我國包容性金融發展的經濟福利效應研究

王修華，傅小勇，陳茜茜

（1.湖南大學 金融與統計學院，湖南 長沙 410079；2.北京大學 光華管理學院，北京 100871）

我國包容性金融發展的經濟福利效應研究

王修華1，傅小勇2，陳茜茜1

（1.湖南大學 金融與統計學院，湖南 長沙 410079；2.北京大學 光華管理學院，北京 100871）

從滲透性、使用效用性、可負擔性三維度出發構建金融包容指標體系并計算得出金融包容指數，對2005～2014年我國金融包容性發展情況進行評價，得出我國金融包容性發展水平整體偏低，且存在明顯的區域差異。 同時，運用因子分析法把收入、消費、生活質量三方面的13個指標，合成一個綜合的經濟福利指數。 通過省際面板數據，采用固定效應法和兩階段系統GMM法檢驗金融包容對經濟福利的影響，結果顯示包容性金融發展能夠改善居民經濟福利。 因此，提高金融的滲透性，改善金融的使用效用性，增加金融的可負擔性能夠推進金融包容性發展提升居民經濟福利。

金融包容性發展；經濟福利；省際面板數據

一、引言

金融產品和服務作為一種社會公共資源，每個人生來就被賦予平等享用的權利，然而不論是在發達國家，還是在發展中國家，都存在著大量的窮人被排斥在金融體系之外的現象。他們無法獲得儲蓄、貸款、匯兌、保險等基礎金融服務，甚至不能進入正規金融場所進行交易，只能通過非正規金融機構來滿足金融需求。

為了消除或降低金融排斥，聯合國在宣傳2005 “國際小額信貸年” 時提出 “包容性金融體系” （Inclusive Financial Syste m①） 概念， 其基本含義是能有效、全方位地為社會所有階層和群體提供服務的金融體系。此概念一經提出便受到各國家和組織機構的廣泛關注，我國政府也十分重視金融包容性發展。 2013 年 11 月 12 日， 黨的十八屆三中全會第一次將 “普惠金融” 寫入黨的執政綱領，明確提出要 “發展普惠金融。 鼓勵金融創新， 豐富金融市場層次和產品。” 2014 年 2 月 27日， 中國郵政儲蓄銀行在北京發布了 2013 年度的《普惠金融報告》， 這是我國第一份以普惠金融為主題的銀行業專項報告。 2015 年 1 月 20 日， 中國銀行業監督管理委員會宣布成立 “普惠金融部”，負責推進銀行業普惠金融工作。 2015 年底， 國務院發布了推進普惠金融發展的五年規劃，將普惠金融提升為國家級戰略目標。

大量國外文獻研究以及國際機構的相關扶貧與合作項目證明，金融包容性發展在促進經濟發展 （ M o h an， 2006[1]； A n d r ianaiv o 等 ， 2012[2]） 、 減少 貧 困 （ B r au 等 ， 2004[3]； Ho n o h an ， 2008[4]） 、 刺激 消 費 和 投 資 （ Lo ve， 2003[5]； B ane r j ee 等 ， 2013[6]） 、 提 升 健 康 水 平 和 婦 女 權 利 （ Si m an o w it z 等 ，2002[7]； M ay o u x 等 ， 2009[8]） 等 增 加 個 體 和 群 體 福利方面存在正向影響。國內學者亦認為金融包容對微觀個體及中觀區域的經濟福利均能產生顯著的 正 貢 獻 （田霖， 2011[9]； 王修華等， 2013[10]）， 且在農村金融包容水平相對低的地區，該效應較為顯 著 （王修華等 ， 2014[11]）。

提高金融服務和金融產品覆蓋面，完善金融體系，推動金融包容性發展的最終目的是為了優化金融資源的配置，實現福利最大化。因此，本文將以經濟福利為切入點，通過構建金融包容綜合評價指標體系，對我國金融包容性發展水平進行一個全面客觀的測度，了解其發展程度和區域差異，實證檢驗包容性金融體系能否真正發揮效用。

