蘇 靜,胡宗義

(1.湖南大學(xué) 金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410079; 2.湖南文理學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖南 常德 415000)

·金融與保險(xiǎn)·

農(nóng)村金融減貧的直接效應(yīng)與中介效應(yīng)
----基于狀態(tài)空間模型和中介效應(yīng)檢驗(yàn)的動(dòng)態(tài)分析

蘇 靜1,2,胡宗義1

(1.湖南大學(xué) 金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410079; 2.湖南文理學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖南 常德 415000)

基于中國(guó)農(nóng)村1986～2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用狀態(tài)空間模型和中介效應(yīng)分析方法檢驗(yàn)并測(cè)算了農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困的影響效應(yīng)及其成分。研究結(jié)果表明：農(nóng)村金融發(fā)展有效促進(jìn)了農(nóng)村貧困緩減，并且在促進(jìn)農(nóng)村貧困緩減的過(guò)程中中介效應(yīng)與直接效應(yīng)并存。

農(nóng)村金融；減貧效應(yīng)；狀態(tài)空間模型；中介效應(yīng)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

貧困是世界各國(guó)普遍存在的社會(huì)問(wèn)題，貧困在發(fā)展中國(guó)家的表現(xiàn)尤為突出。中國(guó)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(jìn)農(nóng)村金融有效地發(fā)揮減貧功能，政府先后對(duì)農(nóng)村金融體制進(jìn)行了多次改革和調(diào)整，力圖實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村貧困緩減的良性互動(dòng)。為此，研究中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應(yīng)及其特征，對(duì)于檢測(cè)農(nóng)村金融改革的政策效應(yīng)，挖掘農(nóng)村金融減貧潛力具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

已有研究表明，農(nóng)村金融發(fā)展主要通過(guò)直接和間接兩大作用機(jī)制對(duì)農(nóng)村貧困產(chǎn)生影響。直接機(jī)制是指農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)向農(nóng)村居民提供的各類(lèi)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(gè)體的初始財(cái)富水平、接受教育的機(jī)會(huì)、改善社會(huì)與政治福利的程度等等，進(jìn)而對(duì)農(nóng)村貧困產(chǎn)生影響，強(qiáng)調(diào)的是直接面向貧困群體的金融服務(wù)對(duì)農(nóng)村貧困的影響效應(yīng)，即直接效應(yīng)。間接機(jī)制是指農(nóng)村金融的發(fā)展和深化可以促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，改善農(nóng)村內(nèi)部收入分配狀況，而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配改善又會(huì)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(jī)制強(qiáng)調(diào)的是非直接面向貧困農(nóng)戶(hù)的金融服務(wù)通過(guò)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配等中介途徑間接影響農(nóng)村貧困的效應(yīng)，即中介效應(yīng)。部分學(xué)者也從不同角度給予了一定的經(jīng)驗(yàn)研究支持。丁志國(guó)等(2011)認(rèn)為，農(nóng)村金融發(fā)展促進(jìn)了本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)的稅收增加也保證了農(nóng)民轉(zhuǎn)移支付和涉農(nóng)補(bǔ)貼的增加，并表現(xiàn)出了“先富帶動(dòng)后富”的涓滴效應(yīng)，這些都間接地促進(jìn)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(lái)的減貧效應(yīng)卻十分有限[1]。許崇正和高希武(2005)認(rèn)為農(nóng)村正規(guī)信貸投資在促進(jìn)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(rèn)為直接面向農(nóng)戶(hù)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(shí)證的雙重角度研究認(rèn)為農(nóng)村信貸市場(chǎng)的不完善整體上擴(kuò)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(qián)水土和許嘉揚(yáng)(2011)認(rèn)為中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收的促進(jìn)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(rèn)為農(nóng)村地區(qū)的金融抑制導(dǎo)致收入越低的農(nóng)民越難以擺脫自身收入增長(zhǎng)困境，而收入越高的農(nóng)民收入增長(zhǎng)不斷走向良性軌道[6]。蘇靜等(2014)認(rèn)為農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困的影響是多維的，并且呈現(xiàn)鮮明的門(mén)檻特征[7]。

