普惠金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關(guān)系研究

郝云平

（新疆財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012）

1 問題的提出

普惠金融是指立足機會平等要求和商業(yè)可持續(xù)原則，以可負擔(dān)的成本為有金融服務(wù)需求的社會各階層和群體提供適當(dāng)、有效的金融服務(wù)。為解決我國的農(nóng)村人口貧困問題，首先應(yīng)處理好普惠金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。普惠金融目的在于通過金融的包容發(fā)展，改善地區(qū)間的貧困問題，并逐步達到全面小康社會的宏偉目標。然而，近年來我國的貧困差距仍然有增大的趨勢。普惠金融致力于緩解這種差距，促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長。

普惠金融讓更多欠富裕的人利用金融工具為自己致富，搭建屬于貧窮走向致富的一個平臺，讓更多的人從中得到實惠。發(fā)展農(nóng)業(yè)經(jīng)濟一直是我國關(guān)注的重點，雖然現(xiàn)如今溫飽早已解決，但隨著經(jīng)濟、金融水平的提高，人們已經(jīng)不再停留于溫飽的狀態(tài)，而是讓自己如何變得更加富裕。只有農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長提高了，人們才能從農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長中得到福利。

普惠金融是如何支持農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的，在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長過程中，普惠金融的貢獻是不是一直都在增加，還是存在邊際貢獻？哪種群體更易從普惠金融中獲利以及不同地區(qū)之間的差距等都是本文研究的重點。

2 文獻綜述

國內(nèi)外對于普惠金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長研究甚少，實證研究方面更是少之又少。大多與本文研究的主題不相關(guān)。而有聯(lián)系的，也只是對兩者之間的關(guān)系作了一些簡單分析，并沒有深入對兩者進行研究。Jayaratne等研究認為銀行分支機構(gòu)數(shù)量增加不予限制，銀行網(wǎng)點數(shù)增加，銀行之間的競爭加劇，銀行貸款的數(shù)量和質(zhì)量都會有所改善，進而促進經(jīng)濟增長［1］。Dehejia等利用美國銀行業(yè) 1900—1940年經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)的研究表明，銀行數(shù)量的擴張?zhí)岣吡宿r(nóng)業(yè)機械化的使用效率［2］。Burgess等運用1977—1990年間印度農(nóng)村銀行增加數(shù)據(jù)，顯著減少農(nóng)村貧困人口，有效增加非農(nóng)產(chǎn)出［3］。丁志國等認為銀行數(shù)量的增加對收入差距縮小有顯著的作用，而且政策效果甚微［4］。武曉明等運用2004—2013的數(shù)據(jù)，并用空間Durbin面板模型，以人均第一產(chǎn)業(yè)增加值為因變量，農(nóng)村金融市場開放程度為自變量，實證研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融市場開放程度將會有效促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，但其間接影響小于直接影響［5］。曹協(xié)和運用VAR模型對1978—2006年的數(shù)據(jù)進行實證研究并發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長沒有明顯的作用，而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款結(jié)果出乎意料，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有顯著的促進作用［6］。

張樂等運用VAR模型對1985—2011年金融資本與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長進行實證研究，結(jié)果表明農(nóng)業(yè)金融資本比率有效促進了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長［7］。李靜采用1994—2011年30個省市的面板數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)果表明我國農(nóng)業(yè)政策性金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有顯著的促進作用［8］。白曉燕等也有相同的結(jié)論［9］。萬眾等將我國劃分為7個地區(qū)，運用投入—產(chǎn)出模型和擴展模型，對農(nóng)業(yè)政策性金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長進行實證分析的結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)政策性金融對生產(chǎn)要素投入有顯著促進作用，但地區(qū)之間略有差異［10］。白永秀等認為農(nóng)業(yè)政策性金融應(yīng)實行分區(qū)信貸政策，以適應(yīng)各地區(qū)政策性金融的實行［11］。

白曉燕等對農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行信貸資金投入與農(nóng)業(yè)GDP進行實證研究表明，兩者之間具有顯著的正向影響［9］。唐自元等將農(nóng)發(fā)行、農(nóng)信等的貸款余額與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值進行回歸分析，結(jié)果表明農(nóng)業(yè)政策性金融對農(nóng)村經(jīng)濟拉動比較顯著［12］。王修華等利用1978—2008年時間序列數(shù)據(jù)研究表明農(nóng)村人均GDP與城鄉(xiāng)收入差距具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系［13］。冉光和等運用山東數(shù)據(jù)進行實證，表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與農(nóng)村金融高度相關(guān)［14］。王丹等用誤差修正模型（ECM）發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟存在長期均衡關(guān)系［15］。而姚耀軍等運用1978—2001年數(shù)據(jù)，使用VAR模型發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟促進作用不顯著［16］。劉金金等運用1999—2013年省際面板數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)果顯示資金利用效率的提高能夠有效推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，而農(nóng)村金融相關(guān)率的提高對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有抑制作用［17］。