二、我國金融包容性發展的水平測度

（一） 金融包容評價指標體系的構建

由于目前國內外對于金融包容的定義和衡量指 標 沒 有 一 個 明 確 的 標 準[12]， 本 文 基 于 金 融 包 容的內涵，在遵循指標設計客觀性、數據來源可得性和計算方法科學性等原則的前提下，從滲透性、使用效用性、可負擔性3個基本維度選取 8個指標，運用變異系數賦權法和歐氏距離法來構建金融包容評價指標體系，計算得出一個綜合的金融包容指數 （FII） 來分析我國金融包容性 發 展 狀況 。 N at h an 等 （2008）[13]認 為 ， 這 種 基 于 距 離 的指數測算模型具備標準性、單調性、同質性、凹性等優良的數理性質，因而本文的指標設計富有規范性。

維度 1： 滲透性 （A ccess）， 指的是一個地區提供的金融服務在其使用者中的滲透程度，即使用者是否有接觸或獲得金融服務的渠道，它是金融包容的基礎層。金融機構服務網點的有效設立和服務人員的充足配備，是實現包容性金融體系的重要前提。從人口和地理2個角度出發，本文該維度設置了以下4個指標：每萬人擁有金融機構網點數、每萬人擁有金融服務人員數量、每平方公里金融機構網點數和每平方公里金融服務人員數量，均是金融包容的正向指標。

維度 2： 使用效用性 （U sa g e）， 指的是一個地區提供的金融服務被使用者使用的程度，例如多少人獲得或使用金融服務，使用的效果如何，它是金融包容的核心層。金融包容性發展并不意味著要廣設立金融機構服務網點，因為即使在金融“荒漠”地區設立了金融機構服務網點后， 金融服務需求者也不一定就能獲得和使用金融服務。在包容性金融體系下，金融服務需求者是能夠獲取并能夠有效使用金融服務的。本文從存款和貸款2個方面設置了如下3個指標：人均存款水平、人均貸款水平和存貸款占當地 G DP 比重。 這些指標既能夠反映以存、貸款為主體的金融服務的使用情況，又能體現金融對于經濟的支持情況，是金融包容的正向指標。

表1 金融包容評價指標體系

維度 3： 可負擔性 （Co st）， 指的是一個地區提供的金融服務被使用者獲得和使用的成本，主要用于測度用戶獲取金融服務的價格是否在其可承受范圍之內，它是金融包容的關鍵層。金融包容的內涵包括讓金融服務的需求者在可負擔的成本下獲得和使用金融服務，即成本必須是在金融服務使用者的可承受范圍之內。存款和信貸在金融服務中占據主體地位，但由于存款屬于金融機構的負債業務，為金融機構的流動性需求提供了資金來源，金融機構為了完成存款指標占用資金，并不會向用戶收取費用，即使有也只是金額很小的部分；而貸款則是用戶向金融機構借用資金，具有一定的門檻，為此用戶需要付出一定的成本。所以本文選取上浮利率貸款占比作為該維度的評價指標，它是金融包容的逆向指標。

由于各指標存在量綱的差異，首先應對數據進行量綱歸一化處理：

其中， i表示第 i個維度， j表示第 j個指標， Xij表示處理后的指標值， xij表示實際的指標值， m inij表示該指標的最小值， m a xij表示該指標的最大值。 經過處理后可以保證指標值 Xij在 0 到 1 之間。

然后應確定每一個指標的權重，進而確定每一維度 的權重， 最終測算出 金融包容指數 （FII）。在比較了各種主客觀賦權法后，本文將選用變異系數賦權法來確定各指標在維度中、各維度在指數中的權重。

首先計算第i維度下各個指標的變異系數：

其中， σij表示處理 后 的 第 i個 維 度 下 第 j個指 標 的 標 準 差 ， Xˉij表 示 處 理 后 的 第 i 個 維 度 下 第 j個指標的平均值。

