農(nóng)村金融發(fā)展的人力資本門檻效應(yīng)研究

溫　濤，張梓榆，王定祥

(西南大學(xué)　經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶　北碚　400715)

一、引 言

進(jìn)入21世紀(jì)，隨著國家對“三農(nóng)”問題的高度重視，農(nóng)村金融發(fā)展對于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的催化劑作用再一次受到廣泛關(guān)注。據(jù)此，國家也對農(nóng)村金融市場進(jìn)行了諸如加快農(nóng)村金融體系建設(shè)、創(chuàng)新服務(wù)供給以及推進(jìn)農(nóng)村利率市場化等一系列改革。全國涉農(nóng)貸款從2007年*涉農(nóng)貸款的統(tǒng)計始于2007年。的6.11萬億元增加到2014年的23.60萬億元，增幅達(dá)286.25%；涉農(nóng)貸款占各項(xiàng)存款比例從2007年的22%提高到2014年的28.1%，提高了6.1個百分點(diǎn)；農(nóng)貸機(jī)構(gòu)*主要包括農(nóng)村信用社、農(nóng)村商業(yè)銀行、農(nóng)村合作銀行、村鎮(zhèn)銀行與貸款公司五類機(jī)構(gòu)。數(shù)從2007年的2453家增加到2014年的3566家。由此可見，在國家對農(nóng)村金融體系建設(shè)高度重視下，農(nóng)村金融規(guī)模出現(xiàn)了大幅的增加，網(wǎng)點(diǎn)覆蓋面得到進(jìn)一步提升。然而，與農(nóng)村金融市場規(guī)模高速增長形成強(qiáng)烈對比的是，從2007年到2014年間，農(nóng)民人均純收入從4140元增長到9892元，而城鄉(xiāng)收入差距卻從9645.8元擴(kuò)大到18951.9元，城鄉(xiāng)收入之比僅從3.32:1下降到2.92:1，遠(yuǎn)高于國際平均水平1.5:1，而如果考慮城鎮(zhèn)居民所享受的住房補(bǔ)貼、公費(fèi)醫(yī)療等各種福利在內(nèi)，城鄉(xiāng)差距無疑還會大幅提高。由此可見，農(nóng)民收入增長并沒有呈現(xiàn)出與農(nóng)村金融發(fā)展相協(xié)調(diào)的景象。針對這一現(xiàn)象，學(xué)者們從趕超戰(zhàn)略所引起的農(nóng)村金融的目標(biāo)偏移、結(jié)構(gòu)錯位與功能扭曲[1-5]，小農(nóng)模式下農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村金融的發(fā)展陷于低水平均衡[6]，以及鄉(xiāng)村治理生態(tài)的惡化所導(dǎo)致的鄉(xiāng)村精英對于農(nóng)貸資金進(jìn)行“精英俘獲”等角度進(jìn)行了解釋[7-9]?？傊?，過往研究將農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)之間無法實(shí)現(xiàn)相互促進(jìn)歸納為國家戰(zhàn)略、經(jīng)濟(jì)模式以及鄉(xiāng)村治理生態(tài)等原因。在促進(jìn)農(nóng)民收入增長的諸多生產(chǎn)要素之中，金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心，無疑發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。2014-2016年的中央一號文件都指出：強(qiáng)化金融機(jī)構(gòu)服務(wù)“三農(nóng)”職責(zé)，推動金融資源向“三農(nóng)”傾斜，創(chuàng)新“三農(nóng)”金融服務(wù)和重點(diǎn)領(lǐng)域的信貸投放。有鑒于此，研究農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系及其作用機(jī)理，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入持續(xù)增長，城鄉(xiāng)收入差距不斷縮小，對于緩解“三農(nóng)”問題，全面實(shí)現(xiàn)小康有著重大的理論和實(shí)踐意義。

