農(nóng)民人均純收入增長效應(yīng)研究
——基于縣域金融中介、財政支出協(xié)同視角

劉 洛

（中央財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院博士后流動站，北京 100081）

一、引 言

在世界經(jīng)濟社會發(fā)展中，農(nóng)民收入增長有著特別重要的貢獻。因此，與之相關(guān)的研究也變得廣泛而深刻。農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民問題始終是全面實現(xiàn)小康社會乃至實現(xiàn)兩個一百年奮斗目標過程中的關(guān)鍵問題?！叭r(nóng)”的核心問題是農(nóng)民，解決農(nóng)民問題的關(guān)鍵是保持農(nóng)村經(jīng)濟的持續(xù)、健康發(fā)展，其中必須實現(xiàn)農(nóng)民人均純收入持續(xù)增長，才能統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、縮小城鄉(xiāng)收入差距。改革開放四十多年，中國農(nóng)民人均純收入穩(wěn)定增長，但是伴隨著著力提升發(fā)展質(zhì)量效益，保持經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展，農(nóng)民增收緩慢、城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大。農(nóng)民增收以及城鄉(xiāng)收入差距是解決“三農(nóng)”問題的根本所在，也是我國持續(xù)增進民生福祉、扎實推動共同富裕的重要路徑。只有走出農(nóng)民人均純收入增長困境，才能從根本消除城鄉(xiāng)收入差距，使農(nóng)民人均純收入增長與國內(nèi)生產(chǎn)總值增長基本同步。當(dāng)前，農(nóng)民收入增長的源泉正在發(fā)生深刻變化，農(nóng)民人均純收入增長逐漸轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)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(zhuǎn)向個人收入分配理論，從國民收入在工資、利潤間的分配轉(zhuǎn)向個體之間的收入分配差距，重點研究這種不平等與經(jīng)濟增長間的關(guān)系，收入分配問題成為經(jīng)濟理論研究的熱點。一個國家大規(guī)模地增加資本供給、擴大投資，才能打破貧困這種惡性循環(huán)，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(guān)鍵所在，就是改變農(nóng)村資本稀缺狀況，提高農(nóng)民收入水平。為此，發(fā)展中國家應(yīng)加大對農(nóng)村的資金投入，提高農(nóng)民就業(yè)機會和收入水平，改善農(nóng)民生活條件。農(nóng)村的資金約束比較明顯，農(nóng)民缺乏生產(chǎn)函數(shù)中最重要的生產(chǎn)要素即資本，投入產(chǎn)出受到了極大的約束。近年來，世界經(jīng)濟發(fā)生了深刻變化，盡管農(nóng)民人均純收入增長的源泉正在發(fā)生本質(zhì)變遷，其結(jié)構(gòu)也在發(fā)生著巨大的變化，農(nóng)民依然面臨著生產(chǎn)技術(shù)、人力資本等一系列的生產(chǎn)要素約束，其中資本匱乏是首要問題。農(nóng)民進行生產(chǎn)所需資本來源主要包括農(nóng)村的金融中介、財政支出和農(nóng)民自有資金。最早農(nóng)村與城市的二元結(jié)構(gòu)是一個社會學(xué)范疇的概念，自從經(jīng)濟學(xué)引入“二元結(jié)構(gòu)”理論后，經(jīng)濟學(xué)開創(chuàng)了“結(jié)構(gòu)主義”分析的新思路，城鄉(xiāng)“二元結(jié)構(gòu)”也成為一個經(jīng)濟學(xué)范疇的概念?？h域是一種區(qū)域的特定形式，既是城市和農(nóng)村的結(jié)合點，又是城鄉(xiāng)聯(lián)動的關(guān)節(jié)點，也是我國經(jīng)濟地域系統(tǒng)的基層經(jīng)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(xiāng)（鎮(zhèn)）、村不同層次經(jīng)濟元素間的聯(lián)系和比例關(guān)系為基本結(jié)構(gòu)，其活動涉及生產(chǎn)、流通、消費、分配各環(huán)節(jié)以及三次產(chǎn)業(yè)而發(fā)揮整體調(diào)節(jié)功能的經(jīng)濟系統(tǒng)。隨著改革開放的推進，農(nóng)民人均純收入結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，縣域資本的形成會影響農(nóng)村人力資本積累、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移等，從而影響農(nóng)民人均純收入增長。因此，縣域金融中介和財政支出成為發(fā)展中國家促進農(nóng)村經(jīng)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(qū)）1 993個縣域的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，基于縣域金融中介、財政支出的協(xié)同視角，實證農(nóng)民增收與之相關(guān)關(guān)系。只有立足于縣域，才能把握基本現(xiàn)實，得出新的經(jīng)驗性證據(jù)。目前，多數(shù)研究農(nóng)村經(jīng)濟大多基于全國層面或省域的時間序列數(shù)據(jù)，實際上對農(nóng)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(nóng)民收入的作用，最終還是要通過縣域來實現(xiàn)的。因此，以縣域為主體來制定金融、財政發(fā)展政策，對農(nóng)民增收更具有實際意義。

