農民人均純收入增長效應研究
——基于縣域金融中介、財政支出協同視角

劉 洛

（中央財經大學 經濟學院博士后流動站，北京 100081）

一、引 言

在世界經濟社會發展中，農民收入增長有著特別重要的貢獻。因此，與之相關的研究也變得廣泛而深刻。農業、農村和農民問題始終是全面實現小康社會乃至實現兩個一百年奮斗目標過程中的關鍵問題?！叭r”的核心問題是農民，解決農民問題的關鍵是保持農村經濟的持續、健康發展，其中必須實現農民人均純收入持續增長，才能統籌城鄉發展、縮小城鄉收入差距。改革開放四十多年，中國農民人均純收入穩定增長，但是伴隨著著力提升發展質量效益，保持經濟持續健康發展，農民增收緩慢、城鄉收入差距持續擴大。農民增收以及城鄉收入差距是解決“三農”問題的根本所在，也是我國持續增進民生福祉、扎實推動共同富裕的重要路徑。只有走出農民人均純收入增長困境，才能從根本消除城鄉收入差距，使農民人均純收入增長與國內生產總值增長基本同步。當前，農民收入增長的源泉正在發生深刻變化，農民人均純收入增長逐漸轉向非農業收入的增長。

從20世紀年50年代開始，著名的“庫茲涅茨”假說將收入分配研究的重心轉向個人收入分配理論，從國民收入在工資、利潤間的分配轉向個體之間的收入分配差距，重點研究這種不平等與經濟增長間的關系，收入分配問題成為經濟理論研究的熱點。一個國家大規模地增加資本供給、擴大投資，才能打破貧困這種惡性循環，提高人民收入水平，同時促進資本形成。沖破“低水平均衡陷阱”的關鍵所在，就是改變農村資本稀缺狀況，提高農民收入水平。為此，發展中國家應加大對農村的資金投入，提高農民就業機會和收入水平，改善農民生活條件。農村的資金約束比較明顯，農民缺乏生產函數中最重要的生產要素即資本，投入產出受到了極大的約束。近年來，世界經濟發生了深刻變化，盡管農民人均純收入增長的源泉正在發生本質變遷，其結構也在發生著巨大的變化，農民依然面臨著生產技術、人力資本等一系列的生產要素約束，其中資本匱乏是首要問題。農民進行生產所需資本來源主要包括農村的金融中介、財政支出和農民自有資金。最早農村與城市的二元結構是一個社會學范疇的概念，自從經濟學引入“二元結構”理論后，經濟學開創了“結構主義”分析的新思路，城鄉“二元結構”也成為一個經濟學范疇的概念。縣域是一種區域的特定形式，既是城市和農村的結合點，又是城鄉聯動的關節點，也是我國經濟地域系統的基層經濟地域單元?？h域是以縣級行政劃分的地理空間，具備獨立的縣級財政和地方稅收體系，以縣城、鄉（鎮）、村不同層次經濟元素間的聯系和比例關系為基本結構，其活動涉及生產、流通、消費、分配各環節以及三次產業而發揮整體調節功能的經濟系統。隨著改革開放的推進，農民人均純收入結構發生變化，縣域資本的形成會影響農村人力資本積累、產業結構變動、農村勞動力轉移等，從而影響農民人均純收入增長。因此，縣域金融中介和財政支出成為發展中國家促進農村經濟增長不可或缺的政策措施。

本文選取我國31個省份（不包括港澳臺地區）1 993個縣域的經濟數據，基于縣域金融中介、財政支出的協同視角，實證農民增收與之相關關系。只有立足于縣域，才能把握基本現實，得出新的經驗性證據。目前，多數研究農村經濟大多基于全國層面或省域的時間序列數據，實際上對農民增收影響最直接的還是縣域金融、財政的作用。國家、省級和地市的金融、財政對農民收入的作用，最終還是要通過縣域來實現的。因此，以縣域為主體來制定金融、財政發展政策，對農民增收更具有實際意義。

