杜朝運(yùn) 范丁水

（廈門大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 廈門361005）

（泉州經(jīng)貿(mào)學(xué)院，福建 泉州362000）

一、引 言

2013年黨的十八屆三中全會通過了《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》，明確表示在鼓勵金融創(chuàng)新的同時大力發(fā)展普惠金融。2016年國務(wù)院頒布了《推進(jìn)普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016-2020）》，進(jìn)一步確定了我國普惠金融的總體發(fā)展方向和發(fā)展規(guī)劃，也明確了普惠金融的發(fā)展理念：立足于機(jī)會平等和商業(yè)可持續(xù)的原則，以可負(fù)擔(dān)的成本為有金融服務(wù)需求的社會各階層和群體提供適當(dāng)有效的金融服務(wù)，特別是小微企業(yè)、農(nóng)民、低收入者等社會弱勢群體和領(lǐng)域。2016年底四川省政府推出了《四川省推進(jìn)普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016-2020年）》， 明確提出發(fā)展普惠金融的主要目標(biāo)在于為以農(nóng)村居民為代表的低收入群體提供金融支持， 主要領(lǐng)域在“三農(nóng)”領(lǐng)域，工作重點(diǎn)是加大對貧困地區(qū)的信貸支持、完善農(nóng)村地區(qū)金融基礎(chǔ)設(shè)施、加大金融對脫貧攻堅(jiān)的支持力度、創(chuàng)新“三農(nóng)”領(lǐng)域的金融產(chǎn)品和服務(wù)等。

“三農(nóng)”問題關(guān)系到國計民生，從2004年至今我國連續(xù)十七年的中央一號文件都是關(guān)于“三農(nóng)”問題，“三農(nóng)”問題的核心在于農(nóng)民收入，尤其是在實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會、決戰(zhàn)脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的大背景下，如何實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入的持續(xù)穩(wěn)定增長，這是一個值得深思的時代命題。 國外學(xué)者如Mahjabeen（2007）引入新型金融機(jī)構(gòu)的變量并進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)隨著普惠金融水平的提高，社會各階層的收入都會上升，其中農(nóng)民的收入上升更為明顯；Michael Chibba（2009）研究了普惠金融與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)普惠金融水平和農(nóng)民收入呈正相關(guān)關(guān)系，發(fā)展普惠金融有利于緩解貧困問題，并實(shí)現(xiàn)包容性增長和可持續(xù)發(fā)展。 國內(nèi)學(xué)者如李季剛和董彥立（2015）發(fā)現(xiàn)普惠金融的發(fā)展水平對農(nóng)民收入的影響在短期和長期并不相同，短期內(nèi)普惠金融發(fā)展水平越高反而會降低農(nóng)民收入，長期則會提高農(nóng)民收入；徐敏和黃江（2015）發(fā)現(xiàn)普惠金融發(fā)展水平對于農(nóng)村居民收入的影響存在地區(qū)差異，有的地區(qū)是正向影響作用，有的地區(qū)則呈反向變動關(guān)系。 本文嘗試以四川省為樣本，將普惠金融發(fā)展與農(nóng)民收入聯(lián)系起來，探究發(fā)展普惠金融是否利于農(nóng)民收入增長，以期更好地擬定普惠金融和“三農(nóng)”方面的政策。

二、普惠金融發(fā)展對農(nóng)民收入的影響機(jī)制

（一）降低門檻效應(yīng)

獲得金融服務(wù)有兩道門檻：一道是使用金融服務(wù)的成本，另一道是使用金融服務(wù)可能需要的專業(yè)知識。 相對于第一道由服務(wù)成本帶來的硬性門檻，由于專業(yè)知識等方面因素影響造成的門檻更像是一種軟性門檻。 如果把金融服務(wù)看作是一種產(chǎn)品，那應(yīng)該屬于賣方市場，即賣方（金融服務(wù)提供商）相對買方（金融服務(wù)消費(fèi)者）更具有優(yōu)勢。 普惠金融旨在降低獲取金融服務(wù)的門檻，向低收入者、貧困群體提供信貸支持，同時普及金融知識，打破農(nóng)民的信貸約束，避免出現(xiàn)農(nóng)民在從事生產(chǎn)經(jīng)營活動中由于自身資金不足又無法取得相關(guān)金融機(jī)構(gòu)的金融支持而錯過發(fā)展良機(jī)，從而既降低農(nóng)民的資金成本，又增加其經(jīng)營性收入。