毫無疑問，金融的本性便是“嫌貧愛富”，亦即存在著門檻。自20世紀(jì)90年代以來，金融發(fā)展的門檻效應(yīng)開始受到廣泛的關(guān)注，Greenwood & Jovanovic(1990)[10]對這一問題進(jìn)行了開拓性的探索。他們在初始分配外生的條件下，建立了金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長和收入分配之間的動態(tài)理論模型，指出金融服務(wù)由于需要支付較高的固定成本進(jìn)而形成了“財富門檻”，而只有富人才有能力支付這一成本從而利用金融市場融資并取得高額回報，這使得窮人和富人有著不同的財富積累速度。隨著金融中介的發(fā)展，窮人財富的積累使其也具有了進(jìn)入金融市場融資的能力，財富的增長開始加快，富人與窮人的收入差距也將會逐漸縮小，金融發(fā)展和收入差距的關(guān)系符合庫茲涅茨“倒U”型規(guī)律[11]。Agihon & Bolton(1997)[12]指出在道德風(fēng)險與交易成本共存的條件下，金融市場較高的利率會對窮人產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，將他們排斥在金融市場之外，進(jìn)而使金融市場淪為富人的融資場所。而隨著富人財富的積累，金融市場資金供給逐漸增加，利率降低，此時，窮人便能邁過“利率門檻”，在金融市場中進(jìn)行融資，收入增長加速，進(jìn)而使窮人和富人之間的收入差距在“涓滴效應(yīng)”下逐漸縮小。隨著時間的推移，越來越多的學(xué)者對Greenwood & Jovanovic(1990)的觀點(diǎn)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。近年來的諸多研究均指出，隨著金融發(fā)展進(jìn)入中后期，其門檻效應(yīng)逐漸減弱，低收入群體能夠更為便捷地獲得金融資源，投資回報率更高的項(xiàng)目，進(jìn)而增加自身收入，并逐漸縮小與高收入群體之間的收入差距，這也證明了金融發(fā)展與收入差距的關(guān)系符合庫茲涅茨“倒U”型規(guī)律[13-16]。應(yīng)該說，金融發(fā)展初期所存在的“財富門檻”已經(jīng)成為學(xué)界共識，然而對于收入差距的長期趨勢，一些學(xué)者提出了不同觀點(diǎn)。Galor & Zeira(1993)[17]沿襲Romer(1986)和Lucas(1988)的思路，通過在開放經(jīng)濟(jì)中建立代際均衡模型，從人力資本的角度對不完善金融市場背景下的宏觀經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了分析，其研究發(fā)現(xiàn)，由于金融市場的不完善與人力資本投資的不可分性，財富的初始分配會直接影響人力資本投資，進(jìn)而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)分化，在不同經(jīng)濟(jì)體之間形成多重穩(wěn)態(tài)。而當(dāng)期收入增長通過影響下一期的初始財富，使得不同經(jīng)濟(jì)體之間的增長差距將會由于代際轉(zhuǎn)移而長期延續(xù)下去，進(jìn)而形成“初始財富—人力資本投資—經(jīng)濟(jì)增長”的循環(huán)機(jī)制，在外界條件不變的情況下，這一機(jī)制將持續(xù)發(fā)揮作用。此后，諸多學(xué)者從不同角度對收入差距的長期趨勢進(jìn)行了檢驗(yàn)，得出了與Galor & Zeira(1993)相似的結(jié)論，亦即由于“財富門檻”的存在，金融發(fā)展在長期中并沒有改變不同經(jīng)濟(jì)體或不同個體之間收入增長的趨勢，庫茲涅茨“倒U”型曲線在長期中并沒有出現(xiàn)[18-20]。國內(nèi)關(guān)于金融發(fā)展的門檻效應(yīng)研究相對較晚，張立軍(2006)[21]的研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)貸款的不同的門檻水平，金融發(fā)展的門檻效應(yīng)顯著擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。馬草原(2009)[22]指出金融歧視通過金融市場“雙重門檻”影響金融資源配置的作用路徑，以及由此引致的金融差距與收入差距的雙向反饋機(jī)制，中國城鄉(xiāng)金融差距與居民收入差距具有明顯的雙向正效應(yīng)，進(jìn)而導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距在金融“門檻效應(yīng)”的作用下并不會出現(xiàn)收斂。趙勇、雷達(dá)(2010)[23]發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長方式在由投資推動向生產(chǎn)率主導(dǎo)的轉(zhuǎn)變過程中存在著門檻效應(yīng)，而金融發(fā)展水平的提高可以通過降低增長方式轉(zhuǎn)變的門檻值來推動經(jīng)濟(jì)增長的集約式轉(zhuǎn)變。蘇靜等(2014)[24]的研究發(fā)現(xiàn)中國非正規(guī)金融發(fā)展的減貧效應(yīng)存在著典型的門檻效應(yīng)，在邁過門檻之后，非正規(guī)金融的發(fā)展對貧困的抑制顯著增強(qiáng)。