二、相關文獻綜述

隨著經濟的發展，農民人均純收入結構發生深刻變化，縣域金融中介、財政支出可能通過復雜的傳導路徑，影響農民在非農和農業這兩種收入渠道的因素構成，進而影響農民的整體收入。因此，影響農民增收途徑的所有因素都直接或間接依賴于金融和財政的作用。一個不確定的環境下，金融中介能夠在不同時空上配置、便利資源，通過資本積累和技術進步兩個渠道，金融中介能夠促進經濟增長。因此，金融中介與農民收入之間應該存在更復雜的傳導機制。根據總需求管理理論，擴大財政支出對經濟增長產生乘數效應，財政支出可以直接或間接地增加農民收入，通過農民消費刺激需求，從而獲得良好的經濟效益和社會效益。

（1）關于金融中介與農民收入增長之間的關系方面。早期關于農民收入增長的研究，國外學者重點關注金融結構問題。發展中國家金融體系中的二元結構嚴重抑制了農村金融的發展，因此，通過完善農村金融的治理，消除金融抑制，促進農村經濟增長和農民收入增長（Mckinnon，1973）［1］。直到20 世紀年 90 代，Greenwood and Jovanovic（1990）［2］首先提出金融發展和收入分配的關系是“倒U”型假說，西方理論界才開始關注金融發展與收入分配的關系問題，前后提出了三種不同的理論假說，分別為金融發展與收入分配的“庫茲涅茨”假說關系（Achion and Bolton，1997）［3］、金融發展降低了收入差距（Maitra，et al.，2017）［4］以及金融發展擴大了收入差距（Seshamani and Tounkara，2018）［5］。在實證方面，國外學者選取跨過樣本對金融發展與收入分配的關系進行實證檢驗，研究結果發現，金融發展顯著縮小一國收入分配差距（Sehrawat and Giri，2016）［6］，卻未能證實兩者間的“倒U”型假說關系。

金融中介在調動儲蓄、評估項目、管理風險、監督管理者、便利商品和服務交換等方面發揮積極作用。長期以來，大量研究證實了金融發展與經濟增長之間的關系，但是關于金融中介與農民收入增長方面的文獻很少，僅有一些文獻從金融市場的角度分析農村資金配置效率問題，提出金融中介有利于促進農村內生經濟增長和農民增收（Mellor and Ma?lik，2017）［7］。

從國內研究來看，我國學者在借鑒國外先進理論成果的同時，也在積極探索金融發展對收入分配差距的影響。國內學者針對金融發展與城鄉收入差距進行多角度的實證研究（王國剛，2018）［8］，得出的結論并不完全一致。近年來，也有少數學者通過實證方式，檢驗了中國金融發展與農民收入之間的關系，結果顯示，中國金融發展對農民收入增長具有顯著的負效應（黃壽峰，2016）［9］、正效應（陳國強等，2018）［10］或不顯著的影響（溫濤和王煜宇，2018）［11］。顯然對金融發展與農民收入之間的關系做了一定的探索，但是這些研究僅僅是一種直接的數量關系，而很少研究其中內在效應和影響路徑。

（2）關于財政支出與農民純收入增長的關系。早在十八世紀，《經濟表》闡述了農業在國民經濟發展中的重要地位和戰略意義，《國富論》提出資本的積累是經濟增長的重要條件。資本投在農業的比重越大，推動國民生產性勞動越大?；趦π钆c投資關系，投資能夠增加資本存量，有利于提高社會生產能力，并通過乘數效應促進收入水平的提高。Schultz（1945、1964）開創了現代農業經濟理論先河，他在《不穩定經濟中的農業》和《改造傳統農業》中提出政府必須向農業部門投資，不僅要注意資本的投資方向，還要運用政策指導和鼓勵農民增收。1958 年，EEC 組織將財政支農作為專門研究內容和政策措施納入CAP，至此，西方學界開始對財政農業政策作為專門的學術領域進行系統性研究。

國外早期研究認為，財政支出作為外生力量，能夠促進農民收入增長，財政支農和農戶收入增長之間存在著替代和互補兩種關系（Barro，1981）［12］，一些學者也通過實證研究驗證互補與替代效應均存在可能（Ahmad，1986）［13］。隨后，Sembiyeva 等（2019）［14］研究表明，政府財政支出構成的資本存量增加對生產率的增長具有積極作用。Severini and Tantari（2014）［15］認為，財政支出結構差異導致農民收入增長的效果具有不一致性。

