西部欠發達地區普惠金融發展水平及對農民增收效應研究

廖東聲，沈宇鋒

（廣西民族大學經濟學院，廣西 南寧 530006）

一、引言及文獻綜述

改革開放四十多年以來，中國經濟發展迅速。在新冠肺炎疫情肆虐全球、世界經濟陷入嚴重衰退、外部環境更加復雜嚴峻的情況下，2020年中國全面建成小康社會取得偉大歷史性成就，決戰脫貧攻堅取得決定性勝利，國內生產總值首次突破一百萬億元。但在全國范圍來看，相較于中東部來說，中國西部地區由于自然條件和歷史因素等原因發展相對落后，為此中共中央、國務院下發《關于新時代推進西部大開發形成新格局的指導意見》。而西部農村地區更應是需要發展的重中之重，早在2018 年中共中央、國務院就印發了《鄉村振興戰略規劃（2018—2022年）》，中共中央更是在《十四五規劃建議》中提出“優先發展農業農村，全面推進鄉村振興”，國家鄉村振興局也發表文章《人類減貧史上的偉大奇跡》肯定農村建設的階段性成績，但目前全面推進鄉村振興仍是解決“三農”問題的迫切需要，推進鄉村振興核心任務是增加農村居民收入、縮小城鄉居民收入差距。基于此，研究農村居民收入的影響因素，制定相適應政策與發展規劃，鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉村振興有效銜接，是農村農業發展的當務之急。

近些年來，中國實體經濟得到全面發展，實體經濟是一國立身之本、財富之源，而金融行業則是現代經濟的核心和命脈。傳統的金融業是“富人的游戲”，實體經濟的發展和相關政策的完善必然推動著金融行業的普惠性，逐步實現一種全民參與、全民受惠的金融體系。早在2013 年黨的十八屆三中全會上就提出“普惠金融”的相關概念，在2016 年國務院更是印發《推進普惠金融發展規劃》，正式將“普惠金融”上升為國家戰略。雖然中國經濟發展迅速，城鎮化步伐穩中有進，但發展中出現的城鄉收入差距擴大等問題不可忽視。普惠金融強調的是一種全面、公平的理念，它的運作模式是讓全社會都享受到金融產業帶來的便利和服務，其中農民和小微企業是普惠金融重點服務對象。普惠金融的發展是否能夠解決中國“三農”問題，增加農村居民收入推進鄉村振興，還需要深入研究。

關于普惠金融學者們大都基于經驗進行理論研究：王婧、胡國暉（2013）認為現階段中國普惠金融的發展雖歷經波折但整體狀況良好,但應堅持完善基礎金融設施、發展農業，改善金融、經濟、社會各方面的狀況,協同推進普惠金融的發展[1]。羅斯丹、陳曉、姚悅欣（2016）認為中國普惠金融發展差異化較大，總體來說中部發展較好，西部地區普惠發展存在問題。當局決策者應根據區位特點制定符合當地發展的政策[2]。成艾華、蔣杭(2018)通過傳統、數字金融兩個維度的發展指標采用G1 法和變異系數法進行賦權，得到2015 年湖北省13 個市（州）的普惠金融發展指數，認為各市（州）之間的普惠金融發展差距較大[3]；鄭美華(2019)認為傳統的農村金融機構面臨信息不對稱、交易成本高等困境，而數字普惠金融運用數字科技手段能夠精準定位客戶的潛在需求，量身定制與農業生產和農民生活特點相匹配的金融服務，能夠有效緩解傳統農村金融供給中存在的諸多矛盾，有利于推動農村普惠金融體系的構建[4]；蔡洋萍、汪晨和熊佳琪（2021）以農村數字普惠金融為切入點，通過農村數字普惠金融發展模式和中國農村數字普惠金融發展情況研究，認為普惠金融加大了農村地區基礎金融設施的投放深度但面臨農村居民對普惠金融的“自身排斥”現象；張龍耀、邢朝輝（2021）認為農村數字普惠金融水平絕對差異大幅縮小，但后期存在微弱離散態勢。全國相對差異總體呈下降趨勢，區域內、區域間非均衡現象不同程度地減弱。總之，學者們大都認為普惠金融近年來發展情況良好但不同地區的發展差異化嚴重，普惠金融對農村地區經濟扶持作用明顯。