則第 i維度下第 j個指標的權重為：

第 i維度的金融包容指數 FIIi可以表示為點（Xi1，Xi2，…，Xin）與 最 優值 （1，1，… ，1） 之 間 的 歐氏 距離：

其中， wij表示第 i維度下第 j個 指標的權重。在此基礎上再計算各個維度的變異系數：

其中， σi表示第 i個維度金融包容指數的變異系 數 ，表 示 第 i 個維 度 金 融 包 容 指數 的 平 均 值 。

各個維度權重的計算公式為：

合成各維度的金融包容指數，可以得到復合維度的金融包容指數為：

其中， 表示第 i 維 度的權 重 ， M a x （FIIi） 表 示第 i維度金融包容指數的最優值， i=1,2,3。

（二） 測度結果分析

將 31 個省 2005～2014 年的數據代入金融包容評價指標體系中，可以得到各維度各指標的權重如表2所示，利用權重可計算得出各省各年的金融包容指數。

對金融包容指數進行描述性統計 （表3）， 可知隨著經濟的發展，我國的金融包容程度在逐年緩慢提升， 從 2005～2014 年， 幾乎每年金融包容指數的最小值、最大值和均值同比都有所增加。上海市和北京市的金融包容發展水平位居全國先列，遠超其他省份，但二者之間還是存在一定差距，2005～2014 年共 10 年金融包容平均指數相差近0.15； 天津市和浙江省的金融包容發展水平位列第二梯隊，只有該4個省份的金融包容平均水平在0.20 以上， 大多數省份的金融包容平均水平集中在 0.10～0.20。

表2 金融包容評價指標權重

表3 金融包容指數描述性統計

圖1 2005～2014 年各省金融包容平均水平

本文將我國金融包容性發展水平分成了四個檔 次 ： ①金 融 包 容 指 數 在 0.00～0.15 為 低 度 包 容 ；②金 融包 容 指數 在 0.15～0.30 為中 低 度 包容 ； ③ 金融包容指數在 0.30～0.50 為中度包容； ④金融包容指數在 0.50～1.00 為高度包容 。

根據圖1可知，當前我國金融包容性發展整體水平較低，且具有明顯的區域差異，與經濟發展水平分布具有良好的契合性。上海、北京、天津3個直轄市的金融資源豐富，金融包容水平遙遙領先， 2005～2014 年的金融包容指數均在 0.25 以 上。 地 處長江 上 游的重慶市的金 融包容性發展也比較突出，在省份排名中占據前端位置，一方面是因為它作為西部唯一的直轄市，憑借強大的政策及區位優勢，成為西部金融機構集聚高地；另一方面，作為唯一省級的國家統籌城鄉綜合配套改革試驗區，重慶獲得了在西部推進金融改革的優先試行權，金融業得到迅速發展，城鄉金融服務得到明顯改善。東部沿海省份的金融包容性發展明顯優于中部和西部地區，長三角地區和環渤海三角地區在直轄市的輻射下、珠三角地區受港澳國際金融中心的影響，金融服務水平均得到迅速提高。中部地區的金融包容程度整體要強于西部地區，地理位置偏僻、交通不便的西部省份如云南、貴州、甘肅等省份因金融服務滲透性不佳導致金融包容水平較低，廣西、黑龍江等省份因金融服務使用效用性不強導致金融包容性發展落后，將是國家推動普惠金融關注的重點。近兩年來西藏自治區的金融包容指數得到了較大的提高，從低度包容提升至中低度包容，一方面緣于國家賦予西藏的優惠貸款利率和利差補貼、扶貧貼息貸款、再貸款等特殊的金融優惠政策，另一方面則歸因于金融產業發展迅速，金融服務使用效用性獲得有效提升。

三、我國居民經濟福利水平的實際測度

（一） 經濟福利指數的構建

根據全面性、可比性、可操作性、適當性、科學性原則及數據的可得性，本文從收入水平、消費水平、 生活質量水平三方面選取了 13個指標來衡量居民經濟福利，具體指標如表4所示。

