李德荃

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

農(nóng)民真苦，農(nóng)村真窮，農(nóng)業(yè)真危險(xiǎn)。[注]歐陽(yáng)明：《告別“農(nóng)民真苦，農(nóng)村真窮，農(nóng)業(yè)真危險(xiǎn)》，《中國(guó)稅務(wù)報(bào)》2016年3月30日。農(nóng)村問(wèn)題、農(nóng)業(yè)問(wèn)題以及農(nóng)民問(wèn)題是長(zhǎng)期困擾中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)均衡發(fā)展的三個(gè)老大難問(wèn)題。三農(nóng)問(wèn)題不解決，中國(guó)力爭(zhēng)在本世紀(jì)中葉實(shí)現(xiàn)“兩個(gè)一百年”的戰(zhàn)略目標(biāo)就不可能實(shí)現(xiàn)。正是基于這一認(rèn)識(shí)，黨和政府歷來(lái)高度重視三農(nóng)問(wèn)題的解決。自2004年以來(lái)，黨中央每個(gè)年度發(fā)布的“一號(hào)文件”都將核心內(nèi)容聚焦于解決三農(nóng)問(wèn)題。

農(nóng)民問(wèn)題是三農(nóng)問(wèn)題的核心問(wèn)題。農(nóng)村和農(nóng)業(yè)問(wèn)題的解決，最終都要具體落實(shí)到農(nóng)民問(wèn)題的解決上。而實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入的可持續(xù)增長(zhǎng)則是徹底解決農(nóng)民問(wèn)題的關(guān)鍵標(biāo)志。

由此可見(jiàn)，解決農(nóng)民收入的可持續(xù)增長(zhǎng)問(wèn)題，攸關(guān)國(guó)民經(jīng)濟(jì)全局，對(duì)于保持國(guó)民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速發(fā)展，促進(jìn)和諧社會(huì)的建設(shè)，都具有至關(guān)重要的作用。因此，我們要把增加農(nóng)民的收入水平，保證農(nóng)民收入的可持續(xù)增長(zhǎng)，作為農(nóng)村、農(nóng)業(yè)與農(nóng)民工作的重中之重。正如黨的十八大報(bào)告所指出的，全面建成小康社會(huì)，基礎(chǔ)在農(nóng)業(yè)，難點(diǎn)在農(nóng)村，關(guān)鍵在農(nóng)民。要實(shí)現(xiàn)國(guó)民收入倍增計(jì)劃，關(guān)鍵是增加農(nóng)民收入。國(guó)務(wù)院總理李克強(qiáng)在十二屆全國(guó)人大第四次會(huì)議閉幕后的總理記者會(huì)上表示，國(guó)家對(duì)農(nóng)業(yè)的扶持力度不會(huì)減；對(duì)農(nóng)民支持的力度也不會(huì)減。政府會(huì)始終高度重視三農(nóng)問(wèn)題的解決，以便讓農(nóng)民真正地富裕起來(lái)。他認(rèn)為，中國(guó)問(wèn)題的最終解決，關(guān)鍵就在于農(nóng)民問(wèn)題的根本解決。[注]《在十二屆全國(guó)人大四次會(huì)議記者會(huì)上李克強(qiáng)總理答中外記者問(wèn)題》，人民網(wǎng)，http://cpc.people.com.cn/n1/2016/0317/c64094-28205080.html.2016-03-17。

山東省是中國(guó)東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)大省，同時(shí)也是全國(guó)最大的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)省區(qū)之一，省內(nèi)的農(nóng)村人口占到總?cè)丝诘?6.95%左右。目前，山東省內(nèi)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)的發(fā)展相對(duì)滯后，金融發(fā)育程度總體較低，農(nóng)村社會(huì)的資金外流嚴(yán)重，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)始終處于嚴(yán)重的失血狀態(tài)。

本文認(rèn)為，總起來(lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與金融發(fā)展之間呈相輔相成、相得益彰的關(guān)系。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是金融發(fā)展的前提，而金融的發(fā)展反過(guò)來(lái)又會(huì)促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長(zhǎng)。具體到三農(nóng)問(wèn)題，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、農(nóng)民收入的穩(wěn)步提高是農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展的前提或基礎(chǔ)，而農(nóng)村地區(qū)金融資源的充分調(diào)動(dòng)與高效配置則又會(huì)進(jìn)一步地推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與社會(huì)可持續(xù)地發(fā)展。除此之外，農(nóng)村地區(qū)完善高效的金融市場(chǎng)體系、金融機(jī)構(gòu)體系與金融服務(wù)體系，也是吸引外來(lái)資本流入農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的重要前提條件。

關(guān)于金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系，國(guó)外學(xué)者的研究較為先行，也較為先進(jìn)。

格利和肖[注]Gurley J. G. and Shaw E. S.,Financial Aspects of Economic Development,American Economic Review,1955(4):515-538.、戈德史密斯[注]Raymond W. Goldsmith,Financial Structure and Financial Development,Yale University Press,1969(9):1-561.、麥金農(nóng)[注]Ronald I. Mckinnon,Money and Capital in Economic Development,American Political Science Association,1973(3).和肖[注]Edward S. Shaw, Financial deepening in economic development,New York：Oxford University Press.先后出版了以研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展之間關(guān)系為主要內(nèi)容的專(zhuān)著，這標(biāo)志著金融發(fā)展理論的創(chuàng)立。Greenwood等認(rèn)為，通過(guò)金融市場(chǎng)來(lái)融資，需要發(fā)生一些(固定)成本費(fèi)用，但并非所有的人都能支付得起這部分成本費(fèi)用，因此，針對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融發(fā)展和收入分配之間關(guān)系的動(dòng)態(tài)分析表明，金融發(fā)展與收入分配服從的是庫(kù)茲涅茨效應(yīng)倒U型的關(guān)系。具體地說(shuō)，在早期階段，由于窮人支付不起融資所需要的相關(guān)成本費(fèi)用，從而造成金融發(fā)展不利于窮人收入水平的提高，貧富差距因此會(huì)逐步拉大；而當(dāng)經(jīng)濟(jì)與金融的發(fā)展到達(dá)某個(gè)拐點(diǎn)之后，金融發(fā)展開(kāi)始有利于窮人積累更多的財(cái)富，貧富間的差距呈逐步縮小的態(tài)勢(shì)。[注]Jeremy Greenwood and Boyan Jovanovic,Financial Development,Growth,and the Distribution of Income,Journal of Political Economy,1990(5):1076-1107.Galor等的研究也發(fā)現(xiàn)，信貸約束的放松能使窮人獲利；也就是說(shuō)，信貸約束的放松可以提高資本配置效率，加速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，從而使得窮人受益。[注]Oded Galor and Joseph Zeira,Income Distribution and Macroeconomics,Review of Economic Studies,1993:35-52.