在普惠金融對于經(jīng)濟增長貢獻方面，郝云平普惠金融發(fā)展在經(jīng)濟持續(xù)增長中有其自身的重要性，對經(jīng)濟持續(xù)增長有顯著的正向影響［18］。郝云平等利用我國西部地區(qū)1981—2015年包容性經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)，并運用動態(tài)面板差分GMM估計方法，考察普惠金融對包容性經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明，普惠金融對包容性經(jīng)濟增長有顯著的正向影響，其中地理維度的服務(wù)滲透性包容性程度更高，而包容性經(jīng)濟增長水平較低的群體從普惠金融中獲益更多，普惠金融發(fā)展有利于改善包容性經(jīng)濟增長的分配［19］。更進一步地，郝云平等研究表明，數(shù)字普惠金融不僅存在強烈的空間相關(guān)性以及集聚效應(yīng)，而且對經(jīng)濟增長有著顯著的正向促進作用，但在地區(qū)間空間想關(guān)系及促進作用略有差異。數(shù)字普惠金融對經(jīng)濟增長的貢獻不是簡單的線性作用，而是呈現(xiàn)三次曲線的促進作用［20］。

綜上所述，大多研究者集中研究政策性金融，農(nóng)業(yè)金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響，并在其他方面也作出了很多的研究，政策性金融，農(nóng)業(yè)金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長都有顯著的正向作用，也提出了開創(chuàng)性的政策建議。但是在普惠金融影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方面，目前還沒有太多學(xué)者進行研究，本研究運用動態(tài)面板方法衡量普惠金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的貢獻程度以及分配效應(yīng)，同時用分位數(shù)回歸方法度量普惠金融在不同時點上對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響。

3 數(shù)據(jù)、模型與方法

1）數(shù)據(jù)來源。

基于數(shù)據(jù)的可靠性，可得性與一致性，文章所選數(shù)據(jù)樣本期間為2007—2016年，根據(jù)需要把全國內(nèi)地分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和邊疆地區(qū)。所有數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒、各省市統(tǒng)計年鑒、各省市統(tǒng)計局官網(wǎng)、新中國六十年統(tǒng)計資料匯編、中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒、北京中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒和中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒。數(shù)據(jù)來源可靠，所有相同指標采用統(tǒng)一口徑，便于比較和計量。其中上海、天津、江蘇、福建、河南、河北、湖南、湖北、黑龍江和甘肅10個省的農(nóng)業(yè)人口數(shù)指標2008年的數(shù)據(jù)有所缺失，為了彌補數(shù)據(jù)缺失帶來的影響，文章用該指標缺失值的前一年與后一年數(shù)據(jù)加總求和的平均值來替換缺失值。而青海省2009年的數(shù)據(jù)也用同樣的方法補全，不影響本文實證的結(jié)果。

2）模型與方法。

將農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長目標變量記為Mi，t，是其主要影響因素的函數(shù)，由農(nóng)民人均純收入，農(nóng)業(yè)人口數(shù)，農(nóng)村用電量等因素決定。將這些因素作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的控制變量（controls），則Mi，t的模型回歸方程為：

為進一步評估Ni，t是否具有分配效應(yīng)，我們引入Mi，t與Ni，t的交互項Mi，t*Ni，t，則有：

由模型（3）可知，α2度量了Ni，t對Mi，t的影響， 而α3評 估Ni，t對Mi，t的 分配。 若α3＞0， 則Mi，t越大的個體從Ni，t中獲益更多，Ni，t的發(fā)展不利于Mi，t的分配；若α3＜0，則Mi，t越小的個體從Ni，t中獲益更多，Ni，t的發(fā)展有利于Mi，t的分配。因而，當(dāng)且僅當(dāng)α3＜0 且α3＞0 時，Ni，t對Mi，t既有增長效應(yīng)也有分配效應(yīng)。

以lnrny表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，lnifi表示普惠金融指標，則模型為：

其中，控制變量包括耕地面積（lnca），糧食產(chǎn)量（lnfp），農(nóng)村用電量（lnrec），農(nóng)民人均純收入（lnpcnif），農(nóng)業(yè)人口數(shù)（lnnap），鄉(xiāng)村戶數(shù)（lnnrh）等。

