鄭　平，劉艷華

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

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信貸配給對城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應(yīng)研究

鄭平，劉艷華

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

在剖析了信貸配給與城鄉(xiāng)收入差距之間作用機制的基礎(chǔ)上，論文構(gòu)建了信貸配給與城鄉(xiāng)收入差距的面板門檻模型，選取31個省市1987年—2013年的省級面板數(shù)據(jù)，運用面板門檻模型估計方法，實證分析信貸配給對城鄉(xiāng)收入差距的影響，并且從區(qū)域?qū)用孢M行了比較分析。結(jié)果顯示：降低信貸配給程度有助于緩解城鄉(xiāng)收入差距，而從東部、中部、西部三大區(qū)域的實證結(jié)果來看，各地區(qū)的信貸配給程度的提升對城鄉(xiāng)收入差距的擴大有不同程度的影響。最后根據(jù)研究結(jié)果，提出降低各地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸配給程度的措施，從而達到縮小城鄉(xiāng)收入差距的目的。

信貸配給；城鄉(xiāng)收入差距；面板門檻

一、引言

改革開放30余年以來，中國經(jīng)濟一直處在高速增長階段。尤其是市場經(jīng)濟體制的確立和城鄉(xiāng)經(jīng)濟體制改革的深化，使得城鄉(xiāng)居民收入水平在不斷提高。同時，貧富差距也在不斷擴大。其中的重要表現(xiàn)就是城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大。1978年城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民名義收入之比為2.58，而2012年該比例值上升到3.10(由于2013年后與2013年前的分城鎮(zhèn)和農(nóng)村住戶調(diào)查的調(diào)查范圍、調(diào)查方法、指標口徑有所不同，因此2013年、2014年的數(shù)據(jù)不作比較)，這說明城鄉(xiāng)居民收入差距有擴大的趨勢。城鄉(xiāng)收入差距問題是關(guān)乎中國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要問題，同時也關(guān)乎著社會的公平正義。國家也對城鄉(xiāng)收入差距問題給予了高度重視。自“十六大”首次提出“統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展”以來，中央已連續(xù)出臺多個“一號文件”，并將“統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展”作為重要的政策實施目標。自此，收入差距呈現(xiàn)縮小現(xiàn)象。尤其是2015年中央一號文件還著重強調(diào)了：努力在經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)下保持城鄉(xiāng)居民收入差距持續(xù)縮小勢頭。因此，充分釋放農(nóng)村增收潛力，縮小城鄉(xiāng)收入差距，對盤活“新常態(tài)”經(jīng)濟，具有重要的戰(zhàn)略意義。

金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距具有重要影響。但是，關(guān)于金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響機制還沒有統(tǒng)一的意見。主要分為下面三個觀點：

(一)金融發(fā)展對收入差距產(chǎn)生了“倒U”型影響

Greenwood和Jovanovic(1990)[1]通過構(gòu)建一個動態(tài)模型，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與收入差距之間呈現(xiàn)“倒U” 型關(guān)系。Townsend(2003)[2]的研究結(jié)果則進一步證實了金融發(fā)展與收入差距之間呈現(xiàn)庫茲涅茨“倒U” 型關(guān)系的結(jié)論。喬海曙等(2009)[3]采用非參數(shù)相關(guān)檢驗和分位數(shù)檢驗方法，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與收入差距之間的關(guān)系呈現(xiàn)非線性的“倒U”型。董曉林等(2013)[4]通過構(gòu)建空間計量模型以研究金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，認為金融發(fā)展規(guī)模、效率與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)“倒U”型關(guān)系。孫玉奎等(2014)[5]以東中西三個地區(qū)為視角進行分析，認為：三大地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入差距之間的關(guān)系屬于“倒U”型曲線。方文全(2006)[6]、陳偉國等(2009)[7]、李志軍等(2012)[8]、李琳(2013)[9]等通過多種分析方法，同樣得出了類似結(jié)論。

(二)金融發(fā)展緩解收入差距

Clark、Xu和Zou(2006)[10]利用跨國數(shù)據(jù)進行實證分析，認為金融發(fā)展會顯著縮小收入差距。Liang(2006)[11]以中國城市地區(qū)為視角，利用廣義矩估計GMM方法進行實證分析，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展顯著降低中國城市地區(qū)的收入不均。溫濤等(2014)[12]通過中國西部地區(qū)40個區(qū)縣的面板數(shù)據(jù)進行研究，認為金融發(fā)展有利于緩解城鄉(xiāng)收入差距。潘永昕等(2015)[13]選取了甘肅14個市、州的面板數(shù)據(jù)，認為現(xiàn)階段甘肅省的金融發(fā)展水平的提升會顯著線性地縮小城鄉(xiāng)收入差距。其他學(xué)者如：陳志剛(2008)[14]、王穎華等(2013)[15]、劉亦文等(2010)[16]等通過多種實證研究方法均得出類似結(jié)論。

