二者的關(guān)系屬性仍需進(jìn)一步檢驗(yàn)?；诖?，筆者以1994-2013年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)為研究樣本，在闡釋信貸配給對(duì)貧困作用機(jī)制的基礎(chǔ)上，利用面板門檻模型估計(jì)信貸配給的農(nóng)村減貧效應(yīng)及其地區(qū)差異，為構(gòu)建地區(qū)差別化的農(nóng)村金融體系和制定信貸支農(nóng)政策提供現(xiàn)實(shí)證據(jù)和理論依據(jù)。

二、信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困的作用機(jī)理分析

信貸配給是正規(guī)金融機(jī)構(gòu)按照信貸標(biāo)準(zhǔn)將信貸資源進(jìn)行配給的過程。由于抵押擔(dān)保機(jī)制的缺乏、傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的低收益性和弱質(zhì)性，農(nóng)戶在申請(qǐng)貸款時(shí)經(jīng)常會(huì)受到貸款配給，被配給掉的信貸資金投向了非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和城市地區(qū)。盡管如此，信貸配給仍然包括貸款供給和貸款約束兩層含義。前者意指，盡管貸款需求不能得到充分滿足，貸款供給仍是客觀存在的；在其他條件不變的情況下，隨著信貸標(biāo)準(zhǔn)的降低，貸款需求被滿足的程度提高，貸款供給規(guī)模相應(yīng)增加。而后者是指，由于貸款需求得不到有效滿足，隨著信貸門檻的提高，信貸資金的可獲性減小，貸款供給規(guī)模隨之縮小。

信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困的作用可以從微觀機(jī)制和宏觀表現(xiàn)兩個(gè)層面加以闡釋，且兩個(gè)層面的作用效果取決于信貸配給程度。信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困的微觀作用機(jī)制為：在受到信貸配給的情況下，農(nóng)村貧困者的有效貸款需求不能完全得到滿足，流動(dòng)性資金受到約束，技術(shù)與文化投資及生產(chǎn)條件受到限制，醫(yī)療得不到有效保障，勞動(dòng)生產(chǎn)率無法提高，農(nóng)村貧困者的收入水平維持在較低水平。隨著信貸配給程度的提高，農(nóng)村貧困者的生產(chǎn)性投資和生產(chǎn)效率會(huì)受到進(jìn)一步的限制，獲取收入的能力可能降低，其貧困處境會(huì)進(jìn)一步惡化。這種微觀作用機(jī)制在宏觀層面上的表現(xiàn)為：信貸配給的存在限制了農(nóng)村總投資規(guī)模，會(huì)抑制農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，使得農(nóng)村失業(yè)率處在較高的水平，貧困者失業(yè)人數(shù)較多，收入來源與渠道較少，收入水平較低，貧困者無法擺脫貧困的境地；隨著信貸配給程度的增加，農(nóng)村投資總量縮小，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長放緩，致使農(nóng)村貧困者的收入相對(duì)降低，陷入更大的貧困。因此，無論從微觀作用機(jī)制還是從其宏觀表現(xiàn)來看，隨著信貸配給程度的增加，農(nóng)村貧困者會(huì)變得更加貧困。

在經(jīng)濟(jì)和金融發(fā)展過程中，信貸配給程度會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略、貨幣政策和產(chǎn)業(yè)政策的調(diào)整而發(fā)生變化，農(nóng)村貧困程度也將隨之改變。因此，信貸配給程度和農(nóng)村貧困程度具有階段性相對(duì)同步特征(如圖1)。

在農(nóng)村金融發(fā)展的初期，信貸配給程度較高，農(nóng)村貧困程度嚴(yán)重。在這一階段，國家為了實(shí)施工業(yè)化主導(dǎo)戰(zhàn)略，加速工業(yè)發(fā)展，農(nóng)村金融通常會(huì)成為農(nóng)村剩余資金的抽水機(jī)。在國家金融偏移政策和資金逐利本性的雙重驅(qū)動(dòng)下，大量的農(nóng)村剩余資金流向了城市地區(qū)和工業(yè)領(lǐng)域，嚴(yán)重縮小了農(nóng)村信貸市場(chǎng)的貸款供給規(guī)模，加劇了農(nóng)村信貸資金的稀缺性，提高了農(nóng)村地區(qū)的信貸配給程度。一方面，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)在提供貸款時(shí)，通常會(huì)設(shè)置較高的信貸門檻，低于這一門檻的農(nóng)戶，由于無法滿足抵押擔(dān)保、收入水平等貸款條件，其信貸需求被排斥在正規(guī)金融之外。另一方面，由農(nóng)村信貸稀缺導(dǎo)致的貸款利率水平上升會(huì)導(dǎo)致信貸的價(jià)格配給，而將無力承擔(dān)高額貸款成本的農(nóng)戶排除在信貸供給之外。因此，在農(nóng)村金融發(fā)展的初級(jí)階段，農(nóng)村信貸受到抑制，低收入農(nóng)戶比高收入農(nóng)戶更加難以獲得貸款服務(wù)，導(dǎo)致“馬太效應(yīng)”，農(nóng)村貧困以及城鄉(xiāng)收入差距難以得到緩解。