二、相關(guān)文獻綜述

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，農(nóng)民人均純收入結(jié)構(gòu)發(fā)生深刻變化，縣域金融中介、財政支出可能通過復(fù)雜的傳導(dǎo)路徑，影響農(nóng)民在非農(nóng)和農(nóng)業(yè)這兩種收入渠道的因素構(gòu)成，進而影響農(nóng)民的整體收入。因此，影響農(nóng)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(huán)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(shù)進步兩個渠道，金融中介能夠促進經(jīng)濟增長。因此，金融中介與農(nóng)民收入之間應(yīng)該存在更復(fù)雜的傳導(dǎo)機制。根據(jù)總需求管理理論，擴大財政支出對經(jīng)濟增長產(chǎn)生乘數(shù)效應(yīng)，財政支出可以直接或間接地增加農(nóng)民收入，通過農(nóng)民消費刺激需求，從而獲得良好的經(jīng)濟效益和社會效益。

（1）關(guān)于金融中介與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系方面。早期關(guān)于農(nóng)民收入增長的研究，國外學(xué)者重點關(guān)注金融結(jié)構(gòu)問題。發(fā)展中國家金融體系中的二元結(jié)構(gòu)嚴重抑制了農(nóng)村金融的發(fā)展，因此，通過完善農(nóng)村金融的治理，消除金融抑制，促進農(nóng)村經(jīng)濟增長和農(nóng)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(fā)展和收入分配的關(guān)系是“倒U”型假說，西方理論界才開始關(guān)注金融發(fā)展與收入分配的關(guān)系問題，前后提出了三種不同的理論假說，分別為金融發(fā)展與收入分配的“庫茲涅茨”假說關(guān)系（Achion and Bolton，1997）［3］、金融發(fā)展降低了收入差距（Maitra，et al.，2017）［4］以及金融發(fā)展擴大了收入差距（Seshamani and Tounkara，2018）［5］。在實證方面，國外學(xué)者選取跨過樣本對金融發(fā)展與收入分配的關(guān)系進行實證檢驗，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)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(guān)系。

金融中介在調(diào)動儲蓄、評估項目、管理風(fēng)險、監(jiān)督管理者、便利商品和服務(wù)交換等方面發(fā)揮積極作用。長期以來，大量研究證實了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，但是關(guān)于金融中介與農(nóng)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(nóng)村資金配置效率問題，提出金融中介有利于促進農(nóng)村內(nèi)生經(jīng)濟增長和農(nóng)民增收（Mellor and Ma?lik，2017）［7］。

從國內(nèi)研究來看，我國學(xué)者在借鑒國外先進理論成果的同時，也在積極探索金融發(fā)展對收入分配差距的影響。國內(nèi)學(xué)者針對金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距進行多角度的實證研究（王國剛，2018）［8］，得出的結(jié)論并不完全一致。近年來，也有少數(shù)學(xué)者通過實證方式，檢驗了中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入之間的關(guān)系，結(jié)果顯示，中國金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長具有顯著的負效應(yīng)（黃壽峰，2016）［9］、正效應(yīng)（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(fā)展與農(nóng)民收入之間的關(guān)系做了一定的探索，但是這些研究僅僅是一種直接的數(shù)量關(guān)系，而很少研究其中內(nèi)在效應(yīng)和影響路徑。