普惠金融對農村居民收入影響巨大，農村地區長期處于金融市場不發達階段，這為普惠金融的發展提供良好外部條件。馬九杰、沈杰（2010）指出普惠金融理念的提出對于打破傳統金融排斥、推進農村金融制度改革、增加農村居民收入有重要作用；徐敏、張小林（2014）認為普惠制金融發展與中國城鄉居民收入差距之間存在長期的均衡關系,普惠制金融發展水平的提高能縮小城鄉居民收入差距,但作用效果不明顯；前者是后者的格蘭杰原因，普惠制金融發展會影響居民收入差距，而城鄉居民收入差距不會對普惠制金融的發展產生影響[6]。歐陽強（2018）指出解決“三農”問題離不開農村金融的支持，但農村金融的發展規模并不能很好地促進農民收入的提升，反而存在一定的抑制作用。宋寧（2018）指出在現代社會中,金融權利的不平等會直接影響農民的收入，導致農民內部收入差距加大。認為普惠金融發展是減少農村居民內部收入差距的有效措施。陳丹、姚明明（2019）通過實證研究認為隨著經濟的發展和一系列助農政策的提出,中國農村居民收入呈現出了增長的態勢，數字普惠金融對于提升農村居民收入具有顯著效應。構筑數字普惠金融的服務體系,對于增加農民收入、全面實現鄉村振興戰略具有現實意義[7]。杜朝運、范丁水（2021）以四川省數據實證研究跟分析普惠金融對農村居民收入的影響，發現普惠金融的發展有助于增加農民收入,但存在區域差異[8]。陳燁丹、范云芳（2021）研究發現農村普惠金融發展具有減貧效應，可以同時促進農村居民收入和消費水平的提升。

綜上所述，發現學者們關于普惠金融對西部地區農村居民收入的影響研究較少。本文在各學者研究成果的基礎上，選取西部地區2009—2019年的面板數據，采用變異系數法對西部各地區普惠金融發展情況進行量化。并實證研究普惠金融發展的增收效應，嘗試討論普惠金融對縮小城鄉收入差距的作用。

二、普惠金融的作用機制

2005 年聯合國首次提出普惠金融的概念，其含義可以解釋為，以自己可承擔且可持續運行的成本為有資金借貸等金融服務需求的全體國民和大中小企業，提供便利、有效的金融服務[9]。普惠金融不僅僅包括貸款還可以是保險、支付結算等服務，這些服務一般側重于貧困居民等弱勢群體。普惠金融的發展無疑可以增加農村居民的收入，但普惠金融影響農村居民收入的機制仍是研究重點，下面結合學者們的研究成果討論普惠金融對農村居民收入的作用機制。

（一）門檻效應

在普惠金融出現之前可以說金融是“富人的游戲”，金融服務機構對農村居民普遍存在“排斥性”。正由于此農村地區普遍存在非正式金融，農村居民依靠非正式金融進行融資,盡管彌補了正式金融對農村融資補給的不足,但是農村經濟主體的一種無奈選擇，非正式金融在完成了補缺角色的同時,卻因突出的高利貸特征,提高了農村融資主體的融資成本[10]。農村居民尤其是低收入人群很難享受正規金融機構帶來的服務和便利緣由在于，第一，農村居民分布散亂，金融機構提供金融服務的運營成本高[11]；第二，農村居民自身的財富積累較慢很難擴大生產，對金融機構來說風險大、利潤低；第三，金融機構的服務費用和對被服務者的信用要求，對農村居民來說難以承擔。普惠金融打破了傳統金融的門檻效應，對于信貸的信用評級要求或抵押等制約是有所放松的，這使得農村居民可以較容易的享受金融機構帶來的服務和便利。普惠金融的包容性可以使得農村居民直接參與金融活動，而儲蓄和信貸是最直接的方式,儲蓄可以幫助農村居民做好資金積累，防范不理性消費，另外儲蓄還會給農村居民帶來利息收入具有保值增值的作用[12]。信貸可以解決農村居民的臨時資金需求，能夠積極推進農村經濟發展和農業擴大再生產。

