溫紅梅,王宏宇

[摘要]農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是我國農(nóng)業(yè)問題的研究熱點。本文綜合討論了村干部素質(zhì)和農(nóng)業(yè)信貸投入對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生的影響，結(jié)合社會角色理論并運用結(jié)構(gòu)方程模型，對調(diào)研獲取的451份微觀數(shù)據(jù)進行實證分析。研究結(jié)果表明：村干部素質(zhì)和農(nóng)業(yè)信貸投入均對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展有顯著影響：村干部素質(zhì)對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展起到的作用比農(nóng)業(yè)信貸投入的顯著;農(nóng)村信貸投入現(xiàn)階段對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的支持不足;村干部素質(zhì)與農(nóng)業(yè)信貸投入相互影響，二者能夠發(fā)揮相互促進的作用。提出加強村干部的能力建設，調(diào)動各類金融資源走進農(nóng)村及提升村干部金融知識水平、打造一支懂金融的村干部隊伍等對策建議。

[關鍵詞]村干部素質(zhì);農(nóng)業(yè)信貸投入;農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展;結(jié)構(gòu)方程模型

[中圖分類號]F276.6[文獻標志碼]A

一、引言

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是實現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)資源可持續(xù)利用的重要途徑之一。近年來，中共中央、國務院出臺了《關于創(chuàng)新體制機制推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的意見》，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部編寫了《農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展技術(shù)導則（2018-2030年）》，旨在通過政策引導加快推進我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展主要通過兩種方法：一是進行人力投入。西奧多·W·舒爾茨[1]145在改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)理論指出，農(nóng)業(yè)的發(fā)展需要大量的人力投入。而我國面對的現(xiàn)實問題是農(nóng)村人口逐漸外流，農(nóng)民文化水平在短時期內(nèi)很難提高。在這樣的外部環(huán)境條件下，小崗村的經(jīng)驗啟示我們，作為特殊人力資源的村干部，將會對農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的發(fā)展發(fā)揮至關重要的作用;二是進行資金投入。羅納德·I·麥金農(nóng)[2]160的金融發(fā)展理論指出，由于農(nóng)民的收入較低，日常積累的資金有限，難以使用僅有的儲蓄投資農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、提升生產(chǎn)技術(shù)水平，所以在推進農(nóng)業(yè)綠色革命時，不能依靠農(nóng)民僅有的儲蓄積累，而是需要大量的外部資金供給。人力投入與外部資金投入能夠促進我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展嗎？回答這個問題有利于認識我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實狀況，對科學合理制定農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展政策具有重要意義。

二、文獻綜述

我國學者對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的研究早已開始。嚴立冬嘗試從財政角度來研究如何支持農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，提出財政支出農(nóng)業(yè)綠色基礎設施建設、綠色資金管理等建議。[3]37張云華、孔祥智從供求的角度研究農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展所面臨的問題，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民對綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的掌握相對匱乏，農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)供給嚴重不足。[4]217嚴立東試圖利用農(nóng)業(yè)生態(tài)發(fā)展、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、農(nóng)業(yè)組織與管理等基礎理論建立統(tǒng)一的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展理論體系。[5]58隨著我國農(nóng)業(yè)資源不斷污染，農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的現(xiàn)狀急需改善。[6]4近些年，我國學者對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的研究逐漸拓寬與深化。部分學者尤為關注農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的概念[7]9，進行了定性分析，重點研究農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展概念。有學者從農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率入手，發(fā)現(xiàn)我國在不同時間段農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)效率的發(fā)展具有差異，從1978年家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制實行到1984年，是農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長的高速發(fā)展期，1985至1992年增速明顯放緩，慢慢處于停滯狀態(tài)，1993年至1996年處于逐漸恢復發(fā)展狀態(tài)，但到了1997年又重新陷入發(fā)展停滯的困境，直到21世紀開始才恢復正常的發(fā)展[8]541;有學者集中于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展指數(shù)的構(gòu)建研究，但由于評價體系和評價方法不同，難以從時間維度和區(qū)域維度進行比較，直到魏琦、張斌等經(jīng)過篩選和剔除，利用14個指標構(gòu)建了我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展指數(shù)之后，才較為科學的對我國各區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展進行了評價。[9]17金賽美更是利用空間計量的方法來研究農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，其研究結(jié)果顯示，我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展存在正的空間相關性，且農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展水平呈現(xiàn)高—高集聚和低—低集聚的現(xiàn)象，農(nóng)村居民對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的滿意度顯得尤為重要。[10]49總的來說，在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的進程中還需面對農(nóng)村人口、資金大量流失等現(xiàn)實問題，只有解決好這些問題，才能全面實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