綜上所述，學(xué)者們均指出，在金融發(fā)展初期，由于“財富門檻”的存在，不同財富的群體收入的增長存在異質(zhì)性，雖然對金融發(fā)展的收入差距長期趨勢態(tài)度迥異，然而終究局限于“財富門檻”效應(yīng)的討論范疇，關(guān)于金融發(fā)展的人力資本門檻效應(yīng)則被長期忽視。而根據(jù)人力資本理論創(chuàng)始人Schultz(1964)[25]、Becker(1967)[26]的觀點(diǎn)，個體對于生產(chǎn)要素的獲取和運(yùn)用能力的不同無疑會導(dǎo)致收入增長呈現(xiàn)出不同的結(jié)果，而個體獲取和運(yùn)用生產(chǎn)要素的能力無疑取決于自身的人力資本。那么，沿襲這一邏輯，個體對金融資源的獲取和運(yùn)用能力的不同，是否會導(dǎo)致金融發(fā)展對其收入增長的促進(jìn)作用不同呢？亦即金融發(fā)展對于收入增長是否存在著“人力資本門檻”呢？如果存在，其作用機(jī)制如何？這是目前國內(nèi)外研究較少關(guān)注的地方。有鑒于此，本文運(yùn)用2006-2014年間中國的省級面板數(shù)據(jù)，對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的人力資本門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，探究我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本之間的耦合互動關(guān)系，以期為國家在新常態(tài)下科學(xué)調(diào)整農(nóng)村金融政策的調(diào)整提供可資借鑒的依據(jù)。本文可能的貢獻(xiàn)在于：一，對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入的人力資本門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，進(jìn)而驗(yàn)證農(nóng)村金融發(fā)展與人力資本之間的耦合作用機(jī)制。二，利用熵值法構(gòu)造了農(nóng)村金融發(fā)展綜合指數(shù)，從而能夠更為準(zhǔn)確地刻畫我國農(nóng)村金融發(fā)展的真實(shí)水平。文章接下來的安排如下：第二部分為理論模型，第三部分為實(shí)證模型、估計方法、變量選取與描述性統(tǒng)計，第四部分為實(shí)證結(jié)果與分析，第五部分為進(jìn)一步討論，最后為結(jié)論與政策啟示。

二、理論模型

就本文研究的內(nèi)容來看，依然是屬于投入—產(chǎn)出關(guān)系的研究。因此，我們采用了經(jīng)典的柯布道格拉斯函數(shù)，作為本文的分析框架。

Y=AKαLβ

(1)

并在此基礎(chǔ)上，借鑒Greenwood & Jovannic(1990)、Pagano(1993)[27]等的做法，將金融發(fā)展作為一項(xiàng)生產(chǎn)投入要素，以簡化分析。同時，借鑒Mankiw(1992)[28]的研究對柯布道格拉斯函數(shù)進(jìn)行拓展，進(jìn)而得出本文的生產(chǎn)函數(shù)的具體形式。我們假設(shè)在連續(xù)時間中，t時刻的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出為：

Y(t)=A(t)K(t)αL(t)βF(t)1-α-β

(2)

其中，Y為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，A為農(nóng)業(yè)技術(shù)水平，K為農(nóng)業(yè)資本，L代表農(nóng)業(yè)勞動力，F(xiàn)代表農(nóng)村金融發(fā)展水平。我們假定儲蓄率為s，資本折舊率為δ，農(nóng)業(yè)技術(shù)水平不變，L以內(nèi)生速度n增長，而農(nóng)村金融發(fā)展水平以外生速度q增長，L(0)為0時刻L的值。綜上，農(nóng)業(yè)資本、技術(shù)水平、勞動力與農(nóng)村金融發(fā)展水平滿足以下關(guān)系：

K(t)=sY(t)-δK(t-1)

(3)

L(t)=L(0)ent

(4)

F(t)=(1+q)F(t-1)

(5)

同時，鑒于本文設(shè)定的柯布-道格拉斯函數(shù)具有規(guī)模報酬不變的性質(zhì)，我們借鑒Mankiw(1992)的做法，將方程兩邊同時乘以1/L(t)，便得到人均意義上的投入—產(chǎn)出函數(shù)：

y(t)=a(t)k(t)α1f(t)1-α1-β1

(6)

其中，y(t)、a(t)、k(t)、f(t)分別表示人均意義上的產(chǎn)出，技術(shù)水平、資本及金融發(fā)展程度。進(jìn)一步將(6)式進(jìn)行全微分，就得到：

(7)

