四川普惠金融发展对农民收入的影响研究

杜朝运 范丁水

（厦门大学经济学院，福建 厦门361005）

（泉州经贸学院，福建 泉州362000）

一、引 言

2013年党的十八届三中全会通过了《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》，明确表示在鼓励金融创新的同时大力发展普惠金融。2016年国务院颁布了《推进普惠金融发展规划（2016-2020）》，进一步确定了我国普惠金融的总体发展方向和发展规划，也明确了普惠金融的发展理念：立足于机会平等和商业可持续的原则，以可负担的成本为有金融服务需求的社会各阶层和群体提供适当有效的金融服务，特别是小微企业、农民、低收入者等社会弱势群体和领域。2016年底四川省政府推出了《四川省推进普惠金融发展规划（2016-2020年）》， 明确提出发展普惠金融的主要目标在于为以农村居民为代表的低收入群体提供金融支持， 主要领域在“三农”领域，工作重点是加大对贫困地区的信贷支持、完善农村地区金融基础设施、加大金融对脱贫攻坚的支持力度、创新“三农”领域的金融产品和服务等。

“三农”问题关系到国计民生，从2004年至今我国连续十七年的中央一号文件都是关于“三农”问题，“三农”问题的核心在于农民收入，尤其是在实现全面建成小康社会、决战脱贫攻坚战的大背景下，如何实现农民收入的持续稳定增长，这是一个值得深思的时代命题。 国外学者如Mahjabeen（2007）引入新型金融机构的变量并进行实证研究，发现随着普惠金融水平的提高，社会各阶层的收入都会上升，其中农民的收入上升更为明显；Michael Chibba（2009）研究了普惠金融与经济增长的关系，发现普惠金融水平和农民收入呈正相关关系，发展普惠金融有利于缓解贫困问题，并实现包容性增长和可持续发展。 国内学者如李季刚和董彦立（2015）发现普惠金融的发展水平对农民收入的影响在短期和长期并不相同，短期内普惠金融发展水平越高反而会降低农民收入，长期则会提高农民收入；徐敏和黄江（2015）发现普惠金融发展水平对于农村居民收入的影响存在地区差异，有的地区是正向影响作用，有的地区则呈反向变动关系。 本文尝试以四川省为样本，将普惠金融发展与农民收入联系起来，探究发展普惠金融是否利于农民收入增长，以期更好地拟定普惠金融和“三农”方面的政策。

二、普惠金融发展对农民收入的影响机制

（一）降低门槛效应

获得金融服务有两道门槛：一道是使用金融服务的成本，另一道是使用金融服务可能需要的专业知识。 相对于第一道由服务成本带来的硬性门槛，由于专业知识等方面因素影响造成的门槛更像是一种软性门槛。 如果把金融服务看作是一种产品，那应该属于卖方市场，即卖方（金融服务提供商）相对买方（金融服务消费者）更具有优势。 普惠金融旨在降低获取金融服务的门槛，向低收入者、贫困群体提供信贷支持，同时普及金融知识，打破农民的信贷约束，避免出现农民在从事生产经营活动中由于自身资金不足又无法取得相关金融机构的金融支持而错过发展良机，从而既降低农民的资金成本，又增加其经营性收入。

（二）减弱排斥效应

传统金融机构的盈利性要求使得资金资源配置出现扭曲， 普惠金融的内在要求就是为了改变这种扭曲，实现公平的资金资源配置，将农民纳入正规金融服务体系内。 由于普遍存在的金融排斥现象，农村居民能够接受的金融服务形式简单，能够选择的金融产品单一，基本只能将微薄的收入用于储蓄，使得资本难以积累，更无法有效对抗通货膨胀等因素的冲击，也难以将其投入用于扩大生产规模。 普惠金融倡导向所有群体尤其是农村居民提供多样化的平等金融服务，能够有效改善这一状况，在保证资金价值和安全的同时更能促使资金流向农民的生产经营领域，实现自有资本的增加。