在我國鄉(xiāng)村民主自治的背景下，村干部作為鄉(xiāng)村治理的正式權(quán)威，維護著鄉(xiāng)村發(fā)展的基本秩序。[11]105已有的研究成果顯示，村干部能夠?qū)r(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、提高糧食產(chǎn)出和提升農(nóng)民收入等方面發(fā)揮重要的作用，其中，村干部素質(zhì)則是影響農(nóng)村穩(wěn)步發(fā)展的最主要因素。[12]130農(nóng)業(yè)信貸投入也會對農(nóng)戶整個家庭的生活產(chǎn)生多方面的影響。農(nóng)業(yè)信貸投入不僅會影響農(nóng)戶日常的生產(chǎn)種植，還會影響農(nóng)戶的消費、農(nóng)民收入的提高、農(nóng)民開展創(chuàng)新及農(nóng)村一、二、三產(chǎn)業(yè)融合等問題[13-15]。

考慮到村干部素質(zhì)和農(nóng)業(yè)信貸投入對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展可能存在的影響，部分學者就二者在農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展進程中所發(fā)揮的作用進行探討。就村干部而言，村干部在農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展中起到了領導者和組織協(xié)調(diào)者的作用，而且村干部素質(zhì)會對引進外部投資、拓展銷售渠道和提高農(nóng)民收入有顯著的影響。[16]81Boland的研究認為，隨著整體經(jīng)濟的不斷發(fā)展，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展會面臨一系列的問題，而這些問題需要農(nóng)村的領導者去逐一解決，因此，村干部面對的壓力與挑戰(zhàn)逐漸增大。就農(nóng)業(yè)信貸投入而言，金融機構(gòu)愿意對農(nóng)戶提供融資，可以幫助其解決生產(chǎn)過程所需的資金缺口問題，提供融資的金融機構(gòu)數(shù)量越多、配比的信貸資金量越大，越能帶動農(nóng)民和農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。[17]171Barry的研究認為，商業(yè)銀行由于資金規(guī)模較大，在農(nóng)業(yè)信貸投入中發(fā)揮著非常重要的作用。隨著我國農(nóng)村非正規(guī)金融機構(gòu)的不斷發(fā)展，正規(guī)金融機構(gòu)對農(nóng)村發(fā)展作用雖然有所降低，但仍然處于主導作用。[18]215從已有研究來看，我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展不僅受到村干部的影響，還會受到農(nóng)業(yè)信貸投入的影響。上述學者從村干部或農(nóng)業(yè)信貸投入的單一視角出發(fā)，缺乏將二者放在一個統(tǒng)一框架并提供相應范圍抽樣調(diào)查的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，故難以全面揭示二者之間的相互影響關系。

作為對已有文獻的補充，本文嘗試綜合考慮村干部素質(zhì)與農(nóng)業(yè)信貸投入所產(chǎn)生的影響，對我國實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展開展實證研究。本文的貢獻主要為：第一，本文引入社會角色理論來研究村干部的素質(zhì)情況;第二，本文在同一框架下研究村干部素質(zhì)和農(nóng)業(yè)信貸投入對于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展產(chǎn)生的影響;第三，本文選擇能夠同時反映多個觀測變量的結(jié)構(gòu)方程模型分析村干部素質(zhì)與農(nóng)業(yè)信貸投入對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展所發(fā)揮的作用。