綜上，我們就得出了作為產(chǎn)出要素的農(nóng)民收入與作為投入要素的農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)業(yè)資本、以及農(nóng)業(yè)技術(shù)水平在微觀層面上的生產(chǎn)函數(shù)，然而這一生產(chǎn)函數(shù)是建立在理性人的假設(shè)之上的，就現(xiàn)實(shí)情況而言，由于市場不完善所帶來的信息不對稱以及人的有限理性，無疑會與理性人的假設(shè)存在較為嚴(yán)重的沖突[29-30]。農(nóng)民收入增長的關(guān)鍵在于農(nóng)民獲得并有效使用上述的生產(chǎn)投入要素(Schultz，1964)，因此，農(nóng)戶人力資本無疑便成為了影響投入要素與產(chǎn)出要素的關(guān)鍵因素，農(nóng)戶人力資本的異質(zhì)性也必將導(dǎo)致上述生產(chǎn)函數(shù)產(chǎn)出結(jié)果的差異性。有鑒于此，我們給出人力資本異質(zhì)性條件下金融發(fā)展函數(shù)的具體形式。

(8)

由前述內(nèi)容可知，人力資本的異質(zhì)性無疑會導(dǎo)致金融發(fā)展函數(shù)的差異性，因此，金融發(fā)展函數(shù)是關(guān)于人力資本的分段函數(shù)，人力資本的分布區(qū)間不同，金融發(fā)展函數(shù)的具體形式也不同*為分析簡便，本文所指的函數(shù)具體形式內(nèi)容是指變量系數(shù)的不同，而假定函數(shù)的具體設(shè)定形式仍然是相同的。。而金融發(fā)展函數(shù)形式的不同也必將導(dǎo)致生產(chǎn)函數(shù)的具體形式的不同。因此，在考慮人力資本異質(zhì)性對金融發(fā)展函數(shù)的影響的情況下，我們得出了農(nóng)民收入與農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)業(yè)資本以及農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的具體函數(shù)。

dy(t)=μ+β1da(t)+β2dk(t)+β3d[f1(t)

(h0≤H

(9)

其中，fi(t)，i∈[1,n]。同時，根據(jù)(9)式，我們不難證明y(t)的水平量與A(t)、K(t)、F(t)的水平量及其滯后變量之間同樣存在同樣的關(guān)系。因此，我們最終的理論模型如下：

y(t)=μ+β1a(t)+β2k(t)+β3[f1(t)(h0≤H

(10)

三、模型設(shè)定、變量選取和數(shù)據(jù)來源

(一)計量模型設(shè)定

根據(jù)第(二)部分理論模型推導(dǎo)的結(jié)果，我們設(shè)定基本計量模型如下：

Inc=μ0+α1Mac+α2Exp+α3Inv+β3[Fin1(h0≤Hum

(11)

其中，Inc代表農(nóng)民人均純收入，Mac代表農(nóng)業(yè)技術(shù)水平，Exp代表財政支農(nóng)，Inv代表農(nóng)村固定資產(chǎn)投資，F(xiàn)ini代表農(nóng)村金融發(fā)展水平，i∈[1,n]，Hum代表農(nóng)民人力資本。μ0、ε0分別表示截距項(xiàng)和隨機(jī)擾動項(xiàng)。

(二)估計方法

對于面板數(shù)據(jù){yit,xit,qit:1≤i≤n,1≤t≤T}，其中i表示地區(qū)，t表示時間，根據(jù)Hansen(1999)的研究，我們考慮如下門檻回歸模型：

(12)

其中，xit為主要解釋變量，β1與β2qit是門檻變量，γ為待估計的門檻值，uit為截距項(xiàng)，εit為滿足獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動項(xiàng)。因?yàn)榫椭袊鹑诘陌l(fā)展軌跡而言，農(nóng)村金融的發(fā)展主要是受到國家發(fā)展戰(zhàn)略的影響，而并沒有良好的內(nèi)生于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)(張杰，2003)，所以農(nóng)村金融發(fā)展變量可以視作嚴(yán)格的外生變量，與擾動項(xiàng)εit不相關(guān)。因此，xit不包含被解釋變量yit的滯后項(xiàng)，不是動態(tài)面板。為了分析簡便，我們進(jìn)一步將式(12)表示為如下形式：

yit=μi+β1xit.1(qit≤γ)+β2xit.1(qit>γ)+εit

(13)

上述模型假定只適用于單一門檻的情況，但就實(shí)際問題而言，模型可能會存在兩個或者多個門檻的情況，下面我們以雙重門檻為例，闡釋多重門檻模型的估計。雙重門檻的形式如下：

yit=μi+β1xit.1(qit<γ1)+β2xit.1(γ1≤qit<γ2)+β3xit.1(qit≥γ2)+εit

(14)

