信貸配給對城鄉收入差距的門檻效應研究

鄭　平，劉艷華

(安徽工業大學 商學院，安徽 馬鞍山 243032)

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信貸配給對城鄉收入差距的門檻效應研究

鄭平，劉艷華

(安徽工業大學 商學院，安徽 馬鞍山 243032)

在剖析了信貸配給與城鄉收入差距之間作用機制的基礎上，論文構建了信貸配給與城鄉收入差距的面板門檻模型，選取31個省市1987年—2013年的省級面板數據，運用面板門檻模型估計方法，實證分析信貸配給對城鄉收入差距的影響，并且從區域層面進行了比較分析。結果顯示：降低信貸配給程度有助于緩解城鄉收入差距，而從東部、中部、西部三大區域的實證結果來看，各地區的信貸配給程度的提升對城鄉收入差距的擴大有不同程度的影響。最后根據研究結果，提出降低各地區農業信貸配給程度的措施，從而達到縮小城鄉收入差距的目的。

信貸配給；城鄉收入差距；面板門檻

一、引言

改革開放30余年以來，中國經濟一直處在高速增長階段。尤其是市場經濟體制的確立和城鄉經濟體制改革的深化，使得城鄉居民收入水平在不斷提高。同時，貧富差距也在不斷擴大。其中的重要表現就是城鄉居民收入差距的擴大。1978年城鎮居民與農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年前的分城鎮和農村住戶調查的調查范圍、調查方法、指標口徑有所不同，因此2013年、2014年的數據不作比較)，這說明城鄉居民收入差距有擴大的趨勢。城鄉收入差距問題是關乎中國經濟可持續發展的重要問題，同時也關乎著社會的公平正義。國家也對城鄉收入差距問題給予了高度重視。自“十六大”首次提出“統籌城鄉經濟社會發展”以來，中央已連續出臺多個“一號文件”，并將“統籌城鄉發展”作為重要的政策實施目標。自此，收入差距呈現縮小現象。尤其是2015年中央一號文件還著重強調了：努力在經濟發展新常態下保持城鄉居民收入差距持續縮小勢頭。因此，充分釋放農村增收潛力，縮小城鄉收入差距，對盤活“新常態”經濟，具有重要的戰略意義。

金融發展對城鄉收入差距具有重要影響。但是，關于金融發展對城鄉收入差距的影響機制還沒有統一的意見。主要分為下面三個觀點：

(一)金融發展對收入差距產生了“倒U”型影響

Greenwood和Jovanovic(1990)[1]通過構建一個動態模型，發現金融發展與收入差距之間呈現“倒U” 型關系。Townsend(2003)[2]的研究結果則進一步證實了金融發展與收入差距之間呈現庫茲涅茨“倒U” 型關系的結論。喬海曙等(2009)[3]采用非參數相關檢驗和分位數檢驗方法，發現金融發展與收入差距之間的關系呈現非線性的“倒U”型。董曉林等(2013)[4]通過構建空間計量模型以研究金融發展與城鄉收入差距之間的關系，認為金融發展規模、效率與城鄉收入差距之間呈現“倒U”型關系。孫玉奎等(2014)[5]以東中西三個地區為視角進行分析，認為：三大地區農村金融發展與農民收入差距之間的關系屬于“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，同樣得出了類似結論。

(二)金融發展緩解收入差距

Clark、Xu和Zou(2006)[10]利用跨國數據進行實證分析，認為金融發展會顯著縮小收入差距。Liang(2006)[11]以中國城市地區為視角，利用廣義矩估計GMM方法進行實證分析，發現金融發展顯著降低中國城市地區的收入不均。溫濤等(2014)[12]通過中國西部地區40個區縣的面板數據進行研究，認為金融發展有利于緩解城鄉收入差距。潘永昕等(2015)[13]選取了甘肅14個市、州的面板數據，認為現階段甘肅省的金融發展水平的提升會顯著線性地縮小城鄉收入差距。其他學者如：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論。

(三)金融發展惡化收入差距

張立軍等(2006)[17]以農村自身經濟金融發展為視角，發現農村金融發展與城鄉收入差距之間存在顯著正相關效應。成學真等(2011)[18]采用PVAR協整檢驗和Granger因果關系檢驗方法，認為金融發展與城鄉收入差距呈現顯著正相關關系。譚飛燕等(2015)[19]采用面板協整檢驗和PMG估計方法進行實證分析，發現金融發展的不平衡將會惡化城鄉收入差距。其他學者如：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論。

