基于農民增收視角下新型農村金融機構支農效果的時空分異研究

范麗琴 劉國勇

摘??? 要：新型農村金融機構作為農村金融增量改革的主力軍，探究新型農村金融發(fā)展是否會影響農民收入，對新型農村金融今后深化改革方向、農民穩(wěn)定增收機制建立具有一定指導意義?；谖覈?008—2019年期間的30個省域面板數(shù)據(jù)，通過構建面板時空地理加權回歸模型（PGTWR）以動態(tài)的視角討論了在時空推移的雙重作用下新型農村金融機構支農效果的變化趨勢。結果表明：（1）從空間分布來看，所有地區(qū)的新型農村金融發(fā)展水平對農民收入增長均具有顯著的正向影響，但各地的新型農村金融機構支農效果存在顯著差異，基本呈現(xiàn)東強西弱格局。（2）從時間維度上看，新型農村金融機構支農效果有弱化跡象。優(yōu)化新型農村金融發(fā)展格局、構建新型農村金融互助體系成為有效發(fā)揮新型農村金融機構支農作用的關鍵。

關鍵詞：新型農村金融機構;支農效果;面板時空地理加權回歸模型

中圖分類號：F832.35;F323.8???????? 文獻標識碼：A??????? DOI 編碼：10.3969/j.issn.1006-6500.2022.01.008

Based on the Effect of New Rural Financial Institutions Supporting Agriculture from the Perspective of Increasing Farmers' Income Research

FAN Liqin， LIU Guoyong

（College of Economics and Management， Xinjiang Agricultural University， Urumqi ，Xinjiang 830052， China）

Abstract： As the main force of the incremental reform of rural finance， the new rural financial institutions explore whether the development of new rural finance will affect farmers' income， which has a certain guiding significance for the direction of deepening the reform of new rural finance in the future and the establishment of the mechanism of stable income increase of farmers. Based on the panel data of 30 provinces in China from 2008 to 2019， a panel spatio-temporal geographically weighted regression model （PGTWR） was constructed to discuss the changing trend of the agricultural support effect of new rural financial institutions under the dual effects of time and space from a dynamic perspective. The results showed that ：（1） From the perspective of spatial distribution， the development level of new rural finance in all regions had a significant positive impact on the increase of farmers' income， but there were significant differences in the effect of new rural financial institutions supporting agriculture in different regions， basically showing a strong pattern in the east and weak in the west. （2） From the perspective of time dimension， the supporting effect of new rural financial institutions for agriculture showed signs of weakening. Optimizing the development pattern of the new rural finance and constructing the new rural financial mutual aid system become the key to effectively play the role of the new rural financial institutions in supporting agriculture.

Key words： new rural financial institutions; effect of supporting agriculture; PGTWR

為填補農村地區(qū)金融服務空白、增強農村地區(qū)金融機構競爭力、進一步提高農村金融支農作用，2006年12月21日，中國銀監(jiān)會發(fā)布了《關于調整放寬農村地區(qū)銀行業(yè)金融機構準入政策，更好支持社會主義新農村建設的若干意見》，鼓勵各類資本新設主要為當?shù)剞r戶提供金融服務的村鎮(zhèn)銀行、貸款公司和資金互助合作社，首批選擇在四川、內蒙古、甘肅、青海、吉林和湖北等六省（區(qū)）進行試點。2007年10月，試點省份擴大到全國31個省市區(qū)，一大批以村鎮(zhèn)銀行為代表的新型農村金融機構應運而生。新型農村金融機構主要是指村鎮(zhèn)銀行、貸款公司和資金互助合作社。新型金融機構的發(fā)展目前在數(shù)量上已取得較大進展，有效地推進了農村地區(qū)金融機構全覆蓋工作，大大提升了偏遠地區(qū)農村金融服務可得性。但現(xiàn)如今大多數(shù)新型金融機構的運行難以在經濟績效與社會績效之間找到平衡點，在面臨著自身可持續(xù)發(fā)展的考驗的同時，還擔任著扶貧的重任。若新型農村金融機構優(yōu)先考慮自身可持續(xù)發(fā)展，則容易偏離政策建立初衷，出現(xiàn)“使命偏移”現(xiàn)象;若新型農村金融機構優(yōu)先考慮服務“三農”，新型農村金融機構又容易再次陷入傳統(tǒng)農村金融機構發(fā)展的特有約束之中，難以做到可持續(xù)發(fā)展，自身經營將面臨嚴峻考驗。在這種兩難的處境下，新型農村金融發(fā)展是否有效地促進了農民增收還需進一步檢驗。