1.收入水平

收入水平是一個很重要的指標，在過去很長一段時間里有許多學者將其作為衡量居民福利水平的單一指標，在很大程度上決定了居民經濟福利水平的高低。收入水平包含城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均純收入、人均財政收入占人均 G DP 比重 3個指標。 城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入，反映的是居民可以用來自由支配的那部分收入，即從各渠道獲得的總收入扣除交納的所得稅、社會保障費等各項費用支出后，用于最終消費支出和其它非義務性支出的收入， 本文在運用時剔除了 C P I的影響。 人均收入越高，居民經濟福利水平越高。人均財政收入占人均 G DP 比重 = 人均財政收入 /人均地區生產總值，反映了人均財政收入狀況，是經濟福利的正向指標。

2.消費水平

消費水平亦是衡量居民福利的重要指標，消費結構是否合理，較低層次與較高層次消費的比重大小，在一定程度上能夠反映居民福利水平的高低。居民的消費同居民生活密切相關，體現在居民的衣食住行各方面的消費上。消費結構與收入水平有很大關系，收入水平低的家庭往往在基本的生活需求上支出較大。恩格爾系數是根據德國統計學家恩格爾提出的恩格爾定律得出的比例系數，反映了居民的消費結構，其公式為恩格爾系數 =食品消費支出 /總消費支出。 一個家庭或個人收入越少，用于購買生存性的食物的支出在家庭或個人收入中所占的比重就越大。對一個國家而言，一個國家越窮，每個國民的平均支出中用來購買食物的費用所占比例就越大。因此恩格爾系數越高，生活水平就越低，則居民的經濟福利就會越差。本文采用了城鎮居民恩格爾系數和農村居民恩格爾系數，均為經濟福利的逆向指標。此外，本文還選用了城鎮居民人均消費支出和農村居民人均消費支出2個指標直接反映居民的消費水平。

3.生活質量水平

生活質量水平是指一個國家或地區在一定的歷史發展階段和一定的社會環境下，人們的物質生活和精神生活各方面所能享受到的平均程度，包含了文化教育、醫療衛生、社會保障、環境保護、交通通訊等方面，能夠反映居民經濟福利水平。

文化教育是提高人民生活質量的重要手段，是個體獲取社會資源和改善生活福利的有效途徑，本文采用財政性教育經費占 G DP 比重指標來反映社會在教育方面的投入狀況。

健康是人民生活質量的集中體現，以人為本，對生命的關愛是人民生活水平提高的重要體現。本文采用每十萬人擁有醫療衛生機構數作為反映社會提供的醫療資源的指標，反映了醫療衛生水平，而醫療衛生水平在一定程度上決定了居民的身心健康，同時也反映了人們生活的改善情況。

社會保障是生活質量穩定提高的重要保證，健全完善的社會保障制度是社會所有成員生活水平提高的保證。本文選取了城鎮職工基本養老保險參保人數占比作為反映社會保障覆蓋率的指標，該比率越高說明社會保障越好，居民的生活質量也越好。

表4 經濟福利評價指標體系

伴隨著經濟增長，資源的過度開發和環境的肆意破壞已經成為影響可持續發展的重要因素，因而越來越多的學者將環境保護也作為生活質量的重要衡量指標。基于數據的可獲得性，本文用環境污染治理投資占 G DP比重指標來體現社會對于環境保護的重視，該指標值越高，說明社會對于環境保護的重視程度越高，居民的福利水平越好。

交通通信作為基礎設施建設的代表，是經濟福利水平的重要體現。在信息資源爆炸的現代社會，通信基礎作為居民生存與發展不可缺少的因素，電話、郵政和互聯網等通訊工具成為居民生活的重要方面，但考慮到農村地區互聯網絡覆蓋的不全面性，本文采用移動電話覆蓋率，即每萬人擁有移動電話用戶數這一指標來衡量一個地區的郵電通訊水平，反映一個地區的信息化程度高低。而公路里程則能夠反映地區交通運輸發展狀況，交通越發達，信息傳遞越快，居民的生活質量也會越好。

