农民人均纯收入增长效应研究
——基于县域金融中介、财政支出协同视角

刘 洛

（中央财经大学 经济学院博士后流动站，北京 100081）

一、引 言

在世界经济社会发展中，农民收入增长有着特别重要的贡献。因此，与之相关的研究也变得广泛而深刻。农业、农村和农民问题始终是全面实现小康社会乃至实现两个一百年奋斗目标过程中的关键问题。“三农”的核心问题是农民，解决农民问题的关键是保持农村经济的持续、健康发展，其中必须实现农民人均纯收入持续增长，才能统筹城乡发展、缩小城乡收入差距。改革开放四十多年，中国农民人均纯收入稳定增长，但是伴随着着力提升发展质量效益，保持经济持续健康发展，农民增收缓慢、城乡收入差距持续扩大。农民增收以及城乡收入差距是解决“三农”问题的根本所在，也是我国持续增进民生福祉、扎实推动共同富裕的重要路径。只有走出农民人均纯收入增长困境，才能从根本消除城乡收入差距，使农民人均纯收入增长与国内生产总值增长基本同步。当前，农民收入增长的源泉正在发生深刻变化，农民人均纯收入增长逐渐转向非农业收入的增长。

从20世纪年50年代开始，著名的“库兹涅茨”假说将收入分配研究的重心转向个人收入分配理论，从国民收入在工资、利润间的分配转向个体之间的收入分配差距，重点研究这种不平等与经济增长间的关系，收入分配问题成为经济理论研究的热点。一个国家大规模地增加资本供给、扩大投资，才能打破贫困这种恶性循环，提高人民收入水平，同时促进资本形成。冲破“低水平均衡陷阱”的关键所在，就是改变农村资本稀缺状况，提高农民收入水平。为此，发展中国家应加大对农村的资金投入，提高农民就业机会和收入水平，改善农民生活条件。农村的资金约束比较明显，农民缺乏生产函数中最重要的生产要素即资本，投入产出受到了极大的约束。近年来，世界经济发生了深刻变化，尽管农民人均纯收入增长的源泉正在发生本质变迁，其结构也在发生着巨大的变化，农民依然面临着生产技术、人力资本等一系列的生产要素约束，其中资本匮乏是首要问题。农民进行生产所需资本来源主要包括农村的金融中介、财政支出和农民自有资金。最早农村与城市的二元结构是一个社会学范畴的概念，自从经济学引入“二元结构”理论后，经济学开创了“结构主义”分析的新思路，城乡“二元结构”也成为一个经济学范畴的概念。县域是一种区域的特定形式，既是城市和农村的结合点，又是城乡联动的关节点，也是我国经济地域系统的基层经济地域单元。县域是以县级行政划分的地理空间，具备独立的县级财政和地方税收体系，以县城、乡（镇）、村不同层次经济元素间的联系和比例关系为基本结构，其活动涉及生产、流通、消费、分配各环节以及三次产业而发挥整体调节功能的经济系统。随着改革开放的推进，农民人均纯收入结构发生变化，县域资本的形成会影响农村人力资本积累、产业结构变动、农村劳动力转移等，从而影响农民人均纯收入增长。因此，县域金融中介和财政支出成为发展中国家促进农村经济增长不可或缺的政策措施。

本文选取我国31个省份（不包括港澳台地区）1 993个县域的经济数据，基于县域金融中介、财政支出的协同视角，实证农民增收与之相关关系。只有立足于县域，才能把握基本现实，得出新的经验性证据。目前，多数研究农村经济大多基于全国层面或省域的时间序列数据，实际上对农民增收影响最直接的还是县域金融、财政的作用。国家、省级和地市的金融、财政对农民收入的作用，最终还是要通过县域来实现的。因此，以县域为主体来制定金融、财政发展政策，对农民增收更具有实际意义。

