四川普惠金融發(fā)展對農民收入的影響研究

杜朝運 范丁水

（廈門大學經濟學院，福建 廈門361005）

（泉州經貿學院，福建 泉州362000）

一、引 言

2013年黨的十八屆三中全會通過了《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》，明確表示在鼓勵金融創(chuàng)新的同時大力發(fā)展普惠金融。2016年國務院頒布了《推進普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016-2020）》，進一步確定了我國普惠金融的總體發(fā)展方向和發(fā)展規(guī)劃，也明確了普惠金融的發(fā)展理念：立足于機會平等和商業(yè)可持續(xù)的原則，以可負擔的成本為有金融服務需求的社會各階層和群體提供適當有效的金融服務，特別是小微企業(yè)、農民、低收入者等社會弱勢群體和領域。2016年底四川省政府推出了《四川省推進普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016-2020年）》， 明確提出發(fā)展普惠金融的主要目標在于為以農村居民為代表的低收入群體提供金融支持， 主要領域在“三農”領域，工作重點是加大對貧困地區(qū)的信貸支持、完善農村地區(qū)金融基礎設施、加大金融對脫貧攻堅的支持力度、創(chuàng)新“三農”領域的金融產品和服務等。

“三農”問題關系到國計民生，從2004年至今我國連續(xù)十七年的中央一號文件都是關于“三農”問題，“三農”問題的核心在于農民收入，尤其是在實現(xiàn)全面建成小康社會、決戰(zhàn)脫貧攻堅戰(zhàn)的大背景下，如何實現(xiàn)農民收入的持續(xù)穩(wěn)定增長，這是一個值得深思的時代命題。 國外學者如Mahjabeen（2007）引入新型金融機構的變量并進行實證研究，發(fā)現(xiàn)隨著普惠金融水平的提高，社會各階層的收入都會上升，其中農民的收入上升更為明顯；Michael Chibba（2009）研究了普惠金融與經濟增長的關系，發(fā)現(xiàn)普惠金融水平和農民收入呈正相關關系，發(fā)展普惠金融有利于緩解貧困問題，并實現(xiàn)包容性增長和可持續(xù)發(fā)展。 國內學者如李季剛和董彥立（2015）發(fā)現(xiàn)普惠金融的發(fā)展水平對農民收入的影響在短期和長期并不相同，短期內普惠金融發(fā)展水平越高反而會降低農民收入，長期則會提高農民收入；徐敏和黃江（2015）發(fā)現(xiàn)普惠金融發(fā)展水平對于農村居民收入的影響存在地區(qū)差異，有的地區(qū)是正向影響作用，有的地區(qū)則呈反向變動關系。 本文嘗試以四川省為樣本，將普惠金融發(fā)展與農民收入聯(lián)系起來，探究發(fā)展普惠金融是否利于農民收入增長，以期更好地擬定普惠金融和“三農”方面的政策。

二、普惠金融發(fā)展對農民收入的影響機制

（一）降低門檻效應

獲得金融服務有兩道門檻：一道是使用金融服務的成本，另一道是使用金融服務可能需要的專業(yè)知識。 相對于第一道由服務成本帶來的硬性門檻，由于專業(yè)知識等方面因素影響造成的門檻更像是一種軟性門檻。 如果把金融服務看作是一種產品，那應該屬于賣方市場，即賣方（金融服務提供商）相對買方（金融服務消費者）更具有優(yōu)勢。 普惠金融旨在降低獲取金融服務的門檻，向低收入者、貧困群體提供信貸支持，同時普及金融知識，打破農民的信貸約束，避免出現(xiàn)農民在從事生產經營活動中由于自身資金不足又無法取得相關金融機構的金融支持而錯過發(fā)展良機，從而既降低農民的資金成本，又增加其經營性收入。