上述研究不同程度地驗(yàn)證了農(nóng)村金融減貧直接效應(yīng)與中介效應(yīng)的存在。但是涉及到對(duì)農(nóng)村金融減貧直接效應(yīng)與中介效應(yīng)進(jìn)行定量估算的探討還相對(duì)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(yīng)檢驗(yàn)方法，在統(tǒng)一框架下系統(tǒng)研究農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困影響的直接效應(yīng)與中介效應(yīng)成分，以期進(jìn)一步拓展此方面的研究。

二、狀態(tài)空間模型及其實(shí)證模型設(shè)立

狀態(tài)空間模型是一種典型的動(dòng)態(tài)時(shí)域方法，它將不可觀測(cè)的狀態(tài)變量(也稱(chēng)可變參數(shù))并入到可觀測(cè)模型進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)，既能夠捕捉到不同時(shí)期系統(tǒng)內(nèi)部變量關(guān)系的動(dòng)態(tài)特征，也能夠很好地克服變量之間由于結(jié)構(gòu)變動(dòng)所帶來(lái)的不能估計(jì)或者估計(jì)偏誤的問(wèn)題，從而可以克服最小二乘回歸只能觀測(cè)狀態(tài)變量的平均效應(yīng)，不能觀測(cè)狀態(tài)變量的動(dòng)態(tài)效應(yīng)和變化過(guò)程的缺陷，進(jìn)而達(dá)到分析和觀測(cè)系統(tǒng)真實(shí)狀態(tài)的目的。狀態(tài)空間模型包括狀態(tài)方程和觀測(cè)方程兩個(gè)部分。狀態(tài)方程描述的是從目前狀態(tài)向下一個(gè)時(shí)刻狀態(tài)轉(zhuǎn)換的關(guān)系，它通過(guò)設(shè)定可變參數(shù)的變動(dòng)方式來(lái)描述相鄰時(shí)刻的狀態(tài)轉(zhuǎn)移變化規(guī)律，能反映出動(dòng)態(tài)系統(tǒng)在輸入變量作用下每一時(shí)點(diǎn)上的狀態(tài)。觀測(cè)方程描述的是觀測(cè)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(gè)觀測(cè)方程來(lái)分析農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困影響的中介效應(yīng)：被解釋變量LnPOR對(duì)解釋變量LnF和中介變量LnECO的觀測(cè)方程；被解釋變量LnPOR對(duì)解釋變量LnF的觀測(cè)方程；中介變量LnECO對(duì)解釋變量LnPOR的觀測(cè)方程。三個(gè)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(cè)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(jìn)農(nóng)村貧困緩減的中間變量，本文選取農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來(lái)表示；F表示農(nóng)村信貸水平。svi(i=1，2，3，4)為對(duì)應(yīng)的狀態(tài)變量，表示解釋變量對(duì)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(yīng)，sv3代表農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困影響的包括直接效應(yīng)和中介效應(yīng)在內(nèi)的全部效應(yīng)。

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(xiàng)，εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

三、指標(biāo)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)丝诘谋戎乇硎荆瑪?shù)據(jù)來(lái)自于相關(guān)年份《中國(guó)金融年鑒》。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)收入(ECO)：采用農(nóng)村人均經(jīng)濟(jì)收益即農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總收益與農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎乇硎?，?shù)據(jù)來(lái)源于相關(guān)年份《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》。農(nóng)村貧困水平(POR)：采用農(nóng)村絕對(duì)貧困水平即農(nóng)村貧困發(fā)生率來(lái)表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于相關(guān)年份《中國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》。指標(biāo)數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為1986～2010年，為了盡可能降低異方差和共線性問(wèn)題，將所有數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。所有數(shù)據(jù)處理均采用Stata11.0分析軟件進(jìn)行

四、模型估計(jì)與分析

(一)單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

進(jìn)行變參數(shù)狀態(tài)空間模型估計(jì)之前，為了確定各時(shí)序變量的穩(wěn)定性，需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。相關(guān)變量ADF單位根檢驗(yàn)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(shuō)明這三個(gè)變量都是一階單整，可以進(jìn)行協(xié)整分析。

表1 指標(biāo)數(shù)據(jù)的ADF單位根檢驗(yàn)(1986～2010)