圖1 信貸配給程度與農(nóng)村貧困程度的變化趨勢(shì)

在農(nóng)村金融的中級(jí)階段，信貸配給程度下降，農(nóng)村貧困得到緩解。在這一階段，一方面，工業(yè)化發(fā)展至一定規(guī)模后，工業(yè)自身資金積累能力有所增強(qiáng)，其對(duì)農(nóng)村金融抽水機(jī)的功能需求減弱，農(nóng)村資金外流規(guī)模相對(duì)減少。另一方面，隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的不斷增長，農(nóng)村剩余資金積累不斷增加，農(nóng)戶在金融機(jī)構(gòu)的儲(chǔ)蓄規(guī)模相應(yīng)擴(kuò)大；同時(shí)，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)融資業(yè)務(wù)的不斷創(chuàng)新，也有利于其拓寬融資渠道；相應(yīng)地，在存款準(zhǔn)備金率和存貸利差不變的情況下，這為農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行貸款擴(kuò)張奠定了基礎(chǔ)。此時(shí)，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)降低信貸標(biāo)準(zhǔn)，直接提高了低收入群體的信貸可獲性，有助于改善農(nóng)村低收入者的福利。

在農(nóng)村金融的發(fā)達(dá)階段，信貸配給程度降至較低水平且基本保持穩(wěn)定，農(nóng)村貧困程度降至最低。在此階段，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)甄別和客戶篩選的技術(shù)基本成熟，信貸標(biāo)準(zhǔn)維持在較低水平，貧困者與富裕者的信貸可獲性基本無差異，農(nóng)村貧困維持在較低水平。

三、研究方法和指標(biāo)選取

(一)研究方法

由第二部分的理論分析可知，隨著農(nóng)村金融的發(fā)展，信貸配給對(duì)農(nóng)村地區(qū)貧困的影響呈現(xiàn)階段性特征。在不同的經(jīng)濟(jì)階段，信貸配給程度不同，其與農(nóng)村貧困的關(guān)系表現(xiàn)可能不同。即信貸配給與農(nóng)村地區(qū)貧困可能存在一種非線性關(guān)系。Hansen(1999,2000)[15][16]提出的面板門檻回歸方法為筆者探究兩者的非線性關(guān)系提供了一種解決途徑。結(jié)合前文的理論邏輯，筆者構(gòu)建了信貸配給程度與農(nóng)村地區(qū)貧困的面板多重門檻模型：

(1)

(二)指標(biāo)選取與計(jì)算

1.農(nóng)村地區(qū)貧困程度(Eng)。農(nóng)村地區(qū)貧困程度是目標(biāo)模型(1)中的被解釋變量，更是重點(diǎn)考察的變量之一。就已有的研究文獻(xiàn)來看，衡量貧困程度的指標(biāo)主要包括貧困發(fā)生率[17]、貧困缺口、森指數(shù)[18]、恩格爾系數(shù)和FGT貧困指數(shù)[19]等指標(biāo)。其中，貧困發(fā)生率描述的是貧困人口占總?cè)丝诘谋戎?，反映地區(qū)貧困的規(guī)模和密度而非貧困強(qiáng)度，其數(shù)據(jù)雖直觀易算且易獲得，卻未包含導(dǎo)致貧困產(chǎn)生的結(jié)構(gòu)性因素信息。貧困缺口反映的是貧困者的收入與貧困線的差距，可以測(cè)度地區(qū)貧困的絕對(duì)程度和相對(duì)程度。該指標(biāo)的局限性在于：其一，在貧困線和貧困者數(shù)量不變的情況下，貧困缺口指標(biāo)僅與貧困人口的平均收入有關(guān)，而對(duì)其內(nèi)部的收入分布不敏感；其二，貧困人口的平均收入在統(tǒng)計(jì)上數(shù)據(jù)可獲性較差。森指數(shù)雖克服了貧困發(fā)生率和貧困缺口的不足，但其計(jì)算具有主觀性，且不能較好地滿足轉(zhuǎn)移性條件[20]。FGT貧困指數(shù)雖具有一系列良好的性質(zhì)，但帶有一定的主觀性，且對(duì)數(shù)據(jù)的可得性要求較高。