三、研究方法與研究假設

（一）研究方法

1.李克特量表法

李克特5級量表為總加量表，是由美國心理學家李克特（R.A.Likert）在1932年根據(jù)原總加量表基礎上改進而成，也是目前社會調(diào)查使用較多的一種量表形式，回答選項通過5個級別來考察人們對事物的看法。調(diào)查過程采用李克特5級量表對潛變量的各個維度進行測量。量表賦值分為5個級別，“完全不同意=5”“較不同意=4”“一般=3”“較同意=2”“完全同意=1”。

2.結(jié)構(gòu)方程模型

選擇結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Modeling，簡稱SEM）進行實證分析。SEM模型中，變量有兩種形態(tài)：觀測變量與潛變量。觀測變量是真正被SEM用來分析與計算的基本元素，潛變量是由觀測變量所推估出來的變量。在多觀測變量的情況下，SEM模型更容易考量各影響因素直接的關系，這也是SEM模型最大的優(yōu)點。

結(jié)構(gòu)方程有兩個測量方程和一個結(jié)構(gòu)方程構(gòu)成。兩個測量方程反映觀測變量與潛變量之間的關系，公式表達形

式為：

X=ΛXξ+δ.（1）

Y=ΛYη+ε.（2）

其中，X為由外生潛在變量的觀測變量組成的向量，Y為由內(nèi)生潛變量的觀測變量組成的向量，ξ為外生潛在變量組成的向量，η為內(nèi)生潛在變量組成的向量，ΛX和ΛY為各方程的因子負荷矩陣。

結(jié)構(gòu)方程用來反映潛在變量之間的函數(shù)關系，公式表達形式為：

η=Bη+Γξ+ζ.（3）

其中，B為內(nèi)生潛變量系數(shù)矩陣，Γ為外生潛變量系數(shù)矩陣，ζ則為結(jié)構(gòu)方程的殘差項。

（二）研究假設

由于村干部素質(zhì)與農(nóng)業(yè)信貸投入對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的參與方式不同，所發(fā)揮的作用也具有差異。

就村干部素質(zhì)而言，村干部素質(zhì)受自身文化水平和鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府培訓的影響，且村干部是在鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的指導和幫助下，由村民民主選舉產(chǎn)生，可以合法地對村民自治范圍的事物進行管理，村民委員會的行為會受到《村民委員會組織法》的保護。村干部作為國家和農(nóng)村連接的紐帶，村干部素質(zhì)將會影響其帶領農(nóng)民和農(nóng)村的發(fā)展速度，以及其作為農(nóng)村經(jīng)營者工作的完成情況。[19]118理性人假設村干部的政治晉升渠道受阻，此時，完成好各項工作成為其實現(xiàn)個人價值的目標之一，而村干部素質(zhì)對工作的完成情況發(fā)揮著重要的作用。[20]115在國家大力推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的背景下，村干部素質(zhì)將會影響這項任務的完成情況。文中借鑒Mead[21]201與R.Linton[22]296的社會角色理論，使用角色權(quán)力與角色義務來體現(xiàn)村干部素質(zhì)。由此提出：

假設1（H1）：角色權(quán)力對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有正向影響。

假設2（H2）：角色義務對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有正向影響。

就農(nóng)業(yè)信貸投入而言，對農(nóng)民提供信貸資金將解決其生產(chǎn)過程所面臨的資金短缺問題，農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展需要足夠的農(nóng)業(yè)信貸資金支持。如果農(nóng)村金融機構(gòu)數(shù)量多，對農(nóng)民和農(nóng)村提供的融資類金融產(chǎn)品種類豐富且資金規(guī)模充足，將會刺激農(nóng)民的消費欲望，帶動農(nóng)村的消費。如果農(nóng)業(yè)信貸資金投入充足且產(chǎn)品種類豐富，農(nóng)民就可以通過融資解決創(chuàng)業(yè)缺乏資金的問題，帶動農(nóng)民開展休閑農(nóng)業(yè)、綠色菜園與綠色食堂的發(fā)展。我國2019首次提出了金融供給側(cè)改革，旨在認清我國金融發(fā)展形勢，找到金融的本質(zhì)，引導金融機構(gòu)回歸本源，增強金融機構(gòu)服務實體經(jīng)濟的能力，增加農(nóng)民和農(nóng)村的農(nóng)業(yè)信貸投入就是其中要重點解決的問題之一。由此提出：