為了確保檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性，同時(shí)采用協(xié)整秩跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)來(lái)對(duì)各組變量分別進(jìn)行協(xié)整秩檢驗(yàn)。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(yàn)結(jié)果如表2所示。從表2可知，包含時(shí)間序列趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)的協(xié)整秩跡檢驗(yàn)、最大特征值檢驗(yàn)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(gè)變量之間顯著存在一個(gè)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。意味著農(nóng)村金融發(fā)展通過(guò)直接效應(yīng)和中介效應(yīng)共同對(duì)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(yàn)

(二)狀態(tài)空間模型的估計(jì)

首先，各解釋變量滯后階數(shù)根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨信息準(zhǔn)則(SC)來(lái)確定。其次，為了避免模型估計(jì)殘差可能存在的序列相關(guān)性，需要確定模型的自回歸項(xiàng)AR的階數(shù)和移動(dòng)平均項(xiàng)MA的階數(shù)，通過(guò)對(duì)不同AR階數(shù)和MA階數(shù)組合模型的計(jì)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(jì)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(jì)量的P值都小于0.05，表明四個(gè)狀態(tài)變量都是顯著的。

表3 狀態(tài)空間模型估計(jì)結(jié)果

為了確定上述狀態(tài)空間模型的估計(jì)結(jié)果是否有效，進(jìn)一步對(duì)模型(1)～(3)的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示估計(jì)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(jì)結(jié)果也是有效和可靠的。下面，根據(jù)四個(gè)狀態(tài)變量時(shí)間上的動(dòng)態(tài)變化軌跡(如圖1)，就農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行分析。

圖1 四個(gè)狀態(tài)變量的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)

從圖1可以看出，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)收益、農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村貧困之間雖然存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是兩者對(duì)農(nóng)村貧困的影響并不一致，大體上呈現(xiàn)此消彼長(zhǎng)的趨勢(shì)。具體而言，在20世紀(jì)90年代之前，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)收益對(duì)農(nóng)村貧困的影響為負(fù)(sv1)，且大體上經(jīng)歷了一個(gè)先減少后增加的過(guò)程，表明這個(gè)階段農(nóng)村經(jīng)濟(jì)收益增長(zhǎng)顯著促進(jìn)了農(nóng)村貧困緩減，且以1999年的促進(jìn)效應(yīng)最為明顯。此后，其對(duì)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(jì)收益增長(zhǎng)一定程度上帶來(lái)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(jì)收益，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困的影響彈性(sv2)就實(shí)際上代表了其緩減農(nóng)村貧困全部的直接效應(yīng)，其直接效應(yīng)變化軌跡大體上經(jīng)歷了“上升----下降----穩(wěn)中有升”的動(dòng)態(tài)變化過(guò)程。從sv2的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)圖來(lái)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(yīng)出現(xiàn)一個(gè)顯著提升過(guò)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(yīng)保持相對(duì)穩(wěn)定，其彈性系數(shù)始終穩(wěn)定在-0.89左右。直接效應(yīng)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(guó)農(nóng)村金融的萌芽時(shí)期，不僅農(nóng)村金融政策和發(fā)展充滿(mǎn)變數(shù)，而且直接面向農(nóng)戶(hù)投放的信貸少之又少，導(dǎo)致直接效應(yīng)甚微。隨著九十年代以來(lái)農(nóng)村金融業(yè)務(wù)的逐步擴(kuò)展，直接面向農(nóng)戶(hù)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(yīng)也得到增強(qiáng)。

sv3是農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)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(duì)農(nóng)村貧困影響的包括直接效應(yīng)和中介效應(yīng)在內(nèi)的全部效應(yīng)。從sv3的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)圖可以看出，考察期間，sv3始終為負(fù)，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(gè)時(shí)期農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的總體效應(yīng)出現(xiàn)下降。自2000年開(kāi)始sv3的彈性系數(shù)開(kāi)始呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，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(méi)有超越歷史峰值。究其原因，2000年以來(lái)中國(guó)政府密集出臺(tái)了一系列農(nóng)村金融改革政策和措施，這一時(shí)期的改革主要以農(nóng)村信用社為改革對(duì)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(bǔ)充、功能齊備的農(nóng)村金融體系。由于這一時(shí)期的改革都凸顯了由“存量調(diào)整”轉(zhuǎn)向“增量培育”來(lái)完善農(nóng)村金融服務(wù)體系的思路和政策探索，觸動(dòng)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(yīng)得到進(jìn)一步提升。2007年以來(lái)減貧效應(yīng)出現(xiàn)小幅下降，主要原因是隨著農(nóng)村扶貧攻堅(jiān)的深入推進(jìn)和絕對(duì)貧困面的大幅下降，進(jìn)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(dǎo)致農(nóng)村金融促進(jìn)農(nóng)村貧困緩減的進(jìn)程放緩，農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應(yīng)出現(xiàn)小幅下降。

