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。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 個體的初始財富水平、接受教育的機(jī)會、改善社會與政治福利的 程度等等，進(jìn)而對農(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(jìn)行聯(lián)合估計(jì)，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(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

6、每 一時點(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(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）為對應(yīng)的狀態(tài)

7、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(yīng)， 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(yīng)和中介效應(yīng)在內(nèi)的全部 效應(yīng)?？勺兿禂?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)測報告。指標(biāo)數(shù)據(jù)時間跨度為 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， 同時采用協(xié)整

9、秩跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)來 對各組變量分別進(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(yīng)和中介效應(yīng)共同對農(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)和移動平均項(xiàng)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(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(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)收益對農(nóng)村貧困的影響為負(fù)（ 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(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”的動態(tài)變化過程。 從 sv2 的動態(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 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(yīng)和中介效應(yīng)在內(nèi)的 全部效應(yīng)。從 sv3 的動態(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 ，表明這個時期農(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(bǔ)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

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 sv3 進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在各個時點(diǎn)上， sv3 對應(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)在各個時點(diǎn)上， sv4 對應(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)顯著時點(diǎn)和不顯著時點(diǎn)分別予以討論：（1）sv1在 1986 1999年時間段以及 2001 年時點(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年時間段以及 2001 年時點(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年時點(diǎn)以及20022010年時間段 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)。具體的時段變化情況如下：在考察初期的 19861991 年時段，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

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 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)會和可 能都比較小。因此，中介效應(yīng)占據(jù)絕對的主導(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(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(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 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)在時間上呈現(xiàn)結(jié)構(gòu)性變動特征。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

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(jì)增長的 促進(jìn)作用不大，進(jìn)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(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