連片特困地區(qū)金融發(fā)展對農(nóng)戶增收的效應分析

王亞飛 黃勇 白珊

摘 要 基于2000～2012年武陵山民族特困地區(qū)71縣的數(shù)據(jù)，分別采用靜態(tài)面板模型和動態(tài)面板模型，實證考察了武陵山區(qū)金融發(fā)展對農(nóng)民增收的效應。結果表明：金融規(guī)模擴大對農(nóng)民增收具有正向效應，而金融效率提升對農(nóng)民增收具有負向影響，金融效率改善對農(nóng)民增收的影響具有“門檻效應”；城鎮(zhèn)化進程的加快有助于農(nóng)民增收，且并不存在“門檻效應”。城鎮(zhèn)化與金融規(guī)模擴大的交互作用對農(nóng)民增收具有正向效應，而金融效率提升與城鎮(zhèn)化的交互作用對農(nóng)民增收具有負效應。此外，區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對農(nóng)民增收具有負向作用，而公共財政收支增加、縣域經(jīng)濟發(fā)展水平提高、全社會固定資產(chǎn)投資、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設等因素對農(nóng)民增收具有正向效應。為有效解決貧困地區(qū)及農(nóng)民的金融抑制問題，必須大力提升金融發(fā)展水平，增強金融精準扶貧力度，提高各類扶貧資金和政策性擔保資源的整體配置效率。

關鍵詞 武陵山民族特困地區(qū)；金融發(fā)展 ；農(nóng)民增收；效應

[中圖分類號]F327；F832.7 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2016）06-0041-08

一、引 言

改革開放30多年來，中國經(jīng)濟總量持續(xù)快速的增長促進了城鄉(xiāng)居民收入水平的提高和社會福利狀況的總體改善。2014年，中國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值7 594美元，按世界銀行標準，中國已經(jīng)由低收入國家躍升至中上等高收入國家行列。然而，在中國經(jīng)濟總量持續(xù)快速增長態(tài)勢下，以城鄉(xiāng)收入差距、農(nóng)民增收緩慢為主要特征的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構卻沒有表現(xiàn)出明顯持續(xù)的收斂態(tài)勢。測度城鄉(xiāng)收入差距的城鄉(xiāng)收入比由1978年的2.57∶1上升到2009年的歷史最大值3.33∶1，2013年仍然高達3.03∶1，中國仍然處于全球城鄉(xiāng)收入高差距行列。另一方面，中國還面臨著區(qū)域差距過大和扶貧任務艱巨等嚴峻挑戰(zhàn)。多年來中國致力于扶貧減貧，近幾年中央政府又提出了包容性增長的理念，推動了財富更多惠及貧困階層，已成功幫助7億多人擺脫了貧困，對世界減貧的貢獻率超過70%，取得了令世人震驚的舉世矚目的成就。然而，中國仍然還有7 000多萬農(nóng)村人口生活在貧困線以下，很多是位于歷史極貧地區(qū)，減貧任務繁重艱巨。當前，貧困、貧富差距過大以及農(nóng)民增收緩慢等問題，已經(jīng)成為制約我國全面建設小康社會與成功跨越中等收入國家陷阱的瓶頸性障礙。

2015年，習近平總書記在中央扶貧開發(fā)工作會議上指出，要堅持精準扶貧、精準脫貧，重在提高貧困地區(qū)的脫貧攻堅成效。武陵山民族特困地區(qū)（簡稱武陵山區(qū)）等11個集中連片特困區(qū)①在國家發(fā)展格局中遭遇“被遺忘、被邊緣、被救濟”的尷尬處境，針對連片特困區(qū)及其農(nóng)民收入的扶貧攻堅，將是未來十年國家精準扶貧戰(zhàn)略的必然選擇。深入研究落后地區(qū)尤其是貧困地區(qū)的農(nóng)民增收問題及其背后的影響因素、邏輯機理，為制定和實施有效的精準扶貧制度安排和政策措施提供參考依據(jù)，對于促進經(jīng)濟新常態(tài)背景下中國經(jīng)濟“五位一體”發(fā)展，無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

有效解決貧困地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展落后以及農(nóng)民增收緩慢等問題，加大對貧困地區(qū)及其農(nóng)民增收的金融支持力度，提高金融資源配置效率無疑是扶貧政策制定及有關制度安排難以回避的重要議題。然而，由于自然、歷史、民族、經(jīng)濟、政治等多維因素的共同作用，使得處于弱勢地位的集中連片貧困地區(qū)及其農(nóng)民群體，在金融市場化改革及金融資源配置市場化大背景下，難以有效吸納、聚集足夠的金融要素，多年來中國金融資源在城鄉(xiāng)、區(qū)域之間的非均衡配置已經(jīng)形成了難以逆轉的路徑依賴。因此，理論界與實務界都應高度重視貧困地區(qū)及其農(nóng)民群體多年累積的金融抑制問題，加大金融扶貧力度、提升金融資源配置效率，以促進貧困減緩。