經(jīng)過以上的推導(dǎo)，模型中可同時反應(yīng)解釋變量的增長效應(yīng)與分配效應(yīng)，則模型為：

其中，α2衡量增長效應(yīng)，α3衡量分配效應(yīng)。若α3＞0，則人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值較高的群體從普惠金融中獲益更多，普惠金融導(dǎo)致人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值差距擴大，不利于人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的分配。相反地，若α3＜0，則人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值較低的群體從普惠金融中獲益更多，普惠金融改善了人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的差距，有利于人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的分配。

由于模型（4），（5）可能會產(chǎn)生遺漏變量偏誤，以及變量內(nèi)生性問題。文章采用動態(tài)面板差分GMM進行模型估計，更進一步地，為評估普惠金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的增長效應(yīng)以及分配效應(yīng)在不同時點上的變化情況，將用分位數(shù)回歸法衡量兩者之間在不同時點上的演變情況。

4 結(jié)果分析

1）變量定義及描述性分析。

表1反應(yīng)了中國普惠金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長相關(guān)指標的基本情況。

表1 變量定義及描述性分析

2）變量相關(guān)性分析。

表2反應(yīng)各變量之間的相關(guān)性系數(shù)，雖然有極少數(shù)指標不顯著，但這并不影響回歸結(jié)果。經(jīng)過方差膨脹因子的共線性檢測，沒有嚴重的共線性問題。

3）面板單位根檢驗。

為了保證回歸結(jié)果的可靠性，在進行模型回歸之前，應(yīng)先對各變量進行單位根檢驗，目的是避免偽回歸問題，影響實證分析的結(jié)果，得到準確合理地結(jié)果。因而，文章對待估模型所用的變量進行多種面板單位根檢驗。文章采用LLC，HT，Breitung和IPS來進行檢驗，表3列出了LLC，HT，Breitung和IPS檢驗的詳細結(jié)果。

從表3結(jié)果可以得到，變量lnca屬于I（0）單整，lnrny，lnfp，lnrec，lnpcnif，lnnap，lnnrh和 lnifi，采用一階差分變換后，七個變量都轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列，是I（1）單整序列。這不會改變自變量和因變量之間的解釋關(guān)系，也不會對此分析解釋產(chǎn)生影響，因而在后文中我們可以放心地進行回歸分析。

表2 變量系數(shù)矩陣

表3 面板單位根檢驗（P值）

4）實證結(jié)果分析。

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響因素的回歸結(jié)果見表4。AR（2）P，Hansen檢驗可知，模型沒有明顯的偏誤以及弱工具變量問題，工具變量選取合理，主要變量均符合預(yù)期。普惠金融將有效促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長，且貢獻度在8%～10%左右，顯得比較合理。

普惠金融在東部地區(qū)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用比較突出，可能是因為東部地區(qū)掌握信息比較完全。近年來，中西部地區(qū)大量外出務(wù)工到東部地區(qū)等發(fā)達城市，而當(dāng)?shù)剞r(nóng)民利用自身優(yōu)勢，有相當(dāng)一部分群體轉(zhuǎn)變以前的傳統(tǒng)模式，在農(nóng)業(yè)耕種方面機械化程度比較高，遠超于其他地區(qū)，而種的大都是經(jīng)濟作物，收益相當(dāng)可觀，有更多的資金用于農(nóng)業(yè)投資，因而針對極小一部分貧困群體，普惠金融更容易發(fā)揮作用，促進當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長。而對于邊疆地區(qū)由于自身的地理劣勢，加上在邊境以穩(wěn)定為先，后發(fā)展經(jīng)濟為要，很多人缺乏金融知識的普及，有相當(dāng)一部分群體還處于傳統(tǒng)金融里，因而普惠金融促進作用稍弱于其他地區(qū)。

表5是分位數(shù)回歸的結(jié)果，從回歸結(jié)果可以得出，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻程度隨著分位數(shù)的推移，普惠金融貢獻程度在逐漸加強，表明普惠金融的發(fā)展對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長越來越必要。農(nóng)村用電量隨著分位數(shù)的推移對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻有增強的趨勢，且貢獻作用越來越顯著。表明隨著科技的進步，群體收入的增加，越來越有能力去購買那些原本沒有能力