（二）減弱排斥效應(yīng)

傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)的盈利性要求使得資金資源配置出現(xiàn)扭曲， 普惠金融的內(nèi)在要求就是為了改變這種扭曲，實(shí)現(xiàn)公平的資金資源配置，將農(nóng)民納入正規(guī)金融服務(wù)體系內(nèi)。 由于普遍存在的金融排斥現(xiàn)象，農(nóng)村居民能夠接受的金融服務(wù)形式簡單，能夠選擇的金融產(chǎn)品單一，基本只能將微薄的收入用于儲蓄，使得資本難以積累，更無法有效對抗通貨膨脹等因素的沖擊，也難以將其投入用于擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模。 普惠金融倡導(dǎo)向所有群體尤其是農(nóng)村居民提供多樣化的平等金融服務(wù)，能夠有效改善這一狀況，在保證資金價值和安全的同時更能促使資金流向農(nóng)民的生產(chǎn)經(jīng)營領(lǐng)域，實(shí)現(xiàn)自有資本的增加。

（三）提升人力資本效應(yīng)

農(nóng)村家庭的人力資本水平相對較低，授人以魚不如授人以漁，要實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入持續(xù)穩(wěn)定增長，農(nóng)民自己必須具有強(qiáng)勁的“造血”能力，而不是簡單治標(biāo)不治本的“輸血”。 普惠金融可以通過提升人力資本水平間接影響農(nóng)民收入：1. 通過提供專業(yè)技能培訓(xùn)，提高農(nóng)民就業(yè)水平，增加農(nóng)民工資性收入。 目前國內(nèi)已經(jīng)開展了相關(guān)項(xiàng)目并且成果初顯，如部分村鎮(zhèn)銀行積極向農(nóng)戶提供當(dāng)?shù)貎?yōu)勢種植產(chǎn)業(yè)的相關(guān)技術(shù)培訓(xùn)。 2. 提升農(nóng)村少年兒童受教育水平。 一些家庭由于無法負(fù)擔(dān)孩子教育成本，孩子只能選擇過早輟學(xué)在家?guī)椭r(nóng)業(yè)生產(chǎn)或者外出打工以增加收入，普惠金融體系中對于貧困家庭的低息或免息助學(xué)貸款，可以幫助其完成學(xué)業(yè)，提升自身素質(zhì)和競爭力。 3. 通過提高家庭衛(wèi)生健康水平，以此提高生產(chǎn)效率，提升農(nóng)民收入水平。 農(nóng)村地區(qū)衛(wèi)生狀況和醫(yī)療資源相對落后，農(nóng)民一旦患病會對正常的生產(chǎn)造成很大影響。 完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是普惠金融發(fā)展的重要內(nèi)容，如修建廁所、提供清潔水源、提升鄉(xiāng)村醫(yī)療條件等，可以為農(nóng)民健康高效地進(jìn)行生產(chǎn)生活奠定健康基礎(chǔ)。 4. 通過推動外界高水平人力資本進(jìn)入農(nóng)村地區(qū)，助力農(nóng)民收入增長。 隨著普惠金融體系不斷深化，農(nóng)村各項(xiàng)建設(shè)不斷推進(jìn)，農(nóng)村地區(qū)會越來越有吸引力，成為更多高素質(zhì)人才傾心之地，并在廣袤的農(nóng)村地區(qū)有所作為，帶動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)活力，間接影響農(nóng)民收入水平。

（四）社會創(chuàng)新效應(yīng)