(三)金融發(fā)展惡化收入差距

張立軍等(2006)[17]以農(nóng)村自身經(jīng)濟金融發(fā)展為視角，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間存在顯著正相關(guān)效應(yīng)。成學(xué)真等(2011)[18]采用PVAR協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗方法，認為金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系。譚飛燕等(2015)[19]采用面板協(xié)整檢驗和PMG估計方法進行實證分析，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展的不平衡將會惡化城鄉(xiāng)收入差距。其他學(xué)者如：張紅偉等(2008)[20]、魯釗陽(2012)[21]、孫永強(2012)[22]、劉玉光等(2013)[23]、張宏彥等(2013)[24]、趙華偉(2014)[25]等也通過多種方法得出了類似的結(jié)論。

毫無疑問，上述研究為我們進一步研究金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的作用機制奠定了堅實的基礎(chǔ)。但是上述研究結(jié)論尚未形成共識，仍有改進之處。第一，上述研究大多關(guān)注于金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的影響，而忽視了金融要素中的核心要素——信貸配給。實際上，中國農(nóng)村存在非常普遍和嚴重的信貸配給現(xiàn)象(程郁等，2009[26]；張龍耀等，2011[27])，其背后的原因是由于利率管制(McKinnon,1973;Shaw,1973)[28][29]、逆向選擇與道德風(fēng)險(Stiglitz和Weiss,1981)[30]、交易成本(Hung-JenWang,2000)[31]等因素的存在。在受到信貸配給的情況下，由于資本本身所具有的逐利性，信貸資金將會從農(nóng)村向城市和非農(nóng)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移。因此，一方面，農(nóng)業(yè)信貸資金難以滿足農(nóng)戶的有效信貸需求，使得農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中面臨的資金困難難以得到緩解，將對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生不利影響，進而降低農(nóng)民的收入水平；另一方面，城市獲得更多的信貸資源，將促進城市居民的增收。信貸資源的不均衡配置使得城鄉(xiāng)居民收入差距進一步擴大。第二，上述研究均僅關(guān)注到農(nóng)村金融與城鄉(xiāng)收入差距的整體關(guān)系，而忽視了二者關(guān)系在地區(qū)上的差異性。由于農(nóng)村金融發(fā)展的不平衡，農(nóng)村金融對城鄉(xiāng)收入差距的作用程度將會存在地區(qū)上的差異性。第三，已有研究在探討農(nóng)村金融與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系時，大多將二者關(guān)系假定為線性關(guān)系，然而二者之間的關(guān)系仍需要進一步地分析檢驗。

基于此，以信貸配給對城鄉(xiāng)居民收入差距的作用機理為理論基礎(chǔ)，利用1987年—2013年31個省市的面板數(shù)據(jù)，運用面板門檻模型，從新的視角分析了農(nóng)村信貸對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，為構(gòu)建地區(qū)差別化信貸支農(nóng)體系、縮小城鄉(xiāng)收入差距提供了理論基礎(chǔ)并具有重要的現(xiàn)實意義。

二、信貸配給對城鄉(xiāng)居民收入差距的作用機理分析

信貸配給就是銀行等正規(guī)金融機構(gòu)通過非利率的貸款條件來對信貸資源進行分配的過程。在一定程度上，農(nóng)業(yè)信貸配給程度是衡量農(nóng)村居民信貸需求被滿足程度的逆向指標，農(nóng)業(yè)信貸配給程度越大，農(nóng)戶信貸需求被滿足程度越小。農(nóng)業(yè)信貸配給程度將在很大程度上影響農(nóng)戶信貸水平，進而對農(nóng)村居民收入水平產(chǎn)生顯著的消極影響。

信貸配給與城鄉(xiāng)收入差距之間存在微觀和宏觀的雙重作用機制(如圖1、圖2所示)。在微觀上，在受到信貸配給的情況下，農(nóng)村居民的有效信貸需求(包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料購置貸款、農(nóng)產(chǎn)品加工和運銷貸款、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設(shè)施貸款等)得不到滿足，農(nóng)民在生產(chǎn)中的資金困難難以得到有效緩解，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不能順利進行，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率降低，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出減少，農(nóng)民收入水平降低；另一方面，由于農(nóng)村剩余資金流向城市和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，城鎮(zhèn)居民的信貸可獲性提高，生產(chǎn)資金需求更容易得到滿足，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增加，城鎮(zhèn)居民收入提高，綜合兩方面來看，城鄉(xiāng)收入差距將會擴大。從宏觀上看，由于資本逐利的本質(zhì)特征，農(nóng)村金融會成為農(nóng)村剩余資金的抽水機，農(nóng)村剩余資金會從農(nóng)村流向城市和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，嚴重縮小農(nóng)村投資規(guī)模，抑制農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，使得農(nóng)民收入來源減少、收入水平降低；與之相反，農(nóng)業(yè)剩余資金流向城市和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，城市和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)投資規(guī)模擴大，城市經(jīng)濟加速發(fā)展，城鎮(zhèn)居民收入提高，綜合兩方面的影響城鄉(xiāng)收入差距擴大。因此，無論從微觀還是宏觀角度來看，信貸配給都會通過影響城市和農(nóng)村兩地區(qū)居民的收入，進而對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響。