而恩格爾系數(shù)體現(xiàn)了家庭食物消費(fèi)支出占家庭收入的比重，是國際上衡量居民生活水平和貧富程度的通用指標(biāo)。在其他條件不變的情況下，地區(qū)恩格爾系數(shù)越高，則該地區(qū)越貧困。與其他指標(biāo)相比，恩格爾系數(shù)具有良好的屬性：其一，該指標(biāo)屬于非構(gòu)造性指標(biāo)，對(duì)貧困程度的反映精確且直接；其二，恩格爾系數(shù)直觀地反映了家庭的消費(fèi)效用和收入水平，通過收入水平這一中間指標(biāo)可以與資本、技術(shù)等生產(chǎn)投入要素建立直接聯(lián)系，體現(xiàn)結(jié)構(gòu)性因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制；其三，該指標(biāo)的數(shù)據(jù)可得性較強(qiáng)?；诖?，與師榮蓉等(2013)[14]等的做法相同，筆者選擇恩格爾系數(shù)作為衡量農(nóng)村地區(qū)貧困程度的指標(biāo)。

在計(jì)算地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸配給程度時(shí)，筆者選用地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)GDP和地區(qū)GDP的比值反映地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)，利用農(nóng)業(yè)貸款與各項(xiàng)貸款總額之比反映農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)被配給到的信貸資源。為了避免歧義，這里的信貸資金均為從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)所獲資金。由于農(nóng)業(yè)貸款統(tǒng)計(jì)口徑截至2012年，2013年的信貸配給程度數(shù)據(jù)采用線性指數(shù)平滑法[21]預(yù)測(cè)而得，預(yù)測(cè)方法為設(shè)定阻尼系數(shù)分別為0.2、0.6和0.9，進(jìn)行三次預(yù)測(cè)，選擇標(biāo)準(zhǔn)誤差最小時(shí)對(duì)應(yīng)的預(yù)測(cè)值為缺失值的最優(yōu)預(yù)測(cè)值。

3.地方財(cái)政支農(nóng)力度(Czr)。該指標(biāo)采用財(cái)政支農(nóng)比重來衡量，具體等于地方農(nóng)業(yè)財(cái)政支出額與地方財(cái)政支出總額的比值。由于我國財(cái)政預(yù)算科目于2007年開始調(diào)整，故2007-2013年的農(nóng)業(yè)財(cái)政支出用農(nóng)林水事務(wù)支出代替。

4.勞動(dòng)力投入(Labor)。采用鄉(xiāng)村從業(yè)人口數(shù)量來衡量。

5.農(nóng)業(yè)化學(xué)技術(shù)水平(Chemic)。農(nóng)業(yè)化學(xué)要素的投入通過影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出進(jìn)而對(duì)貧困程度產(chǎn)生作用。筆者以單位面積施用的化肥和農(nóng)藥量來表示，具體等于化肥和農(nóng)藥施用量之和與農(nóng)作物總播種面積之比。

6.城市化水平(Urb)。該變量為控制變量。城市化水平提升可以通過城鄉(xiāng)交通條件、醫(yī)療水平、消費(fèi)水平和教育水平的提高等多種影響機(jī)制作用于農(nóng)村地區(qū)貧困。筆者以城鎮(zhèn)人口與地區(qū)總?cè)丝谥却淼貐^(qū)的城市化水平[22]。

因西藏地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)缺失太多，故未將其納入研究范圍。因此，樣本數(shù)據(jù)包括除西藏以外的30個(gè)省市區(qū)，樣本的時(shí)間區(qū)間為1994-2013年。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國金融年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、歷年《中國區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》、各省市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒和國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

四、實(shí)證分析與結(jié)果

(一)單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

首先，對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以避免因面板數(shù)據(jù)存在單位根導(dǎo)致的偽回歸。面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)常用LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)等方法。這些檢驗(yàn)的原假設(shè)均為面板數(shù)據(jù)存在單位根，但檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)的設(shè)定互不相同。為避免采用單一方法而產(chǎn)生的缺陷，提高檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性，筆者采用上述五種方法來檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)均采用具有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，滯后期的選擇標(biāo)準(zhǔn)為AIC標(biāo)準(zhǔn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由表1綜合來看，各變量的原始數(shù)據(jù)均不能統(tǒng)一拒絕單位根原假設(shè)，而其一階差分值在1%的水平下顯著拒絕單位根假設(shè),這說明所有變量的一階差分值都是平穩(wěn)的。