二、文獻回顧

有關金融資源配置以及金融促進農(nóng)民增收的成效研究，一直是學術界持續(xù)關注的熱點問題。歐美發(fā)達國家或地區(qū)已經(jīng)建立起了較為健全地促進農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收的財政金融制度安排，幾乎不存在城鄉(xiāng)割裂的二元經(jīng)濟結構特征。因此，國外專門針對金融發(fā)展與農(nóng)民增收及相關領域的研究不多，研究對象主要集中在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構特征較為顯著的發(fā)展中國家或落后地區(qū)。并且，國外學者并沒有直接探討金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的關系，而是更多地分析金融發(fā)展如何影響城鄉(xiāng)收入差距，間接地揭示了金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長間的內(nèi)在聯(lián)系。例如，Greenwood 和Jovanovic（1990）基于動態(tài)模型分析率先揭示了金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間的倒U型關系，持這種觀點的還有Aghion 和 Bolton（1997）等。與上述觀點迥異的是，Maurer 和 Haber（2003）研究發(fā)現(xiàn)，金融深化并不會縮小城鄉(xiāng)收入差距，相反促進了收入差距的擴大。Galor 和 Zeira（1993）、Banerjee 和 Newman（1993）的研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與收入分配差距負相關，只有在完善金融市場的前提下金融發(fā)展才有助于城鄉(xiāng)收入差距的收殮。Beck 和 Levine（2004）、Honoban（2004）分別基于跨國數(shù)據(jù)實證分析得出，金融發(fā)展對一國城鄉(xiāng)收入差距收斂具有顯著作用。由此可見，國外有關發(fā)展中國家或地區(qū)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距或農(nóng)民收入之間的變動關系并未形成邏輯一致的回答。

國內(nèi)有關金融發(fā)展與農(nóng)民增收問題的研究，主要圍繞金融發(fā)展是否能夠促進農(nóng)民增收這一問題的爭論展開。一是中國金融發(fā)展有助于農(nóng)民增收。 王虎等（2006）基于1980～2004年的全國數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展有效地促進了農(nóng)民收入增長。劉忠群等（2008）基于 1978～2006 年全國30個省級面板數(shù)據(jù)的實證研究表明，金融發(fā)展顯著地促進了農(nóng)民收入增長，并進一步揭示了我國金融中介市場的不完備和低效率嚴重制約了金融發(fā)展對農(nóng)民增收效應的釋放。陳偉國、樊士德（2009）運用 1978～2006 中國省級面板數(shù)據(jù)的實證檢驗揭示，中國金融發(fā)展規(guī)模的擴大顯著擴大了城鄉(xiāng)收入差距，而金融發(fā)展效率的提升有助于城鄉(xiāng)收入差距的收斂，金融發(fā)展中農(nóng)業(yè)貸款規(guī)模的擴大顯著地促進了農(nóng)民收入增長。婁永躍、夏傳文等（2010）、王婧磊（2012）也研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村儲蓄、農(nóng)業(yè)貸款增長、農(nóng)村金融機構數(shù)量增加等農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長均有正向作用。田杰等（2012）基于2006～2009 中國1 883 個縣（市）面板數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融密度增加對農(nóng)村經(jīng)濟增長和農(nóng)民增收有顯著地促進效應。二是中國金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長的效應不顯著、甚至為負。溫濤、冉光和、熊德平（2005）基于 1952～2003年時間序列數(shù)據(jù)的分析揭示，中國金融發(fā)展不僅沒有促進農(nóng)民增收，相反還引致農(nóng)村稀缺的金融資源加劇向城市聚集，導致了城鄉(xiāng)居民收入差距的持續(xù)擴大，持續(xù)強化了城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構。杜興端、楊少壘（2011）的實證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模及效率對農(nóng)民增收具有顯著的負向作用，農(nóng)村金融發(fā)展不僅沒有促進農(nóng)民收入增長，反而具有一定的抑制作用，其根本原因在于我國農(nóng)村金融供給與農(nóng)民收入增長的實際需求之間的嚴重錯位。錢水土、周永濤（2011）發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融資金錯配的低效率是引致農(nóng)民增收緩慢的主要原因。

縱觀已有金融發(fā)展與農(nóng)民收入關系的研究，仍然具有較大的改善空間。一是在研究對象（區(qū)域）選擇上，大多集中在全國或省域層面，鮮有針對集中連片特困地區(qū)的金融發(fā)展與農(nóng)民收入關系的研究；二是在研究方法上，大多采用向量自回歸模型、Granger因果關系檢驗以及誤差修正模型對兩者關系進行實證檢驗，部分學者基于省級面板數(shù)據(jù)的檢驗大多采用靜態(tài)面板模型，少有采用動態(tài)面板模型，結論穩(wěn)健性有待考驗。