在經(jīng)濟發(fā)展過程中，信貸標準會隨著經(jīng)濟形勢、產(chǎn)業(yè)政策和貨幣政策等的調(diào)整而發(fā)生改變，地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸配給程度也會發(fā)生改變，因此各地區(qū)城鄉(xiāng)居民收入差距也隨之改變。

圖1信貸配給對城鄉(xiāng)收入差距的微觀作用機制

圖2信貸配給對城鄉(xiāng)收入差距的宏觀作用機制

在農(nóng)村金融發(fā)展初期，農(nóng)業(yè)信貸配給程度較高，這將擴大城鄉(xiāng)居民收入差距。在此階段，在受到信貸配給的情況下，由于資本的逐利本質(zhì)，農(nóng)村金融將成為農(nóng)村剩余資金的抽水機，信貸資源將從農(nóng)村地區(qū)流向城市和非農(nóng)地區(qū)。信貸配給會減少農(nóng)村投資規(guī)模，抑制農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，使得農(nóng)民收入來源減少、收入水平降低；而另一方面，城市和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)獲得更多的信貸資源，將加快其發(fā)展，使城鎮(zhèn)居民收入來源增加、收入水平提高。因此，金融發(fā)展對居民收入的促進作用主要發(fā)生在城鎮(zhèn)，而不是在農(nóng)村。在農(nóng)村居民收入水平降低和城鎮(zhèn)居民收入水平提高的雙重作用下，城鄉(xiāng)居民收入差距將顯著擴大。

在農(nóng)村金融發(fā)展中期，信貸配給程度的降低將有助于城鄉(xiāng)收入差距的縮小。一方面，城市化發(fā)展到一定程度后，其對外部資金的依賴性減小，農(nóng)村金融作為農(nóng)村剩余資金的抽水機作用減小，農(nóng)村剩余資金外流減少；另一方面，隨著農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，農(nóng)村剩余資金增加，農(nóng)村金融機構(gòu)儲蓄規(guī)模擴大，這將為農(nóng)村金融機構(gòu)降低信貸標準，擴大貸款規(guī)模提供了前提和基礎(chǔ)。此時，農(nóng)戶的信貸可獲性增加，農(nóng)戶獲得更多的信貸資源，促使農(nóng)民收入提高，將縮小城鄉(xiāng)收入差距。

在農(nóng)村金融發(fā)展后期，農(nóng)業(yè)信貸配給程度降低到較低水平且基本保持穩(wěn)定，城鄉(xiāng)居民收入差距縮小到最低水平。此時，農(nóng)村金融發(fā)展成熟，客戶篩選技術(shù)已形成完整體系，信貸標準降低至最低水平，并且與城市信貸標準無差異。城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民具有相同的信貸可獲性，城鄉(xiāng)居民收入差距降低至最低水平。

上述現(xiàn)象及結(jié)論似乎顯而易見，即農(nóng)業(yè)信貸配給程度與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)非線性關(guān)系。但其是否真的成立仍然需要通過實證檢驗。為此，將運用面板門檻模型的計量方法來對上述假設(shè)進行檢驗。

三、研究方法與數(shù)據(jù)來源

(一)研究方法

通過深入剖析信貸配給對城鄉(xiāng)收入差距的作用機理，可以發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)信貸配給程度對城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生非線性影響，表現(xiàn)出區(qū)間效應(yīng)。并且近年來，非線性計量經(jīng)濟模型的發(fā)展為研究信貸配給與城鄉(xiāng)收入差距之間的非線性關(guān)系問題提供了方法基礎(chǔ)。為了進一步深入剖析農(nóng)業(yè)信貸配給程度對城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生的非線性效應(yīng)，借鑒Hansen(1999)[32]的做法，構(gòu)建出農(nóng)業(yè)信貸配給程度與城鄉(xiāng)收入差距的面板門檻模型。設(shè)定模型如下：

GAPit=αi+βXit+η1lnCRit·I(qit≤γ)+η2lnCRit·I(qit>γ)+εit

(1)