（二）減弱排斥效應

傳統(tǒng)金融機構的盈利性要求使得資金資源配置出現(xiàn)扭曲， 普惠金融的內在要求就是為了改變這種扭曲，實現(xiàn)公平的資金資源配置，將農民納入正規(guī)金融服務體系內。 由于普遍存在的金融排斥現(xiàn)象，農村居民能夠接受的金融服務形式簡單，能夠選擇的金融產品單一，基本只能將微薄的收入用于儲蓄，使得資本難以積累，更無法有效對抗通貨膨脹等因素的沖擊，也難以將其投入用于擴大生產規(guī)模。 普惠金融倡導向所有群體尤其是農村居民提供多樣化的平等金融服務，能夠有效改善這一狀況，在保證資金價值和安全的同時更能促使資金流向農民的生產經營領域，實現(xiàn)自有資本的增加。

（三）提升人力資本效應

農村家庭的人力資本水平相對較低，授人以魚不如授人以漁，要實現(xiàn)農民收入持續(xù)穩(wěn)定增長，農民自己必須具有強勁的“造血”能力，而不是簡單治標不治本的“輸血”。 普惠金融可以通過提升人力資本水平間接影響農民收入：1. 通過提供專業(yè)技能培訓，提高農民就業(yè)水平，增加農民工資性收入。 目前國內已經開展了相關項目并且成果初顯，如部分村鎮(zhèn)銀行積極向農戶提供當?shù)貎?yōu)勢種植產業(yè)的相關技術培訓。 2. 提升農村少年兒童受教育水平。 一些家庭由于無法負擔孩子教育成本，孩子只能選擇過早輟學在家?guī)椭r業(yè)生產或者外出打工以增加收入，普惠金融體系中對于貧困家庭的低息或免息助學貸款，可以幫助其完成學業(yè)，提升自身素質和競爭力。 3. 通過提高家庭衛(wèi)生健康水平，以此提高生產效率，提升農民收入水平。 農村地區(qū)衛(wèi)生狀況和醫(yī)療資源相對落后，農民一旦患病會對正常的生產造成很大影響。 完善農村基礎設施建設是普惠金融發(fā)展的重要內容，如修建廁所、提供清潔水源、提升鄉(xiāng)村醫(yī)療條件等，可以為農民健康高效地進行生產生活奠定健康基礎。 4. 通過推動外界高水平人力資本進入農村地區(qū)，助力農民收入增長。 隨著普惠金融體系不斷深化，農村各項建設不斷推進，農村地區(qū)會越來越有吸引力，成為更多高素質人才傾心之地，并在廣袤的農村地區(qū)有所作為，帶動農村經濟活力，間接影響農民收入水平。

（四）社會創(chuàng)新效應

隨著普惠金融的深入發(fā)展，人們的生產生活習慣也在潛移默化地發(fā)生著變化，尤其是隨著數(shù)字普惠金融的深入推進，人們在享受快捷智能金融服務的同時，也會利用普惠金融發(fā)展成果去改變舊有的模式。 特別是行業(yè)的變革加速，有的行業(yè)可能會被淘汰，有的行業(yè)可能還處于探索未知的階段。 行業(yè)變革的機遇使農村居民有參與新興行業(yè)的機會，從而影響其收入水平。

三、四川省各地市普惠金融發(fā)展水平

2012年在洛斯卡沃斯峰會上通過的《G20 普惠金融指標體系》，指出普惠金融測度體系應當從金融服務可得性、使用度、深化度三個方面進行衡量。本文在此基礎上加入互聯(lián)網金融的維度，在當前更符合實際。結合數(shù)據(jù)可得性，本文設置了11 個指標，如表1 所示，具體數(shù)據(jù)來源于四川省歷年統(tǒng)計年鑒、四川省各地市歷年統(tǒng)計年鑒、中國銀保監(jiān)會四川監(jiān)管局、北京大學數(shù)字金融研究中心。 本文選擇變異系數(shù)法對各指標進行賦權，從而得出各地市普惠金融指數(shù)（Inclusive Financial Index，IFI），如表2 所示。