基于以上考慮，本研究打破傳統(tǒng)的行政區(qū)劃觀念，實證對象選用國家新階段扶貧攻堅的主戰(zhàn)場之一、全國11個連片特困地區(qū)中先行先試的樣本——武陵山區(qū)②，該地區(qū)集革命老區(qū)、民族地區(qū)、貧困地區(qū)于一體，是跨省交界面積大、少數(shù)民族聚集多、貧困人口分布廣的連片特困地區(qū)。深入探討武陵山區(qū)金融發(fā)展促進農(nóng)民增收的效應，揭示其背后的邏輯動因，并提出政策建議。

三、模型、數(shù)據(jù)與方法

雖然我們關注的是金融發(fā)展對農(nóng)民增收的效應，但是在實證分析過程中不能忽略影響農(nóng)民增收的其他因素。例如，縣域經(jīng)濟發(fā)展、城鎮(zhèn)化進程、產(chǎn)業(yè)結構、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、固定資產(chǎn)投資、地方政府財政支出等。因此，實證研究金融發(fā)展對農(nóng)民增收效應時，我們對其他影響因素進行“控制”。本文用武陵山區(qū)71個區(qū)縣的農(nóng)民人均純收入作為被解釋變量，對金融發(fā)展水平、城市化進程、縣域經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、固定資產(chǎn)投資以及財政支出等解釋變量進行回歸分析，以考察這些影響因素對農(nóng)民增收的效應。由此構建面板模型如下：

在式（1）中，下標i、t（t=2000，…，2012）分別代表第i個區(qū)縣和第t年；本文的樣本選用武陵山區(qū)71個區(qū)縣。X為除去金融發(fā)展變量以外的控制變量集合，c為常數(shù)項，γ是這些變量的系數(shù)，Φt為反映年度效應的時間虛擬變量，以控制橫截面的相依性；μit為誤差項。

具體變量解釋如下：①農(nóng)民收入incr，用各區(qū)縣的農(nóng)民人均純收入衡量。②金融發(fā)展水平，用金融相關率fir和金融效率fae來衡量，即金融相關率fir=金融機構存貸款余額/國民生產(chǎn)總值，亦即金融深化指標，來衡量金融規(guī)模擴張程度。用金融效率fae=金融機構貸款余額/金融機構存款余額，來反映金融系統(tǒng)配置資本的效率或金融中介將儲蓄轉化為貸款的效率。本文在考察金融效率對農(nóng)民收入增長的影響時，還引入了金融效率的平方項fae2，以捕捉金融效率對農(nóng)民收入增長的非線性效應。③城鎮(zhèn)化率urb，用城鎮(zhèn)人口占縣域總人口的比例表示。④縣域經(jīng)濟發(fā)展水平agdp，用人均GDP衡量。⑤農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化avamp，用農(nóng)業(yè)機械化水平即人均農(nóng)業(yè)機械總動力衡量。⑥固定資產(chǎn)投資agfi，用人均固定資產(chǎn)投資水平來衡量。⑦公共財政支出，用地方政府的農(nóng)林水支出afsa與鄉(xiāng)村人口比值以及人均教育支出aedu兩者來衡量，并分別測算二者對農(nóng)民增收的效應，以揭示公共財政支出不同細分科目對農(nóng)民增收效應的差異性。⑧產(chǎn)業(yè)結構is，用公式is=來測算，式中：x1、x2、x3分別表示第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占GDP的份額。wi為其對應權重，根據(jù)實踐經(jīng)驗進行取值（w1=0.2，w2=0.3，w3=0.5），一般來說，is值愈大，表明產(chǎn)業(yè)結構愈合理。

本文涉及到的所有樣本數(shù)據(jù)均來源于各省市及各縣級統(tǒng)計年鑒。為了提高參數(shù)估計的有效性并減少其他干擾因素的影響，在控制變量中，所有變量數(shù)據(jù)在原始數(shù)據(jù)的基礎上取了平均值。在估計具體模型時，為提高變量的平穩(wěn)性并減少異方差的影響，變量incr、agdp、avamp、agfi、afsa、aedu均取自然對數(shù)。各變量的統(tǒng)計描述見表1。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸

基于2000～2012年武陵山民族特困地區(qū)71個區(qū)縣農(nóng)民人均純收入、金融發(fā)展水平等面板數(shù)據(jù)，運用面板模型的估計方法對式（1）進行估計，結果見表2。其中，模型（1）為混合OLS估計，模型（2）和模型（3）分別為固定效應（FE）和隨機效應（RE）回歸。為避免模型設定的偏差，本文進行了相關的模型形式設定檢驗，LM檢驗結果在1%的顯著性水平上顯著拒絕“不存在個體固定效應”的原假設，表明FE明顯優(yōu)于OLS混合模型；Hausman檢驗的結果顯著拒絕原假設，表明FE模型更有效率。由此，在模型（1）～（3）中，基于固定效應（FE）的模型（2）具有最好的估計效率和穩(wěn)健性。實證結果如表2所示。

金融相關率fir的估計系數(shù)符號為正，表明金融規(guī)模的擴張能夠促進農(nóng)民增收，與王虎等（2006）、劉忠群等（2008）的研究結論吻合。金融規(guī)模的擴大強化了金融機構對閑散資金的集聚能力，使其能夠吸收更多的儲蓄資金，進而使銀行等金融機構的借款能力增強，有利于填補各個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中的資金缺口，加速城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。由于城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展存在“涓滴效應”，即優(yōu)先發(fā)展起來的地區(qū)通過消費、就業(yè)等方面惠及貧困地區(qū)，資源的流動性增強，金融投資的交易成本下降，最終使投資增加。具體來說，這種“涓滴效應”對農(nóng)民收入增長有兩大作用：一是帶來了更多的就業(yè)機會，使城鎮(zhèn)能夠吸納更多的農(nóng)村剩余農(nóng)動力，同時使進城務工的農(nóng)民工資性收入增加；二是城鎮(zhèn)經(jīng)濟增長促使社會經(jīng)濟總量增長，使國家稅收增加，政府轉移支付和政府支出力度增強，最終增加農(nóng)民的轉移性收入。而農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，首先有助于改善農(nóng)村交通不便， 資源匱乏， 信息閉塞等現(xiàn)狀，為農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入以及外出經(jīng)商創(chuàng)造了條件；其次有助于改善農(nóng)村金融資源的配置效率及回報率，便于滿足日益增長的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入資金需求，維持農(nóng)業(yè)的長期穩(wěn)定發(fā)展，一定程度上有利于增加農(nóng)民經(jīng)營性收入。

值得注意的是，在表2中模型（1）～（3）的估計結果中，金融效率fae的估計系數(shù)都為負，且均在1%的水平下顯著，而fae2的估計系數(shù)為正，這表明近年來武陵山區(qū)的金融效率對農(nóng)民收入增長影響存在“門檻效應”：在一定范圍內(nèi)，金融系統(tǒng)配置資本的效率或金融中介將儲蓄轉化為貸款的效率提升，無助于農(nóng)民收入的增加，相反還對農(nóng)民增收具有負向作用，但當金融效率超過某一個臨界值后，金融效率提升對農(nóng)民增收開始發(fā)揮正向效應。根據(jù)模型（2），由fae和fae2的估計系數(shù)得到門檻值為fae=2.58，即金融機構貸款余額/金融機構存款余額大于或等于2.58時，金融效率改善對農(nóng)民增收的促進效應才得以顯現(xiàn)。盡管理論上fae可以是大于零的任何常數(shù)，也位于本文實證數(shù)據(jù)取值區(qū)間[0.027，4.099]之內(nèi)，但武陵山區(qū)金融效率對農(nóng)民增收的促進效應發(fā)揮作用的門檻值之高，遠遠高于實踐經(jīng)驗得到的fae∈（0，1]的理想水平。究其原因，資本的逐利性決定了金融機構或金融中介在稀缺金融資源市場化配置過程中，往往會偏愛資本回報率更高的城鎮(zhèn)地區(qū)，進而使農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展遠遠落后于城鎮(zhèn)（Wei and Wang，1997；章奇，2004；陳剛、尹希果，2008），而在武陵山區(qū)等貧困地區(qū)金融機構或金融中介對“三農(nóng)”的“抽血效應”將更為明顯。在城鄉(xiāng)金融效率總體上升的背景下，農(nóng)村尤其是貧困地區(qū)的金融效率卻持續(xù)下降，從而對農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收產(chǎn)生負向效應。這也讓我們認識到，武陵山區(qū)等貧困地區(qū)金融機構或金融中介的金融資源動員能力有限，難以有效化解金融資源的供需矛盾，有限的金融資源不僅無法滿足農(nóng)村或農(nóng)民的需求，即使城鎮(zhèn)地區(qū)的資金需求也難以滿足。要有效填補貧困地區(qū)金融缺口并解決城鄉(xiāng)金融資源配置不均等問題，必須加大對貧困地區(qū)或農(nóng)民群體的金融支持力度，精準配置，促進貧困地區(qū)城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展以及農(nóng)民增收，才能取得新時期扶貧開發(fā)的良好效果。

