西部欠發達地區農村普惠金融發展對農民增收的影響

劉小晴 楊林娟

中圖分類號 ：F32;F83? ?文獻標識碼 ：A? ??DOI ：10.3969/j.issn.1009-3729.2018.05.014

文章編號 ：1009-3729（2018）05-0096-07

關鍵詞：甘肅省;農村普惠金融;農民增收;面板數據模型

摘要： 通過直接和間接作用，普惠金融可增加農戶對金融服務的接觸面，推動農民增產增收?；诟拭C省2005—2016年14個市（州）的面板數據，運用固定效應變系數模型，就甘肅省農村普惠金融發展對農民增收的影響效應進行實證分析，結果表明：甘肅省農民的收入隨著時間的推移表現為顯著的增長趨勢，農村普惠金融的發展已成為農民收入新的增長點。甘肅省農村普惠金融的發展雖具有增收效應，但對不同地區農民的增收影響區別較大，農村普惠金融發展對農民收入具有顯著促進作用多集中在金融資源豐富、經濟水平較高地區。建議完善農村普惠金融體系，區域間實行差異化政策措施，實現農村普惠金融發展與農民增收之間的良性互動。

普惠金融是2005年聯合國在國際小額信貸年會上提出的概念，即全面、有效地為農民、低收入群體等社會階層和群體提供服務的一種新興金融體系。中共十八屆三中全會提出發展普惠金融、重視農村地區的經濟發展，使金融機構的存款流向“三農”以促進農民增收?；谀壳拔覈r民人均收入遠低于城鎮居民人均收入、2020年全面建成小康社會的現實背景，2018年中央一號文件強調普惠金融的重點要放在鄉村，加快金融資源流向鄉村與貧困地區，從而實現減貧和農民增收。我國脫貧攻堅、全面建成小康社會的重點難點主要集中在西部欠發達地區，甘肅省作為西部欠發達省份之一，貧困程度深，農村地區存在嚴重的金融排斥問題，所以進行農村金融改革，發展普惠金融，對甘肅省實現農民增收、促進農村經濟發展具有重要意義。近幾年，甘肅省大力發展普惠金融，并于2014年10月印發了《甘肅省普惠金融發展規劃（2014—2018）》，為實現甘肅省農民增收提供了可能。鑒于此，本文擬通過構建面板數據模型，研究甘肅省農村普惠金融發展對農民增收的影響，以期為推動甘肅省農村經濟全面發展提供決策參考。

一、研究綜述

早在1970年代初期，基于發展中國家的金融發展情況，美國經濟學家R.I.麥金農和愛德華·肖就提出了金融抑制論和金融深化論[1-2]， 為普惠金融的發展奠定了理論基礎。普惠金融的發展經歷了小額信貸階段、微型金融階段和普惠金融階段，受益群眾涉及廣大弱勢群體，尤其是農民這一群體。關于農村普惠金融發展對農民增收的影響，國外學者研究較少，主要研究的是金融發展與經濟發展之間的關系，J.A.Schumpeter分別從微觀和宏觀兩個層面進行了研究，發現金融發展與經濟增長之間存在正向關系，并認為經濟增長主要依靠金融發展[3]。國內學者對農村金融與農民收入之間的關系雖做了大量的實證研究，但對農村普惠金融與農民增收之間的關系的研究較少，且大多采用定量方法分析兩者之間的關系。馬九杰[4]認為推動普惠金融發展，可以在緩解金融排斥的同時增加農民收入，進而推動我國農村金融制度改革的穩步推進，田杰等[5]使用我國1867個市縣的面版數據，通過對其進行多元回歸分析，得出我國農村普惠金融發展對農民收入具有正向影響效應的結論;徐敏等[6]運用固定影響變異系數模型，研究新疆82個縣市的農村普惠金融對農戶收入的增長效應，結果表明南疆地區比北疆地區的增收效應顯著，部分經濟水平較高地區出現負效應;杜強等[7]使用我國31個省市的面板數據，研究得出普惠金融與區域經濟發展之間存在先促進后抑制的倒U型關系：從區域分布來看，東部發達地區出現抑制效應，而對中西部地區促進作用較為明顯。范香梅等[8]、呂勇斌等[9]、溫濤等[10]分別運用VAR模型、空間計量模型分析了普惠金融對地區和居民收入的影響，指出通過改善普惠金融水平，可有效緩解收入差距。

