農村金融減貧的直接效應與中介效應
----基于狀態空間模型和中介效應檢驗的動態分析

蘇 靜,胡宗義

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

·金融與保險·

農村金融減貧的直接效應與中介效應
----基于狀態空間模型和中介效應檢驗的動態分析

蘇 靜1,2,胡宗義1

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

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

農村金融；減貧效應；狀態空間模型；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，貧困在發展中國家的表現尤為突出。中國政府一直致力于農村反貧困事業，并且將農村金融視為緩減農村貧困的主要力量和基本政策工具。為了促進農村金融有效地發揮減貧功能，政府先后對農村金融體制進行了多次改革和調整，力圖實現農村金融發展與農村貧困緩減的良性互動。為此，研究中國農村金融發展的減貧效應及其特征，對于檢測農村金融改革的政策效應，挖掘農村金融減貧潛力具有重要的現實意義。

已有研究表明，農村金融發展主要通過直接和間接兩大作用機制對農村貧困產生影響。直接機制是指農村金融機構向農村居民提供的各類金融服務及其服務的深度和廣度能夠影響到農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，進而對農村貧困產生影響，強調的是直接面向貧困群體的金融服務對農村貧困的影響效應，即直接效應。間接機制是指農村金融的發展和深化可以促進農村經濟增長，改善農村內部收入分配狀況，而農村經濟增長、收入分配改善又會影響貧困群體的收入水平和其他福利，從而影響農村貧困狀況。間接機制強調的是非直接面向貧困農戶的金融服務通過農村經濟增長、收入分配等中介途徑間接影響農村貧困的效應，即中介效應。部分學者也從不同角度給予了一定的經驗研究支持。丁志國等(2011)認為，農村金融發展促進了本地區經濟發展，經濟發展帶來的稅收增加也保證了農民轉移支付和涉農補貼的增加，并表現出了“先富帶動后富”的涓滴效應，這些都間接地促進了農村地區的貧困緩減，而直接面向農村貧困農民的金融服務所帶來的減貧效應卻十分有限[1]。許崇正和高希武(2005)認為農村正規信貸投資在促進農民增收中處于極其低效的狀態[2]。張立軍和湛泳(2006)認為直接面向農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村信貸市場的不完善整體上擴大了農村內部收入分配差距，從而不利于農村貧困緩減[4]。錢水土和許嘉揚(2011)認為中國農村金融發展對農民增收的促進作用僅在東、中部地區能夠得到體現[5]。王小華等(2014)研究認為農村地區的金融抑制導致收入越低的農民越難以擺脫自身收入增長困境，而收入越高的農民收入增長不斷走向良性軌道[6]。蘇靜等(2014)認為農村金融發展對農村貧困的影響是多維的，并且呈現鮮明的門檻特征[7]。

上述研究不同程度地驗證了農村金融減貧直接效應與中介效應的存在。但是涉及到對農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，本文擬采用變參數狀態空間模型和中介效應檢驗方法，在統一框架下系統研究農村金融發展對農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、狀態空間模型及其實證模型設立

狀態空間模型是一種典型的動態時域方法，它將不可觀測的狀態變量(也稱可變參數)并入到可觀測模型進行聯合估計，既能夠捕捉到不同時期系統內部變量關系的動態特征，也能夠很好地克服變量之間由于結構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變量的平均效應，不能觀測狀態變量的動態效應和變化過程的缺陷，進而達到分析和觀測系統真實狀態的目的。狀態空間模型包括狀態方程和觀測方程兩個部分。狀態方程描述的是從目前狀態向下一個時刻狀態轉換的關系，它通過設定可變參數的變動方式來描述相鄰時刻的狀態轉移變化規律，能反映出動態系統在輸入變量作用下每一時點上的狀態。觀測方程描述的是觀測序列(被解釋變量、解釋變量)與系統狀態之間的內在關系。

基于上述原理，建立三個觀測方程來分析農村金融發展對農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，下面的式子為狀態方程。其中POR表示農村貧困水平；ECO表示農村金融發展促進農村貧困緩減的中間變量，本文選取農村經濟發展水平來表示；F表示農村信貸水平。svi(i=1，2，3，4)為對應的狀態變量，表示解釋變量對被解釋變量影響的可變系數，其中sv2代表農村金融發展緩減農村貧困的全部直接效應，sv3代表農村金融發展對農村貧困影響的包括直接效應和中介效應在內的全部效應。

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

三、指標與數據

農村信貸水平(F)：采用農村人均信貸水平即農業貸款與鄉鎮企業貸款之和與農村總人口的比重表示，數據來自于相關年份《中國金融年鑒》。農村經濟收入(ECO)：采用農村人均經濟收益即農村經濟總收益與農村總人口的比重表示，數據來源于相關年份《中國農業年鑒》。農村貧困水平(POR)：采用農村絕對貧困水平即農村貧困發生率來表示，數據來源于相關年份《中國農村貧困監測報告》。指標數據時間跨度為1986～2010年，為了盡可能降低異方差和共線性問題，將所有數據進行對數處理。所有數據處理均采用Stata11.0分析軟件進行