二、相关文献综述

随着经济的发展，农民人均纯收入结构发生深刻变化，县域金融中介、财政支出可能通过复杂的传导路径，影响农民在非农和农业这两种收入渠道的因素构成，进而影响农民的整体收入。因此，影响农民增收途径的所有因素都直接或间接依赖于金融和财政的作用。一个不确定的环境下，金融中介能够在不同时空上配置、便利资源，通过资本积累和技术进步两个渠道，金融中介能够促进经济增长。因此，金融中介与农民收入之间应该存在更复杂的传导机制。根据总需求管理理论，扩大财政支出对经济增长产生乘数效应，财政支出可以直接或间接地增加农民收入，通过农民消费刺激需求，从而获得良好的经济效益和社会效益。

（1）关于金融中介与农民收入增长之间的关系方面。早期关于农民收入增长的研究，国外学者重点关注金融结构问题。发展中国家金融体系中的二元结构严重抑制了农村金融的发展，因此，通过完善农村金融的治理，消除金融抑制，促进农村经济增长和农民收入增长（Mckinnon，1973）［1］。直到20 世纪年 90 代，Greenwood and Jovanovic（1990）［2］首先提出金融发展和收入分配的关系是“倒U”型假说，西方理论界才开始关注金融发展与收入分配的关系问题，前后提出了三种不同的理论假说，分别为金融发展与收入分配的“库兹涅茨”假说关系（Achion and Bolton，1997）［3］、金融发展降低了收入差距（Maitra，et al.，2017）［4］以及金融发展扩大了收入差距（Seshamani and Tounkara，2018）［5］。在实证方面，国外学者选取跨过样本对金融发展与收入分配的关系进行实证检验，研究结果发现，金融发展显著缩小一国收入分配差距（Sehrawat and Giri，2016）［6］，却未能证实两者间的“倒U”型假说关系。

金融中介在调动储蓄、评估项目、管理风险、监督管理者、便利商品和服务交换等方面发挥积极作用。长期以来，大量研究证实了金融发展与经济增长之间的关系，但是关于金融中介与农民收入增长方面的文献很少，仅有一些文献从金融市场的角度分析农村资金配置效率问题，提出金融中介有利于促进农村内生经济增长和农民增收（Mellor and Ma⁃lik，2017）［7］。

从国内研究来看，我国学者在借鉴国外先进理论成果的同时，也在积极探索金融发展对收入分配差距的影响。国内学者针对金融发展与城乡收入差距进行多角度的实证研究（王国刚，2018）［8］，得出的结论并不完全一致。近年来，也有少数学者通过实证方式，检验了中国金融发展与农民收入之间的关系，结果显示，中国金融发展对农民收入增长具有显著的负效应（黄寿峰，2016）［9］、正效应（陈国强等，2018）［10］或不显著的影响（温涛和王煜宇，2018）［11］。显然对金融发展与农民收入之间的关系做了一定的探索，但是这些研究仅仅是一种直接的数量关系，而很少研究其中内在效应和影响路径。

（2）关于财政支出与农民纯收入增长的关系。早在十八世纪，《经济表》阐述了农业在国民经济发展中的重要地位和战略意义，《国富论》提出资本的积累是经济增长的重要条件。资本投在农业的比重越大，推动国民生产性劳动越大。基于储蓄与投资关系，投资能够增加资本存量，有利于提高社会生产能力，并通过乘数效应促进收入水平的提高。Schultz（1945、1964）开创了现代农业经济理论先河，他在《不稳定经济中的农业》和《改造传统农业》中提出政府必须向农业部门投资，不仅要注意资本的投资方向，还要运用政策指导和鼓励农民增收。1958 年，EEC 组织将财政支农作为专门研究内容和政策措施纳入CAP，至此，西方学界开始对财政农业政策作为专门的学术领域进行系统性研究。

国外早期研究认为，财政支出作为外生力量，能够促进农民收入增长，财政支农和农户收入增长之间存在着替代和互补两种关系（Barro，1981）［12］，一些学者也通过实证研究验证互补与替代效应均存在可能（Ahmad，1986）［13］。随后，Sembiyeva 等（2019）［14］研究表明，政府财政支出构成的资本存量增加对生产率的增长具有积极作用。Severini and Tantari（2014）［15］认为，财政支出结构差异导致农民收入增长的效果具有不一致性。