但是，并非所有的國(guó)外學(xué)者都對(duì)金融發(fā)展與農(nóng)民收入水平的提高之間的關(guān)系表示樂(lè)觀。例如，AK Tiwari等利用印度1965年至2008年的數(shù)據(jù)，探討了金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響。他們的結(jié)論是：從長(zhǎng)期來(lái)看，金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和消費(fèi)價(jià)格的上漲實(shí)際上加劇了城鄉(xiāng)收入的不平等。[注]Aviral Kumar Tiwari and Muhammad Shahbaz,Does Financial Development Increase Rural-Urban Income Inequality?Cointegration Analysis in the Case of Indian Economy,International Journal of Social Economics,2013(2):151-168.

十多年來(lái)，一些國(guó)內(nèi)學(xué)者也陸續(xù)開(kāi)始關(guān)注金融發(fā)展與三農(nóng)問(wèn)題之間的關(guān)系。歸納國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究，關(guān)于金融發(fā)展與農(nóng)民增收之間的關(guān)系問(wèn)題，主要存在如下三種觀點(diǎn)。

第一種觀點(diǎn)認(rèn)為，中國(guó)金融事業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的提高的確起到了積極的促進(jìn)作用。盡管這些研究所選取的金融發(fā)展指標(biāo)不盡相同，但均發(fā)現(xiàn)了金融發(fā)展能促進(jìn)農(nóng)民增收的證據(jù)。例如，王虎等實(shí)證研究了金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響機(jī)制，認(rèn)為金融發(fā)展主要通過(guò)資本積累、農(nóng)村人力資本的提升、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)、農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移以及國(guó)家財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的支持等渠道對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)產(chǎn)生了促進(jìn)作用。[注]王虎、范從來(lái)：《金融發(fā)展與農(nóng)民收入影響機(jī)制的研究——來(lái)自中國(guó)1980-2004年的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2006年第6期。

吳蓉蓉、吳海霞和石曉婧也使用了一些能體現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展程度的指標(biāo)做實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)與農(nóng)村金融發(fā)展之間的確存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。并且農(nóng)村金融效率的提高與農(nóng)民增收之間也呈正效應(yīng)的關(guān)系。[注]吳蓉蓉：《貴州省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入關(guān)系的實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展》2009年第10期。吳海霞認(rèn)為，農(nóng)村金融發(fā)展的規(guī)模指標(biāo)與農(nóng)民增收之間呈正相關(guān)關(guān)系。[注]吳海霞：《山東省農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響研究》，《西北農(nóng)林科技大學(xué)》2010年第5期。石曉婧發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村儲(chǔ)蓄比率和信貸比率的提高對(duì)農(nóng)民增收的影響不僅都是正向的，而且它們對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響程度伴隨著時(shí)間的延遲有逐漸加大的趨勢(shì)。[注]石曉婧：《吉林省農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入影響的實(shí)證分析》，《吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)》2014年第3期。此外，司燕翔等運(yùn)用協(xié)整分析、面板數(shù)據(jù)回歸研究了陜西省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)以農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)貸款余額表征的縣域金融發(fā)展程度與農(nóng)民增收之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且在一定程度上推動(dòng)了農(nóng)民收入的提高。[注]司燕翔、王媛、張宏亮：《農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村收入增長(zhǎng)關(guān)系研究》，《西部金融》2013年第5期。

然而，與上述第一種觀點(diǎn)截然相反，目前國(guó)內(nèi)存在的第二種觀點(diǎn)卻認(rèn)為，金融發(fā)展不一定有利于農(nóng)民收入水平的提高。

例如，溫濤等認(rèn)為，把金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的正向關(guān)系，直接引申套用到金融發(fā)展與農(nóng)民收入水平提高之間的關(guān)系上，與中國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況并不相符。他分別研究了中國(guó)金融發(fā)展、農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入水平之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)無(wú)論是中國(guó)在整體金融事業(yè)的發(fā)展，還是中國(guó)農(nóng)村地區(qū)金融事業(yè)的發(fā)展，都沒(méi)有促進(jìn)農(nóng)民收入水平的提高，反而導(dǎo)致農(nóng)村資金的大量外流，實(shí)際上對(duì)農(nóng)民收入水平的提高起到了抑制的作用。[注]溫濤、冉光和、熊德平：《中國(guó)金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第9期。

許崇正、周一鹿等也分別針對(duì)中國(guó)農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入水平的影響問(wèn)題進(jìn)行了相關(guān)實(shí)證分析。他們都發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村信貸是制約農(nóng)民收入增長(zhǎng)的不利因素。[注]許崇正、高希武：《農(nóng)村金融對(duì)增加農(nóng)民收入支持狀況的實(shí)證分析》，《金融研究》2005年第9期。[注]周一鹿,冉光和錢(qián)太一：《經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期農(nóng)村金融資源開(kāi)發(fā)對(duì)農(nóng)民收入影響效應(yīng)研究》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2010年第10期。頓雁峰還運(yùn)用協(xié)整分析、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法，對(duì)河南省農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)民增收之間的作用機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，盡管河南省農(nóng)村地區(qū)金融事業(yè)的發(fā)展促進(jìn)了農(nóng)村信貸的增加，但卻由于信貸質(zhì)量不高等原因，并未能有效地促進(jìn)農(nóng)民收入水平的提高。[注]頓雁峰：《農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入影響的作用機(jī)制——基于河南省的實(shí)證分析》，《特區(qū)經(jīng)濟(jì)》2010年第4期。

除了上述兩種觀點(diǎn)之外，目前國(guó)內(nèi)存在的第三種觀點(diǎn)實(shí)際上是對(duì)上述兩種觀點(diǎn)的折衷。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為，中國(guó)金融事業(yè)的發(fā)展與農(nóng)民收入水平的提高之間呈現(xiàn)出的是一種非線(xiàn)性的關(guān)系。

例如，孫玉奎等通過(guò)建立用于反映農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入水平提高之間關(guān)系的面板向量自回歸模型，發(fā)現(xiàn)中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響存在著顯著的地區(qū)差異。具體地說(shuō)，在農(nóng)村金融發(fā)展相對(duì)落后的西部地區(qū)，金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間呈正相關(guān)的關(guān)系；在發(fā)展適中的中部地區(qū)，二者之間的關(guān)系不顯著；而在最為發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，二者之間則呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)的關(guān)系。這一結(jié)論恰好與所謂農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間呈倒U型關(guān)系的理論相吻合。[注]孫玉奎、周諾亞、李丕東：《農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村居民收入的影響研究》，《統(tǒng)計(jì)研究》，2014年第11期。