其中，i表示地區(qū)；t表示年份；GAP表示城鄉(xiāng)收入差距；α表示個體固定效應(yīng)，用于反映個體未觀測特征；β為各控制變量相應(yīng)的系數(shù)向量，表明各控制變量的影響程度；X為一組對被解釋變量產(chǎn)生較大影響的控制變量；η1和η2為待估系數(shù)，η1表示當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度lnCR小于第一門檻值時的估計系數(shù)，η2表示當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度lnCR大于門檻值時的估計系數(shù)；I(qit≤γ)和I(qit>γ)均為指標函數(shù)，當(dāng)條件成立時取值為1，否則取值為0，其中，q為門檻變量，γ為門檻值，εit為隨機干擾項，εit～iid(0,σ2)。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)來源

文章的核心目標在于探討信貸配給對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，信貸配給是考察的目標對象。但其他要素對城鄉(xiāng)收入差距也會產(chǎn)生不可忽略的影響。因此，文章的分析框架將由信貸配給以及對城鄉(xiāng)居民收入差距具有重要貢獻的其他要素構(gòu)成。為了構(gòu)建面板門檻模型，將選取我國1987年—2013年的31個省市的省級面板數(shù)據(jù)，相應(yīng)變量與其數(shù)據(jù)來源具體如下：

1.城鄉(xiāng)收入差距(GAP)

借鑒鈔小靜、沈坤榮(2014)[33]等多位學(xué)者的方法，采用城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入之比來表示城鄉(xiāng)收入差距。

2.農(nóng)業(yè)信貸配給程度(CR)

3.政府經(jīng)濟行為，即地方政府影響(GEB)

張義博、劉文忻 (2012)[36]認為，政府對經(jīng)濟參與程度會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著正向效應(yīng)。采用地方財政支出占GDP比重來衡量地方政府經(jīng)濟行為指標。

4.人力資本投資(EDU)

陳斌開等(2010)[37]對中國城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響的因素進行分解，認為教育對中國城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著影響。教育水平差距將與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。本文選取普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)與總?cè)丝谥葋砗饬咳肆Y本投資。

5. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(EG)

隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化調(diào)整，要素將會從邊際生產(chǎn)力較低的農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到邊際生產(chǎn)力較高的非農(nóng)業(yè)部門，直到這兩個部門的邊際生產(chǎn)力、收入相等為止。因此，一個地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)的比重越高則意味著城鄉(xiāng)收入差距將越大。文中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標將以第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加值占總GDP的比重來表示。

對上述變量均進行了自然對數(shù)的轉(zhuǎn)換，以消除面板數(shù)據(jù)中存在的異方差影響。采用的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、各省市歷年統(tǒng)計年鑒、歷年《中國金融年鑒》以及歷年《中國區(qū)域金融運行報告》。主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1主要變量的描述性統(tǒng)計量

變量obs平均值標準差最小值最大值GAP8370.9800.2550.2161.641lnCR837-0.8121.192-5.951-0.008GEB837-1.9200.510-3.0120.264EDU837-5.2711.033-7.162-3.222EG837-1.8960.789-5.163-0.675

四、實證分析與結(jié)果

(一)單位根檢驗和協(xié)整檢驗

首先，為避免因面板數(shù)據(jù)存在的單位根而導(dǎo)致的偽回歸，面板數(shù)據(jù)需要進行單位根檢驗。LLC檢驗、HT檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗以及費雪式檢驗均是單位根檢驗的常用方法。這些檢驗的原假設(shè)H0均為面板數(shù)據(jù)存在單位根，但檢驗統(tǒng)計量和檢驗標準的設(shè)定互不相同。為避免采用單一方法而導(dǎo)致的缺陷，并提高檢驗結(jié)論的可靠性，采用上述五種方法來檢驗樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。檢驗均采用具有截距項和趨勢項，滯后期的選擇標準為AIC標準。檢驗結(jié)果如表2所示，各變量的原始數(shù)據(jù)部分存在單位根，而其一階差分值在1%的顯著性水平下均不存在單位根。這說明所有變量的一階差分值都是平穩(wěn)的。

表2樣本數(shù)據(jù)的單位根檢驗統(tǒng)計量及其顯著性

變量檢驗方法LLC檢驗HT檢驗Breitung檢驗IPS檢驗費雪式檢驗GAP-5.317▲0.843△-3.148▲-1.432*187.193▲d(GAP)-10.145▲-0.018▲-10.985▲-22.054▲689.736▲CR3.5930.462▲3.5392.720166.268d(CR)-19.586▲-0.463▲-9.315▲-27.943▲836.445▲GEB4.3050.826▲-1.753△-3.308▲217.456▲d(GEB)-13.874▲0.038▲-9.303▲-20.051▲627.418▲EDU2.5070.8892.9692.517135.929▲d(EDU)-20.849▲-0.086▲-8.994▲-22.632▲710.722▲EG-0.2370.94212.8290.151167.450▲d(EG)-21.414▲-0.135▲-10.510▲-24.035▲749.607▲