（2）關(guān)于財政支出與農(nóng)民純收入增長的關(guān)系。早在十八世紀，《經(jīng)濟表》闡述了農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟發(fā)展中的重要地位和戰(zhàn)略意義，《國富論》提出資本的積累是經(jīng)濟增長的重要條件。資本投在農(nóng)業(yè)的比重越大，推動國民生產(chǎn)性勞動越大?；趦π钆c投資關(guān)系，投資能夠增加資本存量，有利于提高社會生產(chǎn)能力，并通過乘數(shù)效應(yīng)促進收入水平的提高。Schultz（1945、1964）開創(chuàng)了現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)濟理論先河，他在《不穩(wěn)定經(jīng)濟中的農(nóng)業(yè)》和《改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)》中提出政府必須向農(nóng)業(yè)部門投資，不僅要注意資本的投資方向，還要運用政策指導(dǎo)和鼓勵農(nóng)民增收。1958 年，EEC 組織將財政支農(nóng)作為專門研究內(nèi)容和政策措施納入CAP，至此，西方學(xué)界開始對財政農(nóng)業(yè)政策作為專門的學(xué)術(shù)領(lǐng)域進行系統(tǒng)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(nóng)民收入增長，財政支農(nóng)和農(nóng)戶收入增長之間存在著替代和互補兩種關(guān)系（Barro，1981）［12］，一些學(xué)者也通過實證研究驗證互補與替代效應(yīng)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(gòu)成的資本存量增加對生產(chǎn)率的增長具有積極作用。Severini and Tantari（2014）［15］認為，財政支出結(jié)構(gòu)差異導(dǎo)致農(nóng)民收入增長的效果具有不一致性。

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

關(guān)于金融、財政與農(nóng)民人均純收入增長協(xié)同效應(yīng)方面，目前的研究還相當(dāng)有限。關(guān)于縣域金融中介、財政支出和農(nóng)民人均純收入增長之間關(guān)系的研究尚無現(xiàn)有的文獻，類似相關(guān)研究都未考慮其中的非線性效應(yīng)和協(xié)同機制。多數(shù)研究只限于金融發(fā)展或財政政策與農(nóng)民人均純收入增長的單一因素關(guān)系，考察兩者相互影響農(nóng)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(nóng)民人均純收入增長影響的機理分析

隨著城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展格局不斷優(yōu)化，農(nóng)民勞動力流動障礙逐漸被打破，農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)也發(fā)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(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等渠道，影響我國農(nóng)民人均純收入增長。

（一）縣域金融中介對農(nóng)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(chǎn)品和服務(wù)，動員和配置社會閑散資金、監(jiān)督這些資金的使用、促進資金流通并分散其在經(jīng)濟運行中產(chǎn)生的風(fēng)險。金融中介的五個基本功能通過資本積累和技術(shù)進步兩個渠道，推動經(jīng)濟增長。然而，中國金融具有的“二元結(jié)構(gòu)”特征，也導(dǎo)致縣域金融中介具備固有的特殊性，其對農(nóng)民人均純收入的影響表現(xiàn)出更加復(fù)雜化。所以，金融中介具有的這些功能，對農(nóng)民收入增長的影響更具多樣性和復(fù)雜性

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)發(fā)生很大變化，金融發(fā)展可能通過勞動力市場對收入分配產(chǎn)生影響。農(nóng)村勞動力流動壁壘逐漸打破，農(nóng)民逐漸從農(nóng)業(yè)取得收入轉(zhuǎn)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入。這樣一來，影響和決定農(nóng)民人均收入增長的因素由農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)收入構(gòu)成，但是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增收的空間更大。首先，縣域金融中介將縣域的儲蓄轉(zhuǎn)化成投資，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、中小企業(yè)和農(nóng)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(shù)量能夠促進私人、企業(yè)和公共系統(tǒng)的資本積累，這是金融中介有利于農(nóng)民人均純收入增長非常有效的途徑。其次，金融中介發(fā)揮引導(dǎo)作用，把資金配置到投資收益率高、市場競爭力強的產(chǎn)業(yè)。金融中介通過資本積累和技術(shù)進步兩個渠道，引導(dǎo)縣域產(chǎn)業(yè)向適應(yīng)市場化運作的方向發(fā)展，提升縣域產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平以及增強市場競爭能力，促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的多樣化及產(chǎn)業(yè)升級，實現(xiàn)更多勞動就業(yè)。再次，資本追逐最大回報，金融中介發(fā)揮資源配置的作用。引導(dǎo)勞動力要素、資本要素等可以在產(chǎn)業(yè)間自由流動，并且流向高生產(chǎn)率行業(yè)，促進縣域二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移，增加農(nóng)民非農(nóng)業(yè)工資性收入。最后，縣域金融中介的改善，使農(nóng)民更加容易獲得貸款。一方面擴大再生產(chǎn)，在生產(chǎn)經(jīng)營中應(yīng)用更多的農(nóng)業(yè)新技術(shù)及經(jīng)營的新模式；另一方面更愿意將資金投放到教育、培訓(xùn)、健康和遷移等方面。農(nóng)民在人力資本方面的投入，對農(nóng)民的家庭經(jīng)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(nóng)民人均純收入增長關(guān)系