1 文獻綜述

由于新型農村金融機構尚且屬于新生事物，從興起到目前為止不過十余年，國內外基于新型農村金融機構支農效果的研究泛善可陳。盡管國內外關于新型農村金融機構支農效果的研究較少，但由于近年來我國發(fā)展的新型農村金融機構與國外的小微型金融機構比較相近，因此，國外關于小微型金融機構對低收入人群收入影響的研究成果同樣具有學習與借鑒之處。Khan and Rahaman[1]認為，向窮人提供小額貸款，可以提高窮人抵御風險的能力、減少其脆弱性，提高其收入、從而擺脫貧困。Pronyk等[2]指出微型金融機構為貧困人群提供金融服務，使他們能夠以可靠、便捷的方式獲得信貸資金，用于滿足食品、住房、教育及健康等基本需求，在滿足以上基本需求后，窮人才會將剩余資金投入創(chuàng)收活動，提高其收入水平。因此，他們認為微型金融的發(fā)展大大增加了窮人參與生產性投資的機會。Ugoani[3]研究發(fā)現(xiàn)信貸資金能有效改善農業(yè)基礎設施，從而提高農業(yè)生產效率，實現(xiàn)農民收入增長。盡管大多數(shù)研究學者對微型金融機構的看法非常積極，但也有部分學者對微型金融機構所帶來的增收效應持懷疑態(tài)度，如Murray和Lynch[4]認為極端貧困者往往不主動申請信貸資金，他們缺乏還款的信心，并且認為投資風險過大，此類人群過于規(guī)避風險，受惠于微型金融機構的機會極其有限。

國內已有文獻大多集中在新型農村金融發(fā)展的現(xiàn)存問題、新型農村金融可持續(xù)發(fā)展等討論之中。新型農村金融機構是合理引導各類資本進入正規(guī)金融機構、有效促進農村金融市場化增量改革的突破口，新型農村金融機構的誕生為我國農村金融市場注入了新鮮血液。但在新型農村金融快速發(fā)展的同時，其諸多問題開始逐漸暴露，如資金實力偏弱[5-7]、融資渠道狹窄[8-9]、監(jiān)管機制混亂[10]、金融產品和服務單一[11]、“非農化”傾向嚴重[12-13]、缺少高素質專業(yè)人才[14-15]。以上種種問題在不同程度上威脅著新型農村金融機構的可持續(xù)發(fā)展，若新型金融機構經營不可持續(xù)，那么服務“三農”也會成為空談，因為其支農作用實現(xiàn)的前提是自身發(fā)展的可持續(xù)。

從以上已有文獻不難看出，對我國新型農村金融機構的研究分析絕大多數(shù)都側重于現(xiàn)存問題、自身可持續(xù)發(fā)展等定性研究，鮮有關于新型農村金融機構支農效果的定量研究。隨著新經濟地理學的興起，越來越多的學者開始意識到，大多數(shù)經濟活動可能都存在一定的空間關聯(lián)性[16-17]，新型農村金融發(fā)展對農民增收的影響在空間上同樣可能具有一定的溢出效應。采用普通計量學模型，忽略了各地區(qū)間的空間相互效應，無法準確地反映回歸關系，使得模型估計結果出現(xiàn)較大偏誤，缺乏解釋力度。此外，由于我國幅員遼闊，各省域的新型農村金融發(fā)展水平不同，具有明顯的空間異質性特征。目前主要采用地理加權回歸模型來解決空間異質性問題，然而該模型只能用于截面數(shù)據(jù)，無法滿足面板數(shù)據(jù)的實際分析及建模需要。之后針對面板數(shù)據(jù)提出了時空地理加權回歸模型（GTWR），該模型主要是在地理加權模型基礎上增加時間效應[18-19]，但仍然存在一定不足，如忽略了樣本地區(qū)信息向目標分析地區(qū)映射過程的間接路徑，采用的自適應帶寬并不科學。為此，本文參考范巧等做法[20]，引入全息時空權重矩陣，基于2008—2019年的30個省域面板數(shù)據(jù)，構建面板時空地理加權回歸模型（PGTWR）以分析回歸系數(shù)隨時間及空間的不同而隨之變化的特征，對新型農村金融機構支農效果進行時空可視化分析，探索不同時期、不同地理位置的新型農村金融發(fā)展對農民增收的作用程度，以動態(tài)的視角研究在時空推移的雙重作用下新型農村金融機構的支農效果差異。