從國內研究來看，研究大都基于全國層面或省域的時間序列數據，考察了財政農業支出對農民收入的總體影響（邊恕等，2021）［16］，得出效果顯著不一的結論。近年來，為了更加客觀和準確地反映財政支出與農民增收之間的關系，國內學者開始著眼財政支出結構的實證研究（王小華，2019）［17］，得出了不同的結論，即財政農業支出結構對農民收入增長的影響效果并不一樣。還有一些研究強調財政支農效率問題，一些學者就如何提升財政農業投入效率、促進農業經濟增長和農民增收展開了系列的理論和實證研究（張笑寒，2018）［18］。

關于金融、財政與農民人均純收入增長協同效應方面，目前的研究還相當有限。關于縣域金融中介、財政支出和農民人均純收入增長之間關系的研究尚無現有的文獻，類似相關研究都未考慮其中的非線性效應和協同機制。多數研究只限于金融發展或財政政策與農民人均純收入增長的單一因素關系，考察兩者相互影響農民人均純收入增長的理論分析很少。

三、縣域金融中介、財政支出對農民人均純收入增長影響的機理分析

隨著城鄉區域發展格局不斷優化，農民勞動力流動障礙逐漸被打破，農民收入結構也發生變化。金融中介和財政支出可能通過資本存量、人力資本積累、農村勞動力轉移和產業結構升級等渠道，影響我國農民人均純收入增長。

（一）縣域金融中介對農民人均純收入增長影響的路徑

金融中介通過提供不同的金融產品和服務，動員和配置社會閑散資金、監督這些資金的使用、促進資金流通并分散其在經濟運行中產生的風險。金融中介的五個基本功能通過資本積累和技術進步兩個渠道，推動經濟增長。然而，中國金融具有的“二元結構”特征，也導致縣域金融中介具備固有的特殊性，其對農民人均純收入的影響表現出更加復雜化。所以，金融中介具有的這些功能，對農民收入增長的影響更具多樣性和復雜性

隨著經濟的發展，農民收入結構發生很大變化，金融發展可能通過勞動力市場對收入分配產生影響。農村勞動力流動壁壘逐漸打破，農民逐漸從農業取得收入轉向非農產業收入。這樣一來，影響和決定農民人均收入增長的因素由農業和非農業收入構成，但是非農產業增收的空間更大。首先，縣域金融中介將縣域的儲蓄轉化成投資，鄉鎮企業、中小企業和農戶由此獲得投資資本，提升縣域資本投資率。向縣域提供的信貸數量能夠促進私人、企業和公共系統的資本積累，這是金融中介有利于農民人均純收入增長非常有效的途徑。其次，金融中介發揮引導作用，把資金配置到投資收益率高、市場競爭力強的產業。金融中介通過資本積累和技術進步兩個渠道，引導縣域產業向適應市場化運作的方向發展，提升縣域產業技術水平以及增強市場競爭能力，促進農業產業的多樣化及產業升級，實現更多勞動就業。再次，資本追逐最大回報，金融中介發揮資源配置的作用。引導勞動力要素、資本要素等可以在產業間自由流動，并且流向高生產率行業，促進縣域二三產業的發展，實現農村勞動力的轉移，增加農民非農業工資性收入。最后，縣域金融中介的改善，使農民更加容易獲得貸款。一方面擴大再生產，在生產經營中應用更多的農業新技術及經營的新模式；另一方面更愿意將資金投放到教育、培訓、健康和遷移等方面。農民在人力資本方面的投入，對農民的家庭經營純收入和工資性收入都具有積極作用。