假設3（H3）：農(nóng)業(yè)信貸投入對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展具有正向影響。

四、研究數(shù)據(jù)、研究變量及描述性統(tǒng)計

（一）研究數(shù)據(jù)

文中研究數(shù)據(jù)來源于課題組2018年8月、2019年1月、2019年6月對黑龍江墾區(qū)的調(diào)研。調(diào)研內(nèi)容包括農(nóng)戶基本情況、領導干部工作情況、農(nóng)業(yè)信貸投入情況和農(nóng)業(yè)種植現(xiàn)狀4個部分。在正式調(diào)研之前，課題組先發(fā)放了100份問卷進行預調(diào)研，然后對問卷進行了分析和修改，形成本次的正式調(diào)查問卷。正式調(diào)研集中在黑龍江農(nóng)墾糧食種植面積大、機械化程度高的東部區(qū)四個管理局，包括二九一農(nóng)場、依蘭農(nóng)場、大興農(nóng)場、勝利農(nóng)場、七星農(nóng)場、創(chuàng)業(yè)農(nóng)場、八五七農(nóng)場等15個農(nóng)場。調(diào)研采取入戶調(diào)查與會議座談相結(jié)合的方式，共計發(fā)放調(diào)查問卷600份，剔除調(diào)查信息不完整和不真實的問卷，最終獲得有效問卷451份。

（二）研究變量

角色權(quán)力的觀測變量參照E.Goffman[23]361對角色權(quán)力的界定，采用幫助村民解決困難、拓寬產(chǎn)品銷售渠道和幫助村民獲得信貸資金3個指標進行測量。農(nóng)業(yè)信貸投入的觀測變量參照徐忠和程恩江[24]39、馬九杰和吳本健[25]160、陳東和劉金東[26]165等對農(nóng)業(yè)信貸投入各方面的闡述，采用金融機構(gòu)數(shù)量、農(nóng)業(yè)信貸產(chǎn)品種類和農(nóng)業(yè)信貸資金利率水平3個指標進行測量。角色義務觀測變量參照Th.Sarbin[27]373提出的角色義務內(nèi)容，采用遵守社會基本道德、提升自身素質(zhì)和待人態(tài)度公正3個指標進行測量。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展觀測變量參照于法穩(wěn)[28]31對新時代農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的闡述，采用化肥使用量、農(nóng)業(yè)技術(shù)更新、農(nóng)藥使用量和種植非轉(zhuǎn)基因作物4個指標進行測量。所有變量含義及編號見表1。

根據(jù)文中的研究假設及變量選取，結(jié)合已有的研究經(jīng)驗，認為村干部能及時解決村民的困難（RT1）、當?shù)亟鹑跈C構(gòu)數(shù)量充足（OFE1）、村干部可以遵守社會基本道德（RO1）和縮減化肥使用量（GDA1）對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展有直接必然影響。因此，選擇將這4個觀測變量的路徑系數(shù)固定為1，故其標準差和臨界值為空值，建立的結(jié)構(gòu)方程路徑框架如圖1所示。