（三）提升人力资本效应

农村家庭的人力资本水平相对较低，授人以鱼不如授人以渔，要实现农民收入持续稳定增长，农民自己必须具有强劲的“造血”能力，而不是简单治标不治本的“输血”。 普惠金融可以通过提升人力资本水平间接影响农民收入：1. 通过提供专业技能培训，提高农民就业水平，增加农民工资性收入。 目前国内已经开展了相关项目并且成果初显，如部分村镇银行积极向农户提供当地优势种植产业的相关技术培训。 2. 提升农村少年儿童受教育水平。 一些家庭由于无法负担孩子教育成本，孩子只能选择过早辍学在家帮助农业生产或者外出打工以增加收入，普惠金融体系中对于贫困家庭的低息或免息助学贷款，可以帮助其完成学业，提升自身素质和竞争力。 3. 通过提高家庭卫生健康水平，以此提高生产效率，提升农民收入水平。 农村地区卫生状况和医疗资源相对落后，农民一旦患病会对正常的生产造成很大影响。 完善农村基础设施建设是普惠金融发展的重要内容，如修建厕所、提供清洁水源、提升乡村医疗条件等，可以为农民健康高效地进行生产生活奠定健康基础。 4. 通过推动外界高水平人力资本进入农村地区，助力农民收入增长。 随着普惠金融体系不断深化，农村各项建设不断推进，农村地区会越来越有吸引力，成为更多高素质人才倾心之地，并在广袤的农村地区有所作为，带动农村经济活力，间接影响农民收入水平。

（四）社会创新效应

随着普惠金融的深入发展，人们的生产生活习惯也在潜移默化地发生着变化，尤其是随着数字普惠金融的深入推进，人们在享受快捷智能金融服务的同时，也会利用普惠金融发展成果去改变旧有的模式。 特别是行业的变革加速，有的行业可能会被淘汰，有的行业可能还处于探索未知的阶段。 行业变革的机遇使农村居民有参与新兴行业的机会，从而影响其收入水平。

三、四川省各地市普惠金融发展水平

2012年在洛斯卡沃斯峰会上通过的《G20 普惠金融指标体系》，指出普惠金融测度体系应当从金融服务可得性、使用度、深化度三个方面进行衡量。本文在此基础上加入互联网金融的维度，在当前更符合实际。结合数据可得性，本文设置了11 个指标，如表1 所示，具体数据来源于四川省历年统计年鉴、四川省各地市历年统计年鉴、中国银保监会四川监管局、北京大学数字金融研究中心。 本文选择变异系数法对各指标进行赋权，从而得出各地市普惠金融指数（Inclusive Financial Index，IFI），如表2 所示。

表1 普惠金融水平测度指标体系

四、变量设置和描述性统计

本文以农村居民人均可支配收入为被解释变量，普惠金融发展水平为解释变量，对四川省普惠金融发展对农民收入的影响进行实证分析。控制变量包括：1. 政府在农林牧渔类的财政支出（GE），用人均政府支农财政支出来衡量。 政府在农业类财政支出通常表现为对农产品的价格补贴，进行农业基础设施建设等，白志远和乐美媛（2018）的研究发现财政支农支出对农民收入有显著的促进作用。 2. 固定资产投资水平（FAI），用地区人均固定资产投资额衡量。 高固定资产水平会提高整个地区的经济活力，为农民增收创造更多机会，邓金钱（2014）研究表明固定资产投资对农民收入有积极正向影响。3. 产业结构水平（IS），用第一产业产值与地区总产值的比值来衡量。 产业结构水平反映了地区的经济结构，一般来说第一产业占比越大，该地区农业发展相对越好，农民的经营性收入相对越多，但也表明制造业和服务业发展相对落后，可能导致农民从这两个行业取得的工资性收入减少。因此，产业结构对于农民收入的影响存在正反两方面的效应。郭倩倩（2017）研究表明产业结构水平对农民收入有促进作用。 4. 就业水平（JOB），用就业人口与地区人口的比例来衡量。 就业水平能够反映出农村劳动力的流动水平和农村剩余劳动力向非农部门转移的程度，通常整体就业水平较高的地区第二、三产业发展较好，拉动农业需求效果较好，会影响农民的经营性收入和工资收入。 肖龙铎和张兵（2017）研究发现就业水平对农民收入的增收效应在财富较少的农村家庭中更加明显。 5. 城镇化率（UR），用城市人口与地区总人口的比例来衡量。 城镇化率越高的地区劳动力、土地等农村资源配置更有效率，同时也会拉动对农业、制造业、服务业产品和服务的需求。 陈垚和杜兴端（2014）研究表明城镇化率水平越高越会促进农民收入增长。