毫無疑問，上述研究為我們進一步研究金融發展與城鄉收入差距之間的作用機制奠定了堅實的基礎。但是上述研究結論尚未形成共識，仍有改進之處。第一，上述研究大多關注于金融發展與城鄉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，中國農村存在非常普遍和嚴重的信貸配給現象(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，信貸資金將會從農村向城市和非農領域轉移。因此，一方面，農業信貸資金難以滿足農戶的有效信貸需求，使得農戶在農業生產中面臨的資金困難難以得到緩解，將對農業生產產生不利影響，進而降低農民的收入水平；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居民收入差距進一步擴大。第二，上述研究均僅關注到農村金融與城鄉收入差距的整體關系，而忽視了二者關系在地區上的差異性。由于農村金融發展的不平衡，農村金融對城鄉收入差距的作用程度將會存在地區上的差異性。第三，已有研究在探討農村金融與城鄉收入差距之間的關系時，大多將二者關系假定為線性關系，然而二者之間的關系仍需要進一步地分析檢驗。

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

二、信貸配給對城鄉居民收入差距的作用機理分析

信貸配給就是銀行等正規金融機構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，農業信貸配給程度是衡量農村居民信貸需求被滿足程度的逆向指標，農業信貸配給程度越大，農戶信貸需求被滿足程度越小。農業信貸配給程度將在很大程度上影響農戶信貸水平，進而對農村居民收入水平產生顯著的消極影響。

信貸配給與城鄉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，農村居民的有效信貸需求(包括農業生產資料購置貸款、農產品加工和運銷貸款、農業生產設施貸款等)得不到滿足，農民在生產中的資金困難難以得到有效緩解，農業生產不能順利進行，農業生產率降低，農業產出減少，農民收入水平降低；另一方面，由于農村剩余資金流向城市和非農產業，城鎮居民的信貸可獲性提高，生產資金需求更容易得到滿足，非農產業產出增加，城鎮居民收入提高，綜合兩方面來看，城鄉收入差距將會擴大。從宏觀上看，由于資本逐利的本質特征，農村金融會成為農村剩余資金的抽水機，農村剩余資金會從農村流向城市和非農產業，嚴重縮小農村投資規模，抑制農業經濟增長，使得農民收入來源減少、收入水平降低；與之相反，農業剩余資金流向城市和非農產業，城市和非農產業投資規模擴大，城市經濟加速發展，城鎮居民收入提高，綜合兩方面的影響城鄉收入差距擴大。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村兩地區居民的收入，進而對城鄉收入差距產生影響。

在經濟發展過程中，信貸標準會隨著經濟形勢、產業政策和貨幣政策等的調整而發生改變，地區農業信貸配給程度也會發生改變，因此各地區城鄉居民收入差距也隨之改變。

圖1信貸配給對城鄉收入差距的微觀作用機制

圖2信貸配給對城鄉收入差距的宏觀作用機制

在農村金融發展初期，農業信貸配給程度較高，這將擴大城鄉居民收入差距。在此階段，在受到信貸配給的情況下，由于資本的逐利本質，農村金融將成為農村剩余資金的抽水機，信貸資源將從農村地區流向城市和非農地區。信貸配給會減少農村投資規模，抑制農業經濟增長，使得農民收入來源減少、收入水平降低；而另一方面，城市和非農產業獲得更多的信貸資源，將加快其發展，使城鎮居民收入來源增加、收入水平提高。因此，金融發展對居民收入的促進作用主要發生在城鎮，而不是在農村。在農村居民收入水平降低和城鎮居民收入水平提高的雙重作用下，城鄉居民收入差距將顯著擴大。

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

在農村金融發展后期，農業信貸配給程度降低到較低水平且基本保持穩定，城鄉居民收入差距縮小到最低水平。此時，農村金融發展成熟，客戶篩選技術已形成完整體系，信貸標準降低至最低水平，并且與城市信貸標準無差異。城鎮居民與農村居民具有相同的信貸可獲性，城鄉居民收入差距降低至最低水平。

上述現象及結論似乎顯而易見，即農業信貸配給程度與城鄉收入差距呈現非線性關系。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進行檢驗。

三、研究方法與數據來源

(一)研究方法

通過深入剖析信貸配給對城鄉收入差距的作用機理，可以發現：農業信貸配給程度對城鄉居民收入差距產生非線性影響，表現出區間效應。并且近年來，非線性計量經濟模型的發展為研究信貸配給與城鄉收入差距之間的非線性關系問題提供了方法基礎。為了進一步深入剖析農業信貸配給程度對城鄉居民收入差距產生的非線性效應，借鑒Hansen(1999)[32]的做法，構建出農業信貸配給程度與城鄉收入差距的面板門檻模型。設定模型如下：