2 數(shù)據(jù)來源和方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

綜合考慮新型農村金融發(fā)展的背景、實際情況以及歷年指標的一致性、可比性，本文最終選取2008—2019年除西藏自治區(qū)以外的30個?。▍^(qū)）面板數(shù)據(jù)。所使用的數(shù)據(jù)均來源于2009—2020年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融統(tǒng)計年鑒》、《中國農村統(tǒng)計年鑒》、《中國農村金融服務報告》及《區(qū)域金融運行報告》等。對于非比值價格變量（如農民收入），為消除價格因素影響，利用各地區(qū)的相應價格指數(shù)對農民收入及生產總值進行平減（以2008年為基期），對于數(shù)值較大的變量（如農民收入、醫(yī)療發(fā)展水平）再采用對數(shù)變換，使其數(shù)據(jù)變化趨勢更為平滑，減少異方差的影響。

2.2 變量的選取

被解釋變量：農民收入。參照已有文獻[21-22]，本文以農村居民家庭人均純收入衡量農民收入水平。

核心解釋變量：新型農村金融發(fā)展水平。借鑒已有研究[23-25]，本文采用每萬農村人口擁有的新型農村金融機構數(shù)、每萬農村人口中新型農村金融機構從業(yè)人員數(shù)、每萬農村人口擁有的新型農村金融機構資產金額、每萬平方千米內新型農村金融機構數(shù)、每萬平方千米內新型農村金融從業(yè)人員數(shù)、每平方千米內新型農村金融機構資產總額6個指標共同衡量新型農村金融發(fā)展水平，采用變異系數(shù)法確定各個指標的權重，再利用歐氏距離計算公式將其整合為綜合指標。

本文引入以下變量作為控制變量，以排除這些變量對農民收入的影響。

教育人力資本。駱永民和樊麗明[26]運用空間計量模型分析人力資本對農民收入的影響，指出人力資本的提升有利于農民增收，由此可見，人力資本可能是促進農民增收的重要推動力之一。農民人力資本主要以知識資本形式存在，本文采用各地區(qū)平均受教育年限表征教育人力資本。

醫(yī)療發(fā)展水平。張銀和李燕萍[27]利用調研數(shù)據(jù)，通過構建結構方程模型發(fā)現(xiàn)農民健康資本會對農民收入產生顯著影響。從一般認知來看，隨著醫(yī)療服務水平的提高，健康水平也隨之提高，本文采用每萬農村居民擁有的衛(wèi)生技術人員數(shù)衡量醫(yī)療發(fā)展水平。

對外開放程度。杜江等[28]通過研究發(fā)現(xiàn)對外開放程度對農民收入增長同樣具有一定影響，本文采用出口總額占GDP的比重表征對外開放程度。

產業(yè)結構。劉忠群等[29]經研究發(fā)現(xiàn)產業(yè)結構的變化與農民收入具有顯著相關性，本文采用第二、三產業(yè)生產總值與國內生產總值的比率表征產業(yè)結構變化方向。