sv4是農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(dòng)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這也進(jìn)一步反應(yīng)了中介效應(yīng)的存在。

(三)中介效應(yīng)與直接效應(yīng)的檢驗(yàn)與測(cè)算

上述分析表明農(nóng)村金融發(fā)展有效促進(jìn)了農(nóng)村貧困緩減，并且在促進(jìn)農(nóng)村貧困緩減的過(guò)程中中介效應(yīng)與直接效應(yīng)并存。那么，農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的效應(yīng)中是中介效應(yīng)占主導(dǎo)還是直接效應(yīng)占主導(dǎo)，兩大效用各自在農(nóng)村金融整體減貧效應(yīng)的相應(yīng)占比為多少？為了弄清楚這個(gè)問(wèn)題，這里采用溫忠麟(2004)[8]提出的綜合性中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法來(lái)進(jìn)行分析。

首先對(duì)sv3進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在各個(gè)時(shí)點(diǎn)上，sv3對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)值均在5%的顯著性水平下顯著。因此，下一步依次檢驗(yàn)sv1和sv4的顯著性。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)在各個(gè)時(shí)點(diǎn)上，sv4對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)值均在5%的顯著性水平下顯著，而sv1的檢驗(yàn)結(jié)果比較復(fù)雜，需要就檢驗(yàn)顯著時(shí)點(diǎn)和不顯著時(shí)點(diǎn)分別予以討論：(1)sv1在1986～1999年時(shí)間段以及2001年時(shí)點(diǎn)上不顯著，但是其Sobel檢驗(yàn)的Z統(tǒng)計(jì)值均低于其臨界值1.96。因此，認(rèn)為1986～1999年時(shí)間段以及2001年時(shí)點(diǎn)上農(nóng)村金融促進(jìn)農(nóng)村貧困緩減的中介效應(yīng)顯著。(2)sv1在2000年時(shí)點(diǎn)以及2002～2010年時(shí)間段顯著，進(jìn)而檢驗(yàn)sv2的顯著性。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在1987年時(shí)點(diǎn)上，sv2的t統(tǒng)計(jì)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(rèn)定其為完全中介效應(yīng)，即農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應(yīng)全部是通過(guò)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所間接引致，其中介效應(yīng)占比為100%。在其它時(shí)點(diǎn)上，sv2的t統(tǒng)計(jì)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(yīng)，即農(nóng)村金融發(fā)展作用于農(nóng)村貧困緩減是通過(guò)其中介效應(yīng)與直接效應(yīng)共同來(lái)實(shí)現(xiàn)的。對(duì)此，按照MacKinon等(1995)[9]提出的方法，可以由sv1×sv4/(sv1×sv4+sv2)計(jì)算得到中介效應(yīng)占比。歷年的中介效應(yīng)占比及其變動(dòng)趨勢(shì)如圖2所示。