綜上所述，國內對于普惠金融與農民收入之間關系的研究居多，但大多學者是基于宏觀視角，對我國東中西部地區的差異進行分析，較少有學者分析西部欠發達地區農村普惠金融的增收效應，對具體省份普惠金融發展有針對性的啟示性建議也較少。鑒于此，本文擬使用2005—2016年甘肅省14個市（州）的面板數據，運用面板數據模型，分析甘肅省農村普惠金融發展對農民增收的影響效應。

二、研究方法

1.面板數據模型

由于本文研究的是2005—2016年甘肅省普惠金融發展水平對農民增收的影響，相關數據涉及截面數據和時間序列數據，所以本文選取面板數據模型。面板數據模型包含時間、截面、變量三個維度的信息，模型設定的一般方程為：

Y it=α it+β itX it+μ it

i=1，2，…，N? t=1，2，…，T ①

其中， Y it是被解釋變量，X it是解釋變量，μ it是隨機誤差項;α it、β it 均是待估計參數，用來測度個體和時間之間的不同影響效應，分為個體效應和時間效應。

面板數據模型主要有混合模型、變截距模型、變系數模型三種，具體表示為：

（1）混合模型：方程中截距項和斜率項都是相同的，則

Y it=α+βX it+μ it

i=1，2，…，N? t=1，2，…，T ②

（2）變截距模型：方程中斜率項相同而截距項不同，則

Y it=α it+βX it+μ it

i=1，2，…，N? t=1，2，…，T ③

（3）變系數模型：方程中截距項和斜率項都不相同，則

Y it=α it+β itX it+μ it

i=1，2，…，N? t=1，2，…，T ④

2.模型構建

本文綜合相關研究成果[11-12]，將農民收入水平作為被解釋變量，農村普惠金融發展水平和其他影響農民收入的因素作為被解釋變量引入總生產函數，建立回歸模型如下：

Y it=α it+β itIFI it+β itIS it+β itGAS is+β itEMP it+μ it

i=1，2，…，14? t=1，2，…，11 ⑤

其中， Y 表示農民收入水平， i 代表市（州）， t 代表年份， IFI 表示農村普惠金融發展水平， IS 代表產業結構， GAS 代表政府財政支出， EMP 代表就業水平， α i 表示截距， β i 表示斜率。

三、變量選取和數據來源

1.變量選取

（1）普惠金融指數（ IFI ）

本文使用普惠金融指數評價甘肅省普惠金融發展水平，借鑒GPFI的構建思路，從金融服務可得性、金融服務使用情況、互聯網金融情況三個維度選取9個指標（見表1），對甘肅省農村普惠金融發展水平進行測度。

本文借鑒前人研究經驗，選取如表1所示9個指標測度甘肅省14個市（州）的農村普惠金融發展水平，公式如下：

IFI=1-? （W 1-D 1） 2+（W 2-D 2） 2+…+（W i-D i） 2?? W 2 1+W 2 2+…+W 2 i? ??⑥

其中， W i表示各項指標權重，D i 表示第 i 個指標無量綱化后的值。

由⑥式可知， IFI 的值為0～1，且一個地區的 IFI 值越高，該地區的普惠金融發展水平越高，兩者呈正相關。

（2）農民收入水平（ Y ）

本文用各市（州）的農民人均純收入表示農民收入水平。

（3）其他控制變量

本文除使用農村普惠金融發展水平（ IFI ）作為解釋變量外，還將產業結構（ IS ）、財政支農支出（ GSA ）、就業水平（ EMP ）三種因素考慮到其中。其中，產業結構用各市（州）第二、三產業增加值占GDP的比重表示，該比值越大，說明產業結構升級越快，閑置的農村勞動力資源可以流向第二、三產業中，從而增加農民收入;政府支農支出用地方財政支農支出占財政支出的比重來表示，反映地方政府對當地農村地區的資金支持力度，主要是為了發展當地經濟，促進農民收入增長;就業水平采用各市（州）農村就業人數與農村總人口的比例來表示。