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檢驗結(jié)果為t統(tǒng)計量，HT檢驗結(jié)果為統(tǒng)計量，Breitung檢驗結(jié)果為統(tǒng)計量，IPS檢驗結(jié)果為W統(tǒng)計量，費雪式檢驗結(jié)果為P統(tǒng)計量。

(二)面板門檻估計與結(jié)果分析

首先，面板模型需進行Hausman檢驗，以確定面板模型采用何種形式(固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng))。對應(yīng)的檢驗結(jié)果顯示，Chi^2值為180.040，其對應(yīng)的P值為0.000，在0.1%的顯著性水平下，拒絕了模型采用隨機效應(yīng)的原假設(shè)。因此，面板模型應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。

然后，采用Hansen(2000)[38]提出的門檻效應(yīng)檢驗法確定門檻的個數(shù)。具體檢驗中采用自抽樣法反復(fù)抽樣3 000次進行仿真和格點搜索方式搜索門檻值，結(jié)果報告如表3?？梢钥闯?，面板模型在1%的顯著性水平下存在單重門檻效應(yīng)，并且在5%的顯著水平下存在雙重和三重門檻效應(yīng)。這表明，在95%的置信度下，農(nóng)業(yè)信貸配給程度對城鄉(xiāng)收入差距的作用具有顯著的門檻效應(yīng)，其門檻值分別為-0.191、-0.330和-0.657，分別對應(yīng)的農(nóng)業(yè)信貸配給程度為82.61%、71.89%和51.84%。

表3信貸配給對農(nóng)村地區(qū)貧困影響的門檻效應(yīng)檢驗

門檻變量:CRF值門檻值CR值(%)單一門檻1.719▲-0.19182.61雙重門檻3.073△-0.33071.89三重門檻6.693△-0.65751.84

注：▲、△和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著。

其次，我們分別采用普通固定效應(yīng)線性模型和面板門檻模型分別對變量參數(shù)進行了穩(wěn)健回歸，估計結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示：

在固定效應(yīng)模型中，農(nóng)業(yè)信貸配給程度與城鄉(xiāng)收入差距顯著正相關(guān)，說明農(nóng)業(yè)信貸配給程度的提高，會擴大城鄉(xiāng)收入差距。人力資本投資與城鄉(xiāng)收入差距也呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，而其他變量(城市化水平、經(jīng)濟增長速度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府經(jīng)濟行為)均對縮小城鄉(xiāng)收入差距有顯著作用。

在門檻效應(yīng)模型中，總體地看，隨著農(nóng)業(yè)信貸配給程度的提高，城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)業(yè)信貸配給程度的關(guān)系處于逐漸增強狀態(tài)(如表4所示)?？梢钥闯?，農(nóng)業(yè)信貸配給程度處于不同的區(qū)間，其與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系是有差異的。這表明，農(nóng)業(yè)信貸配給程度對城鄉(xiāng)收入差距的作用更傾向于以農(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51.84%時，農(nóng)業(yè)信貸配給程度每增加1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距便擴大0.014個百分點；而當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度位于[51.84%，71.89%]區(qū)間時，農(nóng)業(yè)信貸配給程度每增加1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距擴大0.066個百分點；農(nóng)業(yè)信貸配給程度介于[71.89%，82.61%]區(qū)間時，農(nóng)業(yè)信貸配給程度每增加1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距增加0.217個百分點；而當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度高于82.61%時，農(nóng)業(yè)信貸配給程度每增加1個百分點，城鄉(xiāng)收入差距擴大0.431個百分點。

表4模型估計結(jié)果

變量固定效應(yīng)門檻效應(yīng)lnCR<-0.657(CR<51.84%)-0.657-0.191(CR>82.61%)0.008*0.014▲0.066△0.217▲0.431▲GEB-0.195▲-0.202▲EDU0.069▲0.058▲EG-0.210▲-0.216▲C0.575▲0.562▲

注：▲、△和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著。

通過分析門檻效應(yīng)模型的估計結(jié)果，可以得到如下規(guī)律：農(nóng)業(yè)信貸配給程度從高水平向低水平轉(zhuǎn)化時，農(nóng)業(yè)信貸配給程度對城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用將會降低。即，在農(nóng)業(yè)信貸配給程度較高的地區(qū)，增加農(nóng)業(yè)信貸資金投入，降低農(nóng)業(yè)信貸配給程度，可以更為有效地緩解城鄉(xiāng)收入差距。其背后的原因是邊際效率遞減規(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)濟的增長速度相對放緩，城鄉(xiāng)收入差距的消減速度也逐步減慢。