从国内研究来看，研究大都基于全国层面或省域的时间序列数据，考察了财政农业支出对农民收入的总体影响（边恕等，2021）［16］，得出效果显著不一的结论。近年来，为了更加客观和准确地反映财政支出与农民增收之间的关系，国内学者开始着眼财政支出结构的实证研究（王小华，2019）［17］，得出了不同的结论，即财政农业支出结构对农民收入增长的影响效果并不一样。还有一些研究强调财政支农效率问题，一些学者就如何提升财政农业投入效率、促进农业经济增长和农民增收展开了系列的理论和实证研究（张笑寒，2018）［18］。

关于金融、财政与农民人均纯收入增长协同效应方面，目前的研究还相当有限。关于县域金融中介、财政支出和农民人均纯收入增长之间关系的研究尚无现有的文献，类似相关研究都未考虑其中的非线性效应和协同机制。多数研究只限于金融发展或财政政策与农民人均纯收入增长的单一因素关系，考察两者相互影响农民人均纯收入增长的理论分析很少。

三、县域金融中介、财政支出对农民人均纯收入增长影响的机理分析

随着城乡区域发展格局不断优化，农民劳动力流动障碍逐渐被打破，农民收入结构也发生变化。金融中介和财政支出可能通过资本存量、人力资本积累、农村劳动力转移和产业结构升级等渠道，影响我国农民人均纯收入增长。

（一）县域金融中介对农民人均纯收入增长影响的路径

金融中介通过提供不同的金融产品和服务，动员和配置社会闲散资金、监督这些资金的使用、促进资金流通并分散其在经济运行中产生的风险。金融中介的五个基本功能通过资本积累和技术进步两个渠道，推动经济增长。然而，中国金融具有的“二元结构”特征，也导致县域金融中介具备固有的特殊性，其对农民人均纯收入的影响表现出更加复杂化。所以，金融中介具有的这些功能，对农民收入增长的影响更具多样性和复杂性

随着经济的发展，农民收入结构发生很大变化，金融发展可能通过劳动力市场对收入分配产生影响。农村劳动力流动壁垒逐渐打破，农民逐渐从农业取得收入转向非农产业收入。这样一来，影响和决定农民人均收入增长的因素由农业和非农业收入构成，但是非农产业增收的空间更大。首先，县域金融中介将县域的储蓄转化成投资，乡镇企业、中小企业和农户由此获得投资资本，提升县域资本投资率。向县域提供的信贷数量能够促进私人、企业和公共系统的资本积累，这是金融中介有利于农民人均纯收入增长非常有效的途径。其次，金融中介发挥引导作用，把资金配置到投资收益率高、市场竞争力强的产业。金融中介通过资本积累和技术进步两个渠道，引导县域产业向适应市场化运作的方向发展，提升县域产业技术水平以及增强市场竞争能力，促进农业产业的多样化及产业升级，实现更多劳动就业。再次，资本追逐最大回报，金融中介发挥资源配置的作用。引导劳动力要素、资本要素等可以在产业间自由流动，并且流向高生产率行业，促进县域二三产业的发展，实现农村劳动力的转移，增加农民非农业工资性收入。最后，县域金融中介的改善，使农民更加容易获得贷款。一方面扩大再生产，在生产经营中应用更多的农业新技术及经营的新模式；另一方面更愿意将资金投放到教育、培训、健康和迁移等方面。农民在人力资本方面的投入，对农民的家庭经营纯收入和工资性收入都具有积极作用。

