張 琦，邱棋政

(湖南工商大學 財政金融學院，湖南 長沙 410205)

一、引言

中國是世界上最大的發(fā)展中國家之一，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，農(nóng)村人口在中國總?cè)丝谥幸恢倍颊紦?jù)著較大的比重。隨著國家改革開放的力度逐漸加大，城市現(xiàn)代化的進程逐步加快，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。2020年是國家全面脫貧的決勝年，“三農(nóng)”問題的有效解決對全面脫貧攻堅戰(zhàn)的取勝至關重要。

城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡問題的重點是“三農(nóng)”問題，而“三農(nóng)”問題的核心是農(nóng)民問題，因此，解決中國城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡問題的關鍵在于解決農(nóng)民問題，正如李克強總理強調(diào)，中國問題的最終解決，關鍵就在于農(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市金融業(yè)的發(fā)展水平對農(nóng)民純收入水平的影響具有重要意義。

二、相關文獻綜述與理論機制分析

(一)相關文獻綜述

本文基于大量國內(nèi)外現(xiàn)有文獻的閱讀，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方面。

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

在關于金融業(yè)如何促進國民收入增加的相關研究中，曾之明(2018)[9]認為金融業(yè)的數(shù)字普惠化發(fā)展能有效地降低獲得金融服務的門檻和成本，對城鄉(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 模型和脈沖響應函數(shù)進行研究發(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]則基于對中國1980—2004年的數(shù)據(jù)進行實證研究發(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)變動和勞動力轉(zhuǎn)移等多個方面共同促進國民收入的增加。

2.金融業(yè)發(fā)展對農(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)展來影響國民經(jīng)濟的發(fā)展，進而間接影響農(nóng)民的純收入水平，因此在討論金融業(yè)對農(nóng)民增收影響的問題時，研究金融業(yè)與國民經(jīng)濟發(fā)展之間的關系顯得尤為重要。

關于金融業(yè)與國民經(jīng)濟發(fā)展之間關系的研究中，劉智勇和儲燕焰(2019)[12]基于對中國30個省份2000—2016年面板數(shù)據(jù)的研究認為，金融業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟發(fā)展之間存在明顯的倒“U”形關系，并且這種倒“U”形關系會根據(jù)地區(qū)劃分的不同而表現(xiàn)出較大的差異性，其中，相較于我國西部地區(qū)，東中部地區(qū)的金融業(yè)發(fā)展對當?shù)貒窠?jīng)濟發(fā)展的促進效果更為明顯。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)濟的增長存在著長期協(xié)同關系，擴大農(nóng)村金融體系規(guī)模和提高金融效率均能顯著地促進農(nóng)村經(jīng)濟的增長。

而對于金融業(yè)如何促進國民經(jīng)濟發(fā)展的相關研究中，學者們的看法不一。趙春萍和于雪(2011)[14]認為金融業(yè)的發(fā)展主要通過兩個方面對國民經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生正向作用，其一體現(xiàn)在金融業(yè)的發(fā)展能直接促進國民經(jīng)濟的增長；其二體現(xiàn)在金融業(yè)的發(fā)展帶動了相關行業(yè)的發(fā)展，可以間接促進國民經(jīng)濟的增長。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)狀為研究對象，認為金融業(yè)對國民經(jīng)濟的促進作用是通過影響相關關聯(lián)產(chǎn)業(yè)來實現(xiàn)的。Gurley(1955)[18]和Raymond(1969)[19]運用貨幣供給理論來解釋金融業(yè)對國民經(jīng)濟增長的促進作用，Ross Levine(1997)[20]則認為金融業(yè)是通過規(guī)避 、分散和聚集資源的方式來促進國民經(jīng)濟增長。

(二)理論機制分析

根據(jù)上述對相關文獻的梳理可以發(fā)現(xiàn)，金融業(yè)發(fā)展對農(nóng)民純收入水平的影響存在著直接效應和間接效應，其中，直接效應是指金融業(yè)發(fā)展有助于降低金融服務門檻或信貸約束條件以促進國民收入的增加，從而直接使得農(nóng)民純收入水平的提高；而間接效應是指金融業(yè)通過促進相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展進而帶動國民經(jīng)濟的發(fā)展，使得國民收入增加，間接提高農(nóng)民的純收入水平。