四、模型估計與分析

(一)單位根檢驗與協整檢驗

進行變參數狀態空間模型估計之前，為了確定各時序變量的穩定性，需要進行單位根檢驗。相關變量ADF單位根檢驗的結果如表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的，但其一階差分序列都是平穩序列，說明這三個變量都是一階單整，可以進行協整分析。

表1 指標數據的ADF單位根檢驗(1986～2010)

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

表2 狀態空間模型的協整秩檢驗

(二)狀態空間模型的估計

首先，各解釋變量滯后階數根據赤池信息準則(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性，需要確定模型的自回歸項AR的階數和移動平均項MA的階數，通過對不同AR階數和MA階數組合模型的計算和比較，最終確定以AR為2階、MA為1階。狀態空間模型式(1)～(3)的估計結果如表3所示。表3顯示，模型(1)～(3)的狀態變量sv1、sv2、sv3、sv4Z統計量的P值都小于0.05，表明四個狀態變量都是顯著的。

表3 狀態空間模型估計結果

為了確定上述狀態空間模型的估計結果是否有效，進一步對模型(1)～(3)的殘差進行單位根檢驗，結果顯示估計的上述狀態空間模型的殘差在5%的顯著性水平下都是平穩序列，且其殘差序列各階自相關系數和偏相關系數在5%的顯著性水平下不存在序列相關。因此，狀態空間模型(1)～(3)的設定是正確的，其估計結果也是有效和可靠的。下面，根據四個狀態變量時間上的動態變化軌跡(如圖1)，就農村金融發展對農村貧困影響的動態效應進行分析。

圖1 四個狀態變量的動態變化趨勢

從圖1可以看出，農村經濟收益、農村金融發展與農村貧困之間雖然存在長期均衡關系，但是兩者對農村貧困的影響并不一致，大體上呈現此消彼長的趨勢。具體而言，在20世紀90年代之前，農村經濟收益對農村貧困的影響為負(sv1)，且大體上經歷了一個先減少后增加的過程，表明這個階段農村經濟收益增長顯著促進了農村貧困緩減，且以1999年的促進效應最為明顯。此后，其對農村貧困影響的彈性系數一直穩定在-0.2 左右的位置，表明在控制了農村金融發展變量的情況下，農村經濟收益增長一定程度上帶來了農村貧困的緩減。由于式(1)控制了中介變量農村經濟收益，農村金融發展對農村貧困的影響彈性(sv2)就實際上代表了其緩減農村貧困全部的直接效應，其直接效應變化軌跡大體上經歷了“上升----下降----穩中有升”的動態變化過程。從sv2的動態變化趨勢圖來看：1989年以前，農村金融緩減農村貧困的直接效用是極其有限的；自1989～1991年，農村金融的直接減貧效應出現一個顯著提升過程，其彈性系數從0.16下降到-0.90；自1992～2000年，農村金融的直接減貧效應保持相對穩定，其彈性系數始終穩定在-0.89左右。直接效應呈現上述階段性變化特征的原因是：九十年代以前是中國農村金融的萌芽時期，不僅農村金融政策和發展充滿變數，而且直接面向農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村金融業務的逐步擴展，直接面向農戶投放的信貸得到增加，農村金融緩減農村貧困的直接效應也得到增強。

sv3是農村金融發展對農村貧困影響的可變系數，代表了農村金融發展對農村貧困影響的包括直接效應和中介效應在內的全部效應。從sv3的動態變化趨勢圖可以看出，考察期間，sv3始終為負，但在1986～1999年間其彈性系數從-1.031穩步上升到-0.985，表明這個時期農村金融緩減農村貧困的總體效應出現下降。自2000年開始sv3的彈性系數開始呈現下降趨勢，且一直持續到2007年，盡管在2007年末再次出現小幅反彈，但其彈性系數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村金融改革政策和措施，這一時期的改革主要以農村信用社為改革對象，目的是建立商業金融、合作金融、政策性金融和小額信貸組織互為補充、功能齊備的農村金融體系。由于這一時期的改革都凸顯了由“存量調整”轉向“增量培育”來完善農村金融服務體系的思路和政策探索，觸動了農村信貸約束的本質，改革頗顯成效，農村金融緩減農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小幅下降，主要原因是隨著農村扶貧攻堅的深入推進和絕對貧困面的大幅下降，進一步消除農村地區 “剩余貧困”、“頑固性貧困”的任務將更加艱難，導致農村金融促進農村貧困緩減的進程放緩，農村金融發展的減貧效應出現小幅下降。

sv4是農村金融發展對農村經濟收益影響的可變系數，其彈性系數在1986～1990年出現一次顯著下降，由2.543下降到2.340，隨后持續穩定在2.35水平左右。考察期間其彈性系數始終顯著為正，表明農村金融發展顯著帶動了農村經濟增長，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