從表2中模型（1）～（3）的估計結果來看，城鎮(zhèn)化率urb的估計系數(shù)都為正，且模型（2）中urb的估計系數(shù)在5%水平上顯著，這反映了城鎮(zhèn)化進程的推進能夠顯著改善農(nóng)民的收入狀況。究其原因，提高城鎮(zhèn)化水平，一方面有利于轉移農(nóng)村剩余勞動力，增加勞動者進城務工的工資性收入；另一方面也讓留在農(nóng)村務農(nóng)的勞動力有機會通過土地流轉以促進土地資源向生產(chǎn)大戶集中，推進適度規(guī)模經(jīng)營，從而有助于提升農(nóng)民的生產(chǎn)經(jīng)營性收入。鑒于有研究者（姚旭兵、羅光強，2015）實證發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入的影響存在“門檻效應”，在低水平城鎮(zhèn)化的省份，城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入的促進作用不顯著。為了驗證這一結論在武陵山區(qū)等貧困地區(qū)的適用性，筆者嘗試剔除了urb>50%的樣本數(shù)據(jù)（湖南省的吉首、武陵源、冷水江、鶴城四縣），并構建了模型（4），由表2可知，模型（2）與模型（4）差異不大，所有系數(shù)的符號保持一致，這說明在城鎮(zhèn)化率小于50%的前提下，推進城鎮(zhèn)化進程也有助于農(nóng)民增收。

根據(jù)模型（2），可以得到其他控制變量的系數(shù)符號。其中，is的估計系數(shù)為負，且在1%的水平上顯著，這反映了近年來武陵山片區(qū)的區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整在一定程度上阻礙了農(nóng)民收入的增加；afsa與aedu的估計系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著，表明無論是政府公共財政支出中農(nóng)村農(nóng)林水支出或農(nóng)村基本建設支出對農(nóng)民收入有促進作用，還是公共教育支出對農(nóng)民增收都存在正效應，增加政府教育投資以提升農(nóng)村地區(qū)的人力資本水平，從而有助于農(nóng)民增收，而增加農(nóng)村農(nóng)林水支出或農(nóng)村基本建設支出，有助于改善農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展環(huán)境以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營條件，從而促進農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收；agdp的估計系數(shù)為正，表明縣域經(jīng)濟發(fā)展水平越高，農(nóng)民受益越大；agfi的估計系數(shù)為正，表明社會固定資產(chǎn)投資總體上對農(nóng)民收入具有正向促進作用；avamp的估計系數(shù)為正，表明農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，特別是機械化水平的提高，是農(nóng)戶增收的重要途徑。

（二）穩(wěn)健性回歸

主要目的是對模型（1）～（4）的主要結論進行穩(wěn)健性檢驗。前述基準回歸屬于靜態(tài)面板模型，該模型雖然能夠通過控制其他解釋變量從而得出比較穩(wěn)健的結果，但該模型并沒有考慮到解釋變量之間的交互作用，更沒有考慮到incr的連續(xù)性和動態(tài)效應，也難以有效解決解釋變量特別是urb的內(nèi)生性問題。故此，在式（1）的基礎上，分別引入交互項urb*fir、urb*fae和fir*fae，以及被解釋變量滯后項incri，t-1，得到模型（5）、（6）、（7）、（8），見表3。

模型（5）引入交互項urb*fir和urb*fae主要是考慮到城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展之間具有的內(nèi)在互動發(fā)展機制。城鎮(zhèn)化水平的提高可以從需求和供給兩方面促進金融的發(fā)展；金融發(fā)展可以通過促進儲蓄轉化為投資、提高資本配置效率和降低交易成本等方面促進生產(chǎn)要素向城鎮(zhèn)聚集，進而促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展。因此，筆者認為有必要分析二者對農(nóng)民收入增長的協(xié)同作用。而模型（6）引入交互項fir*fae，可以用來衡量金融發(fā)展對農(nóng)民增收的綜合影響。incri，t-1是incr（i，t）的滯后一期項，將其納入模型（7）既反映了農(nóng)民相鄰年份收入的持續(xù)性，也可作為部分遺漏變量的代理變量。此外，李建軍（2008）也研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民收入自身對農(nóng)民收入增長具有十分重要的影響，當農(nóng)民收入水平達到某一閾值時，農(nóng)民收入就會產(chǎn)生一種自我增進機制；反之，如果農(nóng)民處于貧困狀態(tài)，或受到?jīng)_擊（如災害、疾?。┦罐r(nóng)民收入大幅減少而轉入貧困，就可能使農(nóng)民陷入貧困“魔比斯環(huán)”。為此，本文考慮在模型（8）中同時引入incri，t-1和incri，t-12，以檢驗武陵山區(qū)農(nóng)民收入的自我增進機制。此外，模型（5）和（6）依然采用靜態(tài)面板估計方法，模型（7）和（8）采用動態(tài)面板估計方法，即一步系統(tǒng)GMM估計方法。