表1 樣本數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量及其顯著性

注：d(·)表示變量的一階差分；“*** ”、“** ”和“* ”分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著，下同。LLC和Breitung檢驗(yàn)結(jié)果為t統(tǒng)計(jì)量，IPS檢驗(yàn)結(jié)果為W統(tǒng)計(jì)量，ADF和PP檢驗(yàn)結(jié)果為Chi方統(tǒng)計(jì)量。

其次，為了判斷模型變量之間是否具有共同的隨機(jī)性趨勢(shì)，需要進(jìn)一步對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。分別采用Pedroni檢驗(yàn)、Kao檢驗(yàn)和Fisher檢驗(yàn)，以提高檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性。Pedroni檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除了維度內(nèi)檢驗(yàn)的V統(tǒng)計(jì)量不顯著外，其余統(tǒng)計(jì)量均顯著通過檢驗(yàn)，這說明無論是同質(zhì)面板數(shù)據(jù)，還是異質(zhì)面板數(shù)據(jù)，變量之間均存在協(xié)整關(guān)系；Kao檢驗(yàn)的結(jié)果也支持了上述結(jié)論；且Fisher檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量之間可能存在多個(gè)協(xié)整關(guān)系，這表明變量間的作用關(guān)系可能是非線性的?；诖?，可以利用面板門檻模型進(jìn)行進(jìn)一步分析。

表2 Pedroni檢驗(yàn)結(jié)果

表3 Kao檢驗(yàn)結(jié)果

表4 Fisher檢驗(yàn)結(jié)果

(二)面板門檻估計(jì)與結(jié)果分析

首先，采用Hansen(2000)[16]提出的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)法確定門檻的個(gè)數(shù)。具體檢驗(yàn)中，采用自抽樣法反復(fù)抽樣2000次進(jìn)行仿真和格點(diǎn)搜索方式搜索門檻值，結(jié)果報(bào)告如表5?？梢钥闯?，單重門檻效應(yīng)在1%的顯著性水平下顯著，而雙重和三重門檻效應(yīng)在5%的顯著性水平下顯著,表明在95%的置信度下，農(nóng)業(yè)信貸配給程度對(duì)農(nóng)村貧困的作用具有顯著的門檻效應(yīng)，其門檻值分別為-2.24、-3.55和-1.99，分別對(duì)應(yīng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度10.65%、2.87%和13.67%。

表5 信貸配給對(duì)農(nóng)村地區(qū)貧困影響的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

其次，采用普通固定效應(yīng)線性模型和面板門檻模型對(duì)變量參數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健回歸，估計(jì)結(jié)果如表6所示。結(jié)果顯示，在固定效應(yīng)模型中，農(nóng)業(yè)信貸配給程度與農(nóng)村恩格爾系數(shù)顯著正相關(guān)，說明信貸配給程度的提高會(huì)加劇農(nóng)村地區(qū)的貧困。而其他變量中除財(cái)政支農(nóng)系數(shù)不顯著外，勞動(dòng)力投入、城市化水平和化學(xué)要素投入均對(duì)農(nóng)村貧困有顯著的緩解作用。

表6 模型估計(jì)結(jié)果

在門檻效應(yīng)模型中，總體上，農(nóng)村恩格爾系數(shù)與農(nóng)業(yè)信貸配給程度仍呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，這與固定效應(yīng)模型的結(jié)論一致。但進(jìn)一步分析可以看出，農(nóng)業(yè)信貸配給程度處于不同區(qū)間，其與農(nóng)村恩格爾系數(shù)的正相關(guān)程度有差異。這表明，信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困的正向作用更傾向于以農(nóng)業(yè)信貸配給程度為門檻的分段函數(shù)關(guān)系。即當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度小于2.87%時(shí)，農(nóng)業(yè)信貸配給程度每增加1個(gè)百分點(diǎn)，恩格爾系數(shù)便增加0.031個(gè)百分點(diǎn)；而當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度位于[2.87%,10.65%]區(qū)間時(shí)，其對(duì)農(nóng)村貧困的促進(jìn)作用相對(duì)減小，農(nóng)業(yè)信貸配給程度每增加1個(gè)百分點(diǎn)，恩格爾系數(shù)增加0.0062個(gè)百分點(diǎn)；農(nóng)業(yè)信貸配給程度介于[10.65%，13.63%]區(qū)間時(shí)，會(huì)加劇農(nóng)村貧困程度，相關(guān)系數(shù)增加至0.017；而當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度高于13.63%時(shí)，其對(duì)農(nóng)村貧困程度的惡化效應(yīng)進(jìn)一步升高，相關(guān)系數(shù)增至0.031。

