農(nóng)村金融減貧的直接效應與中介效應
----基于狀態(tài)空間模型和中介效應檢驗的動態(tài)分析

蘇 靜,胡宗義

(1.湖南大學 金融與統(tǒng)計學院，湖南 長沙 410079; 2.湖南文理學院 經(jīng)濟與管理學院，湖南 常德 415000)

·金融與保險·

農(nóng)村金融減貧的直接效應與中介效應
----基于狀態(tài)空間模型和中介效應檢驗的動態(tài)分析

蘇 靜1,2,胡宗義1

(1.湖南大學 金融與統(tǒng)計學院，湖南 長沙 410079; 2.湖南文理學院 經(jīng)濟與管理學院，湖南 常德 415000)

基于中國農(nóng)村1986～2010年的時間序列數(shù)據(jù)，采用狀態(tài)空間模型和中介效應分析方法檢驗并測算了農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困的影響效應及其成分。研究結(jié)果表明：農(nóng)村金融發(fā)展有效促進了農(nóng)村貧困緩減，并且在促進農(nóng)村貧困緩減的過程中中介效應與直接效應并存。

農(nóng)村金融；減貧效應；狀態(tài)空間模型；中介效應

一、引言及文獻綜述

貧困是世界各國普遍存在的社會問題，貧困在發(fā)展中國家的表現(xiàn)尤為突出。中國政府一直致力于農(nóng)村反貧困事業(yè)，并且將農(nóng)村金融視為緩減農(nóng)村貧困的主要力量和基本政策工具。為了促進農(nóng)村金融有效地發(fā)揮減貧功能，政府先后對農(nóng)村金融體制進行了多次改革和調(diào)整，力圖實現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村貧困緩減的良性互動。為此，研究中國農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應及其特征，對于檢測農(nóng)村金融改革的政策效應，挖掘農(nóng)村金融減貧潛力具有重要的現(xiàn)實意義。

已有研究表明，農(nóng)村金融發(fā)展主要通過直接和間接兩大作用機制對農(nóng)村貧困產(chǎn)生影響。直接機制是指農(nóng)村金融機構(gòu)向農(nóng)村居民提供的各類金融服務(wù)及其服務(wù)的深度和廣度能夠影響到農(nóng)村個體的初始財富水平、接受教育的機會、改善社會與政治福利的程度等等，進而對農(nóng)村貧困產(chǎn)生影響，強調(diào)的是直接面向貧困群體的金融服務(wù)對農(nóng)村貧困的影響效應，即直接效應。間接機制是指農(nóng)村金融的發(fā)展和深化可以促進農(nóng)村經(jīng)濟增長，改善農(nóng)村內(nèi)部收入分配狀況，而農(nóng)村經(jīng)濟增長、收入分配改善又會影響貧困群體的收入水平和其他福利，從而影響農(nóng)村貧困狀況。間接機制強調(diào)的是非直接面向貧困農(nóng)戶的金融服務(wù)通過農(nóng)村經(jīng)濟增長、收入分配等中介途徑間接影響農(nóng)村貧困的效應，即中介效應。部分學者也從不同角度給予了一定的經(jīng)驗研究支持。丁志國等(2011)認為，農(nóng)村金融發(fā)展促進了本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，經(jīng)濟發(fā)展帶來的稅收增加也保證了農(nóng)民轉(zhuǎn)移支付和涉農(nóng)補貼的增加，并表現(xiàn)出了“先富帶動后富”的涓滴效應，這些都間接地促進了農(nóng)村地區(qū)的貧困緩減，而直接面向農(nóng)村貧困農(nóng)民的金融服務(wù)所帶來的減貧效應卻十分有限[1]。許崇正和高希武(2005)認為農(nóng)村正規(guī)信貸投資在促進農(nóng)民增收中處于極其低效的狀態(tài)[2]。張立軍和湛泳(2006)認為直接面向農(nóng)戶的小額信貸具有顯著的降低貧困效果[3]。劉純彬和桑鐵柱(2010)從理論與實證的雙重角度研究認為農(nóng)村信貸市場的不完善整體上擴大了農(nóng)村內(nèi)部收入分配差距，從而不利于農(nóng)村貧困緩減[4]。錢水土和許嘉揚(2011)認為中國農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民增收的促進作用僅在東、中部地區(qū)能夠得到體現(xiàn)[5]。王小華等(2014)研究認為農(nóng)村地區(qū)的金融抑制導致收入越低的農(nóng)民越難以擺脫自身收入增長困境，而收入越高的農(nóng)民收入增長不斷走向良性軌道[6]。蘇靜等(2014)認為農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困的影響是多維的，并且呈現(xiàn)鮮明的門檻特征[7]。