張兵等利用面板回歸分析方法，考查了中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)消除農(nóng)民貧困的影響。他們的研究表明，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同水平上，農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村消除貧困之間的關(guān)系，呈現(xiàn)出倒U型曲線(xiàn)的左半部分特征。亦即伴隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)于消除農(nóng)村貧困工作的邊際效應(yīng)呈現(xiàn)出遞增的態(tài)勢(shì)。[注]張兵、劉丹、鄭斌：《農(nóng)村金融發(fā)展緩解了農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距嗎？——基于中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)的面板門(mén)檻回歸模型分析》，《中國(guó)農(nóng)村觀察》2013第3期。另外，在如何解決農(nóng)村金融發(fā)展和融資難的問(wèn)題上，董新興提出的農(nóng)戶(hù)、村委會(huì)與村鎮(zhèn)銀行相結(jié)合建立長(zhǎng)期的信貸合作關(guān)系的方案很有新意。[注]董新興：《村委會(huì)、村鎮(zhèn)銀行與農(nóng)戶(hù)融資難的化解》，《東岳論叢》2018年第3期。

綜合國(guó)內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)研究，現(xiàn)有的多數(shù)研究都假設(shè)金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間呈線(xiàn)性關(guān)系，從而忽視了其中可能存在非線(xiàn)性關(guān)系的問(wèn)題。也就是忽視了不同的金融發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民收入增加的差別影響。此外，現(xiàn)有的大多數(shù)研究都采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析方法，缺乏基于面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，尤其鮮見(jiàn)使用面板數(shù)據(jù)門(mén)檻效應(yīng)回歸的實(shí)證方法。由于金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入水平的提高很可能存在一個(gè)由量變到質(zhì)變的過(guò)程，從而很有可能存在突變效應(yīng)，因此門(mén)檻效應(yīng)分析方法的價(jià)值不可低估。最后，國(guó)內(nèi)現(xiàn)有的相關(guān)研究大多局限于全國(guó)整體的層面，缺乏針對(duì)局部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)分析，這就造成現(xiàn)有的研究成果缺乏具體的針對(duì)性，經(jīng)常不能直接應(yīng)用于特定省域的具體實(shí)踐。實(shí)際上，以省域?yàn)橐暯?，?xì)致考察省域內(nèi)部各地區(qū)間經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展水平的差異，深入探究省內(nèi)各地區(qū)間金融發(fā)展與農(nóng)民收入水平提高之間的關(guān)系，以作為省級(jí)乃至地市級(jí)政府部門(mén)制定切實(shí)有效的農(nóng)村政策的參考，不僅有重要的理論意義，而且也有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

正是基于上述認(rèn)識(shí)，本文將在借鑒既有研究成果的基礎(chǔ)上，以山東省17個(gè)地市為研究對(duì)象，運(yùn)用1997年至2014年的18年數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)門(mén)檻回歸分析模型，憑以確認(rèn)山東省各地市的金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的門(mén)檻效應(yīng)，并深入考察不同的金融發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的效應(yīng)差異。最后再以此為依據(jù)，以山東省為例，就金融業(yè)如何促進(jìn)各省區(qū)市農(nóng)民增收的問(wèn)題，有針對(duì)性地提出具體的政策建議。

一、山東省金融發(fā)展與農(nóng)民收入的現(xiàn)狀

(一)山東省金融事業(yè)發(fā)展的基本狀況

改革開(kāi)放以來(lái)，山東省的金融業(yè)快速發(fā)展。截至2015年6月末，全省上市公司和“新三板”掛牌企業(yè)分別達(dá)到250家和196家。[注]《山東上市公司達(dá)250家》，網(wǎng)易新聞，http://news.163.com/15/0813/17/B0TQDSKJ00014Q4P.html。全省共成立民間融資機(jī)構(gòu)737家，注冊(cè)資本達(dá)368.41億元，縣域覆蓋率達(dá)92%。其中，民間資本管理公司640家，注冊(cè)資本365.11億元，投資余額205.54億元，融資余額16.21億元，累計(jì)投資626.89億元；民間融資登記服務(wù)公司97家，注冊(cè)資本3.30億元，累計(jì)登記資金需求54.95億元，累計(jì)登記資金出借32.12億元，成功對(duì)接26.50億元，對(duì)接成功率82.50%。全省或成立小額貸款公司423家，注冊(cè)資本537.83億元；成立融資性擔(dān)保機(jī)構(gòu)443家，注冊(cè)資本558.89億元，其中注冊(cè)資本10億元以上的5家；成立第三方支付機(jī)構(gòu)、P2P平臺(tái)分別達(dá)到12家和200余家；成立財(cái)務(wù)公司17家。

截至2015年6月末，山東省各金融機(jī)構(gòu)的人民幣涉農(nóng)、小微企業(yè)貸款余額分別為21852.5億元和11092.4億元，余額同比分別增長(zhǎng)9.8%和16.5%,連續(xù)多年實(shí)現(xiàn)國(guó)務(wù)院于2013年7月提出的“對(duì)于小企業(yè)信貸投放的增速不低于全部貸款增速、增量不低于上年”的“兩個(gè)不低于”目標(biāo)。

目前，山東省的村鎮(zhèn)銀行數(shù)量達(dá)到116家，居全國(guó)首位，縣域覆蓋率達(dá)到98.8%。城市商業(yè)銀行的分支機(jī)構(gòu)實(shí)現(xiàn)了縣域的全覆蓋。山東省已組建農(nóng)村商業(yè)銀行53家。由2015年山東省金融改革的成績(jī)可以看出：全省農(nóng)農(nóng)村信用社系統(tǒng)的總資產(chǎn)達(dá)6968.11億元，各項(xiàng)存貸款余額分別達(dá)到13430.15億元和9004.04億元，穩(wěn)居全省各金融機(jī)構(gòu)的首位。[注]《郭樹(shù)清山東金融改革成績(jī)單：金融業(yè)增加值兩年增39%》，新浪財(cái)經(jīng)，http://finance.sina.com.cn/china/dfjj/20150812/135222945390.shtml。

圖1 山東省各金融機(jī)構(gòu)存貸款余額的變動(dòng)情況(單位：億元)

早在2014年的省政府工作報(bào)告中，山東省就明確提出要積極指導(dǎo)農(nóng)民合作社內(nèi)部的資金互助和信用合作，使之成為面向三農(nóng)的最直接、最基礎(chǔ)的金融服務(wù)機(jī)構(gòu)。山東省作為全國(guó)唯一在農(nóng)村合作金融方面搞試點(diǎn)的省份，首批已經(jīng)有27個(gè)試點(diǎn)縣(市、區(qū))的37家專(zhuān)業(yè)合作社的試點(diǎn)資格得到認(rèn)定,并計(jì)劃在全省鋪開(kāi)。[注]同上。