縣域財政支出是調(diào)節(jié)縣域經(jīng)濟的重要手段。它的經(jīng)濟性和社會性支出增加都有助于帶動縣域經(jīng)濟的發(fā)展，通過特定的機制和途徑直接或間接影響農(nóng)民收入。第一，財政支出投入縣域基本建設(shè)項目，能夠形成對農(nóng)民的大量需求，包括農(nóng)民工參加項目建設(shè)獲得的工資收入、提供涉農(nóng)的原材料和從事有關(guān)經(jīng)營收入的機會和空間，帶動農(nóng)民參加各種建設(shè)和創(chuàng)業(yè)，從而增加農(nóng)民非農(nóng)收入。第二，支援農(nóng)業(yè)支出屬于與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營掛鉤的財政支出項目，改善了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資環(huán)境，在生產(chǎn)要素投入不變的情況下，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，提高單位投入的產(chǎn)出，從而增加家庭經(jīng)營性收入。第三，縣域公共產(chǎn)品和服務(wù)為農(nóng)民生產(chǎn)、生活創(chuàng)造條件，減少生產(chǎn)、生活成本，改善農(nóng)民生產(chǎn)經(jīng)營的外部環(huán)境，間接增加農(nóng)民家庭經(jīng)營收入。第四，縣域教育科學(xué)、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障支出可以提升農(nóng)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(zhì)，提高生產(chǎn)效率和收益。同時，又能引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動力向外轉(zhuǎn)移和就業(yè)，進而帶來農(nóng)民的非農(nóng)工資性收入增長。其中的農(nóng)村救濟費、良種補貼等費用屬于社會保障支出，通過轉(zhuǎn)移支付手段，將這部分當(dāng)年實施政策的支出，直接轉(zhuǎn)化為農(nóng)民轉(zhuǎn)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(wù)為農(nóng)民正常生活、生產(chǎn)提供安全保障和維持社會秩序等，為農(nóng)民增收創(chuàng)造好的外部環(huán)境。

四、模型設(shè)定、研究變量與數(shù)據(jù)描述

《經(jīng)濟學(xué)原理》一書中最早提出了生產(chǎn)函數(shù)理論，并首先應(yīng)用于生物科學(xué)和自然科學(xué)。從本質(zhì)來看，生產(chǎn)函數(shù)揭示了生產(chǎn)過程中生產(chǎn)要素與最大產(chǎn)出之間的經(jīng)濟技術(shù)關(guān)系。

（一）實證模型構(gòu)建

本文在柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，拓展了包括縣域金融中介、財政支出的CD生產(chǎn)函數(shù)。為了考察我國農(nóng)民人均純收入增長效應(yīng)，檢驗其是否依賴縣域金融中介、財政支出的協(xié)同水平而存在機制轉(zhuǎn)移特征，本研究引入交互項來驗證變量之間協(xié)同關(guān)系，這種做法在國外學(xué)術(shù)界有過應(yīng)用。依據(jù)上述思想，在基本模型的基礎(chǔ)上加入交互項，公式如下：

