農(nóng)村金融減貧的直接效應(yīng)與中介效應(yīng)

1、農(nóng)村金融減貧的直接效應(yīng)與中介效應(yīng)一、引言及文獻(xiàn)綜述貧困是世界各國普遍存在的社會(huì)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(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，研究中國農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應(yīng)及其特征，對(duì)于 檢測農(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 民提供的各類金融服務(wù)及其服務(wù)

2、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，改善農(nóng)村內(nèi)部收入分配狀況，而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長、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)戶的金融服務(wù)通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長、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

3、來的稅 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 。錢水土和許嘉揚(yáng)（ 2011）認(rèn)為中 國農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收的促進(jìn)作用僅在東、

4、 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(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

5、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， 它將不可觀測的 狀態(tài)變量（也稱可變參數(shù)）并入到可觀測模型進(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)所帶來的不能估計(jì)或者估計(jì)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(yīng)，不能觀測狀態(tài)變量的動(dòng)態(tài)效應(yīng)和變化過程的缺陷， 進(jìn)而達(dá)到 分析和觀測系統(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， 它通過設(shè)定可變參數(shù)的變動(dòng)方式來描述相鄰時(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

6、每 一時(shí)點(diǎn)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?；谏鲜鲈?， 建立三個(gè)觀測方程來分析農(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寸解釋變量LnF和中 介變量Ln ECO勺觀測方程；被解釋變量Ln POR寸解釋變量LnF的 觀測方程；中介變量Ln ECO寸解釋變量Ln POR勺觀測方程。（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；ECC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)

7、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)， £t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?數(shù)據(jù)來自于相關(guān)年 份中國金融年鑒。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)丝诘谋戎乇硎荆?數(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(duì)貧困水平

8、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(bào)告。指標(biāo)數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為 19862010 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(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， 說明這三個(gè)變量都是一階單整，可以進(jìn)行協(xié)整分析。 為了確保 檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性， 同時(shí)采用協(xié)整

9、秩跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)來 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LnPORLnECO LnF三個(gè)變量之間顯著存在一個(gè)長期均衡關(guān)系。 意味著農(nóng)村金融發(fā)展通過直接效應(yīng)和中介效應(yīng)共同對(duì)農(nóng)村貧困 產(chǎn)生影響。（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)

10、則（AIC）和施瓦茨信息準(zhǔn)則（SC）來確定。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svl、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。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)

11、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。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)此消彼長的趨勢。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)先減少后增加的過程， 表明這個(gè)階段農(nóng)村經(jīng)濟(jì)收益增 長顯著促進(jìn)了農(nóng)村貧困緩

12、減， 且以 1 999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(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)變化過程。 從 sv2 的動(dòng)態(tài)變化趨勢圖來看： 1 989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)顯著提升過程，其彈性系數(shù)從

13、 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)展充滿變數(shù)， 而且直接面向農(nóng)戶投放 的信貸少之又少， 導(dǎo)致直接效應(yīng)甚微。 隨著九十年代以來農(nóng)村金 融業(yè)務(wù)的逐步擴(kuò)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(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)變化趨勢圖可以看出，

14、考察期間， sv3 始終為負(fù)，但在19861999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(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

15、育”來完善農(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19861990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。 考察期間其彈性系數(shù)始 終顯著為正，

16、 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， 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

17、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19861999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20022010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%勺顯著性 水平

18、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)全部是通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長所間接引致， 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)村貧困緩減是通過其中介效應(yīng) 與直接效應(yīng)共同來實(shí)現(xiàn)的。對(duì)此，按照MacK“0門等（1995） 9提出的方法，可以由sv1 xsv4/ （sv1 xsv4+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)趨勢如圖 2所示。 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

19、自于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的中介效應(yīng)。具體的時(shí)段變化情況如下：在考察初期的 19861991 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 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的中介途徑而實(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)營體制下， 各農(nóng)村金融機(jī)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(gè)體農(nóng)戶信貸資金的需求農(nóng)村金融機(jī)構(gòu) 普遍采取的是有選擇性、 有針對(duì)性的信貸配給來部分緩減， 且其主要來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

20、 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(gè) 體農(nóng)戶信貸需求受到嚴(yán)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(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。19922010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， 19932006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 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

21、益多 元化，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(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卣鳎?不僅加大了專門針對(duì)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(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

22、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農(nóng)村19862010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

23、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。19861992 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) 來實(shí)現(xiàn)，其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例高達(dá)70.17%；19932010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。長期以來， 中國農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)出于防控風(fēng)險(xiǎn)的目的， 過于強(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)定收入來源的組織以及部 分

24、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(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)和其他各類組織貸款余額占比高達(dá) 73.44%， 但是由此帶來的緩減農(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)和其他各類組織的信貸資金使用效率低下， 對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的 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)和其他各類組織貸款有效促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長， 但是農(nóng) 村經(jīng)濟(jì)增長并沒有帶來對(duì)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