上述研究不同程度地驗證了農(nóng)村金融減貧直接效應與中介效應的存在。但是涉及到對農(nóng)村金融減貧直接效應與中介效應進行定量估算的探討還相對缺乏。為此，本文擬采用變參數(shù)狀態(tài)空間模型和中介效應檢驗方法，在統(tǒng)一框架下系統(tǒng)研究農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困影響的直接效應與中介效應成分，以期進一步拓展此方面的研究。

二、狀態(tài)空間模型及其實證模型設(shè)立

狀態(tài)空間模型是一種典型的動態(tài)時域方法，它將不可觀測的狀態(tài)變量(也稱可變參數(shù))并入到可觀測模型進行聯(lián)合估計，既能夠捕捉到不同時期系統(tǒng)內(nèi)部變量關(guān)系的動態(tài)特征，也能夠很好地克服變量之間由于結(jié)構(gòu)變動所帶來的不能估計或者估計偏誤的問題，從而可以克服最小二乘回歸只能觀測狀態(tài)變量的平均效應，不能觀測狀態(tài)變量的動態(tài)效應和變化過程的缺陷，進而達到分析和觀測系統(tǒng)真實狀態(tài)的目的。狀態(tài)空間模型包括狀態(tài)方程和觀測方程兩個部分。狀態(tài)方程描述的是從目前狀態(tài)向下一個時刻狀態(tài)轉(zhuǎn)換的關(guān)系，它通過設(shè)定可變參數(shù)的變動方式來描述相鄰時刻的狀態(tài)轉(zhuǎn)移變化規(guī)律，能反映出動態(tài)系統(tǒng)在輸入變量作用下每一時點上的狀態(tài)。觀測方程描述的是觀測序列(被解釋變量、解釋變量)與系統(tǒng)狀態(tài)之間的內(nèi)在關(guān)系。

基于上述原理，建立三個觀測方程來分析農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困影響的中介效應：被解釋變量LnPOR對解釋變量LnF和中介變量LnECO的觀測方程；被解釋變量LnPOR對解釋變量LnF的觀測方程；中介變量LnECO對解釋變量LnPOR的觀測方程。三個狀態(tài)模型表述如下：

LnPORt=c0+sv1×LnECOt+sv2×LnFt+εt

sv1=sv1(-1),sv2=sv2(-1)

(1)

LnPORt=c1+sv3×LnFt+εt

sv3=sv3(-1),

(2)

LnECOt=c2+sv4×lnFt+εt

sv4=sv4(-1)

(3)

(1)～(3)中，上面的式子為觀測方程，下面的式子為狀態(tài)方程。其中POR表示農(nóng)村貧困水平；ECO表示農(nóng)村金融發(fā)展促進農(nóng)村貧困緩減的中間變量，本文選取農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平來表示；F表示農(nóng)村信貸水平。svi(i=1，2，3，4)為對應的狀態(tài)變量，表示解釋變量對被解釋變量影響的可變系數(shù)，其中sv2代表農(nóng)村金融發(fā)展緩減農(nóng)村貧困的全部直接效應，sv3代表農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困影響的包括直接效應和中介效應在內(nèi)的全部效應。

可變系數(shù)全部設(shè)置為遞歸形式， ci(i=0，1，2)為常數(shù)項，εt為隨機擾動項。

三、指標與數(shù)據(jù)

農(nóng)村信貸水平(F)：采用農(nóng)村人均信貸水平即農(nóng)業(yè)貸款與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款之和與農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎乇硎?，?shù)據(jù)來自于相關(guān)年份《中國金融年鑒》。農(nóng)村經(jīng)濟收入(ECO)：采用農(nóng)村人均經(jīng)濟收益即農(nóng)村經(jīng)濟總收益與農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎乇硎荆瑪?shù)據(jù)來源于相關(guān)年份《中國農(nóng)業(yè)年鑒》。農(nóng)村貧困水平(POR)：采用農(nóng)村絕對貧困水平即農(nóng)村貧困發(fā)生率來表示，數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年份《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》。指標數(shù)據(jù)時間跨度為1986～2010年，為了盡可能降低異方差和共線性問題，將所有數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理。所有數(shù)據(jù)處理均采用Stata11.0分析軟件進行