其中：被解釋變量FRit代表31省份農(nóng)民人均純收入增長，衡量1 993 個縣域農(nóng)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(zhuǎn)換函數(shù)，可觀測狀態(tài)轉(zhuǎn)換變量qit的連續(xù)有界（0≤qit≤1）函數(shù)。本文旨在研究縣域金融中介、財政支出與農(nóng)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(zhuǎn)換變量。γ是斜率系數(shù)，衡量平滑程度，表示區(qū)制轉(zhuǎn)換的平滑速度；μi為地區(qū)差異的不可觀測效應(yīng)；cj是轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置參數(shù)，衡量協(xié)同門檻水平，表示轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置。

（二）變量說明與數(shù)據(jù)描述

本文主要變量定義和統(tǒng)計描述如下：

（1）農(nóng)民人均純收入增長。農(nóng)民人均純收入為剔除農(nóng)民醫(yī)療、教育、消費等必要支出后的剩余收入，是農(nóng)民能夠從事其他活動所必要的資金來源。農(nóng)民人均純收入增長是衡量城鄉(xiāng)收入差距的主要指標，也直接反映農(nóng)民生產(chǎn)力投入和產(chǎn)出效率水平。本研究采用農(nóng)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?shù)據(jù)獲取的原因及比較的客觀性，本文從融資規(guī)模角度定義縣域金融中介機構(gòu)各項貸款占GDPit的比重，以此作為縣域金融中介發(fā)展的規(guī)模指標。這一指標可以刻畫銀行中介機構(gòu)業(yè)務(wù)規(guī)模的變化，反映縣域金融中介對實體經(jīng)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(fā)展水平，記為CFIit。

財政支出是政府干預(yù)社會經(jīng)濟的一種手段，反映政府調(diào)控資源的力度。按照CD生產(chǎn)函數(shù)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(jīng)濟性支出和社會性支出。本文的財政支出是經(jīng)濟支出與社會性支出之和，就是縣域財政一般公共預(yù)算支出。因此，選擇縣域財政一般預(yù)算支出占縣域GDP的比重加以衡量，記為PFEit。

（3）控制變量Cit。縣域固定資產(chǎn)投資水平（AS?Tit），用以控制縣域固定資產(chǎn)投資水平變化對農(nóng)民純收入增長的影響，該變量采用中國縣域固定資產(chǎn)投資額/縣域?qū)嶋HGDP；縣域勞動力就業(yè)水平（LABit），用以控制各縣域勞動力就業(yè)水平對縣域經(jīng)濟發(fā)展的影響，該變量用縣域從業(yè)人員數(shù)占縣域總?cè)丝跀?shù)的比重表示；縣域物價指數(shù)增長率（RPIit），用以控制縣域物價指數(shù)增長率對農(nóng)民純收入增長的影響，該變量采用縣域零售物價指數(shù)環(huán)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(jīng)濟發(fā)展的影響，以縣域人口環(huán)比的增長率表示。

（4）Cit為 PSRT 模型轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)換變量，刻畫縣域金融中介、財政支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)對縣域經(jīng)濟增長的非線性影響。

本文采用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型，就縣域金融中介、財政支出對農(nóng)民人均純收入增長的效應(yīng)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(qū)）共1 993個縣域地區(qū)，數(shù)據(jù)來源于各縣域統(tǒng)計年鑒、中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒和人口統(tǒng)計年鑒，時間區(qū)間為1999—2018年。

上述變量的描述性統(tǒng)計見表1所列。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計特征（1999—2018年）

續(xù)表1

五、實證結(jié)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(xié)同變量，檢驗金融中介、財政支出與農(nóng)民人均純收入增長之間是否存在著非線性效應(yīng)。為了保證檢驗結(jié)果的正確性，采用Hausman檢驗幫助選擇模型的固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)形式。本文具體使用LM、LMF和LRT統(tǒng)計量，對線性模型的原假設(shè)（H0：r=0）以及具備一個位置參數(shù)的兩區(qū)制轉(zhuǎn)換模型的備擇假設(shè)（H1：r=1）進行實證檢驗。為防止龐大的模型隨著位置參數(shù)個數(shù)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(jié)果顯示：假設(shè)hz（git；γ，c）的位置參數(shù)個數(shù)為1（m）時，LM、LMF和LRT統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平上拒絕線性關(guān)系的原假設(shè)；假設(shè)hz（git；γ，c）的位置參數(shù)個數(shù)為2（m）時，上述檢驗統(tǒng)計量也均在1%的顯著性水平上拒絕線性關(guān)系原假設(shè)。說明面板數(shù)據(jù)具有明顯的非線性轉(zhuǎn)變，縣域金融中介、財政支出與農(nóng)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(xié)同模型線性檢驗與剩余非線性檢驗