自然資源稟賦。土地是農民維持生計以及獲得利益的重要基礎，同時也是農村經濟發(fā)展的根基[30]，本文選取人均有效灌溉面積衡量自然資源稟賦。

電話普及率。唐躍桓等[31]認為農村地區(qū)移動電話等設備的使用對農民收入增長也具有一定影響，本文引入每百人擁有的電話部數(shù)衡量電話普及率。

2.3 模型構建

面板時空地理加權回歸模型基本公式如下：

Yi=β0 （ui，vi，ti）+∑kβk （ui，vi，ti）Xik+εi （1）

式中，Yi為第i點觀測值的被解釋變量;Xik 為第k個解釋變量在第i點的觀測值;ui 和vi分別為第i點觀測值的經度和維度;ti為第i點觀測值所處的時期;（ui，vi，ti）為第i點觀測值的時空坐標;β0 （ui，vi，ti）為常數(shù)項;βk（ui，vi，ti）為第k個解釋變量在第i點的回歸系數(shù);εi為誤差項。

局部參數(shù)估計公式如下：

（ui，vi，ti）=[XT Φ（ui，vi，ti）X]-1 XT Φ（ui，vi，ti）Y（2）

與普通時空地理加權回歸模型估計過程類似，最大的區(qū)別在于所采用的矩陣不同。本文依據(jù)范巧等[20]做法，構建全息時空權重矩陣Φ（ui，vi，ti），全息時空權重矩陣既包含樣本地區(qū)向目標分析地區(qū)映射的直接過程，也包含樣本地區(qū)通過周邊地區(qū)向目標分析地區(qū)映射的間接過程，涵蓋了所有可能的空間溢出路徑;（ui，vi，ti）表示第i點觀測值的局部參數(shù)估計值;X表征所有解釋變量觀測值構成的矩陣;XT 為X的轉置矩陣;Y表征所有被解釋變量觀測值構成的矩陣[32]。

3 結果與分析

3.1 變量描述性統(tǒng)計分析

農民收入最小值為7.910，最大值為10.144，表明現(xiàn)階段仍存在各地區(qū)農民收入差距較大事實。新型農村金融發(fā)展水平均值為0.149，最小值為0.091，而最大值卻高達0.973，說明大部分地區(qū)新型農村金融發(fā)展水平不高，處于低位徘徊狀態(tài)。教育人力資本標準差較大，表明各地區(qū)平均受教育年限差距不小，均值為8.975，說明各地區(qū)平均教育水平大致為初中畢業(yè)水平。醫(yī)療發(fā)展水平最大值為5.043，最小值為3.091，表明醫(yī)療發(fā)展水平最好的地區(qū)平均每萬人中有5人為衛(wèi)生技術人員，水平最差地區(qū)每萬人中有3人為衛(wèi)生技術人員。對外開放程度最小值僅為0.007，最大值為0.808，均值為0.148，表明大部分地區(qū)對外開放程度集中在較低水平。產業(yè)結構與自然資源稟賦標準差數(shù)值較小，說明衡量這兩個變量的數(shù)據(jù)波動不大。電話普及率均值為4.629，表明每百人擁有的電話部數(shù)大約為4～5部。具體變量說明見表1。

3.2 非空間面板模型估計結果

在引入面板時空地理加權回歸模型之前，首先采用非空間面板回歸模型對新型農村金融機構支農效果進行全域分析。非空間面板模型的具體回歸估計結果見表2。

由表2可知，R2為0.939，說明模型擬合程度較好，且各變量的系數(shù)估計值也都在1%水平上顯著，但由于非空間面板回歸模型的系數(shù)估計值僅能代表平均水平，無法揭示各地區(qū)新型農村金融機構支農效果的時空差異，此外，基于全域系數(shù)一致的假設來分析新型農村金融機構支農效果容易使得回歸結果出現(xiàn)較大偏差。不同時期、不同地理位置的新型農村金融機構支農效果可能不同，其強度、方向均可能出現(xiàn)一定變化，若采用同一參數(shù)值將抹殺其局部異質性，不符合現(xiàn)實情況，也并不科學。引入面板時空地理加權回歸模型對新型農村金融機構支農效果進行研究，相對于系數(shù)一致的非空間面板回歸模型而言更符合實際。