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

(1)

其中，i表示地區；t表示年份；GAP表示城鄉收入差距；α表示個體固定效應，用于反映個體未觀測特征；β為各控制變量相應的系數向量，表明各控制變量的影響程度；X為一組對被解釋變量產生較大影響的控制變量；η1和η2為待估系數，η1表示當農業信貸配給程度lnCR小于第一門檻值時的估計系數，η2表示當農業信貸配給程度lnCR大于門檻值時的估計系數；I(qit≤γ)和I(qit>γ)均為指標函數，當條件成立時取值為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)變量選取與數據來源

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

1.城鄉收入差距(GAP)

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

2.農業信貸配給程度(CR)

3.政府經濟行為，即地方政府影響(GEB)

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

4.人力資本投資(EDU)

陳斌開等(2010)[37]對中國城鄉收入差距產生影響的因素進行分解，認為教育對中國城鄉收入差距產生顯著影響。教育水平差距將與城鄉收入差距呈現顯著正相關。本文選取普通高等學校在校學生數與總人口之比來衡量人力資本投資。

5. 產業結構(EG)

隨著產業結構的變化調整，要素將會從邊際生產力較低的農業部門轉移到邊際生產力較高的非農業部門，直到這兩個部門的邊際生產力、收入相等為止。因此，一個地區產業結構中農業的比重越高則意味著城鄉收入差距將越大。文中的產業結構指標將以第一產業產值的增加值占總GDP的比重來表示。

對上述變量均進行了自然對數的轉換，以消除面板數據中存在的異方差影響。采用的相關數據來源于《新中國六十年統計資料匯編》、國家統計局網站、各省市歷年統計年鑒、歷年《中國金融年鑒》以及歷年《中國區域金融運行報告》。主要變量的描述性統計如表1所示。

表1主要變量的描述性統計量

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、實證分析與結果

(一)單位根檢驗和協整檢驗

首先，為避免因面板數據存在的單位根而導致的偽回歸，面板數據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H0均為面板數據存在單位根，但檢驗統計量和檢驗標準的設定互不相同。為避免采用單一方法而導致的缺陷，并提高檢驗結論的可靠性，采用上述五種方法來檢驗樣本數據的平穩性。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。檢驗結果如表2所示，各變量的原始數據部分存在單位根，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的。

表2樣本數據的單位根檢驗統計量及其顯著性

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檢驗結果為t統計量，HT檢驗結果為統計量，Breitung檢驗結果為統計量，IPS檢驗結果為W統計量，費雪式檢驗結果為P統計量。

(二)面板門檻估計與結果分析

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(固定效應還是隨機效應)。對應的檢驗結果顯示，Chi^2值為180.040，其對應的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的原假設。因此，面板模型應采用固定效應模型。

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

表3信貸配給對農村地區貧困影響的門檻效應檢驗

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%的統計水平上顯著。

其次，我們分別采用普通固定效應線性模型和面板門檻模型分別對變量參數進行了穩健回歸，估計結果如表4所示。結果顯示：

在固定效應模型中，農業信貸配給程度與城鄉收入差距顯著正相關，說明農業信貸配給程度的提高，會擴大城鄉收入差距。人力資本投資與城鄉收入差距也呈現顯著正相關，而其他變量(城市化水平、經濟增長速度和產業結構、政府經濟行為)均對縮小城鄉收入差距有顯著作用。

在門檻效應模型中，總體地看，隨著農業信貸配給程度的提高，城鄉收入差距與農業信貸配給程度的關系處于逐漸增強狀態(如表4所示)。可以看出，農業信貸配給程度處于不同的區間，其與城鄉收入差距的關系是有差異的。這表明，農業信貸配給程度對城鄉收入差距的作用更傾向于以農業信貸配給程度為門檻的分段函數關系。即當農業信貸配給程度小于51.84%時，農業信貸配給程度每增加1個百分點，城鄉收入差距便擴大0.014個百分點；而當農業信貸配給程度位于[51.84%，71.89%]區間時，農業信貸配給程度每增加1個百分點，城鄉收入差距擴大0.066個百分點；農業信貸配給程度介于[71.89%，82.61%]區間時，農業信貸配給程度每增加1個百分點，城鄉收入差距增加0.217個百分點；而當農業信貸配給程度高于82.61%時，農業信貸配給程度每增加1個百分點，城鄉收入差距擴大0.431個百分點。