（三）描述性統(tǒng)計

本文所獲取的451份研究樣本見表2。其中：受訪者以男性居多，占比達到78.9%，女性占比為21.1%;年齡以中年人居多，31-40歲的樣本占比為53.7%，21-30歲和41-50歲的占比分別為20.4%和22%;文化水平基本集中在小學和初中，占比分別為40.1%和52.8%;家庭人口數(shù)量以3-4口人為主，占比為63.4%，1-2口人和5口人及以上的占比分別為15.5%和21.1%;耕地面積集中在100畝以下和100-300畝，占比分比為23.3%和45.7%，其中也有一些種糧大戶，占比為9.3%;家庭擁有農(nóng)業(yè)機械數(shù)量多數(shù)為1臺和2臺，占比分別為26.6%和44.6%，種糧大戶的農(nóng)機擁有數(shù)量基本在4臺及以上。

五、研究過程及結(jié)果分析

（一）信度檢驗與效度檢驗

信度（Reliability）代表測量的可靠程度，或不受測量誤差影響真分數(shù)測量的程度;效度（Validity）反映了測量工具能夠正確無誤地測出潛在特質(zhì)的程度，也就是研究者可以掌握到抽象意義的程度。[29]296SEM的適配度評估中，模型測量部分的評估應先于模型結(jié)構(gòu)部分的評估，因為只有測量準確無誤，進一步研究潛變量間的關系才有實際意義，因而應先進行指標變量的效度檢驗。效度分析即對潛變量與其指標觀測變量的因子負荷量檢驗，看是否達到0.5的最低要求，累積方差水平是否超過70%。[30]116信度采用Cronbach's α系數(shù)作為測量指標，一般認為Cronbach's α系數(shù)超過0.6信度較好。[11]信度與效度二者必須同時兼具，才能夠保證測量質(zhì)量。

將數(shù)據(jù)輸入SPSS.23后運行結(jié)果見表3，其中KMO的統(tǒng)計量為0.742，大于0.7的最低要求。Bartlett球形檢驗統(tǒng)計量在0.001水平上顯著。說明調(diào)查問卷結(jié)構(gòu)效度較好，適合開展因子分析。通過對“角色權(quán)力”“農(nóng)業(yè)信貸投入”“角色義務”和“農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展”4個潛變量進行效度分析與信度分析，運行結(jié)果見表4。效度分析中各觀測變量因子負荷量均在0.710～0.843之間，4個潛變量的累積方差解釋水平分別為81.499%，81.225%，72.835%和72.901%，觀測變量因子負荷量和的潛變量的累積方差解釋水平達到要求，說明測量變量可以很好地反映潛變量。信度分析中各潛變量的Cronbach's α系數(shù)分別為0.886，0.881，0.813和0.875，二者均處于較好水平，說明量表具有較高的信度。檢驗結(jié)果顯示，問卷具有較好的信度與效度，因此進行下一步的模型適配度檢驗并輸出結(jié)果。

（二）模型整體適配度檢驗

文中使用AMOS.23軟件構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型進行擬合。由于絕對適配度指標χ2對樣本量的大小較為敏感，故大樣本分析中χ2檢驗需要結(jié)合自由度，因此應使用χ2與df的比值進行分析。[31]257模型的擬合指數(shù)如表5所示。通過觀察比較發(fā)現(xiàn)，χ2與df的比值為1.659，處于理想水平，說明模型與樣本數(shù)據(jù)適配度較好。PGFI的值為0.628（>0.50），PNFI的值為0.736（>0.50），RMR的值為0.039（<0.05），RMSEA的值為0.038（<0.05），GFI的值為0.969（>0.9），AGFI的值為0.952（>0.9），NFI的值為0.973（>0.9），IFI的值為0.989（>0.9），RFI的值為0.965（>0.9），CFI的值為0.989（>0.9），這些指標值均達到要求，模型的整體擬合和適配度較好，支撐了研究路徑（圖1）。

