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(guó)家對(duì)“三農(nóng)”問(wèn)題的高度重視，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的催化劑作用再一次受到廣泛關(guān)注。據(jù)此，國(guó)家也對(duì)農(nóng)村金融市場(chǎng)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(chǎng)化等一系列改革。全國(guó)涉農(nóng)貸款從2007年*涉農(nóng)貸款的統(tǒng)計(jì)始于2007年。的6.11萬(wàn)億元增加到2014年的23.60萬(wàn)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(gè)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(jiàn)，在國(guó)家對(duì)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(chǎng)規(guī)模高速增長(zhǎng)形成強(qiáng)烈對(duì)比的是，從2007年到2014年間，農(nóng)民人均純收入從4140元增長(zhǎng)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(guó)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(wú)疑還會(huì)大幅提高。由此可見(jiàn)，農(nóng)民收入增長(zhǎng)并沒(méi)有呈現(xiàn)出與農(nóng)村金融發(fā)展相協(xié)調(diào)的景象。針對(duì)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(cuò)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(duì)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(guò)往研究將農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)之間無(wú)法實(shí)現(xiàn)相互促進(jìn)歸納為國(guó)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(zhǎng)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(wú)疑發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。2014-2016年的中央一號(hào)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(dòng)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(zhǎng)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(zhǎng)，城鄉(xiāng)收入差距不斷縮小，對(duì)于緩解“三農(nóng)”問(wèn)題，全面實(shí)現(xiàn)小康有著重大的理論和實(shí)踐意義。