（二）縣域財政支出與農民人均純收入增長關系

縣域財政支出是調節縣域經濟的重要手段。它的經濟性和社會性支出增加都有助于帶動縣域經濟的發展，通過特定的機制和途徑直接或間接影響農民收入。第一，財政支出投入縣域基本建設項目，能夠形成對農民的大量需求，包括農民工參加項目建設獲得的工資收入、提供涉農的原材料和從事有關經營收入的機會和空間，帶動農民參加各種建設和創業，從而增加農民非農收入。第二，支援農業支出屬于與農業生產經營掛鉤的財政支出項目，改善了農業生產投資環境，在生產要素投入不變的情況下，降低農業生產成本，提高單位投入的產出，從而增加家庭經營性收入。第三，縣域公共產品和服務為農民生產、生活創造條件，減少生產、生活成本，改善農民生產經營的外部環境，間接增加農民家庭經營收入。第四，縣域教育科學、醫療衛生、社會保障支出可以提升農村勞動力的科技、文化和健康水平，一定程度地提升勞動者素質，提高生產效率和收益。同時，又能引導農村剩余勞動力向外轉移和就業，進而帶來農民的非農工資性收入增長。其中的農村救濟費、良種補貼等費用屬于社會保障支出，通過轉移支付手段，將這部分當年實施政策的支出，直接轉化為農民轉移性收入。第五，縣域行政管理屬于維持性支出，這些公共服務為農民正常生活、生產提供安全保障和維持社會秩序等，為農民增收創造好的外部環境。

四、模型設定、研究變量與數據描述

《經濟學原理》一書中最早提出了生產函數理論，并首先應用于生物科學和自然科學。從本質來看，生產函數揭示了生產過程中生產要素與最大產出之間的經濟技術關系。

（一）實證模型構建

本文在柯布—道格拉斯生產函數的基礎上，拓展了包括縣域金融中介、財政支出的CD生產函數。為了考察我國農民人均純收入增長效應，檢驗其是否依賴縣域金融中介、財政支出的協同水平而存在機制轉移特征，本研究引入交互項來驗證變量之間協同關系，這種做法在國外學術界有過應用。依據上述思想，在基本模型的基礎上加入交互項，公式如下：

其中：被解釋變量FRit代表31省份農民人均純收入增長，衡量1 993 個縣域農民人均純收入的增長水平；fit為縣域金融中介和財政支出的交互變量；Cit為其他控制變量；hz（git；γ，c）為轉換函數，可觀測狀態轉換變量qit的連續有界（0≤qit≤1）函數。本文旨在研究縣域金融中介、財政支出與農民純收入增長的非線性影響，因此選取SIZit和STRit作為縣域金融中介（CFIit）、財政支出（PFEit）轉換變量。γ是斜率系數，衡量平滑程度，表示區制轉換的平滑速度；μi為地區差異的不可觀測效應；cj是轉換發生的位置參數，衡量協同門檻水平，表示轉換發生的位置。

（二）變量說明與數據描述

本文主要變量定義和統計描述如下：

（1）農民人均純收入增長。農民人均純收入為剔除農民醫療、教育、消費等必要支出后的剩余收入，是農民能夠從事其他活動所必要的資金來源。農民人均純收入增長是衡量城鄉收入差距的主要指標，也直接反映農民生產力投入和產出效率水平。本研究采用農民人均純收入的年實際增長率表示，記為 FRit。

（2）縣域金融中介和財政支出?；跀祿@取的原因及比較的客觀性，本文從融資規模角度定義縣域金融中介機構各項貸款占GDPit的比重，以此作為縣域金融中介發展的規模指標。這一指標可以刻畫銀行中介機構業務規模的變化，反映縣域金融中介對實體經濟在資金方面的支持程度。本研究采用該指標衡量縣域金融中介的發展水平，記為CFIit。

財政支出是政府干預社會經濟的一種手段，反映政府調控資源的力度。按照CD生產函數形式，這里將行政管理支出等一般維持性支出忽略，縣域財政支出包括縣域經濟性支出和社會性支出。本文的財政支出是經濟支出與社會性支出之和，就是縣域財政一般公共預算支出。因此，選擇縣域財政一般預算支出占縣域GDP的比重加以衡量，記為PFEit。

（3）控制變量Cit?？h域固定資產投資水平（AS?Tit），用以控制縣域固定資產投資水平變化對農民純收入增長的影響，該變量采用中國縣域固定資產投資額/縣域實際GDP；縣域勞動力就業水平（LABit），用以控制各縣域勞動力就業水平對縣域經濟發展的影響，該變量用縣域從業人員數占縣域總人口數的比重表示；縣域物價指數增長率（RPIit），用以控制縣域物價指數增長率對農民純收入增長的影響，該變量采用縣域零售物價指數環比的增長率表示；縣域人口增長率（POPit），用以控制各縣域人口增長率對縣域經濟發展的影響，以縣域人口環比的增長率表示。