隨著普惠金融的深入發(fā)展，人們的生產(chǎn)生活習(xí)慣也在潛移默化地發(fā)生著變化，尤其是隨著數(shù)字普惠金融的深入推進(jìn)，人們在享受快捷智能金融服務(wù)的同時，也會利用普惠金融發(fā)展成果去改變舊有的模式。 特別是行業(yè)的變革加速，有的行業(yè)可能會被淘汰，有的行業(yè)可能還處于探索未知的階段。 行業(yè)變革的機(jī)遇使農(nóng)村居民有參與新興行業(yè)的機(jī)會，從而影響其收入水平。

三、四川省各地市普惠金融發(fā)展水平

2012年在洛斯卡沃斯峰會上通過的《G20 普惠金融指標(biāo)體系》，指出普惠金融測度體系應(yīng)當(dāng)從金融服務(wù)可得性、使用度、深化度三個方面進(jìn)行衡量。本文在此基礎(chǔ)上加入互聯(lián)網(wǎng)金融的維度，在當(dāng)前更符合實(shí)際。結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，本文設(shè)置了11 個指標(biāo)，如表1 所示，具體數(shù)據(jù)來源于四川省歷年統(tǒng)計年鑒、四川省各地市歷年統(tǒng)計年鑒、中國銀保監(jiān)會四川監(jiān)管局、北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心。 本文選擇變異系數(shù)法對各指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)，從而得出各地市普惠金融指數(shù)（Inclusive Financial Index，IFI），如表2 所示。

表1 普惠金融水平測度指標(biāo)體系

四、變量設(shè)置和描述性統(tǒng)計

本文以農(nóng)村居民人均可支配收入為被解釋變量，普惠金融發(fā)展水平為解釋變量，對四川省普惠金融發(fā)展對農(nóng)民收入的影響進(jìn)行實(shí)證分析?？刂谱兞堪ǎ?. 政府在農(nóng)林牧漁類的財政支出（GE），用人均政府支農(nóng)財政支出來衡量。 政府在農(nóng)業(yè)類財政支出通常表現(xiàn)為對農(nóng)產(chǎn)品的價格補(bǔ)貼，進(jìn)行農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等，白志遠(yuǎn)和樂美媛（2018）的研究發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入有顯著的促進(jìn)作用。 2. 固定資產(chǎn)投資水平（FAI），用地區(qū)人均固定資產(chǎn)投資額衡量。 高固定資產(chǎn)水平會提高整個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活力，為農(nóng)民增收創(chuàng)造更多機(jī)會，鄧金錢（2014）研究表明固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入有積極正向影響。3. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（IS），用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)總產(chǎn)值的比值來衡量。 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平反映了地區(qū)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，一般來說第一產(chǎn)業(yè)占比越大，該地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展相對越好，農(nóng)民的經(jīng)營性收入相對越多，但也表明制造業(yè)和服務(wù)業(yè)發(fā)展相對落后，可能導(dǎo)致農(nóng)民從這兩個行業(yè)取得的工資性收入減少。因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對于農(nóng)民收入的影響存在正反兩方面的效應(yīng)。郭倩倩（2017）研究表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平對農(nóng)民收入有促進(jìn)作用。 4. 就業(yè)水平（JOB），用就業(yè)人口與地區(qū)人口的比例來衡量。 就業(yè)水平能夠反映出農(nóng)村勞動力的流動水平和農(nóng)村剩余勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移的程度，通常整體就業(yè)水平較高的地區(qū)第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展較好，拉動農(nóng)業(yè)需求效果較好，會影響農(nóng)民的經(jīng)營性收入和工資收入。 肖龍鐸和張兵（2017）研究發(fā)現(xiàn)就業(yè)水平對農(nóng)民收入的增收效應(yīng)在財富較少的農(nóng)村家庭中更加明顯。 5. 城鎮(zhèn)化率（UR），用城市人口與地區(qū)總?cè)丝诘谋壤齺砗饬俊?城鎮(zhèn)化率越高的地區(qū)勞動力、土地等農(nóng)村資源配置更有效率，同時也會拉動對農(nóng)業(yè)、制造業(yè)、服務(wù)業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)的需求。 陳垚和杜興端（2014）研究表明城鎮(zhèn)化率水平越高越會促進(jìn)農(nóng)民收入增長。