表1 普惠金融水平測度指標體系

四、變量設置和描述性統(tǒng)計

本文以農村居民人均可支配收入為被解釋變量，普惠金融發(fā)展水平為解釋變量，對四川省普惠金融發(fā)展對農民收入的影響進行實證分析?？刂谱兞堪ǎ?. 政府在農林牧漁類的財政支出（GE），用人均政府支農財政支出來衡量。 政府在農業(yè)類財政支出通常表現(xiàn)為對農產品的價格補貼，進行農業(yè)基礎設施建設等，白志遠和樂美媛（2018）的研究發(fā)現(xiàn)財政支農支出對農民收入有顯著的促進作用。 2. 固定資產投資水平（FAI），用地區(qū)人均固定資產投資額衡量。 高固定資產水平會提高整個地區(qū)的經濟活力，為農民增收創(chuàng)造更多機會，鄧金錢（2014）研究表明固定資產投資對農民收入有積極正向影響。3. 產業(yè)結構水平（IS），用第一產業(yè)產值與地區(qū)總產值的比值來衡量。 產業(yè)結構水平反映了地區(qū)的經濟結構，一般來說第一產業(yè)占比越大，該地區(qū)農業(yè)發(fā)展相對越好，農民的經營性收入相對越多，但也表明制造業(yè)和服務業(yè)發(fā)展相對落后，可能導致農民從這兩個行業(yè)取得的工資性收入減少。因此，產業(yè)結構對于農民收入的影響存在正反兩方面的效應。郭倩倩（2017）研究表明產業(yè)結構水平對農民收入有促進作用。 4. 就業(yè)水平（JOB），用就業(yè)人口與地區(qū)人口的比例來衡量。 就業(yè)水平能夠反映出農村勞動力的流動水平和農村剩余勞動力向非農部門轉移的程度，通常整體就業(yè)水平較高的地區(qū)第二、三產業(yè)發(fā)展較好，拉動農業(yè)需求效果較好，會影響農民的經營性收入和工資收入。 肖龍鐸和張兵（2017）研究發(fā)現(xiàn)就業(yè)水平對農民收入的增收效應在財富較少的農村家庭中更加明顯。 5. 城鎮(zhèn)化率（UR），用城市人口與地區(qū)總人口的比例來衡量。 城鎮(zhèn)化率越高的地區(qū)勞動力、土地等農村資源配置更有效率，同時也會拉動對農業(yè)、制造業(yè)、服務業(yè)產品和服務的需求。 陳垚和杜興端（2014）研究表明城鎮(zhèn)化率水平越高越會促進農民收入增長。

表2 2011-2017年四川省21 地市普惠金融指數(shù)

以上變量的描述如表3 所示。 除解釋變量普惠金融指數(shù)由上文計算出外，被解釋變量和控制變量的數(shù)據(jù)均來自四川省歷年統(tǒng)計年鑒、四川省各地市歷年統(tǒng)計年鑒。 為了保證平穩(wěn)性和降低異方差影響，對變量農民收入和農林水類財政支出選擇取對數(shù)。 描述性統(tǒng)計結果如表4 所示。

表3 變量描述

表4 變量描述性統(tǒng)計

五、模型設定

本文實證分析涉及的數(shù)據(jù)類型為面板數(shù)據(jù)， 面板數(shù)據(jù)是由橫截面維度和時間維度組合而成的數(shù)據(jù)序列。對于面板數(shù)據(jù)模型應當分別從截距項和斜率項是否變動兩個方面考慮， 即考慮是否存在個體影響和結構變化，為此可以分為混合回歸模型、變截距模型和變系數(shù)模型三類。 混合回歸模型不存在個體影響和結構變化，即截距和斜率都不變。變截距模型存在個體影響但不存在結構變化，即截距變化斜率不變。變系數(shù)模型存在個體影響和結構變化，即截距和斜率都發(fā)生變化。