其中，γ1和γ2分別是方程的兩個門檻值，γ1<γ2。在雙重門檻的情況下，運(yùn)用格柵法對門檻值進(jìn)行估計不再具有可操作性，根據(jù)Bai & Perron(1998)的研究，我們采用如下的方法對門檻值進(jìn)行估計。

(15)

(16)

(三)變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

在綜合考慮本文的研究目的與數(shù)據(jù)的可得性之后，我們選取了中國30個省份*西藏由于數(shù)據(jù)缺失而沒有納入樣本，下同。的農(nóng)民人均純收入*從2015年開始，統(tǒng)計口徑變?yōu)檗r(nóng)民人均可支配收入，同時，本文采用的數(shù)據(jù)已經(jīng)進(jìn)行了物價剔除。作為本文的被解釋變量。農(nóng)民人均純收入的數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》

2.門檻依賴變量

根據(jù)本文的研究目的，我們選取了農(nóng)村金融發(fā)展作為門檻依賴變量。關(guān)于金融發(fā)展統(tǒng)計指標(biāo)的確立，Goldsmith(1969)的研究無疑是奠基性的。我們在借鑒Goldsmith(1969)的基礎(chǔ)上，再綜合考慮數(shù)據(jù)統(tǒng)計的科學(xué)性和可獲得性，將農(nóng)村金融規(guī)模和農(nóng)村金融效率兩個衡量農(nóng)村金融發(fā)展的指標(biāo)，農(nóng)村金融規(guī)模我們分別用農(nóng)戶貸款/農(nóng)村GDP衡量*我國對于涉農(nóng)貸款的統(tǒng)計口徑為非市轄區(qū)貸款數(shù)量，這一口徑無疑會極大地高估農(nóng)村的實(shí)際貸款數(shù)量，所以本文采用了更能反應(yīng)農(nóng)村實(shí)際貸款情況的農(nóng)戶貸款進(jìn)行衡量。，農(nóng)村金融效率我們采取了通用的農(nóng)戶存貸比衡量。并在此基礎(chǔ)上利用熵值法*鑒于篇幅所限，所以文章中沒有展示熵值法的具體運(yùn)算過程，如果讀者有興趣，歡迎向作者索取。對二者進(jìn)行綜合，最終形成本文所采用的金融發(fā)展指標(biāo)。農(nóng)戶貸款數(shù)據(jù)來自于銀監(jiān)會網(wǎng)站、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》與《中國農(nóng)村金融服務(wù)報告》，由于2013年的數(shù)據(jù)存在缺失，我們采用了插值法對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。農(nóng)村GDP為農(nóng)業(yè)GDP加上村鎮(zhèn)企業(yè)增加值，數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

3.門檻變量

本文的門檻變量為人力資本。根據(jù)Schultz(1964)的研究，教育、在職培訓(xùn)與健康是人力資本的三大核心變量，囿于數(shù)據(jù)可獲得性，本文采用農(nóng)村勞動力平均受教育程度來衡量農(nóng)民人力資本。我們將各地區(qū)農(nóng)村勞動力受教育年限與對應(yīng)的人口比重相乘再除以總的勞動力數(shù)量，便得到農(nóng)村平均受教育程度。我們將文盲與半文盲的受教育年限設(shè)定為0年，小學(xué)為6年，初中為9年，高中和中專為12年，大專及以上為15年。所用原始數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

4.控制變量

本文選取財政支農(nóng)、農(nóng)村固定投資、農(nóng)業(yè)科技水平為控制變量。其中，我們用財政農(nóng)林水事務(wù)支出衡量財政支農(nóng)，用農(nóng)村住戶固定資產(chǎn)投資完成額衡量農(nóng)村固定投資，以上兩個變量數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。此外，我們用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力衡量農(nóng)業(yè)科技水平，變量數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。此外，本文所有的變量均為人均水平變量，所以各變量還對農(nóng)村人口進(jìn)行了平均，我們用農(nóng)村常駐人口衡量農(nóng)村人口，其數(shù)據(jù)來源于《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》

(四)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

1.各變量的描述性統(tǒng)計

2.農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)民人力資本與農(nóng)民收入的關(guān)系