毫無(wú)疑問(wèn)，金融的本性便是“嫌貧愛(ài)富”，亦即存在著門檻。自20世紀(jì)90年代以來(lái)，金融發(fā)展的門檻效應(yīng)開(kāi)始受到廣泛的關(guān)注，Greenwood & Jovanovic(1990)[10]對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行了開(kāi)拓性的探索。他們?cè)诔跏挤峙渫馍臈l件下，建立了金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配之間的動(dòng)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(cái)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(chǎng)融資并取得高額回報(bào)，這使得窮人和富人有著不同的財(cái)富積累速度。隨著金融中介的發(fā)展，窮人財(cái)富的積累使其也具有了進(jìn)入金融市場(chǎng)融資的能力，財(cái)富的增長(zhǎng)開(kāi)始加快，富人與窮人的收入差距也將會(huì)逐漸縮小，金融發(fā)展和收入差距的關(guān)系符合庫(kù)茲涅茨“倒U”型規(guī)律[11]。Agihon & Bolton(1997)[12]指出在道德風(fēng)險(xiǎn)與交易成本共存的條件下，金融市場(chǎng)較高的利率會(huì)對(duì)窮人產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，將他們排斥在金融市場(chǎng)之外，進(jìn)而使金融市場(chǎng)淪為富人的融資場(chǎng)所。而隨著富人財(cái)富的積累，金融市場(chǎng)資金供給逐漸增加，利率降低，此時(shí)，窮人便能邁過(guò)“利率門檻”，在金融市場(chǎng)中進(jìn)行融資，收入增長(zhǎng)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(shí)間的推移，越來(lái)越多的學(xué)者對(duì)Greenwood & Jovanovic(1990)的觀點(diǎn)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。近年來(lái)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(bào)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(kù)茲涅茨“倒U”型規(guī)律[13-16]。應(yīng)該說(shuō)，金融發(fā)展初期所存在的“財(cái)富門檻”已經(jīng)成為學(xué)界共識(shí)，然而對(duì)于收入差距的長(zhǎng)期趨勢(shì)，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(guò)在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)中建立代際均衡模型，從人力資本的角度對(duì)不完善金融市場(chǎng)背景下的宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了分析，其研究發(fā)現(xiàn)，由于金融市場(chǎng)的不完善與人力資本投資的不可分性，財(cái)富的初始分配會(huì)直接影響人力資本投資，進(jìn)而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)通過(guò)影響下一期的初始財(cái)富，使得不同經(jīng)濟(jì)體之間的增長(zhǎng)差距將會(huì)由于代際轉(zhuǎn)移而長(zhǎng)期延續(xù)下去，進(jìn)而形成“初始財(cái)富—人力資本投資—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”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(duì)收入差距的長(zhǎng)期趨勢(shì)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(cái)富門檻”的存在，金融發(fā)展在長(zhǎng)期中并沒(méi)有改變不同經(jīng)濟(jì)體或不同個(gè)體之間收入增長(zhǎng)的趨勢(shì)，庫(kù)茲涅茨“倒U”型曲線在長(zhǎng)期中并沒(méi)有出現(xiàn)[18-20]。國(guó)內(nèi)關(guān)于金融發(fā)展的門檻效應(yīng)研究相對(duì)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(guò)金融市場(chǎng)“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(guó)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(huì)出現(xiàn)收斂。趙勇、雷達(dá)(2010)[23]發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式在由投資推動(dòng)向生產(chǎn)率主導(dǎo)的轉(zhuǎn)變過(guò)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(guò)降低增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的門檻值來(lái)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的集約式轉(zhuǎn)變。蘇靜等(2014)[24]的研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)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(guò)門檻之后，非正規(guī)金融的發(fā)展對(duì)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(cái)富門檻”的存在，不同財(cái)富的群體收入的增長(zhǎng)存在異質(zhì)性，雖然對(duì)金融發(fā)展的收入差距長(zhǎng)期趨勢(shì)態(tài)度迥異，然而終究局限于“財(cái)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(zhǎng)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(gè)體對(duì)于生產(chǎn)要素的獲取和運(yùn)用能力的不同無(wú)疑會(huì)導(dǎo)致收入增長(zhǎng)呈現(xiàn)出不同的結(jié)果，而個(gè)體獲取和運(yùn)用生產(chǎn)要素的能力無(wú)疑取決于自身的人力資本。那么，沿襲這一邏輯，個(gè)體對(duì)金融資源的獲取和運(yùn)用能力的不同，是否會(huì)導(dǎo)致金融發(fā)展對(duì)其收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不同呢？亦即金融發(fā)展對(duì)于收入增長(zhǎng)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(guó)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(guó)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的人力資本門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，探究我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人力資本之間的耦合互動(dòng)關(guān)系，以期為國(guó)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(duì)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(guó)農(nóng)村金融發(fā)展的真實(shí)水平。文章接下來(lái)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(jì)方法、變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)，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(lái)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(jiǎn)化分析。同時(shí)，借鑒Mankiw(1992)[28]的研究對(duì)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(shí)間中，t時(shí)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(dòng)力，F(xiàn)代表農(nóng)村金融發(fā)展水平。我們假定儲(chǔ)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(zhǎng)，而農(nóng)村金融發(fā)展水平以外生速度q增長(zhǎng)，L(0)為0時(shí)刻L的值。綜上，農(nóng)業(yè)資本、技術(shù)水平、勞動(dòng)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(shí)，鑒于本文設(shè)定的柯布-道格拉斯函數(shù)具有規(guī)模報(bào)酬不變的性質(zhì)，我們借鑒Mankiw(1992)的做法，將方程兩邊同時(shí)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(chǎng)不完善所帶來(lái)的信息不對(duì)稱以及人的有限理性，無(wú)疑會(huì)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(zhǎng)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(wú)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(wú)疑會(huì)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(jiǎn)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(duì)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(shí)，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(lái)源

(一)計(jì)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?cè)O(shè)定基本計(jì)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(cái)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(dòng)項(xiàng)。

(二)估計(jì)方法

對(duì)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(shí)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(jì)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(dòng)項(xiàng)。因?yàn)榫椭袊?guó)金融的發(fā)展軌跡而言，農(nóng)村金融的發(fā)展主要是受到國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略的影響，而并沒(méi)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(dòng)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(dòng)態(tài)面板。為了分析簡(jiǎn)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(wèn)題而言，模型可能會(huì)存在兩個(gè)或者多個(gè)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(jì)。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(gè)門檻值，γ1<γ2。在雙重門檻的情況下，運(yùn)用格柵法對(duì)門檻值進(jìn)行估計(jì)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(duì)門檻值進(jìn)行估計(jì)。