（4）Cit為 PSRT 模型轉換變量。SIZit表示以縣域金融中介、財政支出之和與縣域GDP 比值作為轉換變量；STCit表示縣域金融中介占縣域GDP 比重/縣域財政支出占縣域GDP 比重作為轉換變量，刻畫縣域金融中介、財政支出規模與結構對縣域經濟增長的非線性影響。

本文采用面板平滑轉換回歸模型，就縣域金融中介、財政支出對農民人均純收入增長的效應展開實證檢驗。選擇的樣本為我國31 個的省份（不包括港澳臺地區）共1 993個縣域地區，數據來源于各縣域統計年鑒、中國農村統計年鑒和人口統計年鑒，時間區間為1999—2018年。

上述變量的描述性統計見表1所列。

表1 各變量的描述性統計特征（1999—2018年）

續表1

五、實證結果及分析

（一）模型非線性檢驗

本文以縣域金融中介和財政支出作為門限協同變量，檢驗金融中介、財政支出與農民人均純收入增長之間是否存在著非線性效應。為了保證檢驗結果的正確性，采用Hausman檢驗幫助選擇模型的固定效應和隨機效應形式。本文具體使用LM、LMF和LRT統計量，對線性模型的原假設（H0：r=0）以及具備一個位置參數的兩區制轉換模型的備擇假設（H1：r=1）進行實證檢驗。為防止龐大的模型隨著位置參數個數增加、顯著性水平選擇標準越來越低，本文選擇pvalue 值為0.000 1 的顯著性水平。表2 結果顯示：假設hz（git；γ，c）的位置參數個數為1（m）時，LM、LMF和LRT統計量均在1%的顯著性水平上拒絕線性關系的原假設；假設hz（git；γ，c）的位置參數個數為2（m）時，上述檢驗統計量也均在1%的顯著性水平上拒絕線性關系原假設。說明面板數據具有明顯的非線性轉變，縣域金融中介、財政支出與農民人均純收入增長之間具有顯著的非線性特征，可以進行PSTR模型驗證。

表2 FRit協同模型線性檢驗與剩余非線性檢驗

（二）非線性模型參數估計

為了獲得漸進無偏PSTR 模型的參數估計值，本文采用非線性最小二乘法（NLS）對模型的相關參數展開估計。首先，確定平滑系數γ和位置參數c的初始值，通過grid search 法生成的γ、c初始值均落到相應的區間內；其次，采取“平減個體均值”方法去除線性部分的固定效應，對所有變量進行組內均值變換，通過組內回歸消除固定效應；最后，對完成組內均值變換的模型進行NLS（Nonlinear Least Squares）估計，得到原假設下的面板殘差平方和SSRo、SSR1。重復上述操作，得到最小的殘差平方和SSRo、SSR1所對應的參數γ和c，即為所需的最佳轉換函數估計值。至此，檢驗模型剩余異質特征，判斷現有的轉換函數能否充分捕捉變量的非線性關系。將估計出的參數γ和c代入模型（1）、模型（2），估計其他參數，結果見表3所列。

表3 FRit協同非線性PSRT模型參數估計

從規模協同模型的估計結果可知，在不同的fit的水平上，SIZit對FRit的影響有著明顯的差異。位置參數即門檻水平值lj=-0.295 8（e-0.2958=0.743 9），而SIZit在位置參數lj估計值74.39%兩側對FRit的影響存在明顯區別。在此門檻值之前，模型處于協同區制，SIZit小于74.39%，且交互項CFIit×PFEit的β01彈性系數大于零，SIZit對FRit的影響表現為協同，模型在5%的顯著性水平上顯著。表明在協同的縣域或時期，SIZit對FRit產生顯著的促進效應，縣域銀行增加貸款余額或政府增加財政支出會促進FRit。