其他變量中，政府經(jīng)濟參與程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)占比的提高，均對縮小城鄉(xiāng)收入差距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。而人力資本投資會擴大城鄉(xiāng)收入差距，并且其擴大的程度與固定效應(yīng)回歸結(jié)果大致一致。其可能的原因是：教育水平的差異會擴大城鄉(xiāng)收入差距；其次，隨著人力資本投資的增加，農(nóng)村居民受教育程度提高，這些受到教育的人將會走出農(nóng)村，走入城市，為城市的進一步發(fā)展增添新的活力，提高城鎮(zhèn)居民的收入水平；另一方面，這些農(nóng)村里的青壯年走出農(nóng)村將會減緩農(nóng)村經(jīng)濟，進而降低農(nóng)村居民的收入水平，綜合幾方面影響來看，城鄉(xiāng)收入差距將會進一步惡化。

(三)信貸配給對城鄉(xiāng)收入差距作用的地區(qū)差異分析

1.農(nóng)業(yè)信貸配給程度的地區(qū)差異分析

需要著重強調(diào)的是，由于各地區(qū)進行了起點與力度不一的農(nóng)村金融改革，體系建構(gòu)參差不齊、信貸市場區(qū)域分化明顯和信貸供求關(guān)系地區(qū)失衡等已成為農(nóng)村金融的典型特征。

衡量地區(qū)間相對差異的常用指標有變異系數(shù)和泰爾指數(shù)。其中，變異系數(shù)主要衡量樣本觀測值的變異程度。而泰爾指數(shù)對區(qū)域間與區(qū)域內(nèi)的差異進行了細分，能夠?qū)^(qū)域間與區(qū)域內(nèi)的差異占總差異的比重進行測定。

農(nóng)業(yè)信貸配給程度作為文章的研究重點。采用變異系數(shù)指標來衡量地區(qū)間農(nóng)業(yè)信貸配給程度的變異程度。

變異系數(shù)(CoefficientofVariation)為標準差于平均值的比值。其計算公式為：

因此， 農(nóng)業(yè)信貸配給程度的變異系數(shù)計算公式可列為：

(2)

根據(jù)計算公式，求出1987年至2013年農(nóng)業(yè)信貸配給程度的變異系數(shù)(CRCV)，其變化趨勢如圖3所示。從圖3可知，CRCV值呈上升趨勢，由0.228逐漸上升到2.033，增加了7.92倍。農(nóng)業(yè)信貸配給程度在省際間的差異越來越大。這表明農(nóng)業(yè)信貸資源配置的地區(qū)性失衡日趨嚴重。其原因可能是：一方面，民間資本參與銀行業(yè)金融機構(gòu)的發(fā)展。尤其是2003年以來，銀監(jiān)會為城市商業(yè)銀行、農(nóng)村信用社、股份制銀行與信托公司等金融機構(gòu)引進民間資本進行增資擴股和重組改制給予了政策支持。經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的民間資本多于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，民間資金進入銀行業(yè)金融機構(gòu)，將進一步加劇農(nóng)村信貸資源配置的地區(qū)性失衡。另一方面，農(nóng)村信貸資源配置的地區(qū)性失衡因農(nóng)村金融機構(gòu)增量式改革的地區(qū)性失衡而加劇。2006年，銀監(jiān)會降低農(nóng)村金融業(yè)準入門檻，可按有關(guān)規(guī)定設(shè)立村鎮(zhèn)銀行、貸款公司和資金互助社。據(jù)中國銀監(jiān)會統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，截至2015年5月末，有1 263家村鎮(zhèn)銀行新建成立，其中民間資本參與了93%的村鎮(zhèn)銀行的建設(shè)，民間資本占比為73.4%。同時，非正規(guī)金融機構(gòu)的發(fā)展也會對此造成影響。

另外，如圖3所示，2009年農(nóng)業(yè)信貸配給程度的省際間差異達到最大值。其原因是：一方面，銀監(jiān)會批準小額貸款公司改制設(shè)立村鎮(zhèn)銀行；另一方面，中國農(nóng)業(yè)銀行進行了股份制改革，并在服務(wù)“三農(nóng)”方面做出積極的探索和實踐，并進行了“三農(nóng)”金融事業(yè)部制改革試點，加大了信貸投放力度。兩項措施的施行將會進一步拉大農(nóng)業(yè)信貸資源配置的地區(qū)差距。

圖3農(nóng)業(yè)信貸配給程度變異系數(shù)的變化趨勢圖

2.城鄉(xiāng)收入差距的地區(qū)差異分析

基于以上對變異系數(shù)的研究，采用變異系數(shù)來衡量因變量——城鄉(xiāng)收入差距的地區(qū)間變異程度。

在計算年度城鄉(xiāng)收入差距變異系數(shù)(GAPCV)時，計算公式變?yōu)椋?/p>

(3)