（二）县域财政支出与农民人均纯收入增长关系

县域财政支出是调节县域经济的重要手段。它的经济性和社会性支出增加都有助于带动县域经济的发展，通过特定的机制和途径直接或间接影响农民收入。第一，财政支出投入县域基本建设项目，能够形成对农民的大量需求，包括农民工参加项目建设获得的工资收入、提供涉农的原材料和从事有关经营收入的机会和空间，带动农民参加各种建设和创业，从而增加农民非农收入。第二，支援农业支出属于与农业生产经营挂钩的财政支出项目，改善了农业生产投资环境，在生产要素投入不变的情况下，降低农业生产成本，提高单位投入的产出，从而增加家庭经营性收入。第三，县域公共产品和服务为农民生产、生活创造条件，减少生产、生活成本，改善农民生产经营的外部环境，间接增加农民家庭经营收入。第四，县域教育科学、医疗卫生、社会保障支出可以提升农村劳动力的科技、文化和健康水平，一定程度地提升劳动者素质，提高生产效率和收益。同时，又能引导农村剩余劳动力向外转移和就业，进而带来农民的非农工资性收入增长。其中的农村救济费、良种补贴等费用属于社会保障支出，通过转移支付手段，将这部分当年实施政策的支出，直接转化为农民转移性收入。第五，县域行政管理属于维持性支出，这些公共服务为农民正常生活、生产提供安全保障和维持社会秩序等，为农民增收创造好的外部环境。

四、模型设定、研究变量与数据描述

《经济学原理》一书中最早提出了生产函数理论，并首先应用于生物科学和自然科学。从本质来看，生产函数揭示了生产过程中生产要素与最大产出之间的经济技术关系。

（一）实证模型构建

本文在柯布—道格拉斯生产函数的基础上，拓展了包括县域金融中介、财政支出的CD生产函数。为了考察我国农民人均纯收入增长效应，检验其是否依赖县域金融中介、财政支出的协同水平而存在机制转移特征，本研究引入交互项来验证变量之间协同关系，这种做法在国外学术界有过应用。依据上述思想，在基本模型的基础上加入交互项，公式如下：

其中：被解释变量FRit代表31省份农民人均纯收入增长，衡量1 993 个县域农民人均纯收入的增长水平；fit为县域金融中介和财政支出的交互变量；Cit为其他控制变量；hz（git；γ，c）为转换函数，可观测状态转换变量qit的连续有界（0≤qit≤1）函数。本文旨在研究县域金融中介、财政支出与农民纯收入增长的非线性影响，因此选取SIZit和STRit作为县域金融中介（CFIit）、财政支出（PFEit）转换变量。γ是斜率系数，衡量平滑程度，表示区制转换的平滑速度；μi为地区差异的不可观测效应；cj是转换发生的位置参数，衡量协同门槛水平，表示转换发生的位置。

（二）变量说明与数据描述

本文主要变量定义和统计描述如下：

（1）农民人均纯收入增长。农民人均纯收入为剔除农民医疗、教育、消费等必要支出后的剩余收入，是农民能够从事其他活动所必要的资金来源。农民人均纯收入增长是衡量城乡收入差距的主要指标，也直接反映农民生产力投入和产出效率水平。本研究采用农民人均纯收入的年实际增长率表示，记为 FRit。

（2）县域金融中介和财政支出。基于数据获取的原因及比较的客观性，本文从融资规模角度定义县域金融中介机构各项贷款占GDPit的比重，以此作为县域金融中介发展的规模指标。这一指标可以刻画银行中介机构业务规模的变化，反映县域金融中介对实体经济在资金方面的支持程度。本研究采用该指标衡量县域金融中介的发展水平，记为CFIit。

财政支出是政府干预社会经济的一种手段，反映政府调控资源的力度。按照CD生产函数形式，这里将行政管理支出等一般维持性支出忽略，县域财政支出包括县域经济性支出和社会性支出。本文的财政支出是经济支出与社会性支出之和，就是县域财政一般公共预算支出。因此，选择县域财政一般预算支出占县域GDP的比重加以衡量，记为PFEit。

（3）控制变量Cit。县域固定资产投资水平（AS⁃Tit），用以控制县域固定资产投资水平变化对农民纯收入增长的影响，该变量采用中国县域固定资产投资额/县域实际GDP；县域劳动力就业水平（LABit），用以控制各县域劳动力就业水平对县域经济发展的影响，该变量用县域从业人员数占县域总人口数的比重表示；县域物价指数增长率（RPIit），用以控制县域物价指数增长率对农民纯收入增长的影响，该变量采用县域零售物价指数环比的增长率表示；县域人口增长率（POPit），用以控制各县域人口增长率对县域经济发展的影响，以县域人口环比的增长率表示。