表2 2011-2017年四川省21 地市普惠金融指數(shù)

以上變量的描述如表3 所示。 除解釋變量普惠金融指數(shù)由上文計算出外，被解釋變量和控制變量的數(shù)據(jù)均來自四川省歷年統(tǒng)計年鑒、四川省各地市歷年統(tǒng)計年鑒。 為了保證平穩(wěn)性和降低異方差影響，對變量農(nóng)民收入和農(nóng)林水類財政支出選擇取對數(shù)。 描述性統(tǒng)計結(jié)果如表4 所示。

表3 變量描述

表4 變量描述性統(tǒng)計

五、模型設(shè)定

本文實(shí)證分析涉及的數(shù)據(jù)類型為面板數(shù)據(jù)， 面板數(shù)據(jù)是由橫截面維度和時間維度組合而成的數(shù)據(jù)序列。對于面板數(shù)據(jù)模型應(yīng)當(dāng)分別從截距項(xiàng)和斜率項(xiàng)是否變動兩個方面考慮， 即考慮是否存在個體影響和結(jié)構(gòu)變化，為此可以分為混合回歸模型、變截距模型和變系數(shù)模型三類。 混合回歸模型不存在個體影響和結(jié)構(gòu)變化，即截距和斜率都不變。變截距模型存在個體影響但不存在結(jié)構(gòu)變化，即截距變化斜率不變。變系數(shù)模型存在個體影響和結(jié)構(gòu)變化，即截距和斜率都發(fā)生變化。

首先看截距項(xiàng)，即探究是否存在個體影響，個體影響又包括由個體因素導(dǎo)致的個體效應(yīng)和由時點(diǎn)因素導(dǎo)致的時點(diǎn)效應(yīng)。 如果存在這種個體影響，則應(yīng)當(dāng)與解釋變量相關(guān)，故采用固定效應(yīng)模型更為合適。 如果模型中不存在由于個體效應(yīng)和時間效應(yīng)而發(fā)生變化的影響因素，那么截距項(xiàng)就應(yīng)當(dāng)為固定不變的，此時應(yīng)當(dāng)考慮混合回歸模型。 如果存在只與個體差異有關(guān)而不隨時間變化的影響因素，則應(yīng)當(dāng)考慮個體固定效應(yīng)模型；如果存在只隨時間變化而不隨個體效應(yīng)變化的影響因素，則應(yīng)當(dāng)考慮時點(diǎn)固定效應(yīng)模型；如果存在既隨個體變化又隨時間變化的影響因素，則應(yīng)當(dāng)考慮個體時點(diǎn)雙固定效應(yīng)模型。

筆者認(rèn)為采用時點(diǎn)固定效應(yīng)模型較為適合。 理由如下：第一，影響農(nóng)民收入的政策性因素主要是受時間維度的影響，個體差異性非常小，尤其是在一個省份內(nèi)部，各地市的政策運(yùn)用空間極其有限。 特別是金融行業(yè)的制度安排、信貸寬松程度限制等基本上都是全省高度統(tǒng)一，地市差異極其微小。 第二，對于可能存在的影響農(nóng)民收入的個體差異因素，如文化差異、鄉(xiāng)村傳統(tǒng)習(xí)俗、農(nóng)民營商理財觀念等，在地市之間的異質(zhì)性也是比較小的，因?yàn)楸旧砭驮谝粋€省內(nèi)，各地市之間生活習(xí)俗相近、語言相通、交易習(xí)慣等高度相近，而且當(dāng)前交通便利，再加上移動互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)走進(jìn)千家萬戶，在這種發(fā)達(dá)便捷的交流融合過程中，地市之間的個體差異性變得越來越小，由地理隔離帶來的異質(zhì)效應(yīng)越來越弱。 因此可以認(rèn)為只隨著個體變動而不隨時間變動的因素影響效應(yīng)極其微小，即從截距項(xiàng)上采用時點(diǎn)固定效應(yīng)模型較為合適。 為此筆者進(jìn)行F 檢驗(yàn)，結(jié)果如表5 所示，可以判定應(yīng)拒絕原假設(shè)，在截距項(xiàng)上應(yīng)當(dāng)采用時點(diǎn)固定效應(yīng)模型。