四、模型估計與分析

(一)單位根檢驗與協(xié)整檢驗

進行變參數(shù)狀態(tài)空間模型估計之前，為了確定各時序變量的穩(wěn)定性，需要進行單位根檢驗。相關(guān)變量ADF單位根檢驗的結(jié)果如表1所示。從表1可以看出，變量LnPOR、LnECO、LnFCE的水平序列并不是平穩(wěn)的，但其一階差分序列都是平穩(wěn)序列，說明這三個變量都是一階單整，可以進行協(xié)整分析。

表1 指標數(shù)據(jù)的ADF單位根檢驗(1986～2010)

為了確保檢驗結(jié)果的穩(wěn)定性，同時采用協(xié)整秩跡檢驗和最大特征值檢驗來對各組變量分別進行協(xié)整秩檢驗。以狀態(tài)空間模型式(1)～(3)為基礎(chǔ)，分別以LnPOR、LnECO、LnF為被解釋變量、中介變量和解釋變量，以此構(gòu)成的狀態(tài)空間模型組的協(xié)整秩檢驗結(jié)果如表2所示。從表2可知，包含時間序列趨勢項和常數(shù)項的協(xié)整秩跡檢驗、最大特征值檢驗的結(jié)果均可以在5%的顯著性水平下拒絕“協(xié)整秩為0”的原假設(shè)，但不能拒絕“協(xié)整秩為1”的原假設(shè)，表明LnPOR、LnECO、LnF三個變量之間顯著存在一個長期均衡關(guān)系。意味著農(nóng)村金融發(fā)展通過直接效應和中介效應共同對農(nóng)村貧困產(chǎn)生影響。

表2 狀態(tài)空間模型的協(xié)整秩檢驗

(二)狀態(tài)空間模型的估計

首先，各解釋變量滯后階數(shù)根據(jù)赤池信息準則(AIC)和施瓦茨信息準則(SC)來確定。其次，為了避免模型估計殘差可能存在的序列相關(guān)性，需要確定模型的自回歸項AR的階數(shù)和移動平均項MA的階數(shù)，通過對不同AR階數(shù)和MA階數(shù)組合模型的計算和比較，最終確定以AR為2階、MA為1階。狀態(tài)空間模型式(1)～(3)的估計結(jié)果如表3所示。表3顯示，模型(1)～(3)的狀態(tài)變量sv1、sv2、sv3、sv4Z統(tǒng)計量的P值都小于0.05，表明四個狀態(tài)變量都是顯著的。

表3 狀態(tài)空間模型估計結(jié)果

為了確定上述狀態(tài)空間模型的估計結(jié)果是否有效，進一步對模型(1)～(3)的殘差進行單位根檢驗，結(jié)果顯示估計的上述狀態(tài)空間模型的殘差在5%的顯著性水平下都是平穩(wěn)序列，且其殘差序列各階自相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)在5%的顯著性水平下不存在序列相關(guān)。因此，狀態(tài)空間模型(1)～(3)的設(shè)定是正確的，其估計結(jié)果也是有效和可靠的。下面，根據(jù)四個狀態(tài)變量時間上的動態(tài)變化軌跡(如圖1)，就農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困影響的動態(tài)效應進行分析。