（二）脫貧效應

在普惠金融的體系下，低收入者可以享受金融服務，普惠金融改善了資本導向，外部資本開始流向農村。農村農業原本需要多年原始資金積累的過程，可以依靠普惠金融在現有條件下通過信貸資金解決。農業資本與整個農業經濟、農業產業發展、農業生產各環節緊密相聯系,是在整個農業經濟活動中不斷運動、循環并帶來價值增值的資本[13]。資金注入農業可以擴大再生產，普惠金融優化了資源配置，推動當地的經濟增長從而帶動其他產業和增加就業崗位，就業崗位的增加會改善低收入者的工作困境，推動農村居民收入增加，形成了從資本注入到經濟增長再到帶領更多低收入者提高收入的良性循環。中小企業的境遇也是如此，普惠金融引導著資金注入，企業擴大生產促進經濟增長，增加就業機會，帶領更多人脫貧，所以普惠金融的影響是一系列良性循環。

（三）涓滴效應

“涓滴效應”是指在社會發展過程中金融行業對中高收入者先提供幫助和扶持，中高收入者在得到金融行業的扶持后會在投資、消費和財政轉移等方面給低收入者帶來優惠政策，從而使低收入者得到原始的財富積累慢慢走向脫貧[14]。普惠金融的“涓滴效應”首先是通過資本配置將低收入者的資本積累轉移到經濟建設中，從而促進經濟增長，經濟上揚會加大資金需求，這樣借貸資本的利率會上升，利率上升的結果是低收入者的收入增加。可以理解為企業通過使用低收入者的資本投資生產，將獲得的利潤分一部分給低收入者。其次是企業投資加大促使經濟增長，則必然導致政府稅收的大幅增長，政府的貨幣政策和財政政策也會向低收入者傾斜。所以低收入者可以獲得投資和儲蓄利息的收益外還可以獲得政府向低收入者轉移的資金。

普惠金融對農村居民的影響機制可以總結為三個方面，第一，普惠金融具有很大的包容性，使得農村居民也可以享受金融機構帶來的便利和服務；第二，普惠金融的脫貧效應促使資本流入農村，改變農村農業的發展困境；第三，普惠金融的“涓滴效應”使得農村居民獲得自上而下的政策和經濟扶持。

三、西部地區普惠金融發展水平測度

（一）普惠金融發展水平指標選取

西部地區是少數民族的聚居地，也是中國脫貧攻堅的重點，近幾年來普惠金融在西部地區得到很大發展，基礎金融設施投放度和金融服務可獲得性都有了很大的提高，普惠金融在西部地區逐漸縱深化發展。發揮普惠金融對于西部地區的高質量協調發展有著重要的戰略意義。本節利用多維度指標對西部地區普惠金融發展水平進行量化，普惠金融評價指標的選取應該具有以下幾個特征：（1）選取的指標要具有一定的代表性，能夠代表地區經濟的發展情況；（2）選取的指標易于量化，能夠方便普惠金融指數的計算；（3）選取的指標要具有可比性，易于將地區各階段進行對比；（4）選取指標要具有普適性，堅持普惠金融遵循機會平等和可持續原則。在綜合考慮后，本文選取宏觀、保險、扶農和金融服務可獲得性四個維度的九指標，各維度選取的指標如表1 所示。本節所需的數據來源于各省市及自治區統計年鑒、各省市及自治區國民經濟和社會發展統計公報、中國金融年鑒和知網數據庫。

表1 普惠金融發展水平測度指標

（二）普惠金融指數測算及結果

參照王婧、胡國暉（2013）的做法普惠金融指標的計算過程可分為三步。第一是確定所選指標的權重；第二將指標數據無量綱化處理；第三是代入公式計算結果。

1.普惠金融指標賦權

對于普惠金融指標的賦權一般有三種處理方法，分別是平均權重法、變異系數法和熵值法。采用平均權重法容易賦予無關指標高權重不能反映真實情況容易產生偏差，而熵值法對于異常數據過于敏感，綜合考慮本節普惠金融賦權采用變異系數法[15]，指標賦權如下式（1）和（2）：

其中：αi為第i項指標的標準差，為第i項指標的平均值，iβ為第i 項指標的變異系數，Ki為第i項指標的權重。

2.指標數據無量綱化處理

本節中普惠金融指數的構建選取了四個維度九個指標，各個指標的量綱不一樣，為了讓表征不同屬性的各指標之間具有可比性，我們將數據無量綱化處理。通過把原始數據離差標準化處理，將數據通過線性變換映射到[0,1]之間。下面是原始數據通過無量綱化處理并乘上指標權重Ki后的結果：