圖2 山東省農(nóng)民收入變化情況(單位：元)

近二十年來(lái)，山東省金融機(jī)構(gòu)的存貸款余額持續(xù)呈現(xiàn)出高速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)(如圖1所示)。尤其自2008年以來(lái)，山東省各金融機(jī)構(gòu)人民幣存貸款余額的增長(zhǎng)速度顯著加快。不過(guò)，總起來(lái)說(shuō)，山東省各金融機(jī)構(gòu)的存款余額始終大于貸款余額，并且相較于貸款余額的增長(zhǎng)，存款余額持續(xù)上升的速度要更快一些。由此，存貸缺口呈現(xiàn)出擴(kuò)大的態(tài)勢(shì)。[注]徐春霞：《山東省金融服務(wù)業(yè)發(fā)展的空間非均衡及分布動(dòng)態(tài)演進(jìn)——基于銀行業(yè)的實(shí)證分析》，《經(jīng)濟(jì)與管理評(píng)論》2016年第6期。

具體地說(shuō)，1997年末，山東省各金融機(jī)構(gòu)的人民幣存款余額為4969.849億元，而2014年末達(dá)到64798.29億元，大約是1997年的13倍。而1997年末山東省各金融機(jī)構(gòu)的人民幣貸款余額為4456.72億元，2014年末達(dá)到50058.64億元，大約為1997年的11.23倍。由于存款增長(zhǎng)比貸款增長(zhǎng)的幅度更大，山東省的存貸差從1997年的513.1292億元，增加到2014年的14739.6438億元。

(二)山東省農(nóng)民收入的基本狀況

改革開(kāi)放以來(lái)，山東省的各級(jí)政府始終把增加農(nóng)民收入作為本級(jí)政府的核心工作。在充分挖掘農(nóng)業(yè)內(nèi)部增收潛力的同時(shí)，大力拓展外部增收空間，有效地促進(jìn)了山東省農(nóng)民收入的持續(xù)快速增長(zhǎng)。

2015年，山東省農(nóng)村居民人均可支配收入12930元，增長(zhǎng)8.8%，扣除價(jià)格因素，實(shí)際增長(zhǎng)7.8%。其中，工資性收入5139元，增長(zhǎng)9.0%；經(jīng)營(yíng)凈收入5856元，增長(zhǎng)7.8%；財(cái)產(chǎn)凈收入326元，增長(zhǎng)13.6%；轉(zhuǎn)移凈收入1608元，增長(zhǎng)10.8%。[注]《山東2015年居民人均可支配收入達(dá)22703元，比去年增長(zhǎng)8.8%》,大河網(wǎng)，http://www.51zixuewang.com/news/fdf0roc620160121c6n435399246.html.2016-01-21。與之相比較，山東省城鎮(zhèn)居民同期的人均可支配收入為31545元，增長(zhǎng)8.0%；扣除價(jià)格因素，實(shí)際增長(zhǎng)6.5%。其中，工資性收入20386元，增長(zhǎng)8.1%；經(jīng)營(yíng)凈收入4375元，增長(zhǎng)8.4%；財(cái)產(chǎn)凈收入2475元，增長(zhǎng)9.0%；轉(zhuǎn)移凈收入4309元，增長(zhǎng)6.4%。從中可以看出，山東省城鄉(xiāng)居民的收入差距繼續(xù)呈現(xiàn)出持續(xù)減少的態(tài)勢(shì)。

1996年至2014年山東省農(nóng)村居民人均收入的變化情況如圖2所示。從整體上看，山東省農(nóng)村居民人均純收入呈穩(wěn)定增長(zhǎng)的趨勢(shì)。截至2014年，山東省農(nóng)村居民人均純收入達(dá)到11809.4元，比1997年增長(zhǎng)了9517.3元，按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算，18年累計(jì)增長(zhǎng)5.15倍，年均增長(zhǎng)率達(dá)到9.5356%。

伴隨著農(nóng)民人均純收入的增加，農(nóng)民收入的內(nèi)在結(jié)構(gòu)也逐步改善，農(nóng)民的收入來(lái)源呈現(xiàn)出多元化的格局。其中，工資性收入的增長(zhǎng)最為迅速，增幅最大。這說(shuō)明，農(nóng)民外出打工的工資所得是農(nóng)民純收入增加的主要來(lái)源。而家庭經(jīng)營(yíng)性收入的占比則逐步萎縮。1996年，山東省農(nóng)村居民家庭經(jīng)營(yíng)純收入占農(nóng)民純收入的70%多，是農(nóng)民收入的最主要來(lái)源。但到2014年，這一比重下降到40.78%。不過(guò)，山東省農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入在農(nóng)民純收入中的占比一直不高。

此外，近幾年來(lái)，由于國(guó)家對(duì)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的財(cái)政支持力度不斷加大，山東省農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入也呈現(xiàn)出加速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。

二、關(guān)于面板數(shù)據(jù)門(mén)檻回歸模型的構(gòu)建

(一)變量的選取

1.指標(biāo)的選取及數(shù)據(jù)的來(lái)源。

本文涉及指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)大多來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》以及山東省各地市的統(tǒng)計(jì)年鑒。

(1)解釋變量的選取。

準(zhǔn)確地設(shè)定用于衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)(記作fin)，是構(gòu)建本模型的關(guān)鍵。

任何一種單一指標(biāo)，充其量都只能反映事物的一個(gè)側(cè)面。因此嚴(yán)格說(shuō)來(lái)，要想準(zhǔn)確地衡量一個(gè)地區(qū)的金融發(fā)展水平，都必須設(shè)法構(gòu)造一整套指標(biāo)體系。但這勢(shì)必會(huì)增加實(shí)證分析的難度。因此，在實(shí)證分析的實(shí)踐中，一般仍采用單一指標(biāo)的衡量方法。但這就要求我們所選取的指標(biāo)一定要與金融發(fā)展程度高度正相關(guān)性。