表5 F 檢驗(yàn)結(jié)果

再看斜率項(xiàng)，既可能不隨變量變化也可能隨著變量變化。 如果斜率發(fā)生變化，有可能是隨著個體變化，也有可能是隨著時點(diǎn)變化，還有可能是隨著二者同時變化。 筆者認(rèn)為斜率可能會隨著時點(diǎn)變化，理由在于解釋變量受到像宏觀經(jīng)濟(jì)政策、體制變革等動態(tài)變化因素的影響，會使得其在不同時期對農(nóng)民收入產(chǎn)生不同的影響。如同對截距項(xiàng)的解釋，這些可能會給解釋變量帶來影響的因素在各地市之間的異質(zhì)性相對較小，因此認(rèn)為斜率如果發(fā)生變化，應(yīng)當(dāng)是隨著時點(diǎn)變化。 為此筆者進(jìn)行LR 檢驗(yàn)，結(jié)果如表6 所示，可以判定應(yīng)選擇時點(diǎn)固定效應(yīng)變系數(shù)模型，模型的設(shè)定形式如下：

其中，i 為橫截面維度表示地市（自治州），t 為時間維度表示年份。 lnYi，t為被解釋變量，表示農(nóng)村居民人均可支配收入的對數(shù)。IFIi，t為解釋變量，表示普惠金融發(fā)展水平。lnGEi，t為在農(nóng)林水方面的人均財政支出的對數(shù)，F(xiàn)AIi，t為人均固定資產(chǎn)投資水平，JOBi，t表示就業(yè)水平，URi，t表示城鎮(zhèn)化率，ISi，t表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。 αt為只隨時間變化不隨個體變化的截距項(xiàng)。 β1t、β2t、β3t、β4t、β5t、β6t都為隨時間變化的斜率，μi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表6 LR 檢驗(yàn)結(jié)果

六、回歸分析

為保證回歸結(jié)果有效，本文利用LLC 和Fisher-ADF 兩種方法對所有變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表7 所示，可以看出，lnY、IFI、lnGE、FAI、JOB、UR、IS 均在1%的顯著性水平下拒絕非平穩(wěn)的原假設(shè)，說明這7 個變量可以看作平穩(wěn)序列。

表7 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

通過上述面板數(shù)據(jù)時點(diǎn)固定效應(yīng)變系數(shù)模型得出回歸結(jié)果如表8 所示。 可以看出，四川省普惠金融指數(shù)對農(nóng)民收入的影響歷年都在1%水平上顯著。平均影響系數(shù)在0.5 左右，即普惠金融指數(shù)每變動一個單位，農(nóng)村居民人均可支配收入的對數(shù)的期望同方向變動0.5 個單位。 而且，后幾年的影響系數(shù)較前幾年大，在一定程度上可以說明發(fā)展普惠金融會促進(jìn)農(nóng)民收入水平提高，因此四川省在未來應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)普惠金融建設(shè)。

但是，必須注意防止在發(fā)展普惠金融的過程中出現(xiàn)貧富收入差距拉大的現(xiàn)象。 根據(jù)徐敏和黃江（2015）的研究，雖然一般情況下普惠金融發(fā)展對農(nóng)民收入有促進(jìn)作用，但在一些經(jīng)濟(jì)水平和金融水平發(fā)展程度較高的地區(qū)，普惠金融發(fā)展會加大貧富差距，使得富者越富窮者越窮，形成馬太效應(yīng)。 這是因?yàn)槠栈萁鹑诮ㄔO(shè)本身就是一個使金融更加深化，金融服務(wù)更加多樣化的過程，但在沒有完全消除門檻效應(yīng)和排斥效應(yīng)的前提下，反而使得富人有更多參與金融市場、享有金融服務(wù)、獲取金融收益的機(jī)會，造成收入差距拉大，對農(nóng)民收入的促進(jìn)作用不明顯。