其中：Di表示通過無量綱化處理后乘以權重Ki后的值，Xi表示原始的數據值，Ximin表示同一樣本內不同年份i 指標的最小值，Ximax表示同一樣本內不同年份i指標的最大值。

3.代入公式計算普惠金融指數（IFI）

普惠金融指數（IFI）的值在[0,1]之間，數值越大代表該樣本在該年份的普惠金融發展情況越好，通過計算西部各省份2009—2019 年度的普惠金融指數如表2所示。

表2 西部十二省市、自治區普惠金融指數

可以看出，西部各省市自治區普惠金融指數（IFI）均呈現增長趨勢，相較而言云南、廣西兩地普惠金融發展水平較低，甘肅、青海、寧夏和西藏等省區普惠金融發展水平較高。西部地區經濟欠發達，連片貧困區多的現實條件制約了傳統金融的發展，近些年以來西部各省市自治區的普惠金融發展迅速，普惠金融的推廣使西部地區基礎金融設施得到改善，農村地區基礎金融服務可獲得性不斷提高。分析認為西部地區普惠金融指數增長原因主要有：第一，近幾年中國整體經濟增長明顯，西部地區憑借人口紅利、自然資源和地理位置等優勢產生對外的“虹吸效應”，使得國內外企業和資本進入西部地區，加速西部地區的城鎮化和現代化步伐；第二，國家政策的傾斜。自普惠金融概念在中國的提出以來，政府出臺多條相關政策，深度貧困地區和小微企業得到有力扶持，農村地區的基礎金融設施不斷完善。

四、實證分析

（一）變量選取與數據來源

本文在實證部分探究的是普惠金融發展水平對農民的增收效應，為此本文選取農村居民人均可支配收入指標作為被解釋變量，選取上節測算的普惠金融指數作為核心解釋變量。參考蘇任剛、趙湘蓮、胡香香（2020）的研究結論：產業結構與普惠金融存在相關關系，且會同時影響居民收入，為此我們引入產業結構作為調節變量。在控制變量上參考徐敏、黃江（2015）和王永倉（2021），選取人均GDP、政府扶農力度、農業現代化水平和政府行為四個指標。各變量如表3 所示。

表3 變量選取與計算方式

本節中各變量的數據來自2010—2020 年度西部各省市及自治區的統計年鑒、統計公報、《中國金融年鑒》和《中國統計年鑒》，其中普惠金融指數（IFI）為上節計算結果。因統計口徑變化的原因，對于沒有統計農村居民可支配的樣本用農村居民純收入代替，實證部分采用stata15.0 軟件完成。運用VIF（方差膨脹因子）檢驗變量之間的多重共線性，各變量的VIF 值均小于5，表明變量間不存在多重共線性。

表5 模型設定檢驗結果

（二）模型設定與檢驗

在實證部分選取變量的描述性統計見表4。本文共統計分析西部十二省市自治區2009—2019 年間的132個樣本數據，各變量數量級差別適中，樣本數量較充足，樣本數據適合做面板數據回歸分析。觀察表4可以看出，農村居民收入指標的標準差為0.4123，說明農村內部的收入差距較大，城鄉收入差距指標的標準差為0.2741均值為9.6532，說明城鄉收入差距大且不同地區差距幅度大。

表4 變量描述性統計

本文研究普惠金融發展水平對農民的增收效應，基于學者們的已有研究，我們設定基準模型(5)和進一步分析普惠金融發展水平對城鄉收入差距影響的模型（6）。

其中：control 為控制變量，下標i 表示不同地區，下標t 表示2009—2019 年不同年份，α 為截距項，β 為待估參數表示各變量對因變量的影響程度，year 為時間虛擬變量，U 為個體異質性截距項，ε為隨機擾動項。

本文中選取的是西部十二省市自治區十一年間的短面板數據，為了檢驗數據平穩性我們利用stata 軟件選用LLC 和IPS 法對各變量做單位根檢驗，選用Pedroni 和Westerlund 法進行協整檢驗。結果顯示各變量都為一階單整序列且通過協整檢驗，說明各變量原始數據為平穩序列。最后我們對基準模型進行模型設定檢驗，檢驗結果如下。