首先看截距項，即探究是否存在個體影響，個體影響又包括由個體因素導致的個體效應和由時點因素導致的時點效應。 如果存在這種個體影響，則應當與解釋變量相關，故采用固定效應模型更為合適。 如果模型中不存在由于個體效應和時間效應而發(fā)生變化的影響因素，那么截距項就應當為固定不變的，此時應當考慮混合回歸模型。 如果存在只與個體差異有關而不隨時間變化的影響因素，則應當考慮個體固定效應模型；如果存在只隨時間變化而不隨個體效應變化的影響因素，則應當考慮時點固定效應模型；如果存在既隨個體變化又隨時間變化的影響因素，則應當考慮個體時點雙固定效應模型。

筆者認為采用時點固定效應模型較為適合。 理由如下：第一，影響農民收入的政策性因素主要是受時間維度的影響，個體差異性非常小，尤其是在一個省份內部，各地市的政策運用空間極其有限。 特別是金融行業(yè)的制度安排、信貸寬松程度限制等基本上都是全省高度統(tǒng)一，地市差異極其微小。 第二，對于可能存在的影響農民收入的個體差異因素，如文化差異、鄉(xiāng)村傳統(tǒng)習俗、農民營商理財觀念等，在地市之間的異質性也是比較小的，因為本身就在一個省內，各地市之間生活習俗相近、語言相通、交易習慣等高度相近，而且當前交通便利，再加上移動互聯(lián)網技術走進千家萬戶，在這種發(fā)達便捷的交流融合過程中，地市之間的個體差異性變得越來越小，由地理隔離帶來的異質效應越來越弱。 因此可以認為只隨著個體變動而不隨時間變動的因素影響效應極其微小，即從截距項上采用時點固定效應模型較為合適。 為此筆者進行F 檢驗，結果如表5 所示，可以判定應拒絕原假設，在截距項上應當采用時點固定效應模型。

表5 F 檢驗結果

再看斜率項，既可能不隨變量變化也可能隨著變量變化。 如果斜率發(fā)生變化，有可能是隨著個體變化，也有可能是隨著時點變化，還有可能是隨著二者同時變化。 筆者認為斜率可能會隨著時點變化，理由在于解釋變量受到像宏觀經濟政策、體制變革等動態(tài)變化因素的影響，會使得其在不同時期對農民收入產生不同的影響。如同對截距項的解釋，這些可能會給解釋變量帶來影響的因素在各地市之間的異質性相對較小，因此認為斜率如果發(fā)生變化，應當是隨著時點變化。 為此筆者進行LR 檢驗，結果如表6 所示，可以判定應選擇時點固定效應變系數(shù)模型，模型的設定形式如下：

其中，i 為橫截面維度表示地市（自治州），t 為時間維度表示年份。 lnYi，t為被解釋變量，表示農村居民人均可支配收入的對數(shù)。IFIi，t為解釋變量，表示普惠金融發(fā)展水平。lnGEi，t為在農林水方面的人均財政支出的對數(shù)，F(xiàn)AIi，t為人均固定資產投資水平，JOBi，t表示就業(yè)水平，URi，t表示城鎮(zhèn)化率，ISi，t表示產業(yè)結構水平。 αt為只隨時間變化不隨個體變化的截距項。 β1t、β2t、β3t、β4t、β5t、β6t都為隨時間變化的斜率，μi，t為隨機誤差項。

表6 LR 檢驗結果

六、回歸分析

為保證回歸結果有效，本文利用LLC 和Fisher-ADF 兩種方法對所有變量進行單位根檢驗，檢驗結果如表7 所示，可以看出，lnY、IFI、lnGE、FAI、JOB、UR、IS 均在1%的顯著性水平下拒絕非平穩(wěn)的原假設，說明這7 個變量可以看作平穩(wěn)序列。