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

本文基于對宏觀經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律的思考，認為金融業(yè)發(fā)展對農(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和間接效應的相互作用共同實現(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，為了更準確地了解湖南省各地級市的實際情況，以一種全新視角來研究湖南省各地級市金融業(yè)發(fā)展與農(nóng)民增收之間的關系，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，本文在已有文獻分析的基礎上，構(gòu)造門限回歸模型來研究湖南省各地級市金融業(yè)發(fā)展水平與農(nóng)民純收入之間的非線性關系，具有重要意義。

三、模型構(gòu)造

(一)相關變量

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

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地級市農(nóng)民的人均純收入(income)作為被解釋變量，用來描述各個地級市農(nóng)民的純收入水平。自然對數(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本文構(gòu)造門限回歸模型及相應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)展狀況并不適合采用單一變量法來描述，需要構(gòu)建一套由多個變量而構(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]在對農(nóng)村金融業(yè)發(fā)展狀況的描述中，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)展效率等兩個維度的變量組合；而高揚和李云海(2020)[22]則通過銀行、股市以及風險投融資渠道等三個維度變量的選取為組合來描述城市金融業(yè)的發(fā)展狀況。本文綜合考慮湖南省各地級市金融機構(gòu)與非金融機構(gòu)相關數(shù)據(jù)的可得性以及模型建設的便捷性，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]對城市金融業(yè)發(fā)展狀況相關指標的選取辦法，采用湖南各地級市年末金融機構(gòu)存貸款總額與該地級市當年GDP總額的比值作為衡量當?shù)亟鹑跇I(yè)發(fā)展水平的指標。

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與被解釋變量農(nóng)民純收入水平相關的解釋變量作為控制變量，具體內(nèi)容如下：

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

城市化水平(cit)：衡量一個地區(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地級市非農(nóng)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎档陌俜謹?shù)用來衡量各個低級市的城市化發(fā)展水平。

政府的支農(nóng)支出程度(gov)：政府對農(nóng)民收入水平提高最直接的影響是對地區(qū)農(nóng)村農(nóng)業(yè)的財政支出，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得越高。本文選取湖南省各地級市政府對農(nóng)林水事務的支出占政府財政支出總額的百分比來衡量政府的支農(nóng)支出程度。

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

2.相關變量的描述性分析

通過STATA對湖南省各地級市2007—2017年的主要變量進行描述性分析，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，標準差為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，說明湖南省各個地級市的農(nóng)村發(fā)展水平之間存在著區(qū)域差異。

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

再者，湖南省各個地級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市達到0.776的城市化率，而城市化水平較低的地級市僅有0.290?？傮w來看，湖南省對農(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。

湖南省各個地級市的基礎設施建設水平總體上較好，年末用于基礎設施建設的全社會固定資產(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，說明湖南省各地級市基礎設施建設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系，本文首先對金融業(yè)發(fā)展水平(finit)與農(nóng)民純收入水平(lnincomeit)之間構(gòu)造基本計量模型，如下：

lnincomeit=αi+β1finit+εit

(1)

引入控制變量經(jīng)濟發(fā)展水平(lngdpit)、城市化水平(citit)、政府的支農(nóng)支出程度(govit)以及城市基礎設施建設水平(lnINVit)后的基本計量模型，如下：

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

(2)

其中，i表示城市 (i=1,2,…,14)，t表示時間(t=1,2,…,11)；εit是隨機擾動項。

2.單一門限回歸模型的構(gòu)造

由Hansen(1999)[26]提出的個體固定效應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)，當括號中qit≤γ成立時，I(qit≤γ)=1，I(qit>γ)=0；當括號中qit>γ成立時，I(qit≤γ)=0，I(qit>γ)=1。β1和β2是門限效應的待估系數(shù)；αi代表個體效應；εit是隨機擾動項，獨立同分布，且與外生變量Xit不相關。