2.數據來源

本文所使用的面板數據為年鑒數據，其中測算農村普惠金融指數的農村金融機構數、農村機構從業人員數、ATM和POS機數、涉農貸款等原始數據均來自于2006—2017年《甘肅省金融年鑒》和甘肅省金融運行報告，農民人均純收入、農村就業人數等其他控制變量的原始數據來自于2006—2017年《甘肅省發展年鑒》和甘肅省統計局官網。各變量數據的描述性統計見表2。

四、實證分析

1.單位根檢驗與協整檢驗

進行回歸的面板數據涉及時間序列數據，可能出現數據的不平穩，導致出現虛假回歸的現象，為保證回歸的真實性，需對數據進行單位根檢驗。本文采用LLC、IPS、ADF-Fisher與PP-Fisher四種單位根檢驗方法，分別對五個變量進行平穩性檢驗，檢驗結果見表3。

由表3可知，原值檢驗情況下，普惠金融指數、產業結構、財政支農支出三個解釋變量四種檢驗均通 過1%顯著性檢驗水平，農民人均純收入和農村就業水平未通過檢驗，即存在單位根。對各變量進行一階差分后，結果顯示各變量在1%的顯著水平上通過檢驗，說明農民人均收入、普惠金融指數、教育發展水平、政府財政支出、就業水平均為一階單整?；趩挝桓鶛z驗結果，繼續進行Kao協整檢驗，其結果為 t =-4.871 975， p =0.000 0。 p <1%，說明Kao檢驗拒絕原假設，各變量間存在長期均衡關系，所以本文可以使用面板數據模型進行。

2.模型設定檢驗

選擇正確的面板數據模型，可以盡量減少模型回歸結果與現實情況的偏差，使回歸結果更具有真實性。本文選用Hausman檢驗和協方差檢驗確定合適的面板數據模型。

（1）Hausman檢驗

針對數據進行Hausman檢驗，Hausman兩個假設如下：

H 0? ：模型為隨機效應變系數模型。

H 1? ：模型為固定效應變系數模型。

根據回歸結果得到Hausman的 t 統計量為99.430 917，對應的 p 值為0.000 0<0.05，因此，拒絕原假設，選擇固定效應變系數模型。

（2）協方差檢驗

分別對變系數和不變系數面板數據模型進行回歸，根據結果得到 RSSE 為15.376 30， USSE 為10.323 62，根據以下公式計算 F 統計量：

F= （RSSE-USSE）/[（N-1）k] USSE/[N（T-K-1）] ～F （N-1）K，N（T-K-1）? ⑦

其中， N 表示截面個數， T 表示觀測年數綜述， K 表示解釋變量個數。根據公式計算得到 F =0.922 1。在給定5%的顯著性水平下，利用excel函數 finv （ p ， d ?1， d ?2）計算 F 的分布的臨界值，相應的臨界值為： F ?0.05（52，98）=0.659 386<0.922 1。因此，拒絕原假設，本文面板數據模型選取固定效應變系數模型。

3.面板數據模型估計

固定效應變系數面板數據模型包括時間固定效應變系數和個體固定效應變系數模型，分別進行回歸，得出農村普惠金融發展對農民增收的時間效應估計和個體效應估計結果，見表4、表5。

由表4可知，2005—2010年，截距項為負值，在一定程度上削弱了各解釋變量對農民收入的正向影響。從2011年開始，截距從負值轉為正值，各市（州）農民收入持續增長，且在2016年增長最快。究其原因，普惠 金融是2005年新興的一種金融服務體系，起初并沒有對農民收入起到顯著的促進作用。我國自2006年引入普惠金融概念以來，國家與政府部門大力宣傳并推行普惠金融的發展，甘肅省響應國家號召，積極

并大力構建普惠金融。幾年間，甘肅省農村金融機構網點已基本在鄉鎮實現全覆蓋，支農惠農資金投入明顯增加，如郵政儲蓄銀行推出的“雙業貸”和“婦小貸”，甘肅銀行推出的“三農貸”和“小微貸”，蘭州銀行推出的“精準扶貧專項貸款”等，受益農戶持續增加，有效緩解了農村地區金融排斥問題。甘肅省不斷推進普惠金融向深度和廣度發展，各項資金流向薄弱環節，滿足農村地區特別是貧困地區的金融需求，將對農民增收的消極影響轉化為積極影響。因此，近幾年的截距項為正值且增加率逐年提高，意味著甘肅省農村普惠金融的發展已成為農民收入新的增長點。