越過門檻lj之后，模型處于非協同區制，SIZit大于74.39%，CFIit×PFEit的β0j彈性系數小于零，且模型在5%顯著性水平上顯著。這表明在非協同的縣域或時期，金融、財政投入規模過大，資源配置效率過低，產生了溢出效應，SIZit對FRit產生負的抑制效應，縣域銀行增加貸款余額、政府增加財政支出將阻礙FRit。說明隨著SIZit的進一步發展并實現對協同門檻的跨越，FRit會受到顯著阻礙。

模型斜率系數sj=11.706 1，表明模型在非協同與協同區制之間轉換的速度很慢，轉換函數呈現平滑漸進的變化趨勢，如圖1所示。說明非線性轉換函數具有明顯的平滑轉化特征，隨著SIZit規模達到協同門檻值，SIZit的變化對FRit影響呈現出漸進演變的非線性關系。

對結構協同轉換模型的估計結果可知，STRit位置參數估計值lj=4.102 1（e1.4115=4.102 1），該位置參數lj估計值兩側對FRit的影響存在顯著性區別。在門檻值之前，模型處于非協同區制，STRit小于4.102 1，交互項 CFIit×PFEit的彈性系數β11小于零，而且模型在1%顯著性水平上較為顯著。說明在非協同的縣域或時期，金融中介投入不足，而財政支出過大，導致資源錯配和破壞效率，對消費和民間投資產生擠出效應。因此，STRit對FRit產生負的非協同效應，即使政府擴大財政支出，金融中介加大信貸投放速度，也不利于FRit。

跨過門檻值lj之后，模型處于協同區制，STRit大于 4.102 1，CFIit×PFEit的彈性系數β0j大于零，且模型在1%顯著性水平上更加顯著。實證表明，只要越過4.102 1 協同結構比率，擴大金融中介的信貸投放、增加縣域政府的財政支出，會對FRit產生更加顯著的正面效應。說明在協同的縣域或時期，STRit對FRit產生交互的協同效應，縣域的銀行增加貸款投放，并且政府增加財政支出，保持不低于協同結構比率，這樣會更為顯著地促進FRit。

模型斜率系數s′j=12.326 7，表明模型在非協同與協同區制轉換的速度較慢，轉換函數呈現平滑、漸進的趨勢，如圖2所示。說明非線性轉換函數具有明顯的平滑轉化特征，隨著縣域金融中介和財政支出結構比率達到協同，STRit的變化對FRit影響的非線性效果較為平滑。

在不同的金融、財政發展水平下，具體考察控制變量影響縣域農民純收入增長非線性的門檻協同效應。

（1）控制變量ASTit與FRit的關系。模型處于兩個區制，ASTit影響FRi的彈性系數都大于零，模型處于協同區制且在5%的顯著性水平上顯著，但是進入非協同區制，模型在10%的顯著性水平上顯著。這反映出在非協同和協同的縣域或時期，ASTit對FRit始終是促進作用（β10>0，β1j>0；β′10>0，β′1j>0），并且處于協同區制的促進作用強于其在非協同區制（β10>β1j>0；β′1j>β′10>0）。這表明雖然在兩區制ASTit與FRit都是正相關，但是金融、財政處于協同區制，ASTit更加有力支持 FRit。

（2）控制變量LABit與FRit的關系。在門檻值前后，模型處于兩個區制，LABit影響FRit的彈性系數都大于零。處于非協同區制，規模協同模型在10%的顯著性水平上較為顯著，而結構協同模型在統計意義上不夠顯著；進入協同區制，兩模型分別在5%和10%的顯著水平上顯著。在兩個區制的縣域或時期，LABit對 FRit始終是促進作用（β20>0，β2j>0；β′20>0，β′2j>0）。越過門檻值，兩模型處于協同區制，LABit對 FRit的促進作用更加顯著（β10>β1j>0；β′2j>β′20>0）。說明雖然兩區制 LABit與 FRit都是正相關，但是在金融、財政協同的縣域或時期，LABit顯著促進FRit。

（3）控制變量RPIit與FRit的關系。在協同門檻值前后，模型處于兩個區制，RPIit影響FRit的彈性系數全部大于零，兩個模型處于兩個區制的顯著水平在統計意義上都不夠顯著，表明當金融、財政位于非協同和協同兩區制時，RPIit對FRit影響是不顯著的促進作用（β30>0，β3j>0；β′30>0，β′3j>0），并且這種促進作用隨著規模、結構值增大而增強（β3j>β30>0；β′3j>β′30>0）。這說明在金融、財政兩區制的縣域或時期，適度的縣域通貨膨脹可以促進FRit。