同樣采用極值化方法對各指標進行無量綱化處理， 保證各指標值在 0～1 之間。 由于多變量之間可能互相影響，對最終的經濟福利指數存在干擾，本文將利用基于主成分分析的因子分析方法對居民經濟福利水平進行綜合評價。

（二） 我國居民經濟福利水平

經濟福利各指標的數據來源于中國經濟與社會發展統計數據庫、 《中國統計年鑒》、 《中國環境統計年鑒》、 各省統計年鑒和各省 《國民經濟和社會發展統計公報》 等。 運用 S P SS20.0 軟件對數據進行處理，首先由相關系數矩陣可知，大多數指標的相關系數大于 0.3， 具有較強的線性關系，說明能夠從中提取公因子，適合進行因子分析。同時對各變量進行 K M O&B a r tlett球型度檢驗， 結果 顯 示 ， B a r tlett 球 度 檢 驗 統 計 量 觀 測 值 為4950.22， P 值接近于 0， 可以認為相關系數矩陣與單 位 陣 有 顯 著 差 異 ， K M O 值 為 0.8166， 根 據K aise r給出的 K M O 度量標 準可知各指標變量適合進行因子分析②。

然后對所選取的樣本進行因子分析，可以求得因子的特征值和貢獻率， 以及累計貢獻率 （表 6）。本文 13個指標變量提取了 4個特征根大于 1的因子， 第一個因子的特征值最大為 6.46， 能夠解釋原 有 變 量 49.72% ， 第 二 個 因 子 能 夠 解 釋 15.95% ，第三個因子能夠解釋 11.95%， 第四個因子能夠解釋 8.35%， 4 個因子累計貢獻率為 85.97%， 較好地滿足了因子分析用變量子集來解釋整個變量的要求，即提取4個因子是合適的。

表 5 KMO&Ba rtlett檢 驗結果

對上述4因子進行最大方差旋轉，經旋轉后得到該 4 個因子旋轉后的載荷矩陣 （表 7）， 分析后可知在公共因子 Fact or1 上高載荷 的指標有城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均純收入、人均財政收入占人均 G DP 比重、 城鎮居民人均消費支出、農村居民人均消費支出、基本養老保險參保人數占比、移動電話覆蓋率等，主要反映了居民的收入、消費、社會保障和信息通訊福利。公共因子 Fact or2 上高載荷的指標有城 鎮居民恩格爾系數、農村居民恩格爾系數和環境污染治理投資占 G DP 比重， 主要反映了居民的消費結構和環保福利。 公共因子 Fact or3 上高載荷的指標有財政性教育經費占 G DP 比重和每 10 萬人擁有醫療衛生機構數，反映的是居民的教育衛生福利。公共因子Fact or4 上高載荷的指標為公路 里程， 反映的是 居民的交通福利。這4個公共因子能夠解釋原指標的85.97%， 即只損失了 14.03%的信息， 已經能夠由因子得分矩陣 （表 8） 可以計算得到 4 個公共因子的得分函數：充分解釋原始數據所表達的信息。

表6總方差解釋表

表7 旋轉后的因子載荷矩陣

將 2005～2014 年 31 個省標準化后的數據代入，可計算得到各省的公共因子得分，以方差貢獻率為權重對各公共因子賦權，可計算出綜合得分來衡量居民的經濟福利水平，將該綜合得分命名為經濟福利指數 （E c o n om ical W el f a r e In d e x， E W I）。