（二）非線性模型參數(shù)估計

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

表3 FRit協(xié)同非線性PSRT模型參數(shù)估計

從規(guī)模協(xié)同模型的估計結(jié)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(shù)即門檻水平值lj=-0.295 8（e-0.2958=0.743 9），而SIZit在位置參數(shù)lj估計值74.39%兩側(cè)對FRit的影響存在明顯區(qū)別。在此門檻值之前，模型處于協(xié)同區(qū)制，SIZit小于74.39%，且交互項CFIit×PFEit的β01彈性系數(shù)大于零，SIZit對FRit的影響表現(xiàn)為協(xié)同，模型在5%的顯著性水平上顯著。表明在協(xié)同的縣域或時期，SIZit對FRit產(chǎn)生顯著的促進效應(yīng)，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(xié)同區(qū)制，SIZit大于74.39%，CFIit×PFEit的β0j彈性系數(shù)小于零，且模型在5%顯著性水平上顯著。這表明在非協(xié)同的縣域或時期，金融、財政投入規(guī)模過大，資源配置效率過低，產(chǎn)生了溢出效應(yīng)，SIZit對FRit產(chǎn)生負的抑制效應(yīng)，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(fā)展并實現(xiàn)對協(xié)同門檻的跨越，F(xiàn)Rit會受到顯著阻礙。

模型斜率系數(shù)sj=11.706 1，表明模型在非協(xié)同與協(xié)同區(qū)制之間轉(zhuǎn)換的速度很慢，轉(zhuǎn)換函數(shù)呈現(xiàn)平滑漸進的變化趨勢，如圖1所示。說明非線性轉(zhuǎn)換函數(shù)具有明顯的平滑轉(zhuǎn)化特征，隨著SIZit規(guī)模達到協(xié)同門檻值，SIZit的變化對FRit影響呈現(xiàn)出漸進演變的非線性關(guān)系。

對結(jié)構(gòu)協(xié)同轉(zhuǎn)換模型的估計結(jié)果可知，STRit位置參數(shù)估計值lj=4.102 1（e1.4115=4.102 1），該位置參數(shù)lj估計值兩側(cè)對FRit的影響存在顯著性區(qū)別。在門檻值之前，模型處于非協(xié)同區(qū)制，STRit小于4.102 1，交互項 CFIit×PFEit的彈性系數(shù)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(xié)同的縣域或時期，金融中介投入不足，而財政支出過大，導(dǎo)致資源錯配和破壞效率，對消費和民間投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。因此，STRit對FRit產(chǎn)生負的非協(xié)同效應(yīng)，即使政府?dāng)U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(xié)同區(qū)制，STRit大于 4.102 1，CFIit×PFEit的彈性系數(shù)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(xié)同結(jié)構(gòu)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(chǎn)生更加顯著的正面效應(yīng)。說明在協(xié)同的縣域或時期，STRit對FRit產(chǎn)生交互的協(xié)同效應(yīng)，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(xié)同結(jié)構(gòu)比率，這樣會更為顯著地促進FRit。

模型斜率系數(shù)s′j=12.326 7，表明模型在非協(xié)同與協(xié)同區(qū)制轉(zhuǎn)換的速度較慢，轉(zhuǎn)換函數(shù)呈現(xiàn)平滑、漸進的趨勢，如圖2所示。說明非線性轉(zhuǎn)換函數(shù)具有明顯的平滑轉(zhuǎn)化特征，隨著縣域金融中介和財政支出結(jié)構(gòu)比率達到協(xié)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(fā)展水平下，具體考察控制變量影響縣域農(nóng)民純收入增長非線性的門檻協(xié)同效應(yīng)。