基于門檻效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果得到如下規(guī)律：降低農(nóng)業(yè)信貸配給程度有利于緩解農(nóng)村貧困，且隨著農(nóng)業(yè)信貸配給程度在不同區(qū)間的轉(zhuǎn)換，農(nóng)村貧困程度對(duì)農(nóng)業(yè)信貸配給程度變化的正向敏感性呈“U”型變化。(1)當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度處于最高水平區(qū)間時(shí)，農(nóng)村貧困程度對(duì)農(nóng)業(yè)信貸配給程度變化的敏感性最高。這說明，此時(shí)增加農(nóng)業(yè)信貸有效供給，降低農(nóng)業(yè)信貸配給程度，可以最大程度地緩解農(nóng)村貧困。其原因在于，當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度很高時(shí)，增加農(nóng)業(yè)信貸的有效供給，農(nóng)村生產(chǎn)中信貸投入的邊際產(chǎn)出較高，從而加快了農(nóng)村居民收入和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長速度，此時(shí)降低農(nóng)業(yè)信貸配給程度，可以更有效地減除農(nóng)村貧困。(2)當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度由高水平區(qū)間向低水平區(qū)間轉(zhuǎn)化時(shí)，農(nóng)村貧困程度對(duì)農(nóng)業(yè)信貸配給程度變化的敏感性逐級(jí)降低。隨著農(nóng)村金融支農(nóng)體系的不斷完善和國家對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)建設(shè)的戰(zhàn)略反哺，農(nóng)村信貸供給總量不斷增加，農(nóng)業(yè)信貸配給程度逐步降低，不斷向低水平區(qū)間轉(zhuǎn)換。此時(shí)，農(nóng)業(yè)信貸配給程度的降低對(duì)農(nóng)村貧困的緩解程度開始下降。這主要源于邊際遞減規(guī)律，即農(nóng)業(yè)信貸投入總量的不斷增加，農(nóng)村生產(chǎn)活動(dòng)中信貸投入的邊際產(chǎn)出開始遞減，農(nóng)村居民收入和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長速度相對(duì)放緩，農(nóng)村貧困的消減速度也逐步減慢。(3)當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度處在最低水平區(qū)間時(shí)，農(nóng)村貧困程度對(duì)農(nóng)業(yè)信貸配給程度變化的敏感性又達(dá)到最高。隨著農(nóng)村金融支農(nóng)功能的不斷健全，農(nóng)業(yè)信貸配給程度也會(huì)達(dá)到最低。此時(shí)，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)貸款的供給力度，會(huì)更有力地消除農(nóng)村貧困。其原因主要是，農(nóng)村金融系統(tǒng)功能的充分發(fā)揮，對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支持比較充分，大幅縮小了農(nóng)村居民收入的內(nèi)部差距，貧困者和非貧困者的邊界變得比較模糊，此時(shí)增加農(nóng)業(yè)信貸供給，使得相對(duì)貧困的農(nóng)村居民進(jìn)入了信貸門檻，有利于助其脫貧。

其他變量中，勞動(dòng)力和化學(xué)要素投入的增加、城市化水平的提高，均對(duì)降低農(nóng)村貧困具有顯著的積極作用，且其降低的程度與固定效應(yīng)回歸結(jié)果大致一致。

(三)信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困作用的地區(qū)差異

需要進(jìn)一步指出的是，由于農(nóng)村金融改革的起點(diǎn)和進(jìn)展不一，農(nóng)村金融呈現(xiàn)出體系建構(gòu)參差不齊、信貸市場(chǎng)區(qū)域分化明顯和信貸供求關(guān)系地區(qū)失衡等特征。通過計(jì)算1994-2013年農(nóng)業(yè)信貸配給程度的變異系數(shù)(圖2)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)信貸配給程度的地區(qū)差異呈擴(kuò)大態(tài)勢(shì)，從1994年的0.2178增加至2013年的17.0592，尤其是自2002年以來，這種態(tài)勢(shì)尤為明顯。同樣，農(nóng)村貧困也呈現(xiàn)出地區(qū)差異擴(kuò)大的趨勢(shì)。圖3顯示，恩格爾系數(shù)的變異系數(shù)由1994年的0.4985升高至2013年的1.2735。與農(nóng)業(yè)信貸配給程度的地區(qū)差異變化不同的是，恩格爾系數(shù)的波動(dòng)更為頻繁和劇烈。可見，雖然信貸配給地區(qū)差異與農(nóng)村貧困地區(qū)差異均在擴(kuò)大，但從趨勢(shì)判斷，二者的非線性關(guān)系可能具有區(qū)域特征。