圖1和圖2為農(nóng)村金融發(fā)展以及農(nóng)民人力資本與農(nóng)民收入的散點(diǎn)及線性關(guān)系圖。從圖1來看，農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入存在著負(fù)向的線性關(guān)系，這說明農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入的增長起到了抑制作用；從圖2來看，農(nóng)民人力資本與農(nóng)民收入增長存在著正向的線性關(guān)系，這說明農(nóng)民人力資本對農(nóng)民收入增長起到了促進(jìn)作用。那么，農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)民人力資本與農(nóng)民收入之間的關(guān)系是否與描述性統(tǒng)計分析中的結(jié)果相同呢？接下來，我們將通過計量分析，進(jìn)一步對農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)民人力資本與農(nóng)民收入的關(guān)系進(jìn)行計量分析。

表1　各變量的描述性統(tǒng)計

圖1　農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入的關(guān)系

圖2　農(nóng)民人力資本與農(nóng)民收入的關(guān)系

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

本文借鑒Wang(2015)的做法，首先對(3)式模型進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，并根據(jù)F統(tǒng)計量以及采用自舉法(Bootstrap)得到的p值來判斷模型的門檻值個數(shù)，以便確定該門檻模型具體的設(shè)定形式，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。由表2可以看出，單一門檻通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，雙重門檻效應(yīng)通過了10%水平的顯著性檢驗(yàn)，而三重門檻效應(yīng)未通過顯著性檢驗(yàn)。因此，模型中存在兩個門檻值。

表2　門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(二)門檻估計值及區(qū)域劃分

在完成門檻效應(yīng)檢驗(yàn)之后，我們繼續(xù)對雙重門檻模型中的兩個門檻值進(jìn)行識別。表3報告了這兩個門檻的點(diǎn)估計值及其對應(yīng)的95%置信區(qū)間。由表3和表4可知，兩個門檻值分別為6.7040與7.4290，這兩個門檻值將我國農(nóng)民人力資本劃分為三個樣本區(qū)間。同時，由圖3和圖4可以看出，兩者分別對應(yīng)的95%置信區(qū)間范圍都較窄，門檻值的識別效果較為顯著。另外，當(dāng)兩個門檻值處于相應(yīng)的置信區(qū)間內(nèi)時，似然比值都小于5%顯著性水平的臨界值。因此,這兩個門檻值都和真實(shí)的門檻值相等。

(三)門檻模型回歸及結(jié)果分析

由表4可知，雙重門檻模型的兩個門檻值隨著人力資本的由低到高將整體樣本劃分為三個區(qū)間，而在不同的人力資本區(qū)間內(nèi)，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長的效用存在著顯著的差別。

表3　門檻估計值

圖3　第一個門檻值及其置信區(qū)間

圖4　第二個門檻值及其置信區(qū)間

具體而言，對于第一個樣本區(qū)間，即人力資本低于第一個門檻值(Hum<6.7040)的農(nóng)民而言，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長產(chǎn)生了顯著的負(fù)相應(yīng)，其彈性系數(shù)高達(dá)-1.1372。這說明農(nóng)村金融發(fā)展對這一區(qū)間的農(nóng)民收入增長產(chǎn)生了強(qiáng)烈的抑制作用。根據(jù)我們的人力資本測算標(biāo)準(zhǔn)，處于第一個樣本區(qū)間的農(nóng)民受教育程度在小學(xué)或小學(xué)以下，就實(shí)際情況來看，他們往往為文盲或半文盲，其人力資本水平處于農(nóng)村的最低端。其生產(chǎn)經(jīng)營能力較弱，通常沒有擴(kuò)大再生產(chǎn)*由于生活性的金融需求和供給難以對收入產(chǎn)生明顯的影響，所以本文著重對生產(chǎn)性的金融需求和供給進(jìn)行分析。的需要，長期處于自給自足的低水平均衡，金融需求主要為平滑消費(fèi)所需的生活性需求，因而金融需求非常有限，存在嚴(yán)重的需求性金融抑制[32]，金融行為往往為只存不貸或者不存不貸。他們難以借助農(nóng)村金融的發(fā)展來擴(kuò)張自身的生產(chǎn)經(jīng)營，并實(shí)現(xiàn)收入的增長。