（三）模型估計結(jié)果與分析

采用極大似然估計法得到模型結(jié)果見表6。通過觀察發(fā)現(xiàn)：

1.測量模型可以很好地反映各觀測指標與潛變量之間的關系。通過比較可以發(fā)現(xiàn)，13個觀測指標的標準化路徑系數(shù)值均在0.5以上。角色權(quán)力的觀測指標分別為RT1（0.899），RT2（0.872），RT3（0.791），說明村干部及時幫助村民解決困難、為村里拓寬銷售銷售渠道和主動與金融機構(gòu)進行信息溝通能夠很好地反映村干部的角色權(quán)力。農(nóng)業(yè)信貸投入的觀測指標分別為OFE1（0.880），OFE2（0.871），OFE3（0.789），說明金融機構(gòu)數(shù)量、信貸產(chǎn)品種類和信貸資金利率水平可以很好地反映農(nóng)村的農(nóng)業(yè)信貸投入。角色義務的觀測指標分別為RO1（0.788），RO2（0.756），RO3（0.764），說明村干部遵守社會基本道德、提升自身素質(zhì)和待人態(tài)度工作可以很好地體現(xiàn)村干部的角色義務。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的觀測指標分別為GDA1（0.807），GDA2（0.780），GDA3（0.815），GDA4（0.793），

說明減少化肥、農(nóng)藥的使用量、更新種植技術(shù)和采購非轉(zhuǎn)基因種子能夠很好地反映農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

2.結(jié)構(gòu)模型可以很好地反映各潛變量之間的因果關系。非標準化路徑的估計結(jié)果表明，角色權(quán)力、農(nóng)業(yè)信貸投入和角色義務對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且方向為正，三者影響的路徑系數(shù)分別為0.291，0.135和0.378。由此可見：（1）角色權(quán)力與角色義務對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展起到促進作用。說明村干部素質(zhì)能夠?qū)r(nóng)業(yè)綠色發(fā)展起到帶動作用，這也驗證了文中提出的假設1與假設2;（2）農(nóng)業(yè)信貸投入對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展同樣起到促進作用，這也驗證了文中提出的假設3。村干部素質(zhì)可以幫助村民解決生產(chǎn)與生活所需面對的、自身解決不了的一系列問題。農(nóng)業(yè)信貸投入可以解決農(nóng)民生產(chǎn)種植、更新技術(shù)所需資金問題，二者均能促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

標準化路徑的估計結(jié)果表明，對比角色權(quán)力對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的路徑系數(shù)（0.315）、農(nóng)業(yè)信貸投入對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的路徑系數(shù)（0.163）、角色義務對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的路徑系數(shù)（0.410）發(fā)現(xiàn)，對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展起到重要作用的是村干部實現(xiàn)角色權(quán)力與履行角色義務，也充分說明村干部素質(zhì)是帶動我國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的關鍵。雖然農(nóng)業(yè)信貸投入可以促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，但現(xiàn)階段其對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展起到的作用不如村干部素質(zhì)的作用明顯，也說明金融機構(gòu)的農(nóng)業(yè)信貸投入仍然存在諸多問題。

3.結(jié)構(gòu)模型可以很好地反映各潛變量之間的相關關系，結(jié)果見表7。觀察路徑協(xié)方差估計值可以發(fā)現(xiàn)：（1）路徑角色權(quán)力←→農(nóng)業(yè)信貸投入通過1%的顯著性檢驗，角色權(quán)力與農(nóng)業(yè)信貸投入表現(xiàn)為正向共變關系，表明村干部實現(xiàn)角色權(quán)力有助于金融機構(gòu)增加農(nóng)業(yè)信貸投入，而農(nóng)業(yè)信貸投入增加，將有助于農(nóng)民與農(nóng)村的發(fā)展，這也有利于村干部角色權(quán)力的實現(xiàn);（2）路徑角色權(quán)力←→角色義務通過了1%的顯著性檢驗，角色權(quán)力與角色義務表現(xiàn)為正向共變關系，表明村干部實現(xiàn)角色權(quán)力與履行角色義務二者互為影響;（3）路徑農(nóng)業(yè)信貸投入←→角色義務通過1%的顯著性檢驗，農(nóng)業(yè)信貸投入與角色義務表現(xiàn)為正向共變關系，表明農(nóng)業(yè)信貸投入的增加能夠幫助村干部履行角色義務，而領導干部不斷學習金融知識、掌握信貸的最新產(chǎn)品，又可以促進農(nóng)業(yè)信貸投入。