表7 平穩(wěn)性檢驗結果

通過上述面板數(shù)據(jù)時點固定效應變系數(shù)模型得出回歸結果如表8 所示。 可以看出，四川省普惠金融指數(shù)對農民收入的影響歷年都在1%水平上顯著。平均影響系數(shù)在0.5 左右，即普惠金融指數(shù)每變動一個單位，農村居民人均可支配收入的對數(shù)的期望同方向變動0.5 個單位。 而且，后幾年的影響系數(shù)較前幾年大，在一定程度上可以說明發(fā)展普惠金融會促進農民收入水平提高，因此四川省在未來應繼續(xù)加強普惠金融建設。

但是，必須注意防止在發(fā)展普惠金融的過程中出現(xiàn)貧富收入差距拉大的現(xiàn)象。 根據(jù)徐敏和黃江（2015）的研究，雖然一般情況下普惠金融發(fā)展對農民收入有促進作用，但在一些經濟水平和金融水平發(fā)展程度較高的地區(qū)，普惠金融發(fā)展會加大貧富差距，使得富者越富窮者越窮，形成馬太效應。 這是因為普惠金融建設本身就是一個使金融更加深化，金融服務更加多樣化的過程，但在沒有完全消除門檻效應和排斥效應的前提下，反而使得富人有更多參與金融市場、享有金融服務、獲取金融收益的機會，造成收入差距拉大，對農民收入的促進作用不明顯。

表8 四川省普惠金融發(fā)展對農民收入影響的回歸結果

從控制變量看，就業(yè)水平、產業(yè)結構、固定資產投資水平對農民收入的影響都不顯著，但城鎮(zhèn)化率和農林水類財政支出有較顯著的影響。 城鎮(zhèn)化率水平對農民收入歷年的影響系數(shù)都為正且整體顯著，這是因為城鎮(zhèn)化率的提高將帶動第二、第三產業(yè)的發(fā)展，從而創(chuàng)造更多就業(yè)崗位和就業(yè)機會，提高農民的收入。 農林水方面的人均財政支出對農民收入有顯著的負向影響，平均影響系數(shù)為0.3 左右，即政府在農林水方面的人均財政支出每變動1%，農民收入水平的期望值反方向變動0.3%。這種抑制作用有明顯逐年減弱趨勢，可能的原因在于：1. 投入在農林水方面的財政支出主要通過農產品價格補貼的方式，會造成農產品市場價格的扭曲，而扭曲的價格使農產品自身質量逐漸降低，并漸漸失去了市場競爭力和市場份額。 即短暫的價格補貼收益使農民失去通過自身高品質的產品獲取長期穩(wěn)定收益的機會，因此抑制了農民收入增長。 2. 投入到農林水領域的財政資金配置還不合理、支出結構還需要優(yōu)化，資金沒有發(fā)揮其應有的價值，沒有用到最需要資本投入、長期回報較好的項目上，資金使用效率偏低，甚至還為個別腐敗官員進行尋租創(chuàng)造了空間，或者使別有用心者鉆了政策的空子，套取大量惠農資金，導致真正需要錢的人沒有得到相應的資金支持。 姚遂和張元麗（2017）研究發(fā)現(xiàn)我國財政支農資金對農村居民收入在短期內有抑制作用的一個重要原因就是資金配置不合理。 3. 政府對于農業(yè)和農民的補貼在增加農民收入的同時，也產生了反向的替代效用，這是因為財政支持可能在一定程度上降低了農民進行農業(yè)生產或從事其他工作賺取收入的積極性，即惠農政策和對農業(yè)、農民的補貼異化為對懶人的獎勵。 基于以上因素的影響，政府在農林水方面的財政支出對農民收入具有抑制效應，不過值得欣喜的是這種抑制效應正在逐年減弱。