對于第二個樣本區(qū)間，即人力資本處于第一個門檻值和第二個門檻值之間(6.7040

對于第三個樣本區(qū)間的農(nóng)民而言，即人力資本處于第二個門檻值之上(Hum>7.4290)的農(nóng)民而言，農(nóng)村金融發(fā)展對它們的收入水平同樣產(chǎn)生了正向影響，但是不顯著，彈性系數(shù)為0.0314。這說明農(nóng)村金融發(fā)展對這一區(qū)間的農(nóng)民產(chǎn)生了微弱的促進(jìn)作用。就這一區(qū)間的農(nóng)民而言，他們的受教育程度在初中以上，處于農(nóng)民人力資本水平的最頂端，其經(jīng)營能力在三個樣本區(qū)間之中最強(qiáng)，擴(kuò)張經(jīng)營的意愿最為迫切，金融需求也最為旺盛。同時，較高的人力資本水平也使他們能夠相對清晰地表達(dá)自己的金融需求并獲得所需的金融資源，進(jìn)而更加有效地從事生產(chǎn)經(jīng)營活動，獲得相對較高的收入[34]。但是受農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)“非農(nóng)化”傾向嚴(yán)重，以及自身財務(wù)信息不完善等因素制約，他們獲得金融支持的力度和范圍仍然十分有限，農(nóng)村金融發(fā)展對其收入增長的促進(jìn)作用也較弱。

從控制變量的情況來看，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入產(chǎn)生了顯著的正效應(yīng)。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力均對農(nóng)民收入產(chǎn)生了正效應(yīng)，但并不顯著。這說明財政支農(nóng)、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資以及農(nóng)業(yè)科技水平均對農(nóng)民收入增長具有促進(jìn)作用，但是財政支農(nóng)的作用最為強(qiáng)烈。這是由于在農(nóng)戶小農(nóng)生產(chǎn)特征沒有發(fā)生根本性改變的情況下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)本身難以對農(nóng)民收入產(chǎn)生根本性的影響，農(nóng)民收入的增長更多要依賴于外援性的財政支持。

表4　模型估計結(jié)果

① Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果顯示,應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。

注：*、**、***分別表示10%、5%與1%的顯著水平。

此外，我們還采用了固定效應(yīng)模型對自變量與因變量的關(guān)系進(jìn)行了估計，從結(jié)果來看，各變量的系數(shù)，顯著性都大致相同，這也說明了門檻效應(yīng)模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性。同時，從擬合有度來看，門檻模型高于固定效應(yīng)模型，這進(jìn)一步說明了門檻效應(yīng)模型能夠更好地解釋農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系。

五、進(jìn)一步討論

通過對模型進(jìn)行門檻檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入的作用確實(shí)受到農(nóng)民人力資本水平的影響，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村收入的促進(jìn)作用隨著人力資本的提升而逐漸提升。這說明農(nóng)村金融發(fā)展與人力資本之間存在著交互耦合效應(yīng)。下面，我們對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本進(jìn)行耦合協(xié)調(diào)關(guān)系進(jìn)行測度，以進(jìn)一步驗(yàn)證二者之間的耦合關(guān)系。我們借鑒(王雪妮等，2011)的做法，建立農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本的耦合度模型如下：

C=fk*hk/(αf+βh)2k

(17)

其中，C為農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本的耦合度，f為農(nóng)村金融發(fā)展綜合指數(shù)，h為農(nóng)民人力資本綜合指數(shù)，k是調(diào)解系數(shù)* 調(diào)解系數(shù)的存在是為了增加耦合度的區(qū)分度。一般而言，k的取值范圍為2≤k≤5，本文采用從低到高的方法進(jìn)行篩選，最終確定取k=2。，α、β為待定系數(shù)，其取值視農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本的重要程度而定，本文認(rèn)為二者同等重要，故令α=β=0.5。在確定α、β的取值之后，我們再對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本的綜合協(xié)調(diào)指數(shù)進(jìn)行測算，其計算公式如下：

T=αf+βh

(18)

上式中，T為綜合協(xié)調(diào)指數(shù)。在對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本的耦合度與綜合協(xié)調(diào)指數(shù)進(jìn)行測度之后，我們便可以最終確立二者的耦合協(xié)調(diào)度，其最終的計算公式如下：

D=(C*T)1/2

(19)

其中，D為耦合協(xié)調(diào)度，其取值介于0到1之間，其值越高，則農(nóng)民金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本之間的耦合協(xié)調(diào)度就越好。

在介紹完耦合協(xié)調(diào)度的算法之后，我們利用本文計算而來的農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本在2006-2014年間的算術(shù)平均值，再對其進(jìn)行極差正規(guī)化處理。并利用上述方法對中國省級層面的農(nóng)村金融發(fā)揮與農(nóng)民人力資本的耦合協(xié)調(diào)度進(jìn)行測算，其結(jié)果如圖5所示。