為了探索信貸配給與農(nóng)村地區(qū)貧困關(guān)系的地區(qū)差異，采用前述方法和分析思路將樣本分為東中西部三個(gè)地區(qū)，并對(duì)每個(gè)地區(qū)的樣本分別進(jìn)行了門檻效應(yīng)估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如表7和表8所示。

由表7可知，信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困的門檻效應(yīng)存在明顯的地區(qū)差異。首先，東中西部三個(gè)地區(qū)的門檻值不同。東部地區(qū)的三個(gè)門檻值分別為-6.89、-1.74和-0.16，中部地區(qū)的門檻值分別為-2.05、-1.70和-0.18，西部地區(qū)則為-2.96、-0.72和-0.14。通過比較發(fā)現(xiàn)，三個(gè)地區(qū)的第一個(gè)門檻值存在較大差異，其中，東部地區(qū)門檻值最低，而中西部地區(qū)的門檻值較高。門檻值的地區(qū)差異決定了農(nóng)村貧困與信貸配給在東中西部地區(qū)有不同的關(guān)系表現(xiàn)。

圖2 農(nóng)業(yè)信貸配給程度的變異系數(shù)變化趨勢(shì)

圖3 恩格爾系數(shù)的變異系數(shù)變化趨勢(shì)

地區(qū)LnRaRa參數(shù)東部地區(qū)LnRa<-6．89(Ra<0．10%)0．025???-6．89-0．16Ra>85．21%0．74???中部地區(qū)LnRa<-2．05(Ra<12．87%)0．011??-2．05-0．18(Ra>83．52%)-0．31??西部地區(qū)LnRa<-2．96(Ra<5．18%)0．017???-2．96-0．14(Ra>86．94%)-0．602??

表8 其他變量的分地區(qū)估計(jì)結(jié)果

其次，東中西部的農(nóng)村地區(qū)中，信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困的作用也顯著不同。東部農(nóng)村地區(qū)，隨著農(nóng)業(yè)信貸配給程度從高水平區(qū)間向低水平區(qū)間轉(zhuǎn)換，降低農(nóng)業(yè)信貸配給程度對(duì)農(nóng)村貧困的緩解力度逐級(jí)降低。在中西部地區(qū)，農(nóng)業(yè)信貸配給程度在從高水平區(qū)間向低水平區(qū)間轉(zhuǎn)換過程中，恩格爾系數(shù)與農(nóng)業(yè)信貸配給程度由負(fù)相關(guān)轉(zhuǎn)為正相關(guān)，且正相關(guān)系數(shù)逐漸變小。這表明，在中西部地區(qū)，降低農(nóng)業(yè)信貸配給程度對(duì)農(nóng)村貧困的緩解幅度呈倒“U”型變化特征。即當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度位于最高水平區(qū)間時(shí)，降低農(nóng)業(yè)信貸配給程度反而會(huì)加劇中西部的農(nóng)村貧困。這說明，當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度很高時(shí)，中西部農(nóng)村地區(qū)的信貸減貧存在著低效率或無效率。原因可能是，當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度很高時(shí)，中西部農(nóng)村貧困者的數(shù)量較大，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)出于資產(chǎn)安全性考慮，會(huì)將貸款投放給富裕的農(nóng)村居民，信貸相對(duì)于對(duì)緩解貧困的需求已杯水車薪。這說明，當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度很高時(shí)，在中西部地區(qū)發(fā)揮財(cái)政扶貧的作用可能更有效。當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度向低水平區(qū)間過渡時(shí)，降低農(nóng)業(yè)信貸配給程度開始有效緩解農(nóng)村貧困，緩解的程度逐步降低。

其余變量中，西部地區(qū)財(cái)政支農(nóng)的減貧作用最為顯著，應(yīng)進(jìn)一步加大對(duì)西部地區(qū)的財(cái)政支農(nóng)力度；東中西部地區(qū)勞動(dòng)力投入對(duì)減緩農(nóng)村貧困的作用依次增強(qiáng)，增加中西部地區(qū)的勞動(dòng)力投入，有利于縮小東中西部農(nóng)村地區(qū)的貧富差距；農(nóng)藥和化肥等化學(xué)要素的施用，對(duì)提高中西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)收入尤為顯著，有利于降低農(nóng)村貧困；城鎮(zhèn)化對(duì)東部農(nóng)村地區(qū)的貧困緩解最為明顯，其次是中部地區(qū)，再次為西部地區(qū)，應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)各地區(qū)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，尤其是中西部地區(qū)。

五、研究結(jié)論與政策建議

論文分析了信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困的作用機(jī)制，運(yùn)用面板門檻模型分析了信貸配給對(duì)農(nóng)村地區(qū)貧困的非線性作用，并進(jìn)一步分析了這種作用關(guān)系的地區(qū)差異。