圖1 四個狀態(tài)變量的動態(tài)變化趨勢

從圖1可以看出，農(nóng)村經(jīng)濟收益、農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村貧困之間雖然存在長期均衡關(guān)系，但是兩者對農(nóng)村貧困的影響并不一致，大體上呈現(xiàn)此消彼長的趨勢。具體而言，在20世紀90年代之前，農(nóng)村經(jīng)濟收益對農(nóng)村貧困的影響為負(sv1)，且大體上經(jīng)歷了一個先減少后增加的過程，表明這個階段農(nóng)村經(jīng)濟收益增長顯著促進了農(nóng)村貧困緩減，且以1999年的促進效應最為明顯。此后，其對農(nóng)村貧困影響的彈性系數(shù)一直穩(wěn)定在-0.2 左右的位置，表明在控制了農(nóng)村金融發(fā)展變量的情況下，農(nóng)村經(jīng)濟收益增長一定程度上帶來了農(nóng)村貧困的緩減。由于式(1)控制了中介變量農(nóng)村經(jīng)濟收益，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困的影響彈性(sv2)就實際上代表了其緩減農(nóng)村貧困全部的直接效應，其直接效應變化軌跡大體上經(jīng)歷了“上升----下降----穩(wěn)中有升”的動態(tài)變化過程。從sv2的動態(tài)變化趨勢圖來看：1989年以前，農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的直接效用是極其有限的；自1989～1991年，農(nóng)村金融的直接減貧效應出現(xiàn)一個顯著提升過程，其彈性系數(shù)從0.16下降到-0.90；自1992～2000年，農(nóng)村金融的直接減貧效應保持相對穩(wěn)定，其彈性系數(shù)始終穩(wěn)定在-0.89左右。直接效應呈現(xiàn)上述階段性變化特征的原因是：九十年代以前是中國農(nóng)村金融的萌芽時期，不僅農(nóng)村金融政策和發(fā)展充滿變數(shù)，而且直接面向農(nóng)戶投放的信貸少之又少，導致直接效應甚微。隨著九十年代以來農(nóng)村金融業(yè)務(wù)的逐步擴展，直接面向農(nóng)戶投放的信貸得到增加，農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的直接效應也得到增強。

sv3是農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困影響的可變系數(shù)，代表了農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困影響的包括直接效應和中介效應在內(nèi)的全部效應。從sv3的動態(tài)變化趨勢圖可以看出，考察期間，sv3始終為負，但在1986～1999年間其彈性系數(shù)從-1.031穩(wěn)步上升到-0.985，表明這個時期農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的總體效應出現(xiàn)下降。自2000年開始sv3的彈性系數(shù)開始呈現(xiàn)下降趨勢，且一直持續(xù)到2007年，盡管在2007年末再次出現(xiàn)小幅反彈，但其彈性系數(shù)始終沒有超越歷史峰值。究其原因，2000年以來中國政府密集出臺了一系列農(nóng)村金融改革政策和措施，這一時期的改革主要以農(nóng)村信用社為改革對象，目的是建立商業(yè)金融、合作金融、政策性金融和小額信貸組織互為補充、功能齊備的農(nóng)村金融體系。由于這一時期的改革都凸顯了由“存量調(diào)整”轉(zhuǎn)向“增量培育”來完善農(nóng)村金融服務(wù)體系的思路和政策探索，觸動了農(nóng)村信貸約束的本質(zhì)，改革頗顯成效，農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的總體效應得到進一步提升。2007年以來減貧效應出現(xiàn)小幅下降，主要原因是隨著農(nóng)村扶貧攻堅的深入推進和絕對貧困面的大幅下降，進一步消除農(nóng)村地區(qū) “剩余貧困”、“頑固性貧困”的任務(wù)將更加艱難，導致農(nóng)村金融促進農(nóng)村貧困緩減的進程放緩，農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應出現(xiàn)小幅下降。

sv4是農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟收益影響的可變系數(shù)，其彈性系數(shù)在1986～1990年出現(xiàn)一次顯著下降，由2.543下降到2.340，隨后持續(xù)穩(wěn)定在2.35水平左右?？疾炱陂g其彈性系數(shù)始終顯著為正，表明農(nóng)村金融發(fā)展顯著帶動了農(nóng)村經(jīng)濟增長，這也進一步反應了中介效應的存在。

(三)中介效應與直接效應的檢驗與測算

上述分析表明農(nóng)村金融發(fā)展有效促進了農(nóng)村貧困緩減，并且在促進農(nóng)村貧困緩減的過程中中介效應與直接效應并存。那么，農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的效應中是中介效應占主導還是直接效應占主導，兩大效用各自在農(nóng)村金融整體減貧效應的相應占比為多少？為了弄清楚這個問題，這里采用溫忠麟(2004)[8]提出的綜合性中介效應檢驗方法來進行分析。