(15)

(16)

(三)變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)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(guó)30個(gè)省份*西藏由于數(shù)據(jù)缺失而沒(méi)有納入樣本，下同。的農(nóng)民人均純收入*從2015年開(kāi)始，統(tǒng)計(jì)口徑變?yōu)檗r(nóng)民人均可支配收入，同時(shí)，本文采用的數(shù)據(jù)已經(jīng)進(jìn)行了物價(jià)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(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)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(jì)指標(biāo)的確立，Goldsmith(1969)的研究無(wú)疑是奠基性的。我們?cè)诮梃bGoldsmith(1969)的基礎(chǔ)上，再綜合考慮數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)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(gè)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(guó)對(duì)于涉農(nóng)貸款的統(tǒng)計(jì)口徑為非市轄區(qū)貸款數(shù)量，這一口徑無(wú)疑會(huì)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(méi)有展示熵值法的具體運(yùn)算過(guò)程，如果讀者有興趣，歡迎向作者索取。對(duì)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(lái)自于銀監(jiān)會(huì)網(wǎng)站、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國(guó)農(nóng)村金融服務(wù)報(bào)告》，由于2013年的數(shù)據(jù)存在缺失，我們采用了插值法對(duì)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(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)統(tǒng)計(jì)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(dòng)力平均受教育程度來(lái)衡量農(nóng)民人力資本。我們將各地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力受教育年限與對(duì)應(yīng)的人口比重相乘再除以總的勞動(dòng)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(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

4.控制變量

本文選取財(cái)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(cái)政農(nóng)林水事務(wù)支出衡量財(cái)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(gè)變量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。此外，我們用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力衡量農(nóng)業(yè)科技水平，變量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)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(duì)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(lái)源于《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》

(四)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

1.各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

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(lái)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(shuō)明農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)起到了抑制作用；從圖2來(lái)看，農(nóng)民人力資本與農(nóng)民收入增長(zhǎng)存在著正向的線性關(guān)系，這說(shuō)明農(nóng)民人力資本對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)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(jì)分析中的結(jié)果相同呢？接下來(lái)，我們將通過(guò)計(jì)量分析，進(jìn)一步對(duì)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(jì)量分析。

表1　各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

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(duì)(3)式模型進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，并根據(jù)F統(tǒng)計(jì)量以及采用自舉法(Bootstrap)得到的p值來(lái)判斷模型的門檻值個(gè)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(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，雙重門檻效應(yīng)通過(guò)了10%水平的顯著性檢驗(yàn)，而三重門檻效應(yīng)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。因此，模型中存在兩個(gè)門檻值。

表2　門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(二)門檻估計(jì)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(duì)雙重門檻模型中的兩個(gè)門檻值進(jìn)行識(shí)別。表3報(bào)告了這兩個(gè)門檻的點(diǎn)估計(jì)值及其對(duì)應(yīng)的95%置信區(qū)間。由表3和表4可知，兩個(gè)門檻值分別為6.7040與7.4290，這兩個(gè)門檻值將我國(guó)農(nóng)民人力資本劃分為三個(gè)樣本區(qū)間。同時(shí)，由圖3和圖4可以看出，兩者分別對(duì)應(yīng)的95%置信區(qū)間范圍都較窄，門檻值的識(shí)別效果較為顯著。另外，當(dāng)兩個(gè)門檻值處于相應(yīng)的置信區(qū)間內(nèi)時(shí)，似然比值都小于5%顯著性水平的臨界值。因此,這兩個(gè)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(gè)門檻值隨著人力資本的由低到高將整體樣本劃分為三個(gè)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(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的效用存在著顯著的差別。