表2 2011-2017年四川省21 地市普惠金融指数

以上变量的描述如表3 所示。 除解释变量普惠金融指数由上文计算出外，被解释变量和控制变量的数据均来自四川省历年统计年鉴、四川省各地市历年统计年鉴。 为了保证平稳性和降低异方差影响，对变量农民收入和农林水类财政支出选择取对数。 描述性统计结果如表4 所示。

表3 变量描述

表4 变量描述性统计

五、模型设定

本文实证分析涉及的数据类型为面板数据， 面板数据是由横截面维度和时间维度组合而成的数据序列。对于面板数据模型应当分别从截距项和斜率项是否变动两个方面考虑， 即考虑是否存在个体影响和结构变化，为此可以分为混合回归模型、变截距模型和变系数模型三类。 混合回归模型不存在个体影响和结构变化，即截距和斜率都不变。变截距模型存在个体影响但不存在结构变化，即截距变化斜率不变。变系数模型存在个体影响和结构变化，即截距和斜率都发生变化。

首先看截距项，即探究是否存在个体影响，个体影响又包括由个体因素导致的个体效应和由时点因素导致的时点效应。 如果存在这种个体影响，则应当与解释变量相关，故采用固定效应模型更为合适。 如果模型中不存在由于个体效应和时间效应而发生变化的影响因素，那么截距项就应当为固定不变的，此时应当考虑混合回归模型。 如果存在只与个体差异有关而不随时间变化的影响因素，则应当考虑个体固定效应模型；如果存在只随时间变化而不随个体效应变化的影响因素，则应当考虑时点固定效应模型；如果存在既随个体变化又随时间变化的影响因素，则应当考虑个体时点双固定效应模型。

笔者认为采用时点固定效应模型较为适合。 理由如下：第一，影响农民收入的政策性因素主要是受时间维度的影响，个体差异性非常小，尤其是在一个省份内部，各地市的政策运用空间极其有限。 特别是金融行业的制度安排、信贷宽松程度限制等基本上都是全省高度统一，地市差异极其微小。 第二，对于可能存在的影响农民收入的个体差异因素，如文化差异、乡村传统习俗、农民营商理财观念等，在地市之间的异质性也是比较小的，因为本身就在一个省内，各地市之间生活习俗相近、语言相通、交易习惯等高度相近，而且当前交通便利，再加上移动互联网技术走进千家万户，在这种发达便捷的交流融合过程中，地市之间的个体差异性变得越来越小，由地理隔离带来的异质效应越来越弱。 因此可以认为只随着个体变动而不随时间变动的因素影响效应极其微小，即从截距项上采用时点固定效应模型较为合适。 为此笔者进行F 检验，结果如表5 所示，可以判定应拒绝原假设，在截距项上应当采用时点固定效应模型。

表5 F 检验结果

再看斜率项，既可能不随变量变化也可能随着变量变化。 如果斜率发生变化，有可能是随着个体变化，也有可能是随着时点变化，还有可能是随着二者同时变化。 笔者认为斜率可能会随着时点变化，理由在于解释变量受到像宏观经济政策、体制变革等动态变化因素的影响，会使得其在不同时期对农民收入产生不同的影响。如同对截距项的解释，这些可能会给解释变量带来影响的因素在各地市之间的异质性相对较小，因此认为斜率如果发生变化，应当是随着时点变化。 为此笔者进行LR 检验，结果如表6 所示，可以判定应选择时点固定效应变系数模型，模型的设定形式如下：