圖2 農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困影響的中介效應(yīng)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(yīng)中平均有45.83%的比例來(lái)自于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中介效應(yīng)。具體的時(shí)段變化情況如下：在考察初期的1986～1991年時(shí)段，中介效應(yīng)平均占比高達(dá)70.17%，即農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的效應(yīng)70.17%是通過(guò)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中介途徑而實(shí)現(xiàn)的。原因在于：這一時(shí)期農(nóng)村金融體系以農(nóng)業(yè)銀行及其農(nóng)村基層機(jī)構(gòu)為主體，在政府統(tǒng)一指導(dǎo)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(zé)任制為基礎(chǔ)的農(nóng)村經(jīng)營(yíng)體制下，各農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)基本只是慎重選擇經(jīng)營(yíng)效益有保障的大客戶(hù)供貸，而個(gè)體農(nóng)戶(hù)信貸資金的需求農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)普遍采取的是有選擇性、有針對(duì)性的信貸配給來(lái)部分緩減，且其主要來(lái)源是低利率的扶貧貸款。加上這一時(shí)期農(nóng)村非正規(guī)金融被認(rèn)為是非法的，其生存和發(fā)展受到嚴(yán)重壓抑。農(nóng)村正規(guī)信貸遠(yuǎn)遠(yuǎn)難以滿(mǎn)足的農(nóng)戶(hù)信貸需求也很難通過(guò)非正規(guī)金融渠道解決。在個(gè)體農(nóng)戶(hù)信貸需求受到嚴(yán)重約束和農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)生活水平本身不高的情況下，農(nóng)戶(hù)直接通過(guò)獲取信貸服務(wù)來(lái)緩減自身貧困的機(jī)會(huì)和可能都比較小。因此，中介效應(yīng)占據(jù)絕對(duì)的主導(dǎo)地位。1992～2010年，農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的中介效應(yīng)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(yīng)占比始終穩(wěn)定在40%左右的水平。原因是這一時(shí)期中國(guó)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)工作的中心任務(wù)是推進(jìn)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的戰(zhàn)略性調(diào)整。隨著國(guó)家政策的推動(dòng)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)日益多元化，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)市場(chǎng)化、產(chǎn)業(yè)化、貨幣化和城鎮(zhèn)化的新趨勢(shì)，從而使得農(nóng)村金融需求主體對(duì)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(duì)資金的需求從規(guī)模上和種類(lèi)上都提出了新的要求。需求的變化必然導(dǎo)致供給的變化，農(nóng)村金融供給逐漸呈現(xiàn)出規(guī)?；投鄻踊卣?，不僅加大了專(zhuān)門(mén)針對(duì)貧困農(nóng)戶(hù)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(hù)的信貸需求也逐步得到授信。進(jìn)而導(dǎo)致農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的中介效應(yīng)降低而直接效應(yīng)提高。2007～2010年，農(nóng)村金融促進(jìn)農(nóng)村貧困緩減的中介效應(yīng)占比進(jìn)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(shí)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(jī)構(gòu)不斷涌現(xiàn)有力促進(jìn)了農(nóng)戶(hù)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(yīng)上升而中介效應(yīng)下降[10]。這一結(jié)果與上文狀態(tài)空間模型的估計(jì)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(guó)農(nóng)村1986～2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用狀態(tài)空間模型和中介效應(yīng)分析方法檢驗(yàn)并測(cè)算了農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困的影響效應(yīng)及其成分。研究結(jié)果表明：農(nóng)村金融發(fā)展有效促進(jìn)了農(nóng)村貧困緩減，并且在促進(jìn)農(nóng)村貧困緩減的過(guò)程中中介效應(yīng)與直接效應(yīng)并存。考察期間，農(nóng)村金融促進(jìn)農(nóng)村貧困緩減的總效應(yīng)中中介效應(yīng)平均占比為45.83%；直接效應(yīng)平均占比為54.17%，并且兩大效應(yīng)在時(shí)間上呈現(xiàn)結(jié)構(gòu)性變動(dòng)特征。1986～1992年，農(nóng)村金融促進(jìn)農(nóng)村貧困緩減的效應(yīng)主要依靠中介效應(yīng)來(lái)實(shí)現(xiàn)，其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例高達(dá)70.17%；1993～2010年，農(nóng)村金融促進(jìn)農(nóng)村貧困緩減的效應(yīng)主要依靠直接效應(yīng)來(lái)實(shí)現(xiàn)，其直接效應(yīng)占總效應(yīng)的比例高達(dá)61.86%。這一定程度上反映了中國(guó)農(nóng)村金融減貧存在信貸供給對(duì)象結(jié)構(gòu)上的失衡。