（4）Cit为 PSRT 模型转换变量。SIZit表示以县域金融中介、财政支出之和与县域GDP 比值作为转换变量；STCit表示县域金融中介占县域GDP 比重/县域财政支出占县域GDP 比重作为转换变量，刻画县域金融中介、财政支出规模与结构对县域经济增长的非线性影响。

本文采用面板平滑转换回归模型，就县域金融中介、财政支出对农民人均纯收入增长的效应展开实证检验。选择的样本为我国31 个的省份（不包括港澳台地区）共1 993个县域地区，数据来源于各县域统计年鉴、中国农村统计年鉴和人口统计年鉴，时间区间为1999—2018年。

上述变量的描述性统计见表1所列。

表1 各变量的描述性统计特征（1999—2018年）

续表1

五、实证结果及分析

（一）模型非线性检验

本文以县域金融中介和财政支出作为门限协同变量，检验金融中介、财政支出与农民人均纯收入增长之间是否存在着非线性效应。为了保证检验结果的正确性，采用Hausman检验帮助选择模型的固定效应和随机效应形式。本文具体使用LM、LMF和LRT统计量，对线性模型的原假设（H0：r=0）以及具备一个位置参数的两区制转换模型的备择假设（H1：r=1）进行实证检验。为防止庞大的模型随着位置参数个数增加、显著性水平选择标准越来越低，本文选择pvalue 值为0.000 1 的显著性水平。表2 结果显示：假设hz（git；γ，c）的位置参数个数为1（m）时，LM、LMF和LRT统计量均在1%的显著性水平上拒绝线性关系的原假设；假设hz（git；γ，c）的位置参数个数为2（m）时，上述检验统计量也均在1%的显著性水平上拒绝线性关系原假设。说明面板数据具有明显的非线性转变，县域金融中介、财政支出与农民人均纯收入增长之间具有显著的非线性特征，可以进行PSTR模型验证。

表2 FRit协同模型线性检验与剩余非线性检验

（二）非线性模型参数估计

为了获得渐进无偏PSTR 模型的参数估计值，本文采用非线性最小二乘法（NLS）对模型的相关参数展开估计。首先，确定平滑系数γ和位置参数c的初始值，通过grid search 法生成的γ、c初始值均落到相应的区间内；其次，采取“平减个体均值”方法去除线性部分的固定效应，对所有变量进行组内均值变换，通过组内回归消除固定效应；最后，对完成组内均值变换的模型进行NLS（Nonlinear Least Squares）估计，得到原假设下的面板残差平方和SSRo、SSR1。重复上述操作，得到最小的残差平方和SSRo、SSR1所对应的参数γ和c，即为所需的最佳转换函数估计值。至此，检验模型剩余异质特征，判断现有的转换函数能否充分捕捉变量的非线性关系。将估计出的参数γ和c代入模型（1）、模型（2），估计其他参数，结果见表3所列。

表3 FRit协同非线性PSRT模型参数估计

从规模协同模型的估计结果可知，在不同的fit的水平上，SIZit对FRit的影响有着明显的差异。位置参数即门槛水平值lj=-0.295 8（e-0.2958=0.743 9），而SIZit在位置参数lj估计值74.39%两侧对FRit的影响存在明显区别。在此门槛值之前，模型处于协同区制，SIZit小于74.39%，且交互项CFIit×PFEit的β01弹性系数大于零，SIZit对FRit的影响表现为协同，模型在5%的显著性水平上显著。表明在协同的县域或时期，SIZit对FRit产生显著的促进效应，县域银行增加贷款余额或政府增加财政支出会促进FRit。