表4模型估計結果

變量固定效應門檻效應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%的統計水平上顯著。

通過分析門檻效應模型的估計結果，可以得到如下規律：農業信貸配給程度從高水平向低水平轉化時，農業信貸配給程度對城鄉收入差距的緩解作用將會降低。即，在農業信貸配給程度較高的地區，增加農業信貸資金投入，降低農業信貸配給程度，可以更為有效地緩解城鄉收入差距。其背后的原因是邊際效率遞減規律。即農業信貸投入總量的不斷增加，農村生產活動中信貸投入的邊際產出開始遞減，農村居民收入和農村經濟的增長速度相對放緩，城鄉收入差距的消減速度也逐步減慢。

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

(三)信貸配給對城鄉收入差距作用的地區差異分析

1.農業信貸配給程度的地區差異分析

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

衡量地區間相對差異的常用指標有變異系數和泰爾指數。其中，變異系數主要衡量樣本觀測值的變異程度。而泰爾指數對區域間與區域內的差異進行了細分，能夠對區域間與區域內的差異占總差異的比重進行測定。

農業信貸配給程度作為文章的研究重點。采用變異系數指標來衡量地區間農業信貸配給程度的變異程度。

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

因此， 農業信貸配給程度的變異系數計算公式可列為：

(2)

根據計算公式，求出1987年至2013年農業信貸配給程度的變異系數(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。農業信貸配給程度在省際間的差異越來越大。這表明農業信貸資源配置的地區性失衡日趨嚴重。其原因可能是：一方面，民間資本參與銀行業金融機構的發展。尤其是2003年以來，銀監會為城市商業銀行、農村信用社、股份制銀行與信托公司等金融機構引進民間資本進行增資擴股和重組改制給予了政策支持。經濟發達地區的民間資本多于經濟欠發達地區，民間資金進入銀行業金融機構，將進一步加劇農村信貸資源配置的地區性失衡。另一方面，農村信貸資源配置的地區性失衡因農村金融機構增量式改革的地區性失衡而加劇。2006年，銀監會降低農村金融業準入門檻，可按有關規定設立村鎮銀行、貸款公司和資金互助社。據中國銀監會統計數據顯示，截至2015年5月末，有1 263家村鎮銀行新建成立，其中民間資本參與了93%的村鎮銀行的建設，民間資本占比為73.4%。同時，非正規金融機構的發展也會對此造成影響。

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

圖3農業信貸配給程度變異系數的變化趨勢圖

2.城鄉收入差距的地區差異分析

基于以上對變異系數的研究，采用變異系數來衡量因變量——城鄉收入差距的地區間變異程度。

在計算年度城鄉收入差距變異系數(GAPCV)時，計算公式變為：

(3)

根據以上公式，計算了1987年—2013年城鄉收入差距的變異系數(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，城鄉收入差距的區域差異已十分明顯。第二，城鄉收入差距的區域差異呈現出“倒U型”分布。1987年—1996年，城鄉收入差距的區域差異呈現擴大趨勢，而1996年—2013年，城鄉收入差距的區域差異呈現縮小趨勢。其原因可能是：一方面，我國經濟體制從計劃經濟向市場經濟轉變，市場化程度和競爭力不同的地區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致收入差距的產生，進而城鎮居民與無特殊技能的農民的收入差距必然呈現擴大趨勢；另一方面，到21世紀，市場經濟體制已基本建立，并且國家逐漸加大對農村地區的財政支持力度。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城鄉收入差距變異系數的變化趨勢圖

3.信貸配給與城鄉收入差距的地區差異

為了探索信貸配給與城鄉收入差距之間的關系的地區差異，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，并對每個地區的樣本分別進行了門檻效應估計，估計結果見表5和表6所示。

由表5、表6可知，信貸配給對城鄉收入差距的門檻效應存在明顯的地區差異。首先，如表5所示，東中西三個地區的門檻值不同。通過比較可以發現，三個地區的門檻值存在較大差異，農業信貸配給程度存在較大差異。