根據(jù)以上公式，計算了1987年—2013年城鄉(xiāng)收入差距的變異系數(shù)(GAPCV)，其變化趨勢如圖4所示。

由圖4可知：第一，1987年—2013年GAPCV的均值為0.22，最高值接近0.3，城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域差異已十分明顯。第二，城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域差異呈現(xiàn)出“倒U型”分布。1987年—1996年，城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域差異呈現(xiàn)擴大趨勢，而1996年—2013年，城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域差異呈現(xiàn)縮小趨勢。其原因可能是：一方面，我國經(jīng)濟體制從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)變，市場化程度和競爭力不同的地區(qū)和部門之間的收入差距擴大，個人因各自稟賦和稀缺程度的不同必然導(dǎo)致收入差距的產(chǎn)生，進而城鎮(zhèn)居民與無特殊技能的農(nóng)民的收入差距必然呈現(xiàn)擴大趨勢；另一方面，到21世紀，市場經(jīng)濟體制已基本建立，并且國家逐漸加大對農(nóng)村地區(qū)的財政支持力度。其中，1997年—1999年上半年，全國592個國家重點扶持貧困縣獲得488億元的扶貧資金。

圖4城鄉(xiāng)收入差距變異系數(shù)的變化趨勢圖

3.信貸配給與城鄉(xiāng)收入差距的地區(qū)差異

為了探索信貸配給與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系的地區(qū)差異，本文采用前述方法和分析思路，將樣本分為東中西三個地區(qū)，并對每個地區(qū)的樣本分別進行了門檻效應(yīng)估計，估計結(jié)果見表5和表6所示。

由表5、表6可知，信貸配給對城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應(yīng)存在明顯的地區(qū)差異。首先，如表5所示，東中西三個地區(qū)的門檻值不同。通過比較可以發(fā)現(xiàn)，三個地區(qū)的門檻值存在較大差異，農(nóng)業(yè)信貸配給程度存在較大差異。

表5各地區(qū)門檻變量CR的門檻估計值

門檻變量:CR東部中部西部門檻值CR值(%)門檻值CR值(%)門檻值CR值(%)單一門檻-0.690▲50.16-2.424△8.86-0.306▲73.64雙重門檻-0.301▲74.01-0.191△82.61-0.113▲89.32三重門檻-0.249▲77.96-0.147△86.33-0.068▲93.43

其次，根據(jù)表6來看，在東中西的農(nóng)村地區(qū)中，信貸配給對城鄉(xiāng)收入差距的作用也顯著不同。在東部農(nóng)村地區(qū)中，農(nóng)業(yè)信貸配給程度與城鄉(xiāng)收入差距存在顯著正相關(guān)關(guān)系，且其作用效果呈現(xiàn)“倒U”形態(tài)勢。即：隨著農(nóng)業(yè)信貸配給程度從低水平區(qū)間向高水平區(qū)間轉(zhuǎn)換，提高農(nóng)業(yè)信貸配給程度對城鄉(xiāng)收入差距的擴大力度逐級升高；而當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度達到足夠高的水平時，提高農(nóng)業(yè)信貸配給程度對城鄉(xiāng)收入差距的擴大力度反而下降了。在中部地區(qū)，農(nóng)業(yè)信貸配給程度與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系并不明顯。在西部地區(qū)，提高農(nóng)業(yè)信貸配給程度，城鄉(xiāng)收入差距將會擴大，并且其力度逐漸增加；但當(dāng)達到足夠高水平時，農(nóng)業(yè)信貸配給程度與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系并不顯著。

表6門檻變量的分地區(qū)估計結(jié)果

lnCRCR參數(shù)東部地區(qū)中部地區(qū)西部地區(qū)lnCR<-0.690CR<50.16%0.021▲-0.690-0.249CR>77.96%0.183*lnCR<-2.424CR<8.86%-0.007-2.424-0.147CR>86.33%0.065lnCR<-0.306CR<73.64%0.025▲-0.306-0.068CR>93.43%-1.007

其余變量中，政府經(jīng)濟參與程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比的提高均會緩解城鄉(xiāng)收入差距，其中中西部地區(qū)的政府經(jīng)濟參與程度對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用效果最為明顯，應(yīng)進一步提高中西部地區(qū)的政府經(jīng)濟參與程度；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)占比對東西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著，應(yīng)進一步提高各地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)占總產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比重，以有效縮小各地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，然而中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)占比與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系并不顯著。人力資本投資與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)。

表7其他變量的分地區(qū)估計結(jié)果

地區(qū)/變量GEBEDUEG東部地區(qū)-0.051*0.024△-0.224▲中部地區(qū)-0.230▲0.120▲-0.068西部地區(qū)-0.353▲0.089▲-0.268▲

