農(nóng)村金融減貧的直接效應與中介效應

蘇靜+胡宗義

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

關鍵詞： 農(nóng)村金融；減貧效應；狀態(tài)空間模型；中介效應

中圖分類號：F832.4 文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2015）04-0033-06

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(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)村金融體制進行了多次改革和調(diào)整，力圖實現(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)展的減貧效應及其特征，對于檢測農(nóng)村金融改革的政策效應，挖掘農(nóng)村金融減貧潛力具有重要的現(xiàn)實意義。

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制對農(nóng)村貧困產(chǎn)生影響。直接機制是指農(nóng)村金融機構(gòu)向農(nóng)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(nóng)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(nóng)村貧困產(chǎn)生影響，強調(diào)的是直接面向貧困群體的金融服務對農(nóng)村貧困的影響效應，即直接效應。間接機制是指農(nóng)村金融的發(fā)展和深化可以促進農(nóng)村經(jīng)濟增長，改善農(nóng)村內(nèi)部收入分配狀況，而農(nóng)村經(jīng)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(nóng)村貧困狀況。間接機制強調(diào)的是非直接面向貧困農(nóng)戶的金融服務通過農(nóng)村經(jīng)濟增長、收入分配等中介途徑間接影響農(nóng)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(jīng)驗研究支持。丁志國等（2011）認為，農(nóng)村金融發(fā)展促進了本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，經(jīng)濟發(fā)展帶來的稅收增加也保證了農(nóng)民轉(zhuǎn)移支付和涉農(nóng)補貼的增加，并表現(xiàn)出了“先富帶動后富”的涓滴效應，這些都間接地促進了農(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(nóng)村正規(guī)信貸投資在促進農(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）從理論與實證的雙重角度研究認為農(nóng)村信貸市場的不完善整體上擴大了農(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（2011）認為中國農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民增收的促進作用僅在東、中部地區(qū)能夠得到體現(xiàn)[5]。王小華等（2014）研究認為農(nóng)村地區(qū)的金融抑制導致收入越低的農(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證了農(nóng)村金融減貧直接效應與中介效應的存在。但是涉及到對農(nóng)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(shù)狀態(tài)空間模型和中介效應檢驗方法，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與中介效應成分，以期進一步拓展此方面的研究。

二、狀態(tài)空間模型及其實證模型設立

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行聯(lián)合估計，既能夠捕捉到不同時期系統(tǒng)內(nèi)部變量關系的動態(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(tài)變量的平均效應，不能觀測狀態(tài)變量的動態(tài)效應和變化過程的缺陷，進而達到分析和觀測系統(tǒng)真實狀態(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)換的關系，它通過設定可變參數(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)在輸入變量作用下每一時點上的狀態(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)在關系。

基于上述原理，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：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。

（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；ECO表示農(nóng)村金融發(fā)展促進農(nóng)村貧困緩減的中間變量，本文選取農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平來表示；F表示農(nóng)村信貸水平。svi（i=1，2，3，4）為對應的狀態(tài)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，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和中介效應在內(nèi)的全部效應。

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

三、指標與數(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?，?shù)據(jù)來自于相關年份《中國金融年鑒》。農(nóng)村經(jīng)濟收入（ECO）：采用農(nóng)村人均經(jīng)濟收益即農(nóng)村經(jīng)濟總收益與農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎乇硎?，?shù)據(jù)來源于相關年份《中國農(nóng)業(yè)年鑒》。農(nóng)村貧困水平（POR）：采用農(nóng)村絕對貧困水平即農(nóng)村貧困發(fā)生率來表示，數(shù)據(jù)來源于相關年份《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》。指標數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)進行對數(shù)處理。所有數(shù)據(jù)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(xié)整檢驗

進行變參數(shù)狀態(tài)空間模型估計之前，為了確定各時序變量的穩(wěn)定性，需要進行單位根檢驗。相關變量ADF單位根檢驗的結(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，可以進行協(xié)整分析。