(一)研究結(jié)論

第一，總體看來，降低信貸配給程度有助于減緩農(nóng)村地區(qū)貧困。

第二，信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困的作用路徑是非線性的，具有典型的門檻特征。隨著農(nóng)業(yè)信貸配給程度由高水平區(qū)間向低水平區(qū)間的轉(zhuǎn)換，降低農(nóng)業(yè)信貸配給程度對(duì)農(nóng)村貧困的緩解程度呈“U”型變化。在農(nóng)業(yè)信貸配給程度最高區(qū)間時(shí)，增加農(nóng)業(yè)信貸供給，提高農(nóng)村經(jīng)濟(jì)主體的信貸可獲性，則減貧作用最大；隨著農(nóng)業(yè)信貸配給程度向低水平區(qū)間的轉(zhuǎn)換，降低農(nóng)業(yè)信貸配給程度的減貧作用逐級(jí)減小；當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度到達(dá)最低區(qū)間時(shí)，增加農(nóng)業(yè)信貸供給的減貧作用又會(huì)達(dá)到最大。

第三，增加財(cái)政支農(nóng)以及勞動(dòng)力和化學(xué)要素的投入力度，提高地區(qū)城市化水平，具有顯著的農(nóng)村減貧效應(yīng)。

第四，分地區(qū)來看，信貸配給對(duì)農(nóng)村地區(qū)貧困的門檻效應(yīng)具有區(qū)域特征。東中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸程度的門檻值不同。隨著農(nóng)業(yè)信貸配給程度從高水平區(qū)間向低水平區(qū)間轉(zhuǎn)換，降低東部地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸配給程度可以有效緩解該地區(qū)的農(nóng)村貧困，且緩解作用逐級(jí)降低；降低中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸配給程度，呈先惡化農(nóng)村貧困后緩解農(nóng)村貧困的倒“U”型態(tài)勢(shì)。增加西部地區(qū)財(cái)政支農(nóng)的力度所產(chǎn)生的減貧效果最明顯；增加中西部農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)力投入，可以有效縮小與東部農(nóng)村地區(qū)的貧富差距；農(nóng)藥和化肥等化學(xué)要素的投入，可以更為顯著地改善中西部農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)民福利，助其脫貧；城鎮(zhèn)化對(duì)東部農(nóng)村地區(qū)起到的減貧效果最為顯著。

(二)政策建議

上述研究結(jié)論對(duì)我國政府開展支農(nóng)扶貧具有重要的政策啟示。為了消除農(nóng)村貧困，應(yīng)從以下幾個(gè)方面著手：第一，充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)政策性金融在扶貧開發(fā)中的主導(dǎo)作用，創(chuàng)新扶貧減貧的信貸產(chǎn)品，擴(kuò)大對(duì)農(nóng)村貧困者信貸支持的覆蓋面，大力發(fā)展普惠制金融；第二，鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)開展小額信貸業(yè)務(wù)，發(fā)展適合農(nóng)村低收入群體的信貸業(yè)務(wù)，提高其信貸可獲性；第三，進(jìn)一步深化農(nóng)村金融增量改革，完善農(nóng)村金融服務(wù)體系，充分發(fā)揮金融支農(nóng)功能，展現(xiàn)金融對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的加速器效應(yīng)，提高農(nóng)村貧困者的收入；第四，針對(duì)信貸減貧效應(yīng)的地區(qū)差異，金融扶貧還應(yīng)因地制宜、因時(shí)制宜，按照不同地區(qū)的信貸減貧效應(yīng)，實(shí)施地區(qū)差別化的貨幣政策工具和信貸政策；第五，優(yōu)化農(nóng)村貧困地區(qū)發(fā)展的外部環(huán)境，加大公共財(cái)政的扶貧力度，在積極增加要素投入的同時(shí)，降低農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成本，快速推進(jìn)地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展，努力發(fā)揮地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)減貧的外溢功能。

[1]Burgess R.，Pande R.. Do rural banks matter? Evidence from the Indian social banking experiment [J]. STICERD-Development Economics Papers-From 2008， This Series has been superseded by Economic Organization and Public Policy Discussion Papers，2003，95(3)，pp.780-795.

[2]高遠(yuǎn)東，溫濤，王小華. 中國財(cái)政金融支農(nóng)政策減貧效應(yīng)的空間計(jì)量研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2013，(1):36-46.

[3]唐青生，陳愛華，袁天昂. 云南省貧困地區(qū)農(nóng)村金融服務(wù)與網(wǎng)點(diǎn)覆蓋建設(shè)的財(cái)政金融扶持政策研究[J]. 經(jīng)濟(jì)問題探索，2010，(8):179-184.