其中， λ1、 λ2、 λ3、 λ4分別為 4 個公共因子的方差貢獻率。

表8 因子得分矩陣

觀察 2005～2014 年我國各省經濟福利指數排序結果 （圖2）， 可知北京、 上海、 浙江、 廣東的經濟福利水平在全國遙遙領先， 且在 10年間的排名均沒有發生變化，但從經濟福利指數絕對值來看，北京與上海遠大于浙江和廣東；天津、江蘇、遼寧、 內蒙等省份的經濟福利指數排名在這 10年間均在前 5～10 名內波動； 包括四川在內的第 10名以外的其他省份相對而言在這 10年間排名大幅調整，其中四川和西藏屬于排名上升波動較大的省份，山西和安徽屬于排名下降波動較大的省份，反映居民教育衛生福利的公共因子 Fact or3 及反映居民交通福利的公共因子 Fact or4 的得分是影響該4個省份名次變動的主要原因。

四、我國金融包容性發展影響經濟福利的實證檢驗

（一） 模型設定

1938 年 由 B e r g s o n 和 Sa m uels o n 提 出 的B e r g s o n-Sa m uels o n 社 會福利 函數， 在 福利 經 濟 學中是具有轉折意義且被廣泛運用的一個社會福利函數， 其函數基本形式為。 其中， Z i （i=1,2,…， n）表示影響福利的全部實值變量。 B e r g s o n-Sa m uels o n社會福利函數認為，這些實值變量可以體現在經濟、社會等各個方面，并最終都將決定福利水平W。 姚明霞 （2000） 指出該函數的優點在于其對函數形式沒有特定的要求，因此，基于這個一般化的社會福利函數，本文將金融包容性發展水平及其他影響居民經濟福利的因素作為自變量，將居民經濟福利水平作為因變量，建立回歸模型：

其 中 ， E W I代 表 居 民 經 濟 福 利 水 平 ， FII代 表金融包容性發展水平，Z代表影響居民經濟福利的其他因素。

對上式求微分得：

記為，表示金融包容性發展水平的邊際效應；記為，表示影響居民經濟福利的其他因素的邊際效應，則上式記為：

影響居民經濟福利的因素有很多，考慮數據可得性， 本文主要選取了經濟發展水平 （G DP）、 城鎮化水平 （U P）、 產業結構 （IS）、 財政支出占比G DP （E XP）、 固定資產投資占比 G DP （F A I） 等因素來構建模型， 數據主要來源于 2005～2014 年各省統計年鑒， 具體定義如表9。

表9 變量定義

據此建立面板模型如下：

模型1：

將金融包容指數的 3 個維度滲透性 （A ccess）、使 用 效 用 性 （U sa g e） 、 可 負 擔 性 （ Co st） 代 入 模型，得：

模型2：

圖2 2005～2014 年我國各省經濟福利水平排名變化

由于慣性作用，經濟福利的變動可能會受到前期福利狀況的影響，因此本文引入經濟福利指數的滯后一期作為解釋變量，建立動態面板數據模型如下：

模型3：

模型4：

上述各模型中，i表示不同省、 自治區、直轄市；表示樣本年度，為模型截距項，為系數，為各地區的個體差異，為各截面的時間差異，為隨機擾動項，表示滯后一期的經濟福利指數。

對各變量進行描述性統計， 見表10：

表10 變量的描述性統計

（二） 實證結果分析

針對模型 1 和模型 2， 本文依據 H aus m an 檢驗采用固定效應方法進行靜態面板回歸，結果如表11所示。

2個模型均在 1%的顯著性水平下通過了 F 檢驗，驗證了采用固定效應模型回歸的合理性。在模型1中，金融包容指數對經濟福利指數具有顯著的正向促進作用，具體而言，金融包容指數每提高 1%， 居民經濟福利將提升 1.92%。 除固定資產投資外，各控制變量對經濟福利指數的積極影響也在 1%的顯著性水平下通過了檢驗。 G DP 對經濟福利的正向系數為 0.7517， 證明經濟增長是可以改善經濟福利的， 這與事實相符； U P對經濟福利的正向系數為 1.8514， 說明實現城鎮化有助于居民經濟福利水平的提高； IS 對經濟福利的正向系數為 2.4056， 表明在后工業時代， 大力發展以金融行業為代表的第三產業能夠有效提升我國居民的經濟福利； E XP 對經濟福利的系數顯著為正，即提高財政支出可以增加居民經濟福利。