為了確保檢驗結(jié)果的穩(wěn)定性，同時采用協(xié)整秩跡檢驗和最大特征值檢驗來對各組變量分別進行協(xié)整秩檢驗。以狀態(tài)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(gòu)成的狀態(tài)空間模型組的協(xié)整秩檢驗結(jié)果如表2所示。從表2可知，包含時間序列趨勢項和常數(shù)項的協(xié)整秩跡檢驗、最大特征值檢驗的結(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，但不能拒絕“協(xié)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(nóng)村金融發(fā)展通過直接效應和中介效應共同對農(nóng)村貧困產(chǎn)生影響。

（二）狀態(tài)空間模型的估計

首先，各解釋變量滯后階數(shù)根據(jù)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(shù)和移動平均項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)空間模型的估計結(jié)果是否有效，進一步對模型（1）～（3）的殘差進行單位根檢驗，結(jié)果顯示估計的上述狀態(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系數(shù)和偏相關系數(shù)在5%的顯著性水平下不存在序列相關。因此，狀態(tài)空間模型（1）～（3）的設定是正確的，其估計結(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)效應進行分析。

從圖1可以看出，農(nóng)村經(jīng)濟收益、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90年代之前，農(nóng)村經(jīng)濟收益對農(nóng)村貧困的影響為負（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)濟收益增長顯著促進了農(nóng)村貧困緩減，且以1999年的促進效應最為明顯。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)濟收益，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困的影響彈性（sv2）就實際上代表了其緩減農(nóng)村貧困全部的直接效應，其直接效應變化軌跡大體上經(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：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出現(xiàn)一個顯著提升過程，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，導致直接效應甚微。隨著九十年代以來農(nóng)村金融業(yè)務的逐步擴展，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)村貧困的直接效應也得到增強。

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和中介效應在內(nèi)的全部效應。從sv3的動態(tài)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(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“增量培育”來完善農(nóng)村金融服務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)村貧困的總體效應得到進一步提升。2007年以來減貧效應出現(xiàn)小幅下降，主要原因是隨著農(nóng)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(nóng)村地區(qū) “剩余貧困”、“頑固性貧困”的任務將更加艱難，導致農(nóng)村金融促進農(nóng)村貧困緩減的進程放緩，農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應出現(xiàn)小幅下降。

sv4是農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟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)展顯著帶動了農(nóng)村經(jīng)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(nóng)村金融發(fā)展有效促進了農(nóng)村貧困緩減，并且在促進農(nóng)村貧困緩減的過程中中介效應與直接效應并存。那么，農(nóng)村金融緩減農(nóng)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(nóng)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(fā)現(xiàn)在各個時點上，sv3對應的t統(tǒng)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(fā)現(xiàn)在各個時點上，sv4對應的t統(tǒng)計值均在5%的顯著性水平下顯著，而sv1的檢驗結(jié)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(tǒng)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(nóng)村金融促進農(nóng)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(jié)果顯示，在1987年時點上，sv2的t統(tǒng)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(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應全部是通過農(nóng)村經(jīng)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(tǒng)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(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與直接效應共同來實現(xiàn)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。