首先對sv3進行顯著性檢驗，發(fā)現(xiàn)在各個時點上，sv3對應的t統(tǒng)計值均在5%的顯著性水平下顯著。因此，下一步依次檢驗sv1和sv4的顯著性。檢驗發(fā)現(xiàn)在各個時點上，sv4對應的t統(tǒng)計值均在5%的顯著性水平下顯著，而sv1的檢驗結(jié)果比較復雜，需要就檢驗顯著時點和不顯著時點分別予以討論：(1)sv1在1986～1999年時間段以及2001年時點上不顯著，但是其Sobel檢驗的Z統(tǒng)計值均低于其臨界值1.96。因此，認為1986～1999年時間段以及2001年時點上農(nóng)村金融促進農(nóng)村貧困緩減的中介效應顯著。(2)sv1在2000年時點以及2002～2010年時間段顯著，進而檢驗sv2的顯著性。檢驗結(jié)果顯示，在1987年時點上，sv2的t統(tǒng)計值均小于臨界值1.65，意味著在10%的顯著性水平下均不顯著。因此，認定其為完全中介效應，即農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應全部是通過農(nóng)村經(jīng)濟增長所間接引致，其中介效應占比為100%。在其它時點上，sv2的t統(tǒng)計值均大于臨界值1.65，意味著在10%的顯著性水平下均顯著，因此，存在顯著的部分中介效應，即農(nóng)村金融發(fā)展作用于農(nóng)村貧困緩減是通過其中介效應與直接效應共同來實現(xiàn)的。對此，按照MacKinon等(1995)[9]提出的方法，可以由sv1×sv4/(sv1×sv4+sv2)計算得到中介效應占比。歷年的中介效應占比及其變動趨勢如圖2所示。

圖2 農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困影響的中介效應占比圖

從圖2可知，考察期間農(nóng)村金融緩減農(nóng)村平困的總效應中平均有45.83%的比例來自于農(nóng)村經(jīng)濟增長的中介效應。具體的時段變化情況如下：在考察初期的1986～1991年時段，中介效應平均占比高達70.17%，即農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的效應70.17%是通過農(nóng)村經(jīng)濟增長的中介途徑而實現(xiàn)的。原因在于：這一時期農(nóng)村金融體系以農(nóng)業(yè)銀行及其農(nóng)村基層機構(gòu)為主體，在政府統(tǒng)一指導下主要為“三農(nóng)”提供信貸服務(wù)。在以家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制為基礎(chǔ)的農(nóng)村經(jīng)營體制下，各農(nóng)村金融機構(gòu)基本只是慎重選擇經(jīng)營效益有保障的大客戶供貸，而個體農(nóng)戶信貸資金的需求農(nóng)村金融機構(gòu)普遍采取的是有選擇性、有針對性的信貸配給來部分緩減，且其主要來源是低利率的扶貧貸款。加上這一時期農(nóng)村非正規(guī)金融被認為是非法的，其生存和發(fā)展受到嚴重壓抑。農(nóng)村正規(guī)信貸遠遠難以滿足的農(nóng)戶信貸需求也很難通過非正規(guī)金融渠道解決。在個體農(nóng)戶信貸需求受到嚴重約束和農(nóng)戶生產(chǎn)生活水平本身不高的情況下，農(nóng)戶直接通過獲取信貸服務(wù)來緩減自身貧困的機會和可能都比較小。因此，中介效應占據(jù)絕對的主導地位。1992～2010年，農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的中介效應平均占比為38.14%。其中，1993～2006年農(nóng)村金融影響農(nóng)村貧困的中介效應占比始終穩(wěn)定在40%左右的水平。原因是這一時期中國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟工作的中心任務(wù)是推進農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的戰(zhàn)略性調(diào)整。隨著國家政策的推動和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)日益多元化，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)市場化、產(chǎn)業(yè)化、貨幣化和城鎮(zhèn)化的新趨勢，從而使得農(nóng)村金融需求主體對金融產(chǎn)品和金融服務(wù)的需求也發(fā)生了很大的變化，對資金的需求從規(guī)模上和種類上都提出了新的要求。需求的變化必然導致供給的變化，農(nóng)村金融供給逐漸呈現(xiàn)出規(guī)模化和多樣化特征，不僅加大了專門針對貧困農(nóng)戶的貼息貸款規(guī)模，農(nóng)村地區(qū)能夠提供抵押品的農(nóng)戶的信貸需求也逐步得到授信。進而導致農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的中介效應降低而直接效應提高。2007～2010年，農(nóng)村金融促進農(nóng)村貧困緩減的中介效應占比進一步小幅下降，由2007年的40.85%下降到2010年的33.93%。原因是這一時期農(nóng)村金融增量發(fā)展迅速，以扶貧為宗旨的小額信貸、村鎮(zhèn)銀行、農(nóng)村資金合作社等新型金融機構(gòu)不斷涌現(xiàn)有力促進了農(nóng)戶直接信貸可獲性的提高，從而使得農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的直接效應上升而中介效應下降[10]。這一結(jié)果與上文狀態(tài)空間模型的估計結(jié)果是一致的，因此，本文的結(jié)論穩(wěn)定、可信。