越过门槛lj之后，模型处于非协同区制，SIZit大于74.39%，CFIit×PFEit的β0j弹性系数小于零，且模型在5%显著性水平上显著。这表明在非协同的县域或时期，金融、财政投入规模过大，资源配置效率过低，产生了溢出效应，SIZit对FRit产生负的抑制效应，县域银行增加贷款余额、政府增加财政支出将阻碍FRit。说明随着SIZit的进一步发展并实现对协同门槛的跨越，FRit会受到显著阻碍。

模型斜率系数sj=11.706 1，表明模型在非协同与协同区制之间转换的速度很慢，转换函数呈现平滑渐进的变化趋势，如图1所示。说明非线性转换函数具有明显的平滑转化特征，随着SIZit规模达到协同门槛值，SIZit的变化对FRit影响呈现出渐进演变的非线性关系。

对结构协同转换模型的估计结果可知，STRit位置参数估计值lj=4.102 1（e1.4115=4.102 1），该位置参数lj估计值两侧对FRit的影响存在显著性区别。在门槛值之前，模型处于非协同区制，STRit小于4.102 1，交互项 CFIit×PFEit的弹性系数β11小于零，而且模型在1%显著性水平上较为显著。说明在非协同的县域或时期，金融中介投入不足，而财政支出过大，导致资源错配和破坏效率，对消费和民间投资产生挤出效应。因此，STRit对FRit产生负的非协同效应，即使政府扩大财政支出，金融中介加大信贷投放速度，也不利于FRit。

跨过门槛值lj之后，模型处于协同区制，STRit大于 4.102 1，CFIit×PFEit的弹性系数β0j大于零，且模型在1%显著性水平上更加显著。实证表明，只要越过4.102 1 协同结构比率，扩大金融中介的信贷投放、增加县域政府的财政支出，会对FRit产生更加显著的正面效应。说明在协同的县域或时期，STRit对FRit产生交互的协同效应，县域的银行增加贷款投放，并且政府增加财政支出，保持不低于协同结构比率，这样会更为显著地促进FRit。

模型斜率系数s′j=12.326 7，表明模型在非协同与协同区制转换的速度较慢，转换函数呈现平滑、渐进的趋势，如图2所示。说明非线性转换函数具有明显的平滑转化特征，随着县域金融中介和财政支出结构比率达到协同，STRit的变化对FRit影响的非线性效果较为平滑。

在不同的金融、财政发展水平下，具体考察控制变量影响县域农民纯收入增长非线性的门槛协同效应。

（1）控制变量ASTit与FRit的关系。模型处于两个区制，ASTit影响FRi的弹性系数都大于零，模型处于协同区制且在5%的显著性水平上显著，但是进入非协同区制，模型在10%的显著性水平上显著。这反映出在非协同和协同的县域或时期，ASTit对FRit始终是促进作用（β10>0，β1j>0；β′10>0，β′1j>0），并且处于协同区制的促进作用强于其在非协同区制（β10>β1j>0；β′1j>β′10>0）。这表明虽然在两区制ASTit与FRit都是正相关，但是金融、财政处于协同区制，ASTit更加有力支持 FRit。

（2）控制变量LABit与FRit的关系。在门槛值前后，模型处于两个区制，LABit影响FRit的弹性系数都大于零。处于非协同区制，规模协同模型在10%的显著性水平上较为显著，而结构协同模型在统计意义上不够显著；进入协同区制，两模型分别在5%和10%的显著水平上显著。在两个区制的县域或时期，LABit对 FRit始终是促进作用（β20>0，β2j>0；β′20>0，β′2j>0）。越过门槛值，两模型处于协同区制，LABit对 FRit的促进作用更加显著（β10>β1j>0；β′2j>β′20>0）。说明虽然两区制 LABit与 FRit都是正相关，但是在金融、财政协同的县域或时期，LABit显著促进FRit。