3.3 面板時空地理加權回歸模型效應遴選

不同自適應帶寬的模型回歸結果不同，為此，在進行估計之前，需先確定空間帶寬與時間帶寬的最優(yōu)值，之后依據(jù)基于不同效應的模型整體統(tǒng)計性質遴選最優(yōu)模型。根據(jù)AICc、GCV及RSS準則進行試算，最后確定最優(yōu)空間帶寬為30，最優(yōu)時間帶寬為12?；谧顑?yōu)寬帶的4種效應下模型的整體統(tǒng)計性質見表3。由于最優(yōu)空間帶寬納入了所有地區(qū)，因此無須考慮隨機效應。基于最優(yōu)帶寬的雙固定效應面板時空地理加權模型相較于其他效應的模型，整體統(tǒng)計性質最優(yōu)，其中，局部系數(shù)估計值的顯著比率為0.983，明顯高于其他效應下的模型;修正的擬合優(yōu)度值為1，表明該模型幾乎完美地擬合了數(shù)據(jù);F統(tǒng)計值最大，并通過了1%顯著性水平下檢驗。鑒于以上對比，本文依據(jù)雙固定效應面板時空地理加權模型的估計結果展開分析。

3.4 面板時空地理加權回歸模型回歸結果分析

由表4可知，新型農村金融發(fā)展水平對農民增收影響的系數(shù)估計平均值為0.506，與非空間固定效應面板模型中的參數(shù)估計值相近，且方向一致，但局部參數(shù)估計值的變化較大，最小值僅為0.113，最大值為0.958，可見我國新型農村金融機構的支農效果存在較強的異質性，并非如全域估計中的系數(shù)一致。從控制變量的系數(shù)估計值來看，除對外開放程度以外，其余控制變量的參數(shù)估計值符號在全范圍內均為正數(shù)。說明隨著地區(qū)平均受教育程度的加深，農民收入水平也在不斷提高，驗證了教育之于農民增收的重要作用;醫(yī)療發(fā)展水平的提高能有效促進農民增收;產業(yè)結構朝第二、三產業(yè)傾斜對農民增收具有正向影響;自然資源稟賦于農民收入增長產生了顯著的正向影響。電話普及率的提高可有效增加農民收入。僅依據(jù)表4的變量回歸系數(shù)統(tǒng)計分析無法詳細地刻畫系數(shù)估計值的時空演化過程，因此，本文利用折線圖形式將2008年與2019年各地區(qū)系數(shù)估計值作對比分析，囿于篇幅，僅展示新型農村金融發(fā)展水平的系數(shù)變化圖，具體見圖1。

3.5 新型農村金融發(fā)展水平系數(shù)變化分析

如圖1所示，高影響區(qū)域主要集中在東部，尤其是東部沿海地區(qū)，其中黑龍江為核心高聚集區(qū)。低影響區(qū)域主要聚集在西部地區(qū)，其中西北地區(qū)最低。影響程度整體呈現(xiàn)東強西弱格局，且2008年至2019年期間這種影響分布格局基本保持一致。這一結果反映出東部地區(qū)的新型金融機構支農效果整體優(yōu)于西部地區(qū)，其原因可能是東部地區(qū)相較中西部地區(qū)而言，經濟發(fā)展水平較高，規(guī)模大、實力強的農業(yè)相關企業(yè)較多，新型農村金融機構提供的資金給東部地區(qū)農民帶來的增收效應相對較好。為何黑龍江省域的新型農村金融機構支農效果在2008年至2019年期間始終最佳？黑龍江省的松嫩平原以及三江平原是世界上三大黑土地帶之一，因黑土地土壤肥沃，出產的糧食品質優(yōu)良，黑龍江省得益于這天然的優(yōu)勢，成為我國主要的糧食主產區(qū)以及商品糧生產區(qū)。新型農村金融機構的出現(xiàn)打通了長期缺失農村金融服務地區(qū)的融資通道，直接填補了農村金融服務空白，為急需資金支持的農業(yè)相關企業(yè)及農民提供相應服務，黑龍江省作為糧食主產的典型區(qū)域，新型農村金融機構的支農效果自然更為顯著。