五、結(jié)論與啟示

以上基于中國農(nóng)村1986～2010年的時間序列數(shù)據(jù)，采用狀態(tài)空間模型和中介效應分析方法檢驗并測算了農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困的影響效應及其成分。研究結(jié)果表明：農(nóng)村金融發(fā)展有效促進了農(nóng)村貧困緩減，并且在促進農(nóng)村貧困緩減的過程中中介效應與直接效應并存。考察期間，農(nóng)村金融促進農(nóng)村貧困緩減的總效應中中介效應平均占比為45.83%；直接效應平均占比為54.17%，并且兩大效應在時間上呈現(xiàn)結(jié)構(gòu)性變動特征。1986～1992年，農(nóng)村金融促進農(nóng)村貧困緩減的效應主要依靠中介效應來實現(xiàn)，其中介效應占總效應的比例高達70.17%；1993～2010年，農(nóng)村金融促進農(nóng)村貧困緩減的效應主要依靠直接效應來實現(xiàn)，其直接效應占總效應的比例高達61.86%。這一定程度上反映了中國農(nóng)村金融減貧存在信貸供給對象結(jié)構(gòu)上的失衡。

長期以來，中國農(nóng)村金融機構(gòu)出于防控風險的目的，過于強調(diào)借貸需求主體的初始資源稟賦。農(nóng)村信貸供給的主要對象是盈利較好的企業(yè)、有良好社會關(guān)系或者穩(wěn)定收入來源的組織以及部分擁有足夠抵押品的中高收入農(nóng)戶。據(jù)《中國金融年鑒》2011年的統(tǒng)計，2010年末農(nóng)村地區(qū)貸款總余額為98040.0億元，其中農(nóng)戶貸款余額為26043.2億元，僅占當年農(nóng)村總貸款余額的26.56%。農(nóng)村企業(yè)和其他各類組織貸款余額占比高達73.44%，但是由此帶來的緩減農(nóng)村貧困33.93%的中介效應占比顯然與其貸款數(shù)量73.44%的絕對地位并不匹配。這一方面可能是農(nóng)村企業(yè)和其他各類組織的信貸資金使用效率低下，對農(nóng)村經(jīng)濟增長的促進作用不大，進而對農(nóng)村反貧困的作用也就有限；另一方面，農(nóng)村企業(yè)和其他各類組織貸款有效促進了農(nóng)村經(jīng)濟增長，但是農(nóng)村經(jīng)濟增長并沒有帶來對等的減貧效果。而直接面向農(nóng)戶特別是貧困農(nóng)戶投放的信貸，有的被用于小規(guī)模生產(chǎn)經(jīng)營，有的被用于消費以緩減自身在食物營養(yǎng)、教育文化、醫(yī)療健康等方面的流動性約束。這些借貸資金雖然不會很快產(chǎn)生經(jīng)濟效益，但其直接用途是解決貧困居民生活、生產(chǎn)與未來發(fā)展的困難，某種程度上來說具有重要的間接生產(chǎn)性，甚至比投向農(nóng)村企業(yè)和其他各類組織的信貸更加具有產(chǎn)出效益和減貧效應。農(nóng)村信貸在緩減農(nóng)村貧困的過程中，直接面向貧困農(nóng)戶投放的信貸所產(chǎn)生的直接減貧效應要明顯大于投放到其他企業(yè)或者組織的信貸所產(chǎn)生的間接減貧效應。