（3）控制变量RPIit与FRit的关系。在协同门槛值前后，模型处于两个区制，RPIit影响FRit的弹性系数全部大于零，两个模型处于两个区制的显著水平在统计意义上都不够显著，表明当金融、财政位于非协同和协同两区制时，RPIit对FRit影响是不显著的促进作用（β30>0，β3j>0；β′30>0，β′3j>0），并且这种促进作用随着规模、结构值增大而增强（β3j>β30>0；β′3j>β′30>0）。这说明在金融、财政两区制的县域或时期，适度的县域通货膨胀可以促进FRit。

（4）控制变量POPit与FRit的关系。在协同门槛值前后，模型处于两个区制，POPit影响FRit的弹性系数全部大于零。处于协同区制，两模型在5%的显著性水平上全部显著；处于非协同区制，规模协同模型在统计意义上不够显著，而结构协同模型在10%的显著性水平上较为显著。这反映出POPit与FRit始终是正相关，在协同的县域或时期，这种促进作用强烈，并且效果显著。说明POPit有利于FRit，特别是在金融、财政协同的县域或时期，支持作用更加显著。

根据回归模型的估计结果，图1 和图2 显示了对应于转换变量SIZit和STRit的各分位点，反映出相应转换函数的分布和走势特征。规模协同模型中，在位置参数lj（-0.295 8）两侧，CFIit×PFEit弹性系数在-8.301 2~0.302 5 之间平滑变化，所有观测样本值中，35.61%的样本点位于中间过渡状态，SIZit跨过门槛值74.39%的观测样本只有337 个，占全部样本值的57.22%；结构协同模型中，在位置参数lj（1.411 5）两侧，CFIit×PFEit系数在-2.251 8~5.886 4之间平滑变化，所有观测样本值中，57.56%的样本点位于中间过渡状态，STRit跨过门槛值4.102 1 的观测样本只有250 个，占全部样本值的42.44%。Logistic 平滑转换函数曲线进一步证实了这一推论，SIZit、STRit在协同值两侧对 FRit的影响都是不对称的，并且STRit函数曲线在两种状态下的转换速度似乎相对更快，大多数样本点位于中间过渡状态和非协同区制。

图1 规模协同模型Logistic平滑转换函数曲线

图2 结构协同模型Logistic平滑转换函数曲线

六、结论与建议

本文采用面板平滑转换模型，利用1999—2018年我国31个省份1 993个县域的面板数据，在县域金融中介与财政支出协同的视角下验证我国农民纯收入增长效应，并对县域金融中介、财政支出与农民纯收入增长的协同关系实证分析。

（一）基本结论

第一，我国县域金融中介、财政支出与农民人均纯收入增长效应存在非线性的机制转移特征，不仅表现在金融中介和财政支出的规模上，也反映在金融中介与财政支出的结构上。在协同门槛值前后，县域金融中介和财政支出对农民纯收入增长的影响由促进转变为阻碍，并且促进效应随着县域金融中介和财政支出协同水平的提升而逐渐增强。金融中介和财政支出的发展对农民人均纯收入增长的影响表现为促进，跨过协同门槛阈值水平之后，其促进农民纯收入增长的速度明显提升。目前我国大多数县域处于由阻碍机制向协同机制转移的阶段，平滑转移效应非常平缓。

第二，县域金融中介和财政支出投入的总量与结构的协同比值为74.39%和4.102 1，这个协同比值就是金融中介和财政支出在县域的投入总量占县域GDP 值的74.39%，且县域金融中介与财政支出的比值为4.102 1。意味着促进我国农民纯收入增长应该加强金融中介与财政支出协同，决策层必须高度关注县域金融中介与财政支出的协同效应，尤其要关注两者机制转移的规模协同和结构协同。实证检验发现，现阶段我国很多县域金融中介和财政支出规模与结构均没有达到协同标准，说明我国县域金融中介、财政支出总量增长和结构调整对农民纯收入增长的作用还未转入“协同”区制，仍具备较大的提升农民纯收入增长空间。