由表5可知，蘭州市的截距項最高，為2.905 787;其次是白銀市和嘉峪關市，分別為2.776 371和1.101 125;截距項最低的是臨夏州，為-1.852 821;其他市（州）的截距項均在1以下，大部分為負值。各市（州）的截距項的差異表示農村普惠金融發展對農民增收的基礎效應不同，其數值的高低會在一定程度上影響普惠金融的增收效應[13]。例如，截距項較低的武威市，其農民人均純收入處于甘肅省各市（州）的中上游，但農村普惠金融發展水平處于中下游，截距為負值會減弱普惠金融的增收效應。

從表5可知，回歸結果均在1%水平上顯著，且14個市（州）的農村普惠金融發展系數均為正數，表明農村普惠金融發展與農民增收呈正相關關系，與實際情況相符。一個地區農村普惠金融發展所帶來的增收效應與該地區的農村普惠金融系數呈正向關系。由表5可知，農村普惠金融系數較高的市（州）多集中在河西地區和隴中地區，蘭州市、嘉峪關市的農村普惠金融發展系數處于甘肅省上游水平，增收效應最顯著，其中蘭州市農村普惠金融發展系數最高為13.971 720，表現為農村普惠金融發展水平每提高1%，農民收入就會增加13.97%，減貧效應明顯。究其原因，以蘭州市為代表的隴中地區，具有明顯的農村金融機構數量優勢，并通過不斷開設小額貸款公司和擔保機構完善農村金融組織體系，各金融機構通過在農村地區布放助農取款服務點、“三農”終端、手機銀行和網銀等普惠金融基礎設施，提高農村金融服務水平，為農民增收提供了金融支持。對于臨夏州、慶陽市等市（州），農村普惠金融發展水平不僅較低，農民收入水平也處于甘肅省下游水平，農村普惠金融系數雖低于甘肅省平均水平，但回歸結果依然具有正向的增收效應，這說明這些市（州）農村普惠金融發展所帶來的增收效應不顯著，仍有上升空間。這些市（州）屬于民族地區和甘肅省內偏遠地區，農村普惠金融水平普遍較低，近幾年隨著普惠金融的不斷推進，這些欠發達市（州）通過“互聯網+”普惠金融的宣傳與推廣，改善了農村地區支付服務環境，各市（州）銀行業金融機構立足各地特色，創新推出“慶果通”“藏家樂”等一系列金融服務產品，并成立了村鎮銀行、小額貸款公司等新型金融機構，這些措施在一定程度上減少了地理排斥、條件排斥和營銷排斥等金融排斥現象，促進了農民增收。

五、結論與建議

結合上述實證分析結果，可得出以下結論。

其一，甘肅省農民收入隨著時間的推移表現為顯著的增長趨勢，農村普惠金融發展已成為農民收入新的增長點。

其二，甘肅省農村普惠金融發展具有增收效應，但對不同地區農民增收的影響區別較大，金融資源豐富、經濟發展水平較高地區的農村普惠金融發展對農民收入的促進作用較為顯著。

根據以上結論，提出以下三點建議。

其一，應完善農村普惠金融體系。農村普惠金融體系建設與當地的經濟發展水平、貧困程度息息相關，各金融機構應根據甘肅省各市（州）的發展現狀，創新推行與其自身發展相符合的普惠金融產品，以幫助改善農民生產生活條件。

其二，區域間應實行差異化政策措施。應根據各市（州）的發展特點，加強地區間的金融政策協作。對于金融資源豐富、經濟發展水平較高的地區，應重視將更多的群體吸納在金融體系內，發展普惠金融深度;對于金融資源匱乏、經濟發展水平較低的地區，應借鑒發達地區相關經驗，通過引入其金融資源、學習其金融政策，拓寬普惠金融在本地區的發展領域。

其三，應實現農村普惠金融發展與農民增收之間的良性互動。政府應加強對農村金融機構的引導，推出相關優惠政策，降低金融服務的門檻，使更多的資金流向農村地區。同時，應對農村金融機構的貸款流向進行嚴格監管，明確資金去向，確保資金真正用于“三農”，提高農民收入水平，最終實現農村普惠金融發展與農民增收之間的良性互動。

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