Glodsmith的金融相關(guān)率是迄今已知最早提出、并廣為沿用的金融發(fā)展程度指標(biāo)。所謂一個(gè)地區(qū)的金融相關(guān)率，指的就是該地區(qū)在某一特定時(shí)間點(diǎn)上的金融資產(chǎn)存量與經(jīng)濟(jì)總量之間的比率。其中，經(jīng)濟(jì)總量一般使用地區(qū)增加值(GDP)這個(gè)指標(biāo)來(lái)描述；而這里所謂的金融資產(chǎn)，通常包括現(xiàn)金、存款、股權(quán)、保險(xiǎn)、信托等。當(dāng)然了，就衡量金融發(fā)展程度的目的來(lái)說(shuō)，在金融資產(chǎn)的基礎(chǔ)上，再增加本地區(qū)的貸款余額與引進(jìn)外資的存量這兩個(gè)指標(biāo)，其效果會(huì)更好些。

不過(guò)，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，并考慮到存貸款余額是目前農(nóng)村地區(qū)的主要金融發(fā)展指標(biāo)，所以本文將借鑒余玲靜的指標(biāo)選取方法，用金融機(jī)構(gòu)本外幣的存貸款余額與GDP之比這個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量一個(gè)地區(qū)的金融發(fā)展水平。[注]余玲錚：《金融發(fā)展與收入不平等：只是線(xiàn)性關(guān)系？》，《上海金融》2012年第4期。其相關(guān)數(shù)據(jù)主要來(lái)自《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》。青島市某些年份的金融機(jī)構(gòu)本外幣存貸款余額來(lái)自《青島統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中有些年份缺失本外幣存貸款余額的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。對(duì)此，本文將各縣(市、區(qū))的指標(biāo)歸類(lèi)、加總，從而間接求得這些年份相關(guān)地市的本外幣存貸款余額。

除了金融相關(guān)率這個(gè)指標(biāo)(門(mén)檻變量)以外，本模型中的其他解釋變量(為與門(mén)檻變量相區(qū)別，本文均稱(chēng)作控制指標(biāo))具體包括如下四個(gè)指標(biāo)：

①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(gdp)。本文用人均gdp來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。為保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，這里取人均gdp的自然對(duì)數(shù)，并記為lgdp。

②政府的支農(nóng)支出(gov)。政府的財(cái)政支農(nóng)政策顯然有助于農(nóng)民人均純收入的增加。本文選取山東省各地市的農(nóng)林水事務(wù)支出與財(cái)政總支出的比率來(lái)衡量政府的支農(nóng)力度。

③城市化水平(cit)。城市化是農(nóng)民實(shí)現(xiàn)收入可持續(xù)增長(zhǎng)的必由之路。為此，本文用各地市的非農(nóng)人口與總?cè)丝诘谋戎祦?lái)表示山東省各地市的城市化水平。由于2005年缺乏各地市非農(nóng)人口的數(shù)據(jù)，所以我們把2004和2006年的平均數(shù)權(quán)且作為2005年數(shù)據(jù)的模擬。

④經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度(open)。對(duì)外開(kāi)放的目的就是將地區(qū)經(jīng)濟(jì)與世界經(jīng)濟(jì)聯(lián)接成有機(jī)的整體。理論與實(shí)踐都證明，積極參與全球大分工，是提高地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率的重要途徑。所以，本文引入對(duì)外貿(mào)易這一因素，以各地市的海關(guān)進(jìn)出口總值與GDP總額的比值來(lái)反映其經(jīng)濟(jì)開(kāi)放的程度。其中，進(jìn)出口總值的計(jì)算是按照當(dāng)年人民幣對(duì)美元的平均匯率計(jì)算出來(lái)的。

(2)被解釋變量的選取。

本文使用各地市的農(nóng)村居民人均純收入(income)這一指標(biāo)來(lái)具體刻畫(huà)相應(yīng)地區(qū)農(nóng)民收入的水平。并且，為盡量避免非平穩(wěn)性和異方差等問(wèn)題，本文將取農(nóng)村居民人均純收入的自然對(duì)數(shù)，并記作lincome。

2.相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)(1997-2014年)

在正式建立模型之前，有必要先行了解樣本數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計(jì)特征。為此，我們使用STATA13.1對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。相關(guān)結(jié)論如表1所示。

由表1可以看出，山東省的農(nóng)民人均純收入水平較低，平均每年為6009.51元。但標(biāo)準(zhǔn)差較大，說(shuō)明山東省農(nóng)民人均純收入的波動(dòng)幅度很大，其最大值與最小值之間相差15630.5元。

山東省各地市金融發(fā)展水平的平均值為1.5262，亦即各地市金融機(jī)構(gòu)的本外幣存貸款之和是地區(qū)生產(chǎn)總值的1.5倍多，金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展規(guī)模較大。

山東省各地區(qū)農(nóng)民人均生產(chǎn)總值的差異性較大。政府支農(nóng)力度較小，平均支農(nóng)力度還不到8%。但山東省各地市的城市化水平相差不大。此外，由于山東省是沿海省份，所以經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度總體較高，且差異較大。

(二)面板數(shù)據(jù)門(mén)檻回歸模型的設(shè)定

1.單一門(mén)檻回歸模型的構(gòu)建。

本文將借鑒Hansen的固定效應(yīng)面板門(mén)檻回歸模型理論，[注]Hansen B. E.,Threshold Effects in Non-dynamic Panels:Estimation,Testing,and Inference, Journal of Econometrics,1997: 345-368.深入探討山東省內(nèi)各地市間金融發(fā)展程度的差異對(duì)農(nóng)民增收的影響。

Hansen的面板門(mén)檻回歸模型根據(jù)門(mén)檻變量數(shù)據(jù)自身的特點(diǎn)，內(nèi)生地劃分樣本區(qū)間，從而避免了外生人為地確定門(mén)檻值所帶來(lái)的偏誤。

對(duì)于面板數(shù)據(jù){yit,xit,qit;1in,1tT}，面板數(shù)據(jù)門(mén)檻回歸模型的基本結(jié)構(gòu)為：

(1)

其中，i表示各地市；t表示抽樣數(shù)據(jù)的獲取年份；yit為被解釋變量，在本案例中就是農(nóng)村居民的人均純收入；dit為控制變量；xit為解釋變量(門(mén)檻變量)；qit為門(mén)檻變量的取值；I(·)是示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)的條件為真時(shí)，相應(yīng)的函數(shù)取值為1，否則取值為0；γ為門(mén)檻值，將門(mén)檻變量的觀測(cè)樣本數(shù)據(jù)劃分為兩個(gè)區(qū)間；θ為控制變量的系數(shù)向量；β1和β2分別是待估系數(shù)；μi代表個(gè)體效應(yīng)，用于反應(yīng)個(gè)體的可觀測(cè)特征；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，這里假設(shè)其服從正態(tài)分布，且均值為零、協(xié)方差為零、方差等同。