表11 靜態模型回歸結果

在模型2中，金融包容指數的3個維度對于經濟福利指數都具有正向影響，即各維度的金融包容水平提升將改善居民經濟福利；其中第二維度使用效用性對對經濟福利的影響系數最大，為1.7791， 即使用效用性每提高 1%， 居民經濟福利將提升 1.78%， 說明就當前而言， 我國金融服務的使用效用性不佳，提高存貸款服務的質量和水平，將顯著提高居民經濟福利水平；第三維度可負擔性的影響系數為 0.1671， 即可負擔性每提高 1%，居民經濟福利將提升 0.16%， 說明降低融資成本提升金融可負擔性，有利于居民更好地運用金融業務和產品來生產和消費，進而提升其經濟福利水平。 經濟發展水平 G DP、 城鎮化水平 U P、 第三產業產值占比 IS、 財政支出占比 E XP 等控制變量的系數方向及顯著性與模型1均保持一致。

表12 動態模型回歸結果

表13 分地區樣本回歸結果

針對動態面板模型 3和 4， 由于將滯后一期的因變量引入作為自變量，使得自變量與隨機擾動項相關，且并不是所有的自變量都是嚴格外生的，即模型存在內生性問題，運用固定效應模型與隨機效應模型回歸會使參數為有偏估計，因此需要尋找合適的工具變量來達到一致性，因此本文擬采用兩階段系統廣義矩方法進行面板回歸，結果如表12所示。

上述 2個模型均在 1%的顯著性水平下通過了W al d 檢驗， 說明這些模型對各變量系數估計置信度達到 99%， 整體變量估計顯著。 AR(1)的 p 值小于 0.1， 即拒絕 “殘差項不存在一階自相關” 的原假設， AR(2)的 p 值大于 0.1， 不能拒絕 “差分后的殘差項存在二階自相關”的原假設，說明模型設定合理。 Sa r g an 的 p 值大于 0.1， 不能拒絕 “工具變量不存在過度識別”的原假設，即工具變量是有效的。

在模型3中，滯后一階的經濟福利指數系數為 0.5773， 在 1%的顯著性水平下對當期經濟福利產生正向影響，說明前期經濟福利的提升會推進當期經濟福利的提升。金融包容指數對經濟福利指數的正向系數為 1.3811， 即金融包容指數每增加 1%， 居民經濟福利將提升 1.38%。 在模型 4 中，滯后一階的經濟福利指數系數為 0.3867， 顯著性水平與模型 3一致，同樣說明經濟福利具有慣性作用。分維度來看，金融包容的使用效用性和可負擔性對居民經濟福利具有顯著正向影響。

由于我國存在明顯的區域經濟發展不均衡性，因此將樣本劃分為東、中、西三類以識別不同區域內金融包容性發展的福利效應，同樣根據H aus m an 檢驗結果建立固定效應模型來進行回歸，結果如表13所示。

在三個樣本中，僅東部地區的金融包容指數對經濟福利指數具有顯著的正向影響，且主要表現為使用效用性和可負擔性的正向促進作用，這表明推動東部地區金融包容性發展的有效途徑為降低金融服務成本與提高金融使用度。西部地區滲透性和使用效應性的提高會改善居民經濟福利，尤其是滲透性對經濟福利指數的影響系數達到9.3640， 說明對西部地區而言， 增加金融機構網點配置和服務人員，擴大金融服務的覆蓋面是首要任務。中部地區的滲透性和可負擔性提高，亦會顯著提高居民經濟福利水平。