長(zhǎng)期以來(lái)，中國(guó)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)出于防控風(fēng)險(xiǎn)的目的，過(guò)于強(qiáng)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(duì)象是盈利較好的企業(yè)、有良好社會(huì)關(guān)系或者穩(wěn)定收入來(lái)源的組織以及部分擁有足夠抵押品的中高收入農(nóng)戶(hù)。據(jù)《中國(guó)金融年鑒》2011年的統(tǒng)計(jì)，2010年末農(nóng)村地區(qū)貸款總余額為98040.0億元，其中農(nóng)戶(hù)貸款余額為26043.2億元，僅占當(dāng)年農(nóng)村總貸款余額的26.56%。農(nóng)村企業(yè)和其他各類(lèi)組織貸款余額占比高達(dá)73.44%，但是由此帶來(lái)的緩減農(nóng)村貧困33.93%的中介效應(yīng)占比顯然與其貸款數(shù)量73.44%的絕對(duì)地位并不匹配。這一方面可能是農(nóng)村企業(yè)和其他各類(lèi)組織的信貸資金使用效率低下，對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不大，進(jìn)而對(duì)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(lèi)組織貸款有效促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有帶來(lái)對(duì)等的減貧效果。而直接面向農(nóng)戶(hù)特別是貧困農(nóng)戶(hù)投放的信貸，有的被用于小規(guī)模生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，有的被用于消費(fèi)以緩減自身在食物營(yíng)養(yǎng)、教育文化、醫(yī)療健康等方面的流動(dòng)性約束。這些借貸資金雖然不會(huì)很快產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效益，但其直接用途是解決貧困居民生活、生產(chǎn)與未來(lái)發(fā)展的困難，某種程度上來(lái)說(shuō)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(lèi)組織的信貸更加具有產(chǎn)出效益和減貧效應(yīng)。農(nóng)村信貸在緩減農(nóng)村貧困的過(guò)程中，直接面向貧困農(nóng)戶(hù)投放的信貸所產(chǎn)生的直接減貧效應(yīng)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(yīng)。

正如有學(xué)者指出：信貸約束下的資本投入差距是中國(guó)農(nóng)村內(nèi)部收入差距的第二大誘因。因此，中國(guó)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(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變作出相應(yīng)的調(diào)整。未來(lái)積極有效的政策思路應(yīng)該是正視貧困農(nóng)戶(hù)的信貸需求，擴(kuò)大貧困農(nóng)戶(hù)的信貸范圍尤其是增加專(zhuān)門(mén)針對(duì)農(nóng)村貧困群體的信貸品種，積極探索和改進(jìn)貧困農(nóng)戶(hù)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(shí)，適當(dāng)放寬農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的市場(chǎng)準(zhǔn)入，鼓勵(lì)和促進(jìn)各類(lèi)以減貧為宗旨的新型金融機(jī)構(gòu)規(guī)范發(fā)展也將是加快推進(jìn)農(nóng)村貧困緩減的重要一環(huán)。中國(guó)城鄉(xiāng)“二元金融”結(jié)構(gòu)以及農(nóng)村社會(huì)內(nèi)部嚴(yán)重的金融排異，導(dǎo)致正規(guī)金融在農(nóng)村金融市場(chǎng)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(jìn)程。貼近農(nóng)戶(hù)的各類(lèi)正規(guī)或者非正規(guī)的新型金融機(jī)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(bǔ)農(nóng)村資金缺口，提高農(nóng)村金融市場(chǎng)資金配置效率，在緩減農(nóng)村貧困群體融資困難和推進(jìn)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(yīng)該積極出臺(tái)相關(guān)政策鼓勵(lì)農(nóng)村金融“存量”和農(nóng)村金融“增量”適度競(jìng)爭(zhēng)與有效合作，實(shí)現(xiàn)雙方在信息、資金、履約機(jī)制等方面的優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，促進(jìn)農(nóng)村信貸約束特別是貧困農(nóng)戶(hù)信貸約束的根本性緩減，以加快推進(jìn)農(nóng)村反貧困進(jìn)程。

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(責(zé)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(xiàng)目(12JJ6004)、湖南省社科基金項(xiàng)目(13YBA252)、湖南省情與決策咨詢(xún)項(xiàng)目(2015BZZ184)

蘇 靜(1980—)，女，湖南汨羅人，湖南大學(xué)金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：數(shù)理金融與計(jì)量金融;胡宗義(1964—)，男，湖南寧鄉(xiāng)人，湖南大學(xué)金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。

F832.4

A

1003-7217(2015)04-0033-06