根據(jù)上述單一門限回歸模型的構(gòu)造，本文對農(nóng)民純收入(lnincomeit)、金融業(yè)發(fā)展水平(finit)、經(jīng)濟發(fā)展水平(lngdpit)、城市化水平(citit)、政府的支農(nóng)支出程度(govit)以及城市基礎設施建設水平(lnINVit)等指標進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表示湖南省各地級市(i=1,2,…,14)，t表示時間(t=1,2,…,11)。

3.對門限效應的估計檢驗

在通過對各個指標進行門限模型的構(gòu)造以及相應變量門限估計值的計算后，需對這些門限估計值進行門限效應的顯著性檢驗；另外，還需檢驗門限估計值與真實值之間是否存在差異以及差異大小等問題。

(1)門限效應檢驗。

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

根據(jù)Hansen(1999)[26]構(gòu)建的LR檢驗統(tǒng)計量為：

(5)

(2)門限值檢驗。

當門限效應檢驗拒絕了原假設，說明模型存在門限效應，則還需對門限估計值做門限值檢驗。

對應的檢驗統(tǒng)計量為：

(6)

四、金融業(yè)發(fā)展對農(nóng)民純收入水平影響的實證分析

(一)單位根檢驗

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

表2 單位根檢驗的結(jié)果

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

(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，為了使門限回歸模型構(gòu)造的更貼合實際，必須區(qū)分出固定效應模型和隨機效應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檢驗來對固定效應模型和隨機效應模型進行檢驗，并根據(jù)模型檢驗結(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軟件進行Hausman檢驗，并得出相應的檢驗結(jié)果，如表3和表4所示。

表3 Hausman檢驗的結(jié)果(1)

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

表4 Hausman檢驗的結(jié)果(2)

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

(三)門限面板模型的檢驗與估計

1.門限值的選定

本文通過STATA軟件來對湖南省14個地級市的金融發(fā)展水平對農(nóng)民純收入水平的影響進行門限效應檢驗。為了使檢驗結(jié)果更加準確，本文僅對金融業(yè)發(fā)展水平這一核心解釋變量依次進行單一門限和雙重門限的門限效應檢驗，兩種門限效應檢驗的結(jié)果如表5所示。

表5 門限效應檢驗結(jié)果

由表5可以看出，以金融業(yè)發(fā)展水平為門限變量,并以此來進行門限效應檢驗，在單一門限模型的門限檢驗下，模型估計結(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檢驗中，并沒有通過顯著性檢驗。這表明在湖南省的14個地級市中，以金融業(yè)發(fā)展的水平作為門限變量時，存在著單一門限效應。

2.門限回歸模型相對應的門限效應檢驗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檢驗殘差圖，圖形如圖1、圖2。

圖1 單一門限回歸的LR檢驗殘差圖

圖2 兩種門限回歸的LR檢驗殘差圖

由圖1所示，單一門限模型對應的門限效應檢驗LR殘差圖可以確定，模型存在單一門限效應；由圖2所示，兩種門限模型對應的門限效應檢驗LR檢驗殘差圖可以確定，不存在雙重門限效應。綜合以上對圖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。

3.門限估計值與其對應的置信區(qū)間

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

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

表6 門限估計值與置信區(qū)間

4.模型參數(shù)的估計

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

對上式模型中各個參數(shù)進行基本計量模型OLS估計和門限模型估計，相關估計結(jié)果如表7所示。

表7 門限模型估計和OLS估計的結(jié)果

由表7中的門限模型估計結(jié)果可知，湖南省各地級市的金融業(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。根據(jù)表7中第一列數(shù)據(jù)易知，當金融業(yè)發(fā)展水平小于門限估計值2.0400時，金融業(yè)發(fā)展水平對農(nóng)民純收入水平具有顯著的正向促進作用；當金融業(yè)發(fā)展水平超過門限估計值2.0400時，金融業(yè)發(fā)展水平對農(nóng)民純收入水平同樣具有顯著的正向促進作用。根據(jù)表7中第二列數(shù)據(jù)可知，金融業(yè)發(fā)展水平對農(nóng)民純收入水平具有負向抑制作用，說明在沒有設置門限效應的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，湖南省各地級市的其他變量對農(nóng)民純收入水平總體上均具有顯著的正向促進作用。在第一列的門限回歸模型估計結(jié)果中可見，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平每提高1個單位，農(nóng)民的純收入可以增加0.4885個單位；而第二列的OLS估計結(jié)果中，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平每提高1個單位，農(nóng)民的純收入可以增加0.3153個單位。