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

（2）控制變量LABit與FRit的關(guān)系。在門檻值前后，模型處于兩個區(qū)制，LABit影響FRit的彈性系數(shù)都大于零。處于非協(xié)同區(qū)制，規(guī)模協(xié)同模型在10%的顯著性水平上較為顯著，而結(jié)構(gòu)協(xié)同模型在統(tǒng)計意義上不夠顯著；進入?yún)f(xié)同區(qū)制，兩模型分別在5%和10%的顯著水平上顯著。在兩個區(qū)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(xié)同區(qū)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(qū)制 LABit與 FRit都是正相關(guān)，但是在金融、財政協(xié)同的縣域或時期，LABit顯著促進FRit。

（3）控制變量RPIit與FRit的關(guān)系。在協(xié)同門檻值前后，模型處于兩個區(qū)制，RPIit影響FRit的彈性系數(shù)全部大于零，兩個模型處于兩個區(qū)制的顯著水平在統(tǒng)計意義上都不夠顯著，表明當(dāng)金融、財政位于非協(xié)同和協(xié)同兩區(qū)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(guī)模、結(jié)構(gòu)值增大而增強（β3j>β30>0；β′3j>β′30>0）。這說明在金融、財政兩區(qū)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(guān)系。在協(xié)同門檻值前后，模型處于兩個區(qū)制，POPit影響FRit的彈性系數(shù)全部大于零。處于協(xié)同區(qū)制，兩模型在5%的顯著性水平上全部顯著；處于非協(xié)同區(qū)制，規(guī)模協(xié)同模型在統(tǒng)計意義上不夠顯著，而結(jié)構(gòu)協(xié)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(guān)，在協(xié)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(xié)同的縣域或時期，支持作用更加顯著。

根據(jù)回歸模型的估計結(jié)果，圖1 和圖2 顯示了對應(yīng)于轉(zhuǎn)換變量SIZit和STRit的各分位點，反映出相應(yīng)轉(zhuǎn)換函數(shù)的分布和走勢特征。規(guī)模協(xié)同模型中，在位置參數(shù)lj（-0.295 8）兩側(cè)，CFIit×PFEit彈性系數(shù)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(tài)，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(jié)構(gòu)協(xié)同模型中，在位置參數(shù)lj（1.411 5）兩側(cè)，CFIit×PFEit系數(shù)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(tài)，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(zhuǎn)換函數(shù)曲線進一步證實了這一推論，SIZit、STRit在協(xié)同值兩側(cè)對 FRit的影響都是不對稱的，并且STRit函數(shù)曲線在兩種狀態(tài)下的轉(zhuǎn)換速度似乎相對更快，大多數(shù)樣本點位于中間過渡狀態(tài)和非協(xié)同區(qū)制。

圖1 規(guī)模協(xié)同模型Logistic平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線

圖2 結(jié)構(gòu)協(xié)同模型Logistic平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線

六、結(jié)論與建議

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

（一）基本結(jié)論

第一，我國縣域金融中介、財政支出與農(nóng)民人均純收入增長效應(yīng)存在非線性的機制轉(zhuǎn)移特征，不僅表現(xiàn)在金融中介和財政支出的規(guī)模上，也反映在金融中介與財政支出的結(jié)構(gòu)上。在協(xié)同門檻值前后，縣域金融中介和財政支出對農(nóng)民純收入增長的影響由促進轉(zhuǎn)變?yōu)樽璧K，并且促進效應(yīng)隨著縣域金融中介和財政支出協(xié)同水平的提升而逐漸增強。金融中介和財政支出的發(fā)展對農(nóng)民人均純收入增長的影響表現(xiàn)為促進，跨過協(xié)同門檻閾值水平之后，其促進農(nóng)民純收入增長的速度明顯提升。目前我國大多數(shù)縣域處于由阻礙機制向協(xié)同機制轉(zhuǎn)移的階段，平滑轉(zhuǎn)移效應(yīng)非常平緩。

第二，縣域金融中介和財政支出投入的總量與結(jié)構(gòu)的協(xié)同比值為74.39%和4.102 1，這個協(xié)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(nóng)民純收入增長應(yīng)該加強金融中介與財政支出協(xié)同，決策層必須高度關(guān)注縣域金融中介與財政支出的協(xié)同效應(yīng)，尤其要關(guān)注兩者機制轉(zhuǎn)移的規(guī)模協(xié)同和結(jié)構(gòu)協(xié)同。實證檢驗發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段我國很多縣域金融中介和財政支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)均沒有達到協(xié)同標準，說明我國縣域金融中介、財政支出總量增長和結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)民純收入增長的作用還未轉(zhuǎn)入“協(xié)同”區(qū)制，仍具備較大的提升農(nóng)民純收入增長空間。