第三，在控制变量中，县域固定资产投资水平与农民纯收入增长始终呈现正相关，但是跨越金融、财政的协同区制，县域固定资产投资更加有力地促进农民纯收入增长，同时也能提升投资边际回报率。劳动力就业水平一直对农民纯收入增长产生正面效应，一旦跨越协同区制，县域劳动者素质显著提升，从而显著促进农民纯收入增长。当金融中介、财政支出位于协同区制，县域物价增长指数影响农民纯收入增长由负相关变为正相关，并且显著，说明只要提升县域金融、财政的协同水平，适度的通货膨胀有利于农民纯收入增长。县域人口增长有利于农民纯收入增长，特别是在金融、财政处于协同的县域或时期，这种促进作用更加显著。

（二）相关建议

1.建立县域金融与财政高度协同的政策体系

在任何经济体中，财政政策与货币政策可以相互搭配使用，并通过一定的传导机制，引导市场主体参与经济活动，其在微观领域的现实效应就是金融中介与财政支出协同程度。两者协同，则均衡配置，可以促进农民纯收入增长；反之，则阻碍农民增收。县域可以成立在县政府领导下，由财政、银行等相关人员组成的县域经济金融委员会，协调财政与银行两大部门，使之信息充分对称。对贯彻实施宏观政策以及结合县域实际出台具体政策，紧紧围绕金融中介与财政支出的规模、结构协同，推动银行与财政搭配、财政引导、银行跟进以及财政杠杆撬动的模式，促进县域金融中介与财政支出两股力量跨越协同。同时，对具体工具在县域经济发展中的执行效果进行总结和沟通，及时发现政策实施和协调过程中的不畅与不足，加以反馈与修正，提高政策的协同性和实际效果。

2.搭建财政激励金融机制

财政支出直接作用于社会经济结构，通过激励金融中介，拉动社会投资的总量，确保县域金融中介和财政支出两者投入总量的协同。一是财政通过奖励与补贴搭建激励机制，协同金融中介，增加支农支出，优化支农结构，提升支农效率。持续坚持定向补贴和增量奖励政策不动摇；二是财政通过税收优惠搭建激励机制，协同金融中介，扩大固定资产投资规模，特别是县域新型基础设施建设，提高人均资本存量；三是财政通过信贷损失的分担和补偿搭建激励机制，厘清县域财政支出、金融中介补偿和分担的损失范围，建立财政补偿和分担损失操作规程，协同金融中介，大力支持县域涉农贷款；四是财政通过贷款担保的扶持激励机制，协同金融中介，支持传统农业的改造，发展现代高效农业，推进农业科技进步和机械化。

3.构建金融引导财政机制

金融中介引导财政支出选择县域市场主体，参与县域经济。财政支出以扶持资金作为初始推动，从而与金融中介形成对县域社会总需求调控，保持县域金融中介和财政支出两者比值的结构协同。一是金融通过县域双创引导财政支出，协同支持县域的中小企业、民营企业和乡镇企业，最大限度地为农民提供在本地的非农业就业机会；二是金融通过提升投资水平引导财政支出，协同提高固定资产投资效率，使得资本积累成为促进农民收入的更有效的途径；三是金融通过农村人力资本引导财政支出，协同支持县域教育、培训产业，增强农户的劳动力素质；四是金融通过调节社会经济结构引导财政支出，协同促进县域社会经济整体协调、稳定发展，加快农村劳动力转移，实现农民增收。

4.完善协同的激励约束机制

健全支持县域经济倾斜的绩效考核和激励约束机制（刘洛，2012）［19］，形成县域信贷投放和财政支出的综合考评体系。由政府、人民银行和银保监局组成评价委员会，将金融中介投放在县域的信贷金额、行业和方向设定权重，并把县域财政支出的范围、方式、标准、额度纳入评价体系。突出金融中介与财政支出的规模、结构协同作为重要的KPI核心指标，动态掌握两者的协同程度，真正发挥金融、财政协同促进农民纯收入增长效应。坚决遏制县域资金的外流，确保将资金真正配置到县域经济效率较高的地方。对于异地贷款或变相将信贷资金挪出县域，要对相关责任人和管理人员进行惩戒，将财政支出绩效低下的问题纳入问责范围，真正实现考核的硬约束。