地區(qū)城市化水平對農(nóng)民純收入水平具有顯著的促進作用，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結(jié)果中可見，地區(qū)城市化水平每提升1個單位，農(nóng)民純收入增加3.0523個單位；而第二列的OLS估計結(jié)果中，地區(qū)城市化水平每提升1個單位，農(nóng)民純收入增加1.4389個單位。

城市基礎設施建設對農(nóng)民純收入水平的影響總體上也是正向促進的作用，即城市基礎設施建設越完善，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結(jié)果中可見，城市基礎設施建設水平每提高1個單位，農(nóng)民的純收入可以增加0.1098個單位；而第二列的OLS估計結(jié)果中，城市基礎設施建設水平每提高1個單位，農(nóng)民的純收入可以增加0.2559個單位。

(四)穩(wěn)健性檢驗

本文的穩(wěn)健性檢驗通過去除部分控制變量的方式來進行，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)的符號和顯著性與原模型之間未發(fā)生較大變化，則認為原模型是穩(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)的符號和顯著性與原模型之間發(fā)生較大的變化，則認為原模型是非穩(wěn)健的。

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

表8 穩(wěn)健性檢驗結(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，去除前后各個變量后的回歸系數(shù)的符號、顯著性都未發(fā)生較大的變化，均符合模型穩(wěn)健性檢驗的要求，故本文構(gòu)造金融業(yè)發(fā)展對農(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。

五、研究結(jié)論與政策建議

1.主要結(jié)論

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

(2)湖南省經(jīng)濟發(fā)展水平、地區(qū)城市化水平、城市基礎設施建設水平對農(nóng)民純收入均具有顯著的正向促進作用。其中，城市化水平對農(nóng)民純收入水平的促進作用相對較大，而各個地級市經(jīng)濟的發(fā)展水平和城市基礎設施建設水平對農(nóng)民純收入水平的促進作用依次次之。

(3)就目前湖南省各地級市金融業(yè)的總體發(fā)展現(xiàn)狀可知，湖南省各地級市的金融業(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的門限臨界值2.0400，因此，加大各個地級市對金融業(yè)的快速發(fā)展能夠有效地促進農(nóng)民純收入水平的提高。

2.政策建議

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

(1)加強湖南省各地級市金融業(yè)的發(fā)展。

湖南省政府應結(jié)合省內(nèi)各地級市金融業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀，統(tǒng)籌地級市之間的區(qū)域合作，協(xié)調(diào)各個地級市之間金融業(yè)聯(lián)合的發(fā)展，完善金融機構(gòu)體制改革，加強政府和市場監(jiān)督作用，使金融業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展過程中能正向、穩(wěn)健、可持續(xù)地促進農(nóng)民純收入的增長。

(2)加快各地級市城市化建設進程，大力支持當?shù)剞r(nóng)林事務的發(fā)展。

在經(jīng)濟發(fā)展水平、地區(qū)城市化水平和城市基礎設施建設水平對農(nóng)民純收入水平的促進作用中，城市化水平對農(nóng)民純收入水平的促進作用相對較大。因此，湖南省各個地級市應當加快推進本地區(qū)城市化水平的建設進程，推動城鄉(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)保持湖南省各地級市經(jīng)濟穩(wěn)定可持續(xù)發(fā)展。

根據(jù)本文研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平和城市基礎設施建設水平的提高對農(nóng)民純收入水平均具有顯著的促進作用，因此，湖南省各地級市應當努力提高當?shù)氐慕?jīng)濟水平和基礎設施建設水平，確保農(nóng)民純收入能夠穩(wěn)定地增加。