與基準模型（1）～（4）對比，變量系數(shù)變化不大，且符號基本保持一致，這說明基準回歸得到的結論是穩(wěn)健的。由模型（5），urb*fir系數(shù)為正，可以解釋金融規(guī)模擴大與城鎮(zhèn)化之間具有良性互動關系，二者相互促進，共同推進農(nóng)戶收入增長；urb*fae系數(shù)為負，表明金融效率提升與城鎮(zhèn)化的互動對農(nóng)民增收具有負效應，可能的原因是城鎮(zhèn)化進程可能有助于推進城鎮(zhèn)金融效率提升，但容易引起不平等的城鄉(xiāng)金融配置，從而導致農(nóng)村或農(nóng)民金融抑制，這與前述主要結論吻合。模型（6）中fir*fae的系數(shù)為負，說明近年來武陵山區(qū)的金融發(fā)展總體上阻礙了農(nóng)戶增收。因此，地方政府應鼓勵農(nóng)村金融發(fā)展創(chuàng)新，加大對農(nóng)村或農(nóng)民的金融扶貧力度，以減輕金融市場化改革進程中城鎮(zhèn)對農(nóng)村的“抽血效應”。模型（7）和模型（8）的穩(wěn)健性檢驗結果證實，農(nóng)民收入自身對農(nóng)民收入增長具有十分重要的影響，且是一種良性循環(huán)的正向影響。但是，由incri，t-1和incri，t-12的系數(shù)均為正可知，并不存在李建軍所謂的貧困“魔比斯環(huán)”。更嚴格地講，實證結果至少說明在2000～2012年期間、在武陵山片區(qū)不存在Ragnar Nurkse的“貧困惡性循環(huán)論”，或武陵山區(qū)農(nóng)民收入已經(jīng)成功跨越了所謂的“魔比斯環(huán)”陷阱。

五、結論及含義

本文基于2000～2012年武陵山區(qū)71縣的面板數(shù)據(jù)，分別采用靜態(tài)面板模型和動態(tài)面板模型，實證考察了武陵山區(qū)金融發(fā)展對農(nóng)民增收的效應。結果表明：①武陵山區(qū)金融規(guī)模擴大對農(nóng)民增收具有正向效應，而金融效率提升對農(nóng)民增收具有負向影響，金融效率改善對農(nóng)民增收的影響具有“門檻效應”。②武陵山區(qū)城鎮(zhèn)化進程的加快有助于農(nóng)民增收，且并不存在“門檻效應”。在考察城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展的交互作用對農(nóng)民增收的作用時發(fā)現(xiàn)，金融規(guī)模擴大與城鎮(zhèn)化之間具有良性互動關系，二者相互促進，共同推進農(nóng)戶收入增長，而金融效率提升與城鎮(zhèn)化的交互作用對農(nóng)民增收具有負效應。③武陵山區(qū)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對農(nóng)民增收具有負向作用，而公共財政收支增加、縣域經(jīng)濟發(fā)展水平提高、全社會固定資產(chǎn)投資、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設等因素對農(nóng)民增收具有正向效應。④武陵山區(qū)農(nóng)民收入具有一種自我增進機制，并不存在李建軍（2008）所謂的貧困“魔比斯環(huán)”陷阱，或武陵山區(qū)農(nóng)民收入已經(jīng)成功跨越了所謂的“魔比斯環(huán)”陷阱。

鑒于貧困地區(qū)及其農(nóng)村地區(qū)存在顯著的金融抑制現(xiàn)象，普遍存在資本原始積累的先天性不足、金融資源配置市場化背景下的金融資源外流以及外源性資本獲取能力低下等問題，使得貧困地區(qū)農(nóng)民增收難以獲取有效的金融支持。本文提出以下政策建議：