五、結論與政策建議

通過水平測度與實證檢驗，本文主要結論如下：

（1） 我國金融包容性發展水平整體偏低且存在明顯的區域差異性，我國居民經濟福利水平也存在明顯的區域差異：東部省份的經濟福利水平普遍高于中部和西部省份。

（2） 金融包容指數對于經濟福利指數具有顯著的正向影響，即金融包容性發展水平的提高能夠改善居民經濟福利。金融包容指數的各維度對于經濟福利具有不同的影響，且在不同的地區，該影響也是不同的。

當前我國金融包容性發展仍面臨諸多問題和挑戰，為提高金融包容水平，改善居民福利，使廣大人民群眾公平分享金融改革發展的成果，本文提出如下政策建議：

（1） 目前我國尚有一部分金融空白地區沒有被納入到金融服務范圍內，這在一定程度上阻礙了包容性金融體系發揮其對居民經濟福利的積極效應。因此應充分發揮傳統金融機構的作用、推動新型金融機構的發展，使各類機構結合自身的特點，找準市場定位，依托不同的平臺，發揮各自的優勢，滿足不同層次的金融需求，提高金融的滲透性。

（2） 金融知識教育與征信知識教育的普及程度，反映著一個國家或地區的金融發達程度和市場化水平，亦是影響包容性金融體系發展的關鍵因素。加強金融知識普及教育、培育公眾金融風險意識，提高金融消費者維權意識和能力，能有效提升金融服務需求者在金融活動中的參與程度，改善金融的使用效用性。

（3） 獲取和使用金融服務需要支付一定的貨幣性成本和非貨幣性成本，成本問題是制約金融包容性發展的主要原因之一。 為金融機構營造公平競爭的環境和秩序，積極鼓勵創新產品和服務方式，引導各類金融服務主體借助互聯網、移動支付等現代信息技術手段，能有效降低金融交易成本，增加金融的可負擔性。

注釋：

① 又被譯為 “普惠金融體系”， 構建普惠金融體系， 實質就是促進金融包容水平的提升，考慮本文重點分析金融包容水平對居民經濟福利的影響程度，因此文章在多數情況下使用 “金融包容” 的翻譯方法。

② Kaiser 給 出 的 常 用 的 KMO 度 量 標 準 ： 0.9 以 上 表 示 非 常適 合進 行因子 分析 ，0.8 表示 適合 ，0.7 表 示 一般， 0.6 表示不太適合，0.5 以下表示極不適合。

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(責任編輯： 楊粵芳)

Econom ic W elfare Effect Study on Inclusive Financial Development in China

WANG Xiu-hua1,FU Xiao-yong2,CHEN Qian-qian1
(1.School of Finance and Statistics,Hunan University,Changsha,Hunan 410079; 2.Guanghua School of Management,Peking University,Beijing 100871)

Starting from the 3 dimensions of permeability,utility effect and affordability,the paper constructs an inclusive financial index system,calculates the inclusive indexes,and evaluates the inclusive development of finance from 2005 to 2014,with the conclusion that the overall inclusive financial development level is low,and takes on distinct regional differences.Using factor analysis,we incorporate 13 indexes in incomes,consumption and life quality into one comprehensive economic welfare index.Through provincial panel data,the paper adopts fixed effectmethod and two-stage system GMM method to test the influence of financial inclusiveness on economic welfare.The results show that inclusive financial development has positive effect on residents’ econom ic welfares.Therefore,by boosting the permeability,improving utility effect and increasing financial affordability,we can promote the financial inclusive developmentand improve residents’ economic welfare.

financial inclusive development;economic welfare;provincial panel data

F832；F061.4

A

1008-2107(2017)02-0005-12

2017-02-26

國家自然科學基金青年項目（項目編號：71303077）。

王修華（1978—），男，安徽阜陽人，湖南大學金融與統計學院教授、博士生導師，農村金融研究所所長，美國哥倫比亞大學訪問學者；傅小勇（1995—），男，北京人，北京大學光華管理學院；陳茜茜（1990—），女，江蘇人，湖南大學金融與統計學院碩士生。