在面板數(shù)據(jù)門(mén)檻回歸模型中，門(mén)檻變量既可以是非解釋變量，也可以是解釋變量。本模型中的門(mén)檻變量是用于衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)，因此可以理解為解釋變量。

借鑒Hansen的面板數(shù)據(jù)門(mén)檻效應(yīng)模型，本文的單一門(mén)檻模型設(shè)定為：

(2)

其中，i=1,2,…,17表示山東省內(nèi)的17個(gè)地市；t=1,2,…18表示18年的樣本抽樣數(shù)據(jù)。

(3)

2.參數(shù)的估計(jì)。

在個(gè)體固定效應(yīng)模型下，可使用離差變換OLS方法來(lái)估計(jì)其參數(shù)。

具體地說(shuō)，首先，對(duì)于(3)式中的每一個(gè)變量，分別關(guān)于時(shí)間求平均值，從而得到：

(4)

(5)

出于簡(jiǎn)便的考慮，令

于是，(5)式可寫(xiě)為：

(6)

根據(jù)Hansen的面板數(shù)據(jù)門(mén)檻回歸模型理論，每給定γ的取值，便可求得(6)式各參數(shù)的OLS估計(jì)值。亦即Β的估計(jì)值為：

(7)

相應(yīng)的殘差平方和為：

其中，那個(gè)能使得殘差平方和達(dá)到最小的γ，就是我們要確定的門(mén)檻值。

Chan(1993)和Hansen(1996) 提出使用網(wǎng)格搜索的方法(Grid Search)來(lái)確定門(mén)檻值。亦即在門(mén)檻變量的各個(gè)可能取值中進(jìn)行搜索。例如，可以把門(mén)檻變量中的每一個(gè)觀測(cè)值都當(dāng)作可能的門(mén)檻值，依次算得相應(yīng)的殘差平方和，然后將其中殘差平方和最小的那個(gè)門(mén)檻變量觀測(cè)值，當(dāng)作該門(mén)檻變量的門(mén)檻估計(jì)值。

3.門(mén)檻效應(yīng)的檢驗(yàn)。

在得到了各參數(shù)及門(mén)檻值的估計(jì)值的情況下，下一步我們要進(jìn)行門(mén)檻效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)和門(mén)檻的估計(jì)值是否等于其真實(shí)值這兩個(gè)方面的檢驗(yàn)。

(1)門(mén)檻效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)。

就本模型而言，第一個(gè)顯著檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0:β1=β2；如果該原假設(shè)成立，則說(shuō)明不存在門(mén)檻效用。對(duì)應(yīng)的備擇假設(shè)為H1:β1≠β2；如果該假設(shè)成立，則說(shuō)明存在門(mén)檻效應(yīng)。相應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

(8)

首先，計(jì)算出本模型在門(mén)檻估計(jì)值下的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的具體得值。然后，在解釋變量的樣本數(shù)據(jù)以及本門(mén)檻估計(jì)值下，模擬產(chǎn)生一組被解釋變量的數(shù)據(jù)。該組數(shù)據(jù)被稱(chēng)作自抽樣樣本。其服從正態(tài)分布，且均值為0，方差為基于相應(yīng)殘差平方和計(jì)算出來(lái)的樣本方差?；诮忉屪兞恳约氨唤忉屪兞康淖猿闃訕颖?，計(jì)算出相應(yīng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的得值。

反復(fù)實(shí)施上述自抽樣過(guò)程，例如重復(fù)1000次。Hansen(1996)認(rèn)為，經(jīng)由自抽樣方法所計(jì)算出來(lái)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量得值，大于本模型門(mén)檻估計(jì)值顯著性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量得值的次數(shù)，占自抽樣總次數(shù)的比率，就是所謂的自抽樣P值(bootstrap P值)。它類(lèi)似于常規(guī)顯著性檢驗(yàn)中所謂的伴隨概率P值。

于是，例如設(shè)若bootstrap P值小于0.05，則意味著，在95% 的置信率下，本模型的門(mén)檻估計(jì)值顯著(成立)。

(2)門(mén)檻估計(jì)值的置信區(qū)間。

在上述門(mén)檻效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)中，如果檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)H0:β1=β2，則說(shuō)明本模型存在門(mén)檻效應(yīng)，于是進(jìn)一步對(duì)門(mén)檻值進(jìn)行檢驗(yàn)。

相應(yīng)的似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

(9)

例如，設(shè)若LR(γ)7.35，則說(shuō)明在95%的置信率下，不能拒絕門(mén)檻真值為

4.多門(mén)檻回歸模型的構(gòu)建。

模型中也有可能存在多個(gè)門(mén)檻值。為檢驗(yàn)這種可能性，我們可在第一個(gè)門(mén)檻值確定下來(lái)之后，以其為已知條件，再重復(fù)第一個(gè)門(mén)檻值的上述確認(rèn)過(guò)程，判斷是否存在第二個(gè)門(mén)檻值。

依此類(lèi)推，可以確定更多個(gè)門(mén)檻值，直到門(mén)檻值的顯著性檢驗(yàn)不再能否認(rèn)原假設(shè)(亦即檢驗(yàn)不顯著)為止。

例如，就本模型而言，兩個(gè)門(mén)檻(γ1<γ2)的模型結(jié)構(gòu)為：

(10)

三、山東省17地市金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入影響的實(shí)證分析

(一)單位根檢驗(yàn)

本文所使用的樣本數(shù)據(jù)是包含山東省17個(gè)地市近18年來(lái)的面板數(shù)據(jù)。由于時(shí)間跨度較大，為了避免偽回歸，我們要對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)序列中是否存在單位根，所以數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)也被成為單位根檢驗(yàn)。

面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的方法有很多，常用的方法主要有LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)和MW檢驗(yàn)等。本文將利用LLC檢驗(yàn)的方法對(duì)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，滯后階數(shù)是根據(jù)AIC準(zhǔn)則來(lái)選取的，結(jié)果如表2所示。lincome、fin、lgdp和cit在1%的水平上拒絕了原假設(shè)；gov和open分別在10%、5%的水平上拒絕了原假設(shè)，可以判定所有序列均平穩(wěn)。

表2 LLC檢驗(yàn)結(jié)果

(二)關(guān)于門(mén)檻回歸模型具體形式的構(gòu)造

基于平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)，我們可以選擇固定效應(yīng)模型或者隨機(jī)效應(yīng)模型的模型結(jié)構(gòu)。為了得到恰當(dāng)?shù)哪Ｐ?，我們將?shí)施Hausman檢驗(yàn)。

Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)為：

H0:個(gè)體效應(yīng)與解釋變量無(wú)關(guān)。

對(duì)應(yīng)的備擇假設(shè)為：

H1:個(gè)體效應(yīng)與解釋變量有關(guān)。

Hausman檢驗(yàn)的基本思想是：當(dāng)個(gè)體效應(yīng)(即截距項(xiàng))與其他解釋變量不相關(guān)時(shí)，即原假設(shè)成立的情況下，我們采用離差變換OLS估計(jì)固定效應(yīng)模型與采用可行GLS估計(jì)隨機(jī)效應(yīng)模型得到的估計(jì)量應(yīng)該一致，只是前者不具有效性，這時(shí)我們應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型。當(dāng)原假設(shè)不成立時(shí)，固定效應(yīng)模型的OLS估計(jì)量仍是一致的，但可行GLS估計(jì)量不一致，這時(shí)我們應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。

于是，在原假設(shè)下，對(duì)同一個(gè)面板數(shù)據(jù)的參數(shù)進(jìn)行OLS估計(jì)和可行GLS估計(jì)時(shí)，兩者的估計(jì)結(jié)果不會(huì)有顯著的差異，這說(shuō)明我們應(yīng)該建立隨機(jī)效應(yīng)模型；否則，我們應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。因此，我們可以基于兩者估計(jì)參數(shù)的差異構(gòu)造檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。

對(duì)本文而言，Hausman檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為：

H=(b-B)′[Var(b)-Var(B)]-1(b-B)

其中，H統(tǒng)計(jì)量服從自由度為零假設(shè)中約束條件個(gè)數(shù)(解釋變量參數(shù)的個(gè)數(shù))的χ2分布。

由STATA得出的結(jié)果如表3。

χ2(5)=(b-B)′[Var(b)-Var(B)]-1(b-B)=151.36，相應(yīng)的P值為0，說(shuō)明隨機(jī)效應(yīng)模型的假設(shè)無(wú)法滿(mǎn)足，本文選擇固定效應(yīng)模型是比較合適的。

表3 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

(三)門(mén)檻面板模型的檢驗(yàn)與估計(jì)

1.門(mén)檻值的選定。

基于所選定的個(gè)體固定效應(yīng)門(mén)檻回歸模型，我們可以得到其中各個(gè)參數(shù)的估計(jì)值，并實(shí)施門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)。

本文使用STATA13.1軟件來(lái)處理樣本數(shù)據(jù)，進(jìn)行門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)，亦即檢驗(yàn)山東省各地市的金融發(fā)展程度對(duì)農(nóng)民增收的影響是否顯著存在區(qū)間效應(yīng)。為此，本文依次在一個(gè)門(mén)檻、兩個(gè)門(mén)檻和三個(gè)門(mén)檻下，分別實(shí)施100次bootstrap。具體的檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

從表4可以看出，以金融發(fā)展水平為門(mén)檻變量來(lái)實(shí)施門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)，在單門(mén)檻和雙重門(mén)檻模型下，都通過(guò)了5%的顯著性水平，但三重門(mén)檻模型沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明，山東省各地市的金融發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民純收入的影響，確實(shí)存在雙重門(mén)檻效應(yīng)。

表5 門(mén)檻估計(jì)值和置信區(qū)間

表5給出了雙重門(mén)檻模型的各個(gè)門(mén)檻估計(jì)值及其置信率為95%的置信區(qū)間。由表5可知，兩個(gè)門(mén)檻γ1和γ2的估計(jì)值分別為1.031和1.367，相應(yīng)似然比LR值均小于5%顯著性水平下的臨界值，說(shuō)明處于原假設(shè)的非拒絕域內(nèi)，表明這兩個(gè)門(mén)檻估計(jì)值可以視作真實(shí)的門(mén)檻值。

2.雙門(mén)檻回歸模型參數(shù)的估計(jì)。

由上面的分析可知，本文應(yīng)使用如(10)式所示的雙門(mén)檻面板數(shù)據(jù)回歸模型。其具體結(jié)構(gòu)為：

(11)

使用STATA軟件估計(jì)上式中的各個(gè)參數(shù)，相關(guān)結(jié)果如表6所示。

表6 模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在 1%、5%、10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)內(nèi)數(shù)字為估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

從表6的第一列可以看出，山東省各地市的金融發(fā)展水平與農(nóng)民增收之間呈現(xiàn)出來(lái)的并不是簡(jiǎn)單的線(xiàn)性關(guān)系，而是顯著的非線(xiàn)性關(guān)系，門(mén)檻效應(yīng)鮮明。具體地說(shuō)，當(dāng)衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)低于第一個(gè)門(mén)檻值(即小于1.031)時(shí)，金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響在1%的置信度下顯著為負(fù)；但當(dāng)金融發(fā)展水平處在兩個(gè)門(mén)檻值之間(即大于1.031且小于1.367)時(shí)，山東省各地市的金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民純收入增加的負(fù)效應(yīng)有所減緩，但不顯著；最后，當(dāng)金融發(fā)展水平高于第二個(gè)門(mén)檻值(即大于1.367)時(shí)，山東省各地市的金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民純收入增加的影響在1%的置信度下顯著轉(zhuǎn)而為正。從第二列可以看出，山東省整體的金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收具有顯著的促進(jìn)作用。

從表6所列出的實(shí)證分析結(jié)果中還可以看出，山東省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體水平對(duì)農(nóng)民的增收存在著顯著的正向影響。具體地，人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，就能帶動(dòng)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)0.593個(gè)百分點(diǎn)。

此外，政府支農(nóng)力度和城市化水平對(duì)農(nóng)民純收入的增加也具有顯著的正向作用。具體地，當(dāng)政府支農(nóng)力度和城市化水平分別每提高一個(gè)單位，農(nóng)民人均純收入便分別提高0.964%和1.031%。這說(shuō)明，政府的財(cái)政政策是促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的有力工具。而城市化則是提高農(nóng)民收入水平最為持久有效的途徑。其中的道理很簡(jiǎn)單：伴隨著城市化水平的提高，農(nóng)戶(hù)收入的來(lái)源結(jié)構(gòu)將會(huì)發(fā)生顯著的變化，非農(nóng)就業(yè)收入和財(cái)產(chǎn)性轉(zhuǎn)移收入將會(huì)顯著增加。

這個(gè)實(shí)證分析結(jié)果也表明，山東省的經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度對(duì)農(nóng)民純收入的增加具有顯著的負(fù)效應(yīng)。具體地說(shuō)，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平每提高一個(gè)單位，將會(huì)使得山東省各地市農(nóng)民的純收入下降0.326%。不過(guò)，其中的原因尚待進(jìn)一步論證和確認(rèn)。