表3　門檻估計(jì)值

圖3　第一個(gè)門檻值及其置信區(qū)間

圖4　第二個(gè)門檻值及其置信區(qū)間

具體而言，對(duì)于第一個(gè)樣本區(qū)間，即人力資本低于第一個(gè)門檻值(Hum<6.7040)的農(nóng)民而言，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)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(shuō)明農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)這一區(qū)間的農(nóng)民收入增長(zhǎng)產(chǎn)生了強(qiáng)烈的抑制作用。根據(jù)我們的人力資本測(cè)算標(biāo)準(zhǔn)，處于第一個(gè)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(lái)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(yíng)能力較弱，通常沒(méi)有擴(kuò)大再生產(chǎn)*由于生活性的金融需求和供給難以對(duì)收入產(chǎn)生明顯的影響，所以本文著重對(duì)生產(chǎn)性的金融需求和供給進(jìn)行分析。的需要，長(zhǎng)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(lái)擴(kuò)張自身的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，并實(shí)現(xiàn)收入的增長(zhǎng)。

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

對(duì)于第三個(gè)樣本區(qū)間的農(nóng)民而言，即人力資本處于第二個(gè)門檻值之上(Hum>7.4290)的農(nóng)民而言，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)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(shuō)明農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)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(yíng)能力在三個(gè)樣本區(qū)間之中最強(qiáng)，擴(kuò)張經(jīng)營(yíng)的意愿最為迫切，金融需求也最為旺盛。同時(shí)，較高的人力資本水平也使他們能夠相對(duì)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(yíng)活動(dòng)，獲得相對(duì)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(cái)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(duì)其收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用也較弱。

從控制變量的情況來(lái)看，財(cái)政支農(nóng)對(duì)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(dòng)力均對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生了正效應(yīng)，但并不顯著。這說(shuō)明財(cái)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(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，但是財(cái)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(méi)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(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生根本性的影響，農(nóng)民收入的增長(zhǎng)更多要依賴于外援性的財(cái)政支持。

表4　模型估計(jì)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(duì)自變量與因變量的關(guān)系進(jìn)行了估計(jì)，從結(jié)果來(lái)看，各變量的系數(shù)，顯著性都大致相同，這也說(shuō)明了門檻效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。同時(shí)，從擬合有度來(lái)看，門檻模型高于固定效應(yīng)模型，這進(jìn)一步說(shuō)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(zhǎng)之間的關(guān)系。

五、進(jìn)一步討論

通過(guò)對(duì)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(duì)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(duì)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(shuō)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(duì)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(cè)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?cè)賹?duì)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(cè)算，其計(jì)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(duì)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(cè)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(jì)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(jì)算而來(lái)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(duì)其進(jìn)行極差正規(guī)化處理。并利用上述方法對(duì)中國(guó)省級(jí)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(cè)算，其結(jié)果如圖5所示。

由圖5可以看出，我國(guó)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(shí)，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(cè)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(duì)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(zhǎng)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(shí)，根據(jù)這一關(guān)系，我們也可以大膽做出預(yù)測(cè)，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(shí)和能力進(jìn)一步增強(qiáng)，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用將更加顯著。

圖5　中國(guó)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(guò)建立門檻效應(yīng)模型，并運(yùn)用2006-2014年間中國(guó)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)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(shí)，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)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(shí)，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)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(shí)，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)產(chǎn)生了微弱的促進(jìn)作用。(3)中國(guó)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(guò)往研究所指出的“財(cái)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(dòng)關(guān)系，方能有效地促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。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(wú)疑將事倍功半。因此，國(guó)家對(duì)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(duì)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(duì)不同人力資本區(qū)間的農(nóng)民進(jìn)行“差別供給”；同時(shí)，大力推進(jìn)普惠金融建設(shè)，在農(nóng)村金融市場(chǎng)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(duì)小學(xué)文化水平及以下的農(nóng)民，應(yīng)著重對(duì)其進(jìn)行消費(fèi)性金融的知識(shí)普及與培訓(xùn)，增強(qiáng)其獲取消費(fèi)性金融的能力；而對(duì)于小學(xué)與初中文化水平之間的農(nóng)民，應(yīng)側(cè)重對(duì)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(duì)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(kāi)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(shí)，引導(dǎo)和鼓勵(lì)農(nóng)民完善自身財(cái)務(wù)信息，提高其貸款申請(qǐng)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(guò)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(dòng)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(zhǎng)，有效緩解“三農(nóng)”問(wèn)題，助推全面小康的實(shí)現(xiàn)。

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