經過個體效應、時間效應和豪斯曼檢驗，最后我們采用固定效應模型進行實證回歸。

（三）模型回歸結果

表6 匯報了模型的回歸結果，其中結果（1）為采用逐步回歸法未加入調節變量和控制變量的結果。結果（2）中IFI 的回歸系數為0.996，且在99%的置信區間上通過顯著性檢驗，說明普惠金融指數每提升1 個單位，農村居民收入指標會提升0.996 個單位，普惠金融指數的提高可以顯著提升居民收入。調節變量IS 的回歸系數為0.736，且在95%的置信區間上通過顯著性檢驗，說明第三產業比重的加大會提升農村居民收入。IFI 與IS 的交互項的回歸系數為-1.707，且在95%的置信區間上通過顯著性檢驗，說明第三產業比重的加大會弱化普惠金融對農民的增收效應，即產業結構會對普惠金融提升農村居民收入產生負向調節作用。這可能是由于隨著第三產業的不斷擴大，在農村地區逐漸形成成熟的盈利模型，導致普惠金融的帶來的金融紅利會被第三產業所有者“瓜分”。lnPGDP、AM和GPE等控制變量均顯著提升農村居民收入。回歸結果（3）中IFI2的回歸系數為1.940，且在99%的置信區間上通過顯著性檢驗，IFI 指標與城鄉收入差距指標呈現出一個開口向上的“U”型拋物線關系。說明普惠金融發展水平的提高在一定范圍內會縮小城鄉收入差距，但超過這個范圍普惠金融水平的繼續提高會增大城鄉收入差距，普惠金融發展水平在縮小城鄉收入差距上具有邊際遞減效應。這可能是由于農村地區的獨特環境導致的，農村地區雖然已經包含了多種產業，但農業在其經濟結構中仍是最重要的一部分，而農產品的需求彈性小，隨著普惠金融的普及，農村居民的基本金融需求得到滿足后很難繼續借助金融便利持續增加收入。而城鎮居民因為產業體系、基礎設施、制度安排等優勢可繼續借助普惠金融的發展擴大生產提高收入。為了進一步研究普惠金融對農村不同收入水平居民的影響差異，我們對基準模型采用固定效應分位數回歸模型進行回歸分析。

表6 基準回歸結果（固定效應模型）

表7匯報了基準模型的分位數回歸結果，我們取 0.1、0.25、0.5、0.75 和 0.9 共 5 個分位點，分位點越小代表農村居民收入水平越低，分位數越大代表農村居民收入水平越高。觀察表7 可以發現，IFI 在0.1、0.25 和0.5 三個分為點均顯著為正，回歸系數分別為 1.683、1.369 和 0.932，IFI 在 0.75 和0.9 兩個分位點影響不顯著。分位數回歸表明，普惠金融對農民的增收效應主要存在于農村低收入人群中，且隨著農民收入水平的提升，普惠金融的影響程度會下降。分位數回歸中IFI與IS交互項的系數在0.1、0.25 和0.5 三個分為點均顯著為負，回歸系數分別為-2.948、-2.380 和-1.591，產業結構的調節作用與普惠金融的影響機制相似。產業結構對普惠金融增收的調節作用主要存在于低收入人群，且也會隨著農民收入水平的提升影響程度會下降。

表7 面板分位數回歸

（四）穩健性檢驗

為了提升實證結果的說服力，我們進行穩健性檢驗。首先，我們采用替換變量法對基準模型進行檢驗。普惠金融的提升會促進城鎮化的步伐，普惠金融發展和該地區的城鎮化率一般會保持一個強相關關系，這里我們采用城鎮化率UR（年末城鎮人口數占總人口數比例）替代普惠金融指數對基準模型進行回歸得到回歸結果（4）。其次，考慮到在基準回歸中，我們的核心解釋變量普惠金融指數可能與模型遺漏變量存在相關性，為消弱內生性影響，我們引入工具變量進行2SLS法回歸。這里我們選取普惠金融指數的滯后一期作為工具變量，對基準模型進行工具變量法回歸得到回歸結果（5）；對以城鄉收入差距指標為被解釋變量的回歸模型，同樣采用普惠金融指數的滯后一期作為工具變量進行2SLS 法回歸得到回歸結果（6），回歸結果見表6。觀察回歸結果（4），UR的回歸系數為2.113，且在99%的置信區間上通過顯著性檢驗；UR 與IS 交互項的回歸系數為-3.907，且在99%的置信區間上通過顯著性檢驗。回歸結果（4）與前文結論一致，說明所建立的基準模型回歸結論可靠。采用工具變量法回歸的結果（5）和（6）通過wald 外生性檢驗，結果（5）的IFI系數為1.136，且在99%的置信區間上通過顯著性檢驗；結果（6）的IFI2系數為2.255，且在99%的置信區間上通過顯著性檢驗。使用工具變量法削弱內生性的影響后，回歸結論與前文結論仍保持一致。