(四)山東省各地市金融發(fā)展水平的差異性分析

基于上述兩門(mén)檻面板數(shù)據(jù)回歸模型，分析比較山東省各地市間近年來(lái)金融發(fā)展程度的差異，發(fā)現(xiàn)2013和2014年是金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入影響方式的重要轉(zhuǎn)折點(diǎn)。具體結(jié)果如表7所示。

表7 金融發(fā)展水平的地區(qū)差異

由表7可以看出，截至2014年末，山東省大部分地市的金融發(fā)展水平都進(jìn)入了第三階段。在這一階段，金融發(fā)展水平的提高對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)有著顯著的促進(jìn)作用。

不過(guò)，棗莊市的金融發(fā)展水平較低，其金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的抑制作用明顯。此外，泰安市的金融發(fā)展水平處于第二階段，其金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的抑制作用較此前明顯減弱。

四、研究結(jié)論及政策建議

(一)主要結(jié)論

1.山東省各地市的金融發(fā)展?fàn)顩r與農(nóng)村居民收入水平的提高之間存在著顯著的階段性差異。

當(dāng)金融發(fā)展程度較低，亦即低于第一個(gè)門(mén)檻值γ1=1.031時(shí)，各地市金融發(fā)展水平的提高不但不能促進(jìn)農(nóng)民純收入的增加，反而對(duì)農(nóng)民純收入的增加產(chǎn)生顯著的負(fù)效應(yīng)；只有當(dāng)金融發(fā)展水平提升到一定水平時(shí)，金融發(fā)展才能對(duì)農(nóng)民增收產(chǎn)生促進(jìn)作用。具體地說(shuō)，當(dāng)金融發(fā)展水平處于第一門(mén)檻值γ1=1.031和第二門(mén)檻值γ2=1.367之間時(shí)，金融發(fā)展水平的提高對(duì)農(nóng)民收入的影響不顯著；而當(dāng)金融發(fā)展水平跨越第二個(gè)門(mén)檻γ2=1.367之后，山東省各地市金融發(fā)展水平的提高對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)開(kāi)始產(chǎn)生顯著的正向效應(yīng)。

2.山東省各地市人均地區(qū)生產(chǎn)總值、政府支農(nóng)支出和城鎮(zhèn)化水平的提高對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)有著顯著的正向影響，且這三個(gè)指標(biāo)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響程度依次加大。其中，城市化的發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入水平的提高最具正面意義。

不過(guò)，山東省各地市經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度對(duì)農(nóng)民收入的影響卻是負(fù)向的。其對(duì)外貿(mào)易的增長(zhǎng)不利于農(nóng)民收入水平的提高。這個(gè)結(jié)論所賴(lài)以得出的內(nèi)在邏輯尚需要進(jìn)一步探究。

3.從整體的發(fā)展?fàn)顩r來(lái)看，目前山東省的大部分地區(qū)都已進(jìn)入金融發(fā)展的高級(jí)階段。在這一階段，伴隨著金融發(fā)展水平的提高，農(nóng)民的純收入呈現(xiàn)出同向增加的狀態(tài)。

不過(guò)，棗莊市的金融發(fā)展水平仍處入第一階段；泰安市的金融發(fā)展水平則處入第二階段。這兩個(gè)地市的金融發(fā)展與農(nóng)民增收之間的關(guān)系尚處于較為負(fù)面的狀態(tài)。

(二)政策建議

基于上述結(jié)論，為改善金融發(fā)展與農(nóng)民增收之間的關(guān)系，最終促成農(nóng)民收入的可持續(xù)增長(zhǎng)，山東省及其各地市的政府相關(guān)部門(mén)應(yīng)做好如下幾個(gè)方面的工作：

1.深化金融體制機(jī)制改革，實(shí)施金融差異化管理戰(zhàn)略。

山東省政府應(yīng)針對(duì)省內(nèi)各地市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)村發(fā)展的具體情況，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)與金融的發(fā)展，盡快促成金融發(fā)展與農(nóng)民增收之間的正向關(guān)系，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入水平的可持續(xù)增長(zhǎng)。

具體地說(shuō)，山東省應(yīng)設(shè)法促成區(qū)域差異化的貨幣政策，例如，根據(jù)各地市的農(nóng)村發(fā)展?fàn)顩r制定相適應(yīng)的信貸政策，對(duì)農(nóng)民收入較低的地區(qū)實(shí)行較低的信貸利率，以激勵(lì)農(nóng)戶(hù)貸款。

省政府還要根據(jù)不同地市貧困程度的不同，合理選擇不同類(lèi)型的金融機(jī)構(gòu)參與扶貧開(kāi)發(fā)過(guò)程。例如，對(duì)于人均收入處于較低水平的地區(qū)，應(yīng)充分發(fā)揮政策性銀行的減貧作用；對(duì)于人均收入處于較高水平的地區(qū)，要重視發(fā)揮商業(yè)性金融的作用；要積極地創(chuàng)新金融服務(wù)產(chǎn)品，以便更好地幫助低收入群體脫貧致富。

2.在促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)正規(guī)金融改革與發(fā)展的前提下，加快農(nóng)村地區(qū)民間金融的規(guī)范發(fā)展。

山東省要正視和規(guī)范農(nóng)村地區(qū)民間借貸的發(fā)展，大力開(kāi)發(fā)農(nóng)村金融資源，健全農(nóng)村金融體系，完善金融服務(wù)的品種類(lèi)型，積極引導(dǎo)農(nóng)村金融資源規(guī)范合理地配置，防止農(nóng)村金融資金外流，通過(guò)提高農(nóng)村金融服務(wù)效率，帶動(dòng)農(nóng)民增收。

此外，山東省還要大力發(fā)展小額擔(dān)保業(yè)務(wù)，建立健全農(nóng)村保險(xiǎn)體系，防范農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)。

3.持續(xù)增加財(cái)政支農(nóng)資金總量，完善財(cái)政支農(nóng)資金的流向，提高財(cái)政支農(nóng)資金的使用效率。

山東省政府要持續(xù)穩(wěn)定地加大財(cái)政支農(nóng)資金投入的力度，增加農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入。省政府可以考慮針對(duì)不同地區(qū)采取差異化財(cái)政政策，尤其要對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)適當(dāng)加大財(cái)政補(bǔ)貼力度。

4.積極推動(dòng)城市化建設(shè)，促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移就業(yè)。

山東省應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)戶(hù)籍制度改革，加快城市化建設(shè)，大力促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移就業(yè)，從而盡可能地?cái)U(kuò)寬農(nóng)民的收入來(lái)源，擴(kuò)大農(nóng)民就業(yè)空間，增加農(nóng)民的工資性收入，改善農(nóng)戶(hù)的收入來(lái)源結(jié)構(gòu)。