七、穩(wěn)健性檢驗

本文采取三種方式檢驗估計結果的穩(wěn)健性。1. 取對數(shù)的穩(wěn)健性檢驗。即對解釋變量普惠金融指數(shù)取對數(shù)，觀察回歸結果的變化，如表9 第（1）列所示，普惠金融指數(shù)的系數(shù)在前三年不顯著，后幾年則有顯著的正向影響，平均而言普惠金融指數(shù)每變動1%，農民收入水平的期望變動范圍在0.1%到0.2%之間。2. 替換變量的穩(wěn)健性檢驗。 將人均農林水類財政支出替換為一般公共預算財政支出與地區(qū)GDP 的比值，觀察普惠金融指數(shù)是否仍然對農民收入有顯著影響。 如表9 第（2）列所示，歷年普惠金融指數(shù)的系數(shù)仍然顯著，平均來看普惠金融指數(shù)每變動1 個單位，農民收入對數(shù)的期望值變動0.5 個單位。 3. 改變樣本容量的穩(wěn)健性檢驗。 將2011 至2017年的數(shù)據(jù)進行分組，每兩年一組取均值，最后三年一組取均值，回歸結果如表9 第（3）列所示，可以看出普惠金融指數(shù)對農民收入的影響仍然顯著，系數(shù)的符號也與整體估計結果一致。 以上三種穩(wěn)健性檢驗均表明，普惠金融發(fā)展對農民收入具有促進作用的結論穩(wěn)健。

表9 穩(wěn)健性檢驗結果

八、結論及建議

為考察四川省普惠金融發(fā)展對農民收入的影響，上文首先測度了四川省2011-2017年各地市的普惠金融指數(shù)，接著利用該測度值通過時點固定效應變系數(shù)模型進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)四川省普惠金融發(fā)展對農民收入有顯著的促進作用，普惠金融指數(shù)每提高1 個單位，農村居民人均可支配收入對數(shù)的期望提高大約提高0.5 個單位。 顯然，發(fā)展普惠金融可以通過降低傳統(tǒng)金融服務的門檻效應和減弱排斥效應來增加農村金融服務的可得性，提升農民的理財意識和保險觀念，同時通過加強農村人力資本效應和帶動社會創(chuàng)新效應，共同促進農民收入水平的提高。 因此四川省應積極推進普惠金融發(fā)展，以此實現(xiàn)農民收入穩(wěn)步增長。

根據(jù)本文的研究，筆者提出如下建議：1. 強化普惠金融的扶貧效應。 今年是打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的決勝之年。四川省有四大集中連片的貧困地區(qū)，可以說是脫貧攻堅工作的主戰(zhàn)場。 普惠金融能夠從多個渠道促進農民增收，因此，各地市應當把推動普惠金融發(fā)展同脫貧攻堅工作結合起來，尤其是要加大對“三農”領域的支持力度，創(chuàng)新金融扶貧模式，助力建立農民收入穩(wěn)步增長的長效機制。 2. 在發(fā)展普惠金融的過程中要防止貧富收入差距拉大。 發(fā)展普惠金融固然利于農民收入增長，但是也應該找準方向、把握節(jié)奏，否則可能出現(xiàn)拉大貧富收入差距、加重社會階層分化的問題。 必須堅持面向小微企業(yè)、農民、低收入者等社會弱勢群體和領域的理念，普惠金融事業(yè)才能行穩(wěn)致遠，真正惠及人民群眾。3. 實現(xiàn)區(qū)域差異的普惠金融政策。從對四川省各地市普惠金融發(fā)展水平的測度可以看出，普惠金融在各地市發(fā)展很不平衡，因此，在推行相關政策時就不宜一刀切，而應該考慮各地市不同的經濟金融發(fā)展水平、產業(yè)結構情況等施行差異化的區(qū)域金融政策。 4. 提高財政支農資金的使用效率。 要優(yōu)化支出結構，建立有效的考評機制。 同時，對于補貼的形式，也要予以改進，避免產生逆向選擇或道德風險問題。5. 繼續(xù)推進城鎮(zhèn)化。城鄉(xiāng)發(fā)展一體化是解決“三農”問題的根本途徑，通過城鎮(zhèn)化創(chuàng)造更多的工作機會，促進農民收入水平提高。