五、結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

第一，從總體來看，降低農(nóng)業(yè)信貸配給程度有助于減緩城鄉(xiāng)收入差距。

第二，信貸配給對城鄉(xiāng)收入差距的作用路徑是非線性的，具有非常顯著的門檻特征：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，降低農(nóng)業(yè)信貸配給程度對緩解城鄉(xiāng)收入差距的作用效果逐漸減弱。當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度處于最高水平區(qū)間時，增加農(nóng)業(yè)信貸有效供給，提高農(nóng)村經(jīng)濟主體的信貸可獲性，對城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用最大；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)信貸配給程度的縮小城鄉(xiāng)收入差距作用逐級減弱；當(dāng)農(nóng)業(yè)信貸配給程度處于最低區(qū)間時，增加農(nóng)業(yè)信貸供給的縮小城鄉(xiāng)收入差距作用達到最低值。

第三，增加政府經(jīng)濟參與程度、提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重，具有顯著的縮小城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)。而人力資本投資的擴大將會惡化城鄉(xiāng)收入差距。

第四，分地區(qū)來看，信貸配給對城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應(yīng)具有顯著的地區(qū)特征。首先，東中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸程度的門檻值不同。其次，各地區(qū)信貸配給對城鄉(xiāng)收入差距的作用也顯著不同：東部農(nóng)村地區(qū)中，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)信貸配給程度對城鄉(xiāng)收入差距的緩解力度呈現(xiàn)“倒U”形。在西部地區(qū)，隨著農(nóng)業(yè)信貸配給程度的提高，城鄉(xiāng)收入差距將會擴大，并且其作用效果逐漸增強；但當(dāng)達到足夠高水平時，農(nóng)業(yè)信貸配給程度與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系并不顯著。而在中部地區(qū)，農(nóng)業(yè)信貸配給程度與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系并不顯著。

第五，提高西部地區(qū)政府經(jīng)濟參與程度所產(chǎn)生的縮小城鄉(xiāng)收入差距效果最為顯著；增加?xùn)|西部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重的縮小城鄉(xiāng)收入差距效果最明顯；增加中部地區(qū)人力資本投資將會顯著擴大中部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

(二)政策建議

上述研究結(jié)論對我國政府縮小城鄉(xiāng)收入差距，乃至縮小貧富差距具有重要的政策啟示。為了緩解城鄉(xiāng)收入差距，應(yīng)從以下幾個方面著手：第一，放寬農(nóng)村金融市場的準入條件，發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展相適應(yīng)的農(nóng)村金融體系；第二，充分發(fā)揮地區(qū)農(nóng)村金融機構(gòu)的支農(nóng)作用，在加大信貸支持力度的同時，更應(yīng)注重地區(qū)征信體系建設(shè)，減少信息不對稱程度，提高信貸支農(nóng)的效率；第三，加快推進傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)改造進程，增強農(nóng)業(yè)對金融的吸引力；第四，優(yōu)化農(nóng)村地區(qū)發(fā)展的外部環(huán)境，提高政府經(jīng)濟參與程度，增加產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重，降低教育水平差異、引導(dǎo)大學(xué)生的下鄉(xiāng)發(fā)展，不斷發(fā)揮這些要素對城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用。

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(責(zé)任編輯吳星)

AResearchontheThresholdEffectofCreditRationingupontheUrban-ruralIncomeGapinRuralAreas

ZHENGPing,LIUYan-hua

(AnhuiUniversityofTechnology,Ma'anshan,Anhui243032)

Thispaperanalyzesthemechanismbetweencreditrationingandurban-ruralincomegap.Onthisbasis,thispaperbuildsthepanelthresholdmodelbetweencreditrationingandurban-ruralincomegap,selectstheprovincialpaneldataof31provincesin1987-2013,usesthepanelthresholdmodelestimationmethod,empiricallyanalyzestheimpactbetweencreditrationingandurban-ruralincomegap,andmakesacomparativeanalysisintheregionallevel.Theresultsshowsthat:reducingthedegreeofcreditrationinghelpsalleviatingurban-ruralincomegap.Theempiricalresultsofthreeregionsofeastern,centralandwesternshowsthat,enhancingthecreditrationingofthevariousregionshasdifferentdegreesofimpactontheexpansionofurban-ruralincomegap.Finally,accordingtotheresults,thispapermakesmeasurestoreducetheextentofagriculturalcreditrationingineachregion,soastoachievethepurposeofnarrowingtheincomegap.

creditrationing;urban-ruralincomegap;panelthreshold

10.13937/j.cnki.sjzjjxyxb.2016.03.013

2016-04-05

國家自然科學(xué)基金項目“基于二維空間的農(nóng)戶信貸配給空間異質(zhì)規(guī)律研究”(71203001)。

鄭平(1992—)，男，安徽安慶人，安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院碩士研究生，研究方向為農(nóng)村金融與財政。

F832.4

A

1007-6875(2016)03-0068-10

網(wǎng)絡(luò)出版地址：http://www.cnki.net/kcms/doi/10.13937/j.cnki.sjzjjxyxb.2016.03.013.html網(wǎng)絡(luò)出版時間：2016-06-2015：30