第一，提高貧困地區(qū)金融服務水平。發(fā)揮農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行等政策性金融機構在金融扶貧開發(fā)中的主導性作用，在原有糧食收購和縣域基礎設施建設傳統(tǒng)業(yè)務基礎上，進一步創(chuàng)新服務領域、服務模式、服務手段；推進金融體系建設，支持和引導金融機構到貧困地區(qū)設立分支機構，并向鄉(xiāng)鎮(zhèn)延伸服務網(wǎng)點；加快推進新型農(nóng)村金融組織建設；探索移動金融、互聯(lián)網(wǎng)金融在貧困縣的推廣應用，支持打造電商與實體結合、線上和線下聯(lián)動的鄉(xiāng)鎮(zhèn)商貿(mào)示范點，以商貿(mào)活躍經(jīng)濟、促進發(fā)展優(yōu)化金融生態(tài)環(huán)境；擴大武陵山區(qū)等連片貧困地區(qū)融資規(guī)模，宏觀定向調(diào)控政策釋放相應資金用于貧困地區(qū)；積極推進農(nóng)村土地等產(chǎn)權登記速度，加快搭建農(nóng)業(yè)、林業(yè)、國土、房產(chǎn)、水務、知識產(chǎn)權為一體的農(nóng)村產(chǎn)權交易平臺，擴充“三農(nóng)”抵押范圍，為農(nóng)民、農(nóng)村集體經(jīng)濟組織、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體提供更加寬廣的融資渠道，以此激活農(nóng)村各種生產(chǎn)要素活力，從根本上緩解“三農(nóng)”抵押融資難題。

第二， 加大金融精準扶貧力度。針對貧困地區(qū)有生產(chǎn)能力、有金融服務需求的建檔立卡貧困戶，以及能帶動貧困戶脫貧致富的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體、特色優(yōu)勢企業(yè)、能人大戶等，建立、完善以扶貧小額貸款和扶貧項目貸款為金融支持的主要方式，大力創(chuàng)新扶貧金融產(chǎn)品和服務，提高金融扶貧的力度和精準度。例如，針對貧困農(nóng)戶發(fā)展生產(chǎn)小額“特惠貸”；針對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營可以嘗試“公司+農(nóng)戶+基地+扶貧貼息”信貸模式；“以扶貧資金作抵押”信貸模式，即地方政府將整合各種扶貧資金打包抵押給銀行，銀行再放大一定倍數(shù)，加大對貧困地區(qū)重點項目的扶貧開發(fā)；“擔保機構+農(nóng)民合作社+銀行機構”信貸模式，融資擔保機構與農(nóng)民合作社合作，向社員提供融資擔保，滿足貧困戶、貧困村貸款需求，解決貧困戶貸款的抵押擔保難題等。

第三，有效整合各類扶貧資金和政策性擔保資源，設立農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展基金，健全金融服務扶貧的風險分擔補償機制。引導社會資本創(chuàng)設“惠農(nóng)貸”等金融產(chǎn)品，支持建立或完善貧困地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸擔保體系，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和農(nóng)村開發(fā)建設貸款提供信用擔保和風險補償，著力解決“三農(nóng)”發(fā)展融資難、融資貴問題；拓展涉農(nóng)政策性保險業(yè)務，擴大農(nóng)業(yè)保險覆蓋面。

[注 釋]

① 國家扶貧辦制定的《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020）》明確將六盤山區(qū)、秦巴山區(qū)、武陵山區(qū)、烏蒙山區(qū)、滇桂黔石漠化片區(qū)、滇西邊境山區(qū)、大興安嶺南麓山區(qū)、燕山—太行山區(qū)、呂梁山區(qū)、大別山區(qū)、羅宵山區(qū)等連片特困地區(qū)和已明確實施特殊政策的西藏、四?。ㄋ拇?、云南、甘肅、青海）藏區(qū)、新疆南疆三地州確定為中國未來十年扶貧攻堅的主戰(zhàn)場。

② 武陵山集中連片特困區(qū)（簡稱武陵山片區(qū)），地處湖南、湖北、重慶和貴州四省市交界處，包括71個縣（市、區(qū)），分別有：重慶（黔江、豐都、武隆、石柱、秀山、酉陽、彭水）、貴州（正安、道真、務川、鳳岡、湄潭、余慶、銅仁、萬山、江口、玉屏、石阡、思南、印江、德江、沿河、松桃）、湖北（恩施、利川、建始、巴東、宣恩、咸豐、來鳳、鶴峰、秭歸、長陽、五峰）、湖南（吉首、瀘溪、鳳凰、花垣、保靖、古丈、永順、龍山、安化、鶴城、中方、沅陵、辰溪、溆浦、會同、麻陽、新晃、芷江、靖州、通道、洪江市、新邵、邵陽、隆回、洞口、綏寧、新寧、城步、武岡、新化、冷水江、漣源、石門、永定、武陵源、慈利、桑植）。

[參考文獻]

[1] 郭慶旺，趙志耕.中國經(jīng)濟增長“三駕馬車”失衡悖論[J].財經(jīng)問題研究，2014（9）.

[2] 簡新華，許輝.增加農(nóng)民收入是擴大內(nèi)需的重要途徑[J].當代財 經(jīng)，2002（12）.

[3] 徐忠，張雪春，丁志杰，唐天.公共財政與中國國民收入的高儲蓄傾向[J].中國社會科學，2010（6）.