六、結(jié)論與建議

本文以農(nóng)戶為研究主體，運用調(diào)查組得到的451份有效調(diào)查問卷，將村干部素質(zhì)與農(nóng)業(yè)信貸投入放在同一框架中，綜合討論村干部素質(zhì)和農(nóng)業(yè)信貸投入對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的影響。研究結(jié)果表明：第一，村干部素質(zhì)發(fā)揮的作用日益明顯，其對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展起到很好的促進作用。第二，農(nóng)業(yè)信貸投入可以解決農(nóng)民生產(chǎn)所缺資金問題，不僅可以促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，還能夠提升村干部素質(zhì)。第三，目前對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展發(fā)揮作用的關鍵因素是村干部素質(zhì)，農(nóng)業(yè)信貸投入雖然對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展起到作用，但發(fā)揮的作用不如村干部素質(zhì)顯著。

啟示：首先，加強村干部的能力建設，定期對村干部進行政治思想引導，提升村干部的業(yè)務素質(zhì)水平，既要使村干部明晰自身的社會角色與責任擔當意識，又要使其村干部更好地完成崗位賦予的各項工作，進而促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。其次，要充分調(diào)動各類金融資源走進農(nóng)村，增加農(nóng)業(yè)信貸投入總量，豐富信貸產(chǎn)品種類，降低農(nóng)業(yè)信貸利率水平。金融機構(gòu)要加強與村干部溝通，更深入地了解農(nóng)村與農(nóng)民對信貸資金的需求。第三，村干部加強對金融知識的學習，提升村干部金融素質(zhì)水平，打造一支懂金融的村干部隊伍，使村干部成為金融機構(gòu)與農(nóng)民之間的信息橋梁，增加金融機構(gòu)的農(nóng)業(yè)信貸投入總量，進而推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

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[責任編輯]王立國

Village Cadre Quality，Agricultural Credit Input and

Agricultural Green Development

——Empirical research based on structural equation model

WEN Hongmei1，WANG Hongyu1，2*

（School of Finance，Harbin University Of Commerce，Harbin，Heilongjiang，150028，China;

2.School of Finance，Heilongjiang University of Finance? and Economic，

Harbin，Heilongjiang，150025，China）

Abstract：Agricultural green development is a hot topic in China's agricultural research.In this paper，the influences of village cadres' quality and agricultural credit input on agricultural green development are discussed comprehensively.At the same time，451 micro data obtained from the survey are analyzed with the combination of social role theory and structural equation model.The results show that the quality of village cadres and agricultural credit input have a significant impact on agricultural green development.Among them，the quality of village cadres plays a more significant role in agricultural green development than the input of agricultural credit.At present，the supply of rural credit funds for agricultural green development is insufficient.In addition，the quality of village cadres and agricultural credit input influence each other，and they can play a role of mutual promotion.Finally，it puts forward countermeasures and suggestions to strengthen the capacity construction of village cadres，mobilize all kinds of financial resources into rural areas，improve the level of financial knowledge of village cadres，and build a team of village cadres who understand finance.

Keywords：quality of village cadres;agricultural credit input;green development of agriculture;structural

equation model

[收稿日期]2021-02-15

[作者簡介]溫紅梅（1970-），女，山東平度人，教授，管理學博士，博士生導師，主要從事農(nóng)村金融、風險控制研究;王宏宇（1985-），男，山東高密人，講師，哈爾濱商業(yè)大學金融學院金融學專業(yè)2018級博士研究生，主要從事農(nóng)村金融研究。

[基金項目]國家社科基金項目（17BJY119）;哈爾濱商業(yè)大學研究生創(chuàng)新科研資金重點項目（YJSCX2019-556HSD）

[通訊作者]王宏宇