表5各地區門檻變量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，根據表6來看，在東中西的農村地區中，信貸配給對城鄉收入差距的作用也顯著不同。在東部農村地區中，農業信貸配給程度與城鄉收入差距存在顯著正相關關系，且其作用效果呈現“倒U”形態勢。即：隨著農業信貸配給程度從低水平區間向高水平區間轉換，提高農業信貸配給程度對城鄉收入差距的擴大力度逐級升高；而當農業信貸配給程度達到足夠高的水平時，提高農業信貸配給程度對城鄉收入差距的擴大力度反而下降了。在中部地區，農業信貸配給程度與城鄉收入差距之間的關系并不明顯。在西部地區，提高農業信貸配給程度，城鄉收入差距將會擴大，并且其力度逐漸增加；但當達到足夠高水平時，農業信貸配給程度與城鄉收入差距之間的關系并不顯著。

表6門檻變量的分地區估計結果

lnCRCR參數東部地區中部地區西部地區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，政府經濟參與程度、產業結構中農業產值占比的提高均會緩解城鄉收入差距，其中中西部地區的政府經濟參與程度對縮小城鄉收入差距的作用效果最為明顯，應進一步提高中西部地區的政府經濟參與程度；產業結構中農業占比對東西部地區城鄉收入差距的影響顯著，應進一步提高各地區農業產業占總產業產值的比重，以有效縮小各地區的城鄉收入差距，然而中部地區產業結構中農業占比與城鄉收入差距之間的關系并不顯著。人力資本投資與城鄉收入差距之間呈現顯著的正相關。

表7其他變量的分地區估計結果

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

五、結論與政策建議

(一)研究結論

第一，從總體來看，降低農業信貸配給程度有助于減緩城鄉收入差距。

第二，信貸配給對城鄉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：隨著農業信貸配給程度由高水平區間向低水平區間的轉換，降低農業信貸配給程度對緩解城鄉收入差距的作用效果逐漸減弱。當農業信貸配給程度處于最高水平區間時，增加農業信貸有效供給，提高農村經濟主體的信貸可獲性，對城鄉收入差距的縮小作用最大；隨著農業信貸配給程度向低水平區間的轉換，降低農業信貸配給程度的縮小城鄉收入差距作用逐級減弱；當農業信貸配給程度處于最低區間時，增加農業信貸供給的縮小城鄉收入差距作用達到最低值。

第三，增加政府經濟參與程度、提高產業結構中農業產值比重，具有顯著的縮小城鄉收入差距效應。而人力資本投資的擴大將會惡化城鄉收入差距。

第四，分地區來看，信貸配給對城鄉收入差距的門檻效應具有顯著的地區特征。首先，東中西部地區農業信貸程度的門檻值不同。其次，各地區信貸配給對城鄉收入差距的作用也顯著不同：東部農村地區中，隨著農業信貸配給程度從高水平區間向低水平區間轉換，降低農業信貸配給程度對城鄉收入差距的緩解力度呈現“倒U”形。在西部地區，隨著農業信貸配給程度的提高，城鄉收入差距將會擴大，并且其作用效果逐漸增強；但當達到足夠高水平時，農業信貸配給程度與城鄉收入差距之間的關系并不顯著。而在中部地區，農業信貸配給程度與城鄉收入差距之間的關系并不顯著。

第五，提高西部地區政府經濟參與程度所產生的縮小城鄉收入差距效果最為顯著；增加東西部產業結構中農業產值比重的縮小城鄉收入差距效果最明顯；增加中部地區人力資本投資將會顯著擴大中部地區的城鄉收入差距。

(二)政策建議

上述研究結論對我國政府縮小城鄉收入差距，乃至縮小貧富差距具有重要的政策啟示。為了緩解城鄉收入差距，應從以下幾個方面著手：第一，放寬農村金融市場的準入條件，發展與農村經濟發展相適應的農村金融體系；第二，充分發揮地區農村金融機構的支農作用，在加大信貸支持力度的同時，更應注重地區征信體系建設，減少信息不對稱程度，提高信貸支農的效率；第三，加快推進傳統農業改造進程，增強農業對金融的吸引力；第四，優化農村地區發展的外部環境，提高政府經濟參與程度，增加產業結構中農業產值比重，降低教育水平差異、引導大學生的下鄉發展，不斷發揮這些要素對城鄉收入差距的縮小作用。

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(責任編輯吳星)

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

國家自然科學基金項目“基于二維空間的農戶信貸配給空間異質規律研究”(71203001)。

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

F832.4

A

1007-6875(2016)03-0068-10

網絡出版地址：http://www.cnki.net/kcms/doi/10.13937/j.cnki.sjzjjxyxb.2016.03.013.html網絡出版時間：2016-06-2015：30