五、結論與建議

改革開放以來中國經濟增長迅速，但區域經濟發展失衡情況仍然存在，尤其是城鎮與農村呈現兩極發展態勢。中國一直致力于發展農村農業推進鄉村振興，希望通過發展普惠金融提高農村居民收入、緩解貧富收入差距，促使二元對立的城鄉經濟結構向一體化發展。本文基于2009—2019 年西部地區面板數據研究發現：1.西部地區普惠金融情況在近10 年以來整體呈現穩步上升趨勢，但廣西、云南兩地普惠金融發展水平較低；2.普惠金融的發展能顯著提升農村居民收入，但第三產業比重的加大會對普惠金融的增收效應產生負向調節作用；3.普惠金融與城鄉收入差距呈現“U”型關系；4.普惠金融對農民的增收效應在低收入人群中作用效果更大，且對農村高收入人群作用效果不明顯；5.政府扶農力度的加大、農業現代化水平的提高和人均GDP 的提高均能對農村居民收入產生正向影響。根據本文研究內容和結論，提出以下建議：

表8 穩健性檢驗

1.進一步推進普惠金融建設。普惠金融水平的提升可顯著提高農村居民收入，普惠金融以其特有的包容性扎根于廣大農村地區，在可持續運營成本下服務于廣大農村居民，進一步推進普惠金融建設對于實現鄉村振興有重要意義。在大數據時代可以著力發展數字普惠金融，利用互聯網和大數據可以有效降低運營成本，數字普惠金融應做好產業布局，在國家層面做出發展規劃[16]。利用數字平臺低成本、高效率和精準服務等特點將普惠金融布局于鄉鎮地區，建立“線下—線上—線下”的運作模式。

2.加大欠發達地區的幫扶力度。實證結果顯示，普惠金融對低收入人群的作用效果更大。中國正處于鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接階段，為防止反貧困和收入差距兩極分化現象的出現，應有針對性的對欠發達地區加大幫扶力度，推進普惠金融基礎設施的完善。

3.完善普惠金融體系和傳導機制。推進普惠金融發展農村經濟，除了需要完善基礎金融設施建設，還要建立一套可持續運作的金融體系。普惠金融工作的重點在農村，在研究西部地區普惠金融發展進程中我們不難發現，農村的普惠金融體系還很脆弱，受市場干擾較大，由此,要解除農村金融抑制,并不能單獨采用純金融政策,必須強調經濟與金融的互動關系,實行適合農村經濟發展的金融深化戰略與改革[17]。完善普惠金融體系需要政府、監管機構、金融機構和農村居民的共同努力。發揮中國的制度優勢，政府要加大政策的扶持力度。例如政府可以通過補貼、降低稅收來鼓勵金融機構服務農村；金融機構要增加服務意識，農村居民受文化教育程度較城鎮居民低，容易產生對金融行業的“自身排斥”現象，金融機構要加大宣傳力度，對于金融產品和運行機制要解釋到位，金融業的一線工作者要考慮實際情況提供切實有效的金融服務，當然普惠金融不是慈善機構，金融機構要在可持續運作基礎上讓利于民；主管部門要加大監管力度做好頂層設計，監督金融機構的運營模式鼓勵發展新型金融服務。與新時代農村現實需求相適應的農村金融理論創新和農村金融法律法規是金融高質量服務鄉村振興戰略的基礎[18]，現階段應不斷推進完善普惠金融的運行機制和法律法規體系建設，讓農村貧困人口可以依靠現有條件享受普惠金融帶來的實惠。

4.多渠道增加農村居民收入。實證分析部分結果顯示產業結構的優化、政府扶農力度的加大和人均GDP 的提高均能對農村居民收入產生正向影響。在發展普惠金融的同時應兼顧多渠道增加農村居民收入，政府應加大農業扶持力度提高農林水事務的財政支出，積極進行產業的轉型升級，優化產業結構，努力推進農業現代化水平建設。