上述分析表明農村金融發展有效促進了農村貧困緩減，并且在促進農村貧困緩減的過程中中介效應與直接效應并存。那么，農村金融緩減農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，發現在各個時點上，sv3對應的t統計值均在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。檢驗發現在各個時點上，sv4對應的t統計值均在5%的顯著性水平下顯著，而sv1的檢驗結果比較復雜，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年時點上農村金融促進農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。檢驗結果顯示，在1987年時點上，sv2的t統計值均小于臨界值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，即農村金融發展的減貧效應全部是通過農村經濟增長所間接引致，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，即農村金融發展作用于農村貧困緩減是通過其中介效應與直接效應共同來實現的。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 農村金融發展對農村貧困影響的中介效應占比圖

從圖2可知，考察期間農村金融緩減農村平困的總效應中平均有45.83%的比例來自于農村經濟增長的中介效應。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%，即農村金融緩減農村貧困的效應70.17%是通過農村經濟增長的中介途徑而實現的。原因在于：這一時期農村金融體系以農業銀行及其農村基層機構為主體，在政府統一指導下主要為“三農”提供信貸服務。在以家庭聯產承包責任制為基礎的農村經營體制下，各農村金融機構基本只是慎重選擇經營效益有保障的大客戶供貸，而個體農戶信貸資金的需求農村金融機構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。加上這一時期農村非正規金融被認為是非法的，其生存和發展受到嚴重壓抑。農村正規信貸遠遠難以滿足的農戶信貸需求也很難通過非正規金融渠道解決。在個體農戶信貸需求受到嚴重約束和農戶生產生活水平本身不高的情況下，農戶直接通過獲取信貸服務來緩減自身貧困的機會和可能都比較小。因此，中介效應占據絕對的主導地位。1992～2010年，農村金融緩減農村貧困的中介效應平均占比為38.14%。其中，1993～2006年農村金融影響農村貧困的中介效應占比始終穩定在40%左右的水平。原因是這一時期中國農業和農村經濟工作的中心任務是推進農業和農村經濟結構的戰略性調整。隨著國家政策的推動和農村經濟發展水平的提高，農村經濟結構日益多元化，農村經濟發展呈現市場化、產業化、貨幣化和城鎮化的新趨勢，從而使得農村金融需求主體對金融產品和金融服務的需求也發生了很大的變化，對資金的需求從規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，農村金融供給逐漸呈現出規模化和多樣化特征，不僅加大了專門針對貧困農戶的貼息貸款規模，農村地區能夠提供抵押品的農戶的信貸需求也逐步得到授信。進而導致農村金融緩減農村貧困的中介效應降低而直接效應提高。2007～2010年，農村金融促進農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%。原因是這一時期農村金融增量發展迅速，以扶貧為宗旨的小額信貸、村鎮銀行、農村資金合作社等新型金融機構不斷涌現有力促進了農戶直接信貸可獲性的提高，從而使得農村金融緩減農村貧困的直接效應上升而中介效應下降[10]。這一結果與上文狀態空間模型的估計結果是一致的，因此，本文的結論穩定、可信。

五、結論與啟示

以上基于中國農村1986～2010年的時間序列數據，采用狀態空間模型和中介效應分析方法檢驗并測算了農村金融發展對農村貧困的影響效應及其成分。研究結果表明：農村金融發展有效促進了農村貧困緩減，并且在促進農村貧困緩減的過程中中介效應與直接效應并存。考察期間，農村金融促進農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結構性變動特征。1986～1992年，農村金融促進農村貧困緩減的效應主要依靠中介效應來實現，其中介效應占總效應的比例高達70.17%；1993～2010年，農村金融促進農村貧困緩減的效應主要依靠直接效應來實現，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村金融減貧存在信貸供給對象結構上的失衡。

長期以來，中國農村金融機構出于防控風險的目的，過于強調借貸需求主體的初始資源稟賦。農村信貸供給的主要對象是盈利較好的企業、有良好社會關系或者穩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戶。據《中國金融年鑒》2011年的統計，2010年末農村地區貸款總余額為98040.0億元，其中農戶貸款余額為26043.2億元，僅占當年農村總貸款余額的26.56%。農村企業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村貧困33.93%的中介效應占比顯然與其貸款數量73.44%的絕對地位并不匹配。這一方面可能是農村企業和其他各類組織的信貸資金使用效率低下，對農村經濟增長的促進作用不大，進而對農村反貧困的作用也就有限；另一方面，農村企業和其他各類組織貸款有效促進了農村經濟增長，但是農村經濟增長并沒有帶來對等的減貧效果。而直接面向農戶特別是貧困農戶投放的信貸，有的被用于小規模生產經營，有的被用于消費以緩減自身在食物營養、教育文化、醫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生經濟效益，但其直接用途是解決貧困居民生活、生產與未來發展的困難，某種程度上來說具有重要的間接生產性，甚至比投向農村企業和其他各類組織的信貸更加具有產出效益和減貧效應。農村信貸在緩減農村貧困的過程中，直接面向貧困農戶投放的信貸所產生的直接減貧效應要明顯大于投放到其他企業或者組織的信貸所產生的間接減貧效應。

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

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(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，湖南大學金融與統計學院博士研究生，研究方向：數理金融與計量金融;胡宗義(1964—)，男，湖南寧鄉人，湖南大學金融與統計學院教授，博士生導師，研究方向：計量經濟模型。

F832.4

A

1003-7217(2015)04-0033-06