（4）控制變量POPit與FRit的關系。在協同門檻值前后，模型處于兩個區制，POPit影響FRit的彈性系數全部大于零。處于協同區制，兩模型在5%的顯著性水平上全部顯著；處于非協同區制，規模協同模型在統計意義上不夠顯著，而結構協同模型在10%的顯著性水平上較為顯著。這反映出POPit與FRit始終是正相關，在協同的縣域或時期，這種促進作用強烈，并且效果顯著。說明POPit有利于FRit，特別是在金融、財政協同的縣域或時期，支持作用更加顯著。

根據回歸模型的估計結果，圖1 和圖2 顯示了對應于轉換變量SIZit和STRit的各分位點，反映出相應轉換函數的分布和走勢特征。規模協同模型中，在位置參數lj（-0.295 8）兩側，CFIit×PFEit彈性系數在-8.301 2~0.302 5 之間平滑變化，所有觀測樣本值中，35.61%的樣本點位于中間過渡狀態，SIZit跨過門檻值74.39%的觀測樣本只有337 個，占全部樣本值的57.22%；結構協同模型中，在位置參數lj（1.411 5）兩側，CFIit×PFEit系數在-2.251 8~5.886 4之間平滑變化，所有觀測樣本值中，57.56%的樣本點位于中間過渡狀態，STRit跨過門檻值4.102 1 的觀測樣本只有250 個，占全部樣本值的42.44%。Logistic 平滑轉換函數曲線進一步證實了這一推論，SIZit、STRit在協同值兩側對 FRit的影響都是不對稱的，并且STRit函數曲線在兩種狀態下的轉換速度似乎相對更快，大多數樣本點位于中間過渡狀態和非協同區制。

圖1 規模協同模型Logistic平滑轉換函數曲線

圖2 結構協同模型Logistic平滑轉換函數曲線

六、結論與建議

本文采用面板平滑轉換模型，利用1999—2018年我國31個省份1 993個縣域的面板數據，在縣域金融中介與財政支出協同的視角下驗證我國農民純收入增長效應，并對縣域金融中介、財政支出與農民純收入增長的協同關系實證分析。

（一）基本結論

第一，我國縣域金融中介、財政支出與農民人均純收入增長效應存在非線性的機制轉移特征，不僅表現在金融中介和財政支出的規模上，也反映在金融中介與財政支出的結構上。在協同門檻值前后，縣域金融中介和財政支出對農民純收入增長的影響由促進轉變為阻礙，并且促進效應隨著縣域金融中介和財政支出協同水平的提升而逐漸增強。金融中介和財政支出的發展對農民人均純收入增長的影響表現為促進，跨過協同門檻閾值水平之后，其促進農民純收入增長的速度明顯提升。目前我國大多數縣域處于由阻礙機制向協同機制轉移的階段，平滑轉移效應非常平緩。

第二，縣域金融中介和財政支出投入的總量與結構的協同比值為74.39%和4.102 1，這個協同比值就是金融中介和財政支出在縣域的投入總量占縣域GDP 值的74.39%，且縣域金融中介與財政支出的比值為4.102 1。意味著促進我國農民純收入增長應該加強金融中介與財政支出協同，決策層必須高度關注縣域金融中介與財政支出的協同效應，尤其要關注兩者機制轉移的規模協同和結構協同。實證檢驗發現，現階段我國很多縣域金融中介和財政支出規模與結構均沒有達到協同標準，說明我國縣域金融中介、財政支出總量增長和結構調整對農民純收入增長的作用還未轉入“協同”區制，仍具備較大的提升農民純收入增長空間。