由圖5可以看出，我國各省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本的耦合協(xié)調(diào)度總體都處在較低的水平。同時，二者的耦合協(xié)調(diào)度與農(nóng)民人均純收入*這里的農(nóng)民人均純收入是指樣本觀測區(qū)間內(nèi)的平均純收入，即各省在2006-2014年間的農(nóng)民人均純收入。之間存在著總體上的正向相關(guān)關(guān)系。我們對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)業(yè)人力資本的耦合協(xié)調(diào)度與農(nóng)民人均純收入之間進(jìn)行皮爾遜相關(guān)指數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)二者相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.8566，存在強(qiáng)烈的正相關(guān)關(guān)系。這也進(jìn)一步證明了農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系是非線性的，且存在人力資本門檻效應(yīng)，同時，根據(jù)這一關(guān)系，我們也可以大膽做出預(yù)測，隨著人力資本的進(jìn)一步提升，農(nóng)民獲取金融資源的意識和能力進(jìn)一步增強(qiáng)，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長的促進(jìn)作用將更加顯著。

圖5　中國各省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本的耦合協(xié)調(diào)度

六、結(jié)論與政策建議

本文通過建立門檻效應(yīng)模型，并運(yùn)用2006-2014年間中國的省級面板數(shù)據(jù)，對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的人力資本門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。主要得出以下結(jié)論：(1)農(nóng)村金融發(fā)展存在顯著的雙重人力資本門檻效應(yīng)。(2)當(dāng)人力資本低于第一門檻值時，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長產(chǎn)生了強(qiáng)烈的抑制作用；當(dāng)人力資本介于第一門檻值與第二門檻值之間時，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長產(chǎn)生了較強(qiáng)的抑制作用；而當(dāng)人力資本高于第二門檻值時，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長產(chǎn)生了微弱的促進(jìn)作用。(3)中國各省的農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本的耦合度普遍較低，且二者的耦合度與農(nóng)民收入水平存在著明顯的正向相關(guān)關(guān)系。

綜合以上研究結(jié)論，本文的政策啟示在于：農(nóng)村金融發(fā)展除了過往研究所指出的“財富門檻”之外，還存在顯著的人力資本門檻效應(yīng)，農(nóng)村金融發(fā)展需要與農(nóng)民人力資本形成良好的耦合互動關(guān)系，方能有效地促進(jìn)農(nóng)民收入增長。如果罔顧這一聯(lián)系機(jī)制的巨大作用，僅僅就農(nóng)村金融的規(guī)?；蚪Y(jié)構(gòu)上進(jìn)行改革，那么無疑將事倍功半。因此，國家對農(nóng)村金融的改革不僅需要圍繞農(nóng)村金融自身進(jìn)行改革，還必須充分考慮到農(nóng)民人力資本的實(shí)際情況，因地制宜地對政策進(jìn)行調(diào)整。具體而言：(1)創(chuàng)新農(nóng)村金融供給，優(yōu)化農(nóng)村金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)，針對不同人力資本區(qū)間的農(nóng)民進(jìn)行“差別供給”；同時，大力推進(jìn)普惠金融建設(shè)，在農(nóng)村金融市場形成多層次、廣覆蓋的供給體系，讓金融發(fā)展能夠惠及不同人力資本群體。(2)針對小學(xué)文化水平及以下的農(nóng)民，應(yīng)著重對其進(jìn)行消費(fèi)性金融的知識普及與培訓(xùn)，增強(qiáng)其獲取消費(fèi)性金融的能力；而對于小學(xué)與初中文化水平之間的農(nóng)民，應(yīng)側(cè)重對其進(jìn)行金融辦理程序的培訓(xùn)，提高其獲取生產(chǎn)性金融的能力；對于初中文化水平以上的農(nóng)民，則應(yīng)進(jìn)一步強(qiáng)化其提升其獲取和運(yùn)用金融資源的能力。(3)開展農(nóng)機(jī)具等資產(chǎn)的抵押貸款，拓展農(nóng)戶的融資渠道；同時，引導(dǎo)和鼓勵農(nóng)民完善自身財務(wù)信息，提高其貸款申請的合格率，使其更加便捷的獲得金融資源，提高農(nóng)民人力資本與金融資源獲取之間的轉(zhuǎn)化效率。通過綜合實(shí)施以上措施，不斷增強(qiáng)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本之間的耦合程度，進(jìn)而推動農(nóng)村金融的發(fā)展更加有效地促進(jìn)農(nóng)民收入的增長，有效緩解“三農(nóng)”問題，助推全面小康的實(shí)現(xiàn)。

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