[4]Beck T.， Demirguc Kunt A.，Levine R. Finance，Inequality，and Poverty: Cross-Country Evidence[M]. Social Science Electronic Publishing，2004.

[5]Remenyi Joe，Benjamin Quinones.Microfinance and Poverty Alleviation: Case Studies from Asia and the Pacific[M].New York: Pinter Publishers，2000.

[6]胡宗義，唐李偉，蘇靜.農(nóng)村正規(guī)金融與非正規(guī)金融的減貧效應(yīng)——基于PVAR模型的經(jīng)驗(yàn)分析[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2014，(11):52-58.

[7]呂勇斌，趙培培.我國農(nóng)村金融發(fā)展與反貧困績效:基于2003-2010年的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2014，(1):54-60,111.

[8]田銀華，李晟.金融發(fā)展減緩了農(nóng)村貧困嗎?——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)，2014，(5):22-29.

[9]丁志國，譚伶俐，趙晶.農(nóng)村金融對(duì)減少貧困的作用研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2011，(11):72-77，112.

[10]楊俊，王燕，張宗益.中國金融發(fā)展與貧困減少的經(jīng)驗(yàn)分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2008，(8):62-76.

[11]蘇基溶，廖進(jìn)中.中國金融發(fā)展與收入分配、貧困關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)分析——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的研究[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2009，(12):10-16.

[12]胡衛(wèi)東.金融發(fā)展與農(nóng)村反貧困:基于內(nèi)生視角的分析框架[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2011，(9):60-64.

[13]王小華，王定祥，溫濤.中國農(nóng)貸的減貧增收效應(yīng):貧困縣與非貧困縣的分層比較[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2014，(9):40-55.

[14]師榮蓉，徐璋勇，趙彥嘉.金融減貧的門檻效應(yīng)及其實(shí)證檢驗(yàn)——基于中國西部省際面板數(shù)據(jù)的研究[J].中國軟科學(xué)，2013，(3):32-41.

[15]Hansen B. E. Threshold effects in non-dynamic panels: Estimation，testing and inference[J]. Journal of Econometrics，1999，93(2) ，pp.345-368(24).

[16]Hansen B. E. Sample Splitting and Threshold Estimation[Z]. Boston College Working Papers in Economics， 2000.

[17]Seebohm Rowntree，B. Poverty：A Study of Town Life[M]. London：Macmillion and Co. Press，1901.

[18]Sen， A.K. Poverty: An ordinal approach to measurement[J]. Econometrics，1976，44(5) ，pp.219-231.

[19]Foster J.， Thorbecke E. A class of decomposable poverty measures[J]. Econometrica， 1984， 52(3) ，pp.761-66.

[20]Shorrocks A. F. Revisiting the sen poverty index[J]. Econometrica，1995，63(5) ，pp.1225-30.

[21]Thaler G. J.，Brown R. G. Analysis and Design of Feedback Control Systems: Formerly，Servomechanism Analysis [M]. Mc Graw-Hill，1960.

[22]宋元梁，肖衛(wèi)東.中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長關(guān)系的動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2005，(9):31-40.

(責(zé)任編輯:原 蘊(yùn))

A Research on the Threshold Effect of Credit Rationing upon Poverty in Rural Areas

LIU Yan-hua, ZHENG Ping

(Shool of Business, Anhui University of Technology, Maanshan 243032, China)

Based on the internal logic interpretation of the effect of credit rationing on rural poverty, this paper uses the panel threshold model to make an in-depth analysis of the nonlinear interaction and regional differences of credit rationing on poverty in rural areas. The results are as follows: Reducing the degree of credit rationing is an effective way to relieve poverty in rural areas, and has significant threshold characteristics; With the extent of agricultural credit rationing shifting from the high level interval to the low range, the relationship between rural poverty and the degree of credit rationing exhibts a “U” shape change; The threshold effect of credit rationing on poverty in rural areas has regional characteristics; As the credit rationing degree decreases in eastern rural areas, the poverty reduction effect of increasing the effective supply of credit gradually weakens; In central and western rural areas, with the extent of agricultural credit rationing shifting from the high level interval to the low range, the relationship between rural poverty and the extent of credit rationing exhibits an inverted “U” shape change.

credit rationing；rural poverty；regional differences；panel threshold

2015-09-16

國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71203001)；安徽工業(yè)大學(xué)研究生創(chuàng)新研究基金項(xiàng)目(2014128)

劉艷華(1979-)，男，山東新泰人，安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院副教授，博士；鄭平(1992-)，男，安徽安慶人，安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院碩士生。

F832.4

A

1004-4892(2016)06-0047-11