其中，i 为横截面维度表示地市（自治州），t 为时间维度表示年份。 lnYi，t为被解释变量，表示农村居民人均可支配收入的对数。IFIi，t为解释变量，表示普惠金融发展水平。lnGEi，t为在农林水方面的人均财政支出的对数，FAIi，t为人均固定资产投资水平，JOBi，t表示就业水平，URi，t表示城镇化率，ISi，t表示产业结构水平。 αt为只随时间变化不随个体变化的截距项。 β1t、β2t、β3t、β4t、β5t、β6t都为随时间变化的斜率，μi，t为随机误差项。

表6 LR 检验结果

六、回归分析

为保证回归结果有效，本文利用LLC 和Fisher-ADF 两种方法对所有变量进行单位根检验，检验结果如表7 所示，可以看出，lnY、IFI、lnGE、FAI、JOB、UR、IS 均在1%的显著性水平下拒绝非平稳的原假设，说明这7 个变量可以看作平稳序列。

表7 平稳性检验结果

通过上述面板数据时点固定效应变系数模型得出回归结果如表8 所示。 可以看出，四川省普惠金融指数对农民收入的影响历年都在1%水平上显著。平均影响系数在0.5 左右，即普惠金融指数每变动一个单位，农村居民人均可支配收入的对数的期望同方向变动0.5 个单位。 而且，后几年的影响系数较前几年大，在一定程度上可以说明发展普惠金融会促进农民收入水平提高，因此四川省在未来应继续加强普惠金融建设。

但是，必须注意防止在发展普惠金融的过程中出现贫富收入差距拉大的现象。 根据徐敏和黄江（2015）的研究，虽然一般情况下普惠金融发展对农民收入有促进作用，但在一些经济水平和金融水平发展程度较高的地区，普惠金融发展会加大贫富差距，使得富者越富穷者越穷，形成马太效应。 这是因为普惠金融建设本身就是一个使金融更加深化，金融服务更加多样化的过程，但在没有完全消除门槛效应和排斥效应的前提下，反而使得富人有更多参与金融市场、享有金融服务、获取金融收益的机会，造成收入差距拉大，对农民收入的促进作用不明显。

表8 四川省普惠金融发展对农民收入影响的回归结果

从控制变量看，就业水平、产业结构、固定资产投资水平对农民收入的影响都不显著，但城镇化率和农林水类财政支出有较显著的影响。 城镇化率水平对农民收入历年的影响系数都为正且整体显著，这是因为城镇化率的提高将带动第二、第三产业的发展，从而创造更多就业岗位和就业机会，提高农民的收入。 农林水方面的人均财政支出对农民收入有显著的负向影响，平均影响系数为0.3 左右，即政府在农林水方面的人均财政支出每变动1%，农民收入水平的期望值反方向变动0.3%。这种抑制作用有明显逐年减弱趋势，可能的原因在于：1. 投入在农林水方面的财政支出主要通过农产品价格补贴的方式，会造成农产品市场价格的扭曲，而扭曲的价格使农产品自身质量逐渐降低，并渐渐失去了市场竞争力和市场份额。 即短暂的价格补贴收益使农民失去通过自身高品质的产品获取长期稳定收益的机会，因此抑制了农民收入增长。 2. 投入到农林水领域的财政资金配置还不合理、支出结构还需要优化，资金没有发挥其应有的价值，没有用到最需要资本投入、长期回报较好的项目上，资金使用效率偏低，甚至还为个别腐败官员进行寻租创造了空间，或者使别有用心者钻了政策的空子，套取大量惠农资金，导致真正需要钱的人没有得到相应的资金支持。 姚遂和张元丽（2017）研究发现我国财政支农资金对农村居民收入在短期内有抑制作用的一个重要原因就是资金配置不合理。 3. 政府对于农业和农民的补贴在增加农民收入的同时，也产生了反向的替代效用，这是因为财政支持可能在一定程度上降低了农民进行农业生产或从事其他工作赚取收入的积极性，即惠农政策和对农业、农民的补贴异化为对懒人的奖励。 基于以上因素的影响，政府在农林水方面的财政支出对农民收入具有抑制效应，不过值得欣喜的是这种抑制效应正在逐年减弱。