購買的家用電器，電器使用增加農(nóng)村用電量，說明農(nóng)村群體富裕程度在提高，投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面的資金就會增加，進而推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。農(nóng)民人均純收入的提高對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長貢獻有下降的趨勢，這可能存在一定的邊際效應(yīng)。近年來，國家在倡導(dǎo)城鎮(zhèn)化，鼓勵自主創(chuàng)業(yè)，很多農(nóng)村人口進城務(wù)工，而農(nóng)業(yè)機械化的使用，農(nóng)業(yè)需要的人減少，向農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化邁進，因而農(nóng)業(yè)人口數(shù)的增加會阻礙農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長。

表4 動態(tài)面板差分GMM普惠金融貢獻程度的側(cè)度

表5 普惠金融貢獻程度時間演變

表6為分配效應(yīng)回歸結(jié)果。加入普惠金融與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的交互項后，普惠金融仍然顯著為正。結(jié)果表明：1）模型沒有明顯的偏誤。2）普惠金融與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的交互項顯著為負，表明人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值較低的群體從普惠金融中獲益更多。3）主要待估系數(shù)符合預(yù)期，農(nóng)民人均純收入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響為正。4）東部地區(qū)普惠金融對人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的分配效應(yīng)最強，而中部地區(qū)，西部地區(qū)和邊疆地區(qū)普惠金融對人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的分配效應(yīng)出現(xiàn)階梯型，由中部地區(qū)向邊疆地區(qū)逐漸減弱。

表6 動態(tài)面板差分GMM普惠金融的分配效應(yīng)

從表7的結(jié)果可以看出，加入交互項的分位數(shù)回歸，主要指標均符合預(yù)期，這足以說明回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，而從全國來看，普惠金融對人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的分配效應(yīng)沒有明顯的變化。

5 結(jié)論及建議

基于2007—2016年經(jīng)濟增長時期的相關(guān)數(shù)據(jù)，利用動態(tài)面板及分位數(shù)回歸，去考察我國普惠金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻程度以及分配效應(yīng)，主要指標顯著且符合預(yù)期，結(jié)論相對可靠。

1）普惠金融將顯著地促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長，其中東部地區(qū)的貢獻程度明顯高于其他地區(qū)。2）農(nóng)村用電量隨著時間點的推移，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻越來越顯著。3）農(nóng)民人均純收入的提高對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有減弱的趨勢，可能存在邊際效應(yīng)。4）人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值較低的群體從普惠金融中獲益更多，普惠金融的發(fā)展具有有效的分配作用，有助于緩解人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值不均等情況。而地區(qū)之間分配效應(yīng)略有差異，其中東部地區(qū)分配效應(yīng)最強。5）在不同時點上，全國整體普惠金融的分配效應(yīng)在所選樣本期間內(nèi)沒有明顯的變化，而且均顯著，這表明在一定的期間內(nèi)普惠金融的分配效應(yīng)是動態(tài)均衡的，具有持續(xù)的貢獻效應(yīng)。

表7 普惠金融分配效應(yīng)時間演變

由以上的結(jié)論，我們得到政策建議：1）在東部地區(qū)普惠金融體系制度比較健全，開展普惠金融知識比較容易，農(nóng)民群體利用普惠金融工具較快，短期內(nèi)會有明顯的效果，但應(yīng)持之以恒，把普惠金融工作堅持到底，在現(xiàn)有普惠金融基礎(chǔ)上爭取新的突破，牢固普惠金融的作用。而在其他欠發(fā)達地區(qū)，首先要做好普惠金融工作的宣傳，普及相關(guān)普惠金融知識，讓農(nóng)民群體得到普惠金融的好處，建立普惠金融專項資金，先投入到那些有能力利用普惠金融工具的地區(qū)，優(yōu)先發(fā)展，量才而用，避免普惠金融資源的浪費，待貧困地區(qū)普惠金融技能有了一定的儲備，再行發(fā)展該地區(qū)，進而推動該地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。2）健全農(nóng)村用電安全，在節(jié)約的前提下充分利用電力資源，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有輔助作用。3）為優(yōu)化資源配置，在對農(nóng)業(yè)的補助方面，應(yīng)具有一定的度，激發(fā)農(nóng)民的積極性，而不是一味地補貼，這會限制農(nóng)民的生產(chǎn)動力。但也要有適當(dāng)?shù)募钪贫龋l(fā)揮農(nóng)村市場優(yōu)勢，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)量，推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。4）普惠金融具有分配作用，因而在人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值分配不均等地區(qū)，應(yīng)優(yōu)先發(fā)展普惠金融，充分發(fā)揮普惠金融的優(yōu)勢。