從整體上看，2008年為大范圍建立新型農村金融機構之初，新型農村金融機構的支農效果顯著，但隨時間的推移，到2019年所有地區(qū)的新型農村金融機構支農效果均有所減弱。原因可能是由于新型農村金融機構更貼近農村、農民，還具有決策鏈短、放款快，經營制度靈活、可滿足新農村快速經濟發(fā)展客觀需求等優(yōu)勢，因此在新型農村金融機構建立之初，對農民增收作用效果較為明顯。但新型農村金融機構的發(fā)展始終受到地理位置、交通條件、經濟環(huán)境及基礎設施等多因素桎梏，如設立在相對偏遠的鄉(xiāng)鎮(zhèn)地區(qū)導致其吸儲困難、資金實力弱導致其抗風險能力差、農村金融環(huán)境建設滯后導致其健康發(fā)展受阻、處于農村“弱質經濟”環(huán)境使其難以吸引并留住高素質人才、出于盈利動機使其逐漸偏離“三農”。以上種種矛盾使得新型農村金融機構支農效果開始出現(xiàn)衰減跡象。

4 結論與建議

基于2008—2019年期間的省域面板數(shù)據(jù)，通過構建面板時空地理加權回歸模型，以動態(tài)的視角討論了在時空推移的雙重作用下新型農村金融發(fā)展的支農效果變化趨勢。結果表明：從空間分布來看，所有地區(qū)的新型農村金融發(fā)展水平對農民收入增長均具有顯著的正向影響，但各地的新型農村金融機構支農效果存在顯著差異，基本呈現(xiàn)東強西弱格局;從時間維度上看，相比2008年，2019年的新型農村金融機構支農效果有所減弱。

以上實證結果充分說明僅僅依靠新型農村金融機構在數(shù)量上的擴張難以實現(xiàn)有效促進農民收入穩(wěn)定增長目標，為突破新型農村金融發(fā)展現(xiàn)有約束、改善其支農績效，本文提出以下幾點建議：

（1）大中型金融機構普遍存在著嚴重的信息不對稱問題，而新型農村金融機構大多設立在縣域、更貼近農村需求主體，具有一定的信息優(yōu)勢，為此，可鼓勵新型農村金融機構向大中型金融機構拆借資金，拓寬其融資渠道，減少資金使用的逆向選擇和道德風險問題。

（2）新型農村金融機構應借助自身優(yōu)勢加大宣傳力度，讓農民更深入地了解成立較晚的新型農村金融機構設立的意義及目的，不斷提升自身信譽、樹立良好的社會形象。同時，簡化服務流程及手續(xù)，設置專門的惠農服務通道，使廣大農民能夠更便捷地享有金融服務。

（3）各省（區(qū)）應充分結合地區(qū)發(fā)展的特點及實際情況來制定相應的新型農村金融機構入駐標準，政府對不同地區(qū)也應推行差異化的政策扶持機制，同時也要加強各?。▍^(qū)）之間的金融合作交流，減少各?。▍^(qū)）之間的農村金融發(fā)展差距，實現(xiàn)全面均衡發(fā)展。

（4）積極研發(fā)適應“三農”需求的金融產品，尤其是針對西部地區(qū)的低收入農民，可為其設計多樣的授信原則，擴大其可抵押物品的范圍，盡可能滿足其信貸需求，進而有效地發(fā)揮西部地區(qū)新型農村金融機構的支農作用。

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收稿日期：2021-10-18

基金項目：新疆維吾爾自治區(qū)研究生科研創(chuàng)新項目“門檻效應及空間溢出視角下農村金融發(fā)展對農民收入的影響”（XJ2021G153）

作者簡介：范麗琴（1998—），女，江西南昌人，在讀碩士生，主要從事農業(yè)經濟管理方面研究。

通訊作者簡介：劉國勇（1964—），男，甘肅武威人，教授，博士生導師，主要從事農業(yè)經濟管理方面研究。