七、稳健性检验

本文采取三种方式检验估计结果的稳健性。1. 取对数的稳健性检验。即对解释变量普惠金融指数取对数，观察回归结果的变化，如表9 第（1）列所示，普惠金融指数的系数在前三年不显著，后几年则有显著的正向影响，平均而言普惠金融指数每变动1%，农民收入水平的期望变动范围在0.1%到0.2%之间。2. 替换变量的稳健性检验。 将人均农林水类财政支出替换为一般公共预算财政支出与地区GDP 的比值，观察普惠金融指数是否仍然对农民收入有显著影响。 如表9 第（2）列所示，历年普惠金融指数的系数仍然显著，平均来看普惠金融指数每变动1 个单位，农民收入对数的期望值变动0.5 个单位。 3. 改变样本容量的稳健性检验。 将2011 至2017年的数据进行分组，每两年一组取均值，最后三年一组取均值，回归结果如表9 第（3）列所示，可以看出普惠金融指数对农民收入的影响仍然显著，系数的符号也与整体估计结果一致。 以上三种稳健性检验均表明，普惠金融发展对农民收入具有促进作用的结论稳健。

表9 稳健性检验结果

八、结论及建议

为考察四川省普惠金融发展对农民收入的影响，上文首先测度了四川省2011-2017年各地市的普惠金融指数，接着利用该测度值通过时点固定效应变系数模型进行回归分析，发现四川省普惠金融发展对农民收入有显著的促进作用，普惠金融指数每提高1 个单位，农村居民人均可支配收入对数的期望提高大约提高0.5 个单位。 显然，发展普惠金融可以通过降低传统金融服务的门槛效应和减弱排斥效应来增加农村金融服务的可得性，提升农民的理财意识和保险观念，同时通过加强农村人力资本效应和带动社会创新效应，共同促进农民收入水平的提高。 因此四川省应积极推进普惠金融发展，以此实现农民收入稳步增长。

根据本文的研究，笔者提出如下建议：1. 强化普惠金融的扶贫效应。 今年是打赢脱贫攻坚战的决胜之年。四川省有四大集中连片的贫困地区，可以说是脱贫攻坚工作的主战场。 普惠金融能够从多个渠道促进农民增收，因此，各地市应当把推动普惠金融发展同脱贫攻坚工作结合起来，尤其是要加大对“三农”领域的支持力度，创新金融扶贫模式，助力建立农民收入稳步增长的长效机制。 2. 在发展普惠金融的过程中要防止贫富收入差距拉大。 发展普惠金融固然利于农民收入增长，但是也应该找准方向、把握节奏，否则可能出现拉大贫富收入差距、加重社会阶层分化的问题。 必须坚持面向小微企业、农民、低收入者等社会弱势群体和领域的理念，普惠金融事业才能行稳致远，真正惠及人民群众。3. 实现区域差异的普惠金融政策。从对四川省各地市普惠金融发展水平的测度可以看出，普惠金融在各地市发展很不平衡，因此，在推行相关政策时就不宜一刀切，而应该考虑各地市不同的经济金融发展水平、产业结构情况等施行差异化的区域金融政策。 4. 提高财政支农资金的使用效率。 要优化支出结构，建立有效的考评机制。 同时，对于补贴的形式，也要予以改进，避免产生逆向选择或道德风险问题。5. 继续推进城镇化。城乡发展一体化是解决“三农”问题的根本途径，通过城镇化创造更多的工作机会，促进农民收入水平提高。