[4] 宋元梁，肖衛(wèi)東.中國城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)民收入增長關系的動態(tài)計量經(jīng)濟分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2005（9）.

[5] 李美洲，韓兆洲.城鎮(zhèn)化和工業(yè)化對農(nóng)民增收的影響機制[J].財貿(mào)研究，2007（2）.

[6] 郭志儀，常曄.農(nóng)戶人力資本投資與農(nóng)民收入增長[J].經(jīng)濟科學，2007（3）.

[7] 王鵬飛，彭虎鋒.城鎮(zhèn)化發(fā)展影響農(nóng)民收入的傳導路徑及區(qū)域性差異分析[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2013（10）.

[8] 姚耀軍.中國農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的實證分析[J].經(jīng)濟科學，2004（5）：24-31.

[9] 劉旦.我國農(nóng)村金融發(fā)展效率與農(nóng)民收入增長[J].山西財經(jīng)大學學報，2007，29 （1）：44-49.

[10] 劉忠群，黃金，梁彭勇.金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長的影響——來自中國面板數(shù)據(jù)的再檢視[J].財貿(mào)研究，2008（6）.

[11] 溫濤，冉光和，熊得平.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].經(jīng)濟研究，2005（9）.

[12] 周一鹿，冉光和，錢太一.經(jīng)濟轉型期農(nóng)村金融資源開發(fā)對農(nóng)民收入影響效應研究[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2010（10）.

[13] 楊小玲.農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入結構的實證研究[J].經(jīng)濟問題探索，2009（12）.

[14] 賈立，王紅明.西部地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長關系的實證分析[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2010（10）.

[15] 齊紅倩.城市化與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2002（3）.

[16] 許崇正，高希武.農(nóng)村金融對增加農(nóng)民收入支持狀況的實證分析[J].金融研究，2005（9）.

[17] 丁志國，譚伶俐，趙晶.農(nóng)村金融對減少貧困的作用研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2011（11）.

[18] 高遠東，溫濤，王小華.中國財政金融支農(nóng)政策減貧效應的空間計量研究[J].經(jīng)濟科學，2013（1）.

[19] 王檢貴.倒U現(xiàn)象是不是一條經(jīng)濟法則？ ——對羅賓遜經(jīng)典結論的質(zhì)疑[J].經(jīng)濟研究，2000（7）.

[20] 王韌，王睿.二元條件下居民收入差距的變動與收斂——對我國“倒U”假說的存在性檢驗[J].數(shù)量技術經(jīng)濟研究，2004（3）.

[21] 王波.宏觀經(jīng)濟運行與農(nóng)民收入增長實證分析[J].經(jīng)濟體制改革，2005（2）.

[22] 孔榮，梁永.農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入影響的實證研究[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2009（4）.

[23] 鄧金錢.農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入的影響研究[J].改革與戰(zhàn)略，2014（7）.

[24] 林毅夫，陳斌開.發(fā)展戰(zhàn)略、產(chǎn)業(yè)結構與收入分配[J].經(jīng)濟學（季刊），2013（4）.

[25] 章奇，劉明興，陶然，Vincent Yiu Por Chen.中國的金融中介增長與城鄉(xiāng)收入差距[Z].2004

[26] 陳剛，尹希果.中國金融中介增長與城鄉(xiāng)二元對比系數(shù)[J].山西財經(jīng)大學學報，2008（5）.

[27] 陳銀娥，刑乃千，師文明.農(nóng)村基礎投資對農(nóng)民收入的影響[J].中南財經(jīng)政法大學學報，2012（1）.

[28] 李建軍.城鎮(zhèn)居民收入、財政支出與農(nóng)民收入[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2008（4）.

[29] 陸銘，陳釗.城市化、城市化傾向的經(jīng)濟政策與城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟研究，2004（6）.

[30] Aziz，J.and Dunaway，S. Rebalancing China′s economy.[J].Finance and Development，2007.

[31] Thorsten Beck，Asli Demirguc-Kunt，and Ross Levine. Finance，inequality，and poverty：cross-country evidence[Z].Policy Research Working Paper Series 3338，2004.

[32] Greenwood J. Jovanovicb..Financial development and economic development[J].Economic Development and Cultural Change， 1990，15：257-268.

[33] Rajanrg，Zingalesl. Financial dependence and growth[J].The American Economic Review，1998，88（3）：1559-5861.

[34] Jeanneney S.G.，Kpodar K. Financial development，financial instablility and poverty[Z].Discussion Paper Series DP2010-30，Kobe

University，2005.

[35] Jalilian H.，Kirkpatrick C.Financal development and poverty reduction in developing countries[Z].IDPM Working Paper，2001.

[36] Geda，A.，A.Shimeles，D.Zerfu. Finance development，financial instability and poverty[Z].CSAE Working Paper Series，2005.