正如有學者指出：信貸約束下的資本投入差距是中國農(nóng)村內(nèi)部收入差距的第二大誘因。因此，中國農(nóng)村金融減貧政策不能再囿于舊有的思維框架，有必要針對農(nóng)村經(jīng)濟社會結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變作出相應的調(diào)整。未來積極有效的政策思路應該是正視貧困農(nóng)戶的信貸需求，擴大貧困農(nóng)戶的信貸范圍尤其是增加專門針對農(nóng)村貧困群體的信貸品種，積極探索和改進貧困農(nóng)戶貸款的授信方式，改變信貸在農(nóng)村不同收入群體之間的歧視性分配現(xiàn)狀，有效提高貧困群體的信貸供給，逐步矯正農(nóng)村信貸減貧的效率扭曲。同時，適當放寬農(nóng)村金融機構(gòu)的市場準入，鼓勵和促進各類以減貧為宗旨的新型金融機構(gòu)規(guī)范發(fā)展也將是加快推進農(nóng)村貧困緩減的重要一環(huán)。中國城鄉(xiāng)“二元金融”結(jié)構(gòu)以及農(nóng)村社會內(nèi)部嚴重的金融排異，導致正規(guī)金融在農(nóng)村金融市場中的壟斷地位和農(nóng)村信貸資金配置的低效，也牽制了農(nóng)村貧困緩減進程。貼近農(nóng)戶的各類正規(guī)或者非正規(guī)的新型金融機構(gòu)作為農(nóng)村金融增量發(fā)展的重要組成部分，一定程度上能夠彌補農(nóng)村資金缺口，提高農(nóng)村金融市場資金配置效率，在緩減農(nóng)村貧困群體融資困難和推進農(nóng)村金融體制的縱深改革等方面都將發(fā)揮重要的作用。因此，政府應該積極出臺相關(guān)政策鼓勵農(nóng)村金融“存量”和農(nóng)村金融“增量”適度競爭與有效合作，實現(xiàn)雙方在信息、資金、履約機制等方面的優(yōu)勢互補，促進農(nóng)村信貸約束特別是貧困農(nóng)戶信貸約束的根本性緩減，以加快推進農(nóng)村反貧困進程。

[1] 丁志國，譚伶俐，趙晶. 農(nóng)村金融對減少貧困的作用研究[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題, 2011，(11):72-77.

[2] 許崇正，高希武. 農(nóng)村金融對增加農(nóng)民收入支持狀況的實證分析[J]. 金融研究, 2005，(9):173-185.

[3] 張立軍, 湛泳. 金融發(fā)展與降低貧困——基于中國1994—2004年小額信貸的分析[J]. 當代經(jīng)濟科學, 2006,28(6):36-42.

[4] 劉純彬, 桑鐵柱. 農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村收入分配:理論與證據(jù)[J].上海經(jīng)濟研究, 2010，(12):37-46.

[5] 錢水土，許嘉揚. 中國農(nóng)村金融發(fā)展的收入效應——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理, 2011，(3):104-112.

[6] 王小華，溫濤，王定詳.縣域農(nóng)村金融抑制與農(nóng)民內(nèi)部收入不平等[J].經(jīng)濟科學，2014，(2):44-54.

[7] 蘇靜，胡宗義，唐李偉.中國農(nóng)村金融發(fā)展的多維減貧效應非線性研究[J].金融經(jīng)濟學研究，2014，(4)：86-96.

[8] 溫忠麟, 張雷, 侯杰泰, 劉云紅. 中介效應檢驗程序及其應用[J]. 心理學報，2004，(5):614-620.

[9] Mackinnon D.P, Warsi G. and Dwyer J.H. A simulation study of mediated effect measures[J].Mutiwariate Behavioral Research. 1995,30(1):41-62.

[10] 陳沖.農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長:理論假說與實證檢驗[J].經(jīng)濟與管理,2013,(6):13-18.

(責任編輯:王鐵軍)

The Direct Effect and Mediation Effect of Poverty Reduction on Rural Finance Development in China--A Dynamic Analysis based on the State Space Model and Mediation Effect Evaluation

SU Jing1，2，HU Zongyi1

(1.SchoolofFinanceandStatistics,HunanUniversity,Changsha,Hunan410205,China; 2.CollegeofEconomicsandManagement,HunanUniversityofArtsandSciences,Changde,Hunan415000,China)

Based on the state space model and mediation effect evaluation, this paper tests the effects of rural finance upon rural poverty with the data of 1986～2010 in China. The results show that: rural financial development has effectively promoted rural poverty reduction, and this effect includes the direct as well as mediation effects.

Rural finance；Poverty reducing effect；State space model；Mediation effect

2015-04-12

湖南省自科基金項目(12JJ6004)、湖南省社科基金項目(13YBA252)、湖南省情與決策咨詢項目(2015BZZ184)

蘇 靜(1980—)，女，湖南汨羅人，湖南大學金融與統(tǒng)計學院博士研究生，研究方向：數(shù)理金融與計量金融;胡宗義(1964—)，男，湖南寧鄉(xiāng)人，湖南大學金融與統(tǒng)計學院教授，博士生導師，研究方向：計量經(jīng)濟模型。

F832.4

A

1003-7217(2015)04-0033-06