第三，在控制變量中，縣域固定資產投資水平與農民純收入增長始終呈現正相關，但是跨越金融、財政的協同區制，縣域固定資產投資更加有力地促進農民純收入增長，同時也能提升投資邊際回報率。勞動力就業水平一直對農民純收入增長產生正面效應，一旦跨越協同區制，縣域勞動者素質顯著提升，從而顯著促進農民純收入增長。當金融中介、財政支出位于協同區制，縣域物價增長指數影響農民純收入增長由負相關變為正相關，并且顯著，說明只要提升縣域金融、財政的協同水平，適度的通貨膨脹有利于農民純收入增長?？h域人口增長有利于農民純收入增長，特別是在金融、財政處于協同的縣域或時期，這種促進作用更加顯著。

（二）相關建議

1.建立縣域金融與財政高度協同的政策體系

在任何經濟體中，財政政策與貨幣政策可以相互搭配使用，并通過一定的傳導機制，引導市場主體參與經濟活動，其在微觀領域的現實效應就是金融中介與財政支出協同程度。兩者協同，則均衡配置，可以促進農民純收入增長；反之，則阻礙農民增收?？h域可以成立在縣政府領導下，由財政、銀行等相關人員組成的縣域經濟金融委員會，協調財政與銀行兩大部門，使之信息充分對稱。對貫徹實施宏觀政策以及結合縣域實際出臺具體政策，緊緊圍繞金融中介與財政支出的規模、結構協同，推動銀行與財政搭配、財政引導、銀行跟進以及財政杠桿撬動的模式，促進縣域金融中介與財政支出兩股力量跨越協同。同時，對具體工具在縣域經濟發展中的執行效果進行總結和溝通，及時發現政策實施和協調過程中的不暢與不足，加以反饋與修正，提高政策的協同性和實際效果。

2.搭建財政激勵金融機制

財政支出直接作用于社會經濟結構，通過激勵金融中介，拉動社會投資的總量，確?？h域金融中介和財政支出兩者投入總量的協同。一是財政通過獎勵與補貼搭建激勵機制，協同金融中介，增加支農支出，優化支農結構，提升支農效率。持續堅持定向補貼和增量獎勵政策不動搖；二是財政通過稅收優惠搭建激勵機制，協同金融中介，擴大固定資產投資規模，特別是縣域新型基礎設施建設，提高人均資本存量；三是財政通過信貸損失的分擔和補償搭建激勵機制，厘清縣域財政支出、金融中介補償和分擔的損失范圍，建立財政補償和分擔損失操作規程，協同金融中介，大力支持縣域涉農貸款；四是財政通過貸款擔保的扶持激勵機制，協同金融中介，支持傳統農業的改造，發展現代高效農業，推進農業科技進步和機械化。

3.構建金融引導財政機制

金融中介引導財政支出選擇縣域市場主體，參與縣域經濟。財政支出以扶持資金作為初始推動，從而與金融中介形成對縣域社會總需求調控，保持縣域金融中介和財政支出兩者比值的結構協同。一是金融通過縣域雙創引導財政支出，協同支持縣域的中小企業、民營企業和鄉鎮企業，最大限度地為農民提供在本地的非農業就業機會；二是金融通過提升投資水平引導財政支出，協同提高固定資產投資效率，使得資本積累成為促進農民收入的更有效的途徑；三是金融通過農村人力資本引導財政支出，協同支持縣域教育、培訓產業，增強農戶的勞動力素質；四是金融通過調節社會經濟結構引導財政支出，協同促進縣域社會經濟整體協調、穩定發展，加快農村勞動力轉移，實現農民增收。

4.完善協同的激勵約束機制

健全支持縣域經濟傾斜的績效考核和激勵約束機制（劉洛，2012）［19］，形成縣域信貸投放和財政支出的綜合考評體系。由政府、人民銀行和銀保監局組成評價委員會，將金融中介投放在縣域的信貸金額、行業和方向設定權重，并把縣域財政支出的范圍、方式、標準、額度納入評價體系。突出金融中介與財政支出的規模、結構協同作為重要的KPI核心指標，動態掌握兩者的協同程度，真正發揮金融、財政協同促進農民純收入增長效應。堅決遏制縣域資金的外流，確保將資金真正配置到縣域經濟效率較高的地方。對于異地貸款或變相將信貸資金挪出縣域，要對相關責任人和管理人員進行懲戒，將財政支出績效低下的問題納入問責范圍，真正實現考核的硬約束。