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

（二）相關(guān)建議

1.建立縣域金融與財政高度協(xié)同的政策體系

在任何經(jīng)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(dǎo)機制，引導(dǎo)市場主體參與經(jīng)濟活動，其在微觀領(lǐng)域的現(xiàn)實效應(yīng)就是金融中介與財政支出協(xié)同程度。兩者協(xié)同，則均衡配置，可以促進農(nóng)民純收入增長；反之，則阻礙農(nóng)民增收?？h域可以成立在縣政府領(lǐng)導(dǎo)下，由財政、銀行等相關(guān)人員組成的縣域經(jīng)濟金融委員會，協(xié)調(diào)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(jié)合縣域?qū)嶋H出臺具體政策，緊緊圍繞金融中介與財政支出的規(guī)模、結(jié)構(gòu)協(xié)同，推動銀行與財政搭配、財政引導(dǎo)、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(xié)同。同時，對具體工具在縣域經(jīng)濟發(fā)展中的執(zhí)行效果進行總結(jié)和溝通，及時發(fā)現(xiàn)政策實施和協(xié)調(diào)過程中的不暢與不足，加以反饋與修正，提高政策的協(xié)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(jīng)濟結(jié)構(gòu)，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(xié)同。一是財政通過獎勵與補貼搭建激勵機制，協(xié)同金融中介，增加支農(nóng)支出，優(yōu)化支農(nóng)結(jié)構(gòu)，提升支農(nóng)效率。持續(xù)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(yōu)惠搭建激勵機制，協(xié)同金融中介，擴大固定資產(chǎn)投資規(guī)模，特別是縣域新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高人均資本存量；三是財政通過信貸損失的分擔(dān)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(dān)的損失范圍，建立財政補償和分擔(dān)損失操作規(guī)程，協(xié)同金融中介，大力支持縣域涉農(nóng)貸款；四是財政通過貸款擔(dān)保的扶持激勵機制，協(xié)同金融中介，支持傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的改造，發(fā)展現(xiàn)代高效農(nóng)業(yè)，推進農(nóng)業(yè)科技進步和機械化。

3.構(gòu)建金融引導(dǎo)財政機制

金融中介引導(dǎo)財政支出選擇縣域市場主體，參與縣域經(jīng)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(diào)控，保持縣域金融中介和財政支出兩者比值的結(jié)構(gòu)協(xié)同。一是金融通過縣域雙創(chuàng)引導(dǎo)財政支出，協(xié)同支持縣域的中小企業(yè)、民營企業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，最大限度地為農(nóng)民提供在本地的非農(nóng)業(yè)就業(yè)機會；二是金融通過提升投資水平引導(dǎo)財政支出，協(xié)同提高固定資產(chǎn)投資效率，使得資本積累成為促進農(nóng)民收入的更有效的途徑；三是金融通過農(nóng)村人力資本引導(dǎo)財政支出，協(xié)同支持縣域教育、培訓(xùn)產(chǎn)業(yè)，增強農(nóng)戶的勞動力素質(zhì)；四是金融通過調(diào)節(jié)社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)引導(dǎo)財政支出，協(xié)同促進縣域社會經(jīng)濟整體協(xié)調(diào)、穩(wěn)定發(fā)展，加快農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)農(nóng)民增收。

4.完善協(xié)同的激勵約束機制

健全支持縣域經(jīng)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(jiān)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(yè)和方向設(shè)定權(quán)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(guī)模、結(jié)構(gòu)協(xié)同作為重要的KPI核心指標，動態(tài)掌握兩者的協(xié)同程度，真正發(fā)揮金融、財政協(xié)同促進農(nóng)民純收入增長效應(yīng)。堅決遏制縣域資金的外流，確保將資金真正配置到縣域經(jīng)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(guān)責(zé)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(zé)范圍，真正實現(xiàn)考核的硬約束。