從圖2可知，考察期間農(nóng)村金融緩減農(nóng)村平困的總效應中平均有45.83%的比例來自于農(nóng)村經(jīng)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(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的效應70.17%是通過農(nóng)村經(jīng)濟增長的中介途徑而實現(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)村基層機構(gòu)為主體，在政府統(tǒng)一指導下主要為“三農(nóng)”提供信貸服務。在以家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制為基礎的農(nóng)村經(jīng)營體制下，各農(nóng)村金融機構(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)金融被認為是非法的，其生存和發(fā)展受到嚴重壓抑。農(nóng)村正規(guī)信貸遠遠難以滿足的農(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(jù)絕對的主導地位。1992～2010年，農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的中介效應平均占比為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)濟工作的中心任務是推進農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟結(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)濟發(fā)展水平的提高，農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)日益多元化，農(nóng)村經(jīng)濟發(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粌H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。進而導致農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的中介效應降低而直接效應提高。2007～2010年，農(nóng)村金融促進農(nóng)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(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構(gòu)不斷涌現(xiàn)有力促進了農(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)村貧困的直接效應上升而中介效應下降[10]。這一結(jié)果與上文狀態(tài)空間模型的估計結(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1986～2010年的時間序列數(shù)據(jù)，采用狀態(tài)空間模型和中介效應分析方法檢驗并測算了農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困的影響效應及其成分。研究結(jié)果表明：農(nóng)村金融發(fā)展有效促進了農(nóng)村貧困緩減，并且在促進農(nóng)村貧困緩減的過程中中介效應與直接效應并存?？疾炱陂g，農(nóng)村金融促進農(nóng)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(xiàn)結(jié)構(gòu)性變動特征。1986～1992年，農(nóng)村金融促進農(nóng)村貧困緩減的效應主要依靠中介效應來實現(xiàn)，其中介效應占總效應的比例高達70.17%；1993～2010年，農(nóng)村金融促進農(nóng)村貧困緩減的效應主要依靠直接效應來實現(xiàn)，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(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)村金融機構(gòu)出于防控風險的目的，過于強調(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)、有良好社會關系或者穩(wěn)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(nóng)戶。據(jù)《中國金融年鑒》2011年的統(tǒng)計，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73.44%，但是由此帶來的緩減農(nóng)村貧困33.93%的中介效應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)濟增長的促進作用不大，進而對農(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了農(nóng)村經(jīng)濟增長，但是農(nóng)村經(jīng)濟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，有的被用于消費以緩減自身在食物營養(yǎng)、教育文化、醫(yī)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(chǎn)生經(jīng)濟效益，但其直接用途是解決貧困居民生活、生產(chǎn)與未來發(fā)展的困難，某種程度上來說具有重要的間接生產(chǎn)性，甚至比投向農(nóng)村企業(yè)和其他各類組織的信貸更加具有產(chǎn)出效益和減貧效應。農(nóng)村信貸在緩減農(nóng)村貧困的過程中，直接面向貧困農(nóng)戶投放的信貸所產(chǎn)生的直接減貧效應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。

正如有學者指出：信貸約束下的資本投入差距是中國農(nóng)村內(nèi)部收入差距的第二大誘因。因此，中國農(nóng)村金融減貧政策不能再囿于舊有的思維框架，有必要針對農(nóng)村經(jīng)濟社會結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變作出相應的調(diào)整。未來積極有效的政策思路應該是正視貧困農(nóng)戶的信貸需求，擴大貧困農(nóng)戶的信貸范圍尤其是增加專門針對農(nóng)村貧困群體的信貸品種，積極探索和改進貧困農(nóng)戶貸款的授信方式，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，適當放寬農(nóng)村金融機構(gòu)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(gòu)規(guī)范發(fā)展也將是加快推進農(nóng)村貧困緩減的重要一環(huán)。中國城鄉(xiāng)“二元金融”結(jié)構(gòu)以及農(nóng)村社會內(nèi)部嚴重的金融排異，導致正規(guī)金融在農(nóng)村金融市場中的壟斷地位和農(nóng)村信貸資金配置的低效，也牽制了農(nóng)村貧困緩減進程。貼近農(nóng)戶的各類正規(guī)或者非正規(guī)的新型金融機構(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農(nóng)村資金缺口，提高農(nóng)村金融市場資金配置效率，在緩減農(nóng)村貧困群體融資困難和推進農(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，政府應該積極出臺相關政策鼓勵農(nóng)村金融“存量”和農(nóng)村金融“增量”適度競爭與有效合作，實現(xiàn)雙方在信息、資金、履約機制等方面的優(yōu)勢互補，促進農(nóng)村信貸約束特別是貧困農(nóng)戶信貸約束的根本性緩減，以加快推進農(nóng)村反貧困進程。

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（責任編輯：王鐵軍）

Abstract：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.

Key words：Rural finance；Poverty reducing effect；State space model；Mediation effect