表8 四川省普惠金融發(fā)展對農(nóng)民收入影響的回歸結(jié)果

從控制變量看，就業(yè)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、固定資產(chǎn)投資水平對農(nóng)民收入的影響都不顯著，但城鎮(zhèn)化率和農(nóng)林水類財政支出有較顯著的影響。 城鎮(zhèn)化率水平對農(nóng)民收入歷年的影響系數(shù)都為正且整體顯著，這是因?yàn)槌擎?zhèn)化率的提高將帶動第二、第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而創(chuàng)造更多就業(yè)崗位和就業(yè)機(jī)會，提高農(nóng)民的收入。 農(nóng)林水方面的人均財政支出對農(nóng)民收入有顯著的負(fù)向影響，平均影響系數(shù)為0.3 左右，即政府在農(nóng)林水方面的人均財政支出每變動1%，農(nóng)民收入水平的期望值反方向變動0.3%。這種抑制作用有明顯逐年減弱趨勢，可能的原因在于：1. 投入在農(nóng)林水方面的財政支出主要通過農(nóng)產(chǎn)品價格補(bǔ)貼的方式，會造成農(nóng)產(chǎn)品市場價格的扭曲，而扭曲的價格使農(nóng)產(chǎn)品自身質(zhì)量逐漸降低，并漸漸失去了市場競爭力和市場份額。 即短暫的價格補(bǔ)貼收益使農(nóng)民失去通過自身高品質(zhì)的產(chǎn)品獲取長期穩(wěn)定收益的機(jī)會，因此抑制了農(nóng)民收入增長。 2. 投入到農(nóng)林水領(lǐng)域的財政資金配置還不合理、支出結(jié)構(gòu)還需要優(yōu)化，資金沒有發(fā)揮其應(yīng)有的價值，沒有用到最需要資本投入、長期回報較好的項(xiàng)目上，資金使用效率偏低，甚至還為個別腐敗官員進(jìn)行尋租創(chuàng)造了空間，或者使別有用心者鉆了政策的空子，套取大量惠農(nóng)資金，導(dǎo)致真正需要錢的人沒有得到相應(yīng)的資金支持。 姚遂和張?jiān)悾?017）研究發(fā)現(xiàn)我國財政支農(nóng)資金對農(nóng)村居民收入在短期內(nèi)有抑制作用的一個重要原因就是資金配置不合理。 3. 政府對于農(nóng)業(yè)和農(nóng)民的補(bǔ)貼在增加農(nóng)民收入的同時，也產(chǎn)生了反向的替代效用，這是因?yàn)樨斦С挚赡茉谝欢ǔ潭壬辖档土宿r(nóng)民進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或從事其他工作賺取收入的積極性，即惠農(nóng)政策和對農(nóng)業(yè)、農(nóng)民的補(bǔ)貼異化為對懶人的獎勵。 基于以上因素的影響，政府在農(nóng)林水方面的財政支出對農(nóng)民收入具有抑制效應(yīng)，不過值得欣喜的是這種抑制效應(yīng)正在逐年減弱。

七、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采取三種方式檢驗(yàn)估計結(jié)果的穩(wěn)健性。1. 取對數(shù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。即對解釋變量普惠金融指數(shù)取對數(shù)，觀察回歸結(jié)果的變化，如表9 第（1）列所示，普惠金融指數(shù)的系數(shù)在前三年不顯著，后幾年則有顯著的正向影響，平均而言普惠金融指數(shù)每變動1%，農(nóng)民收入水平的期望變動范圍在0.1%到0.2%之間。2. 替換變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 將人均農(nóng)林水類財政支出替換為一般公共預(yù)算財政支出與地區(qū)GDP 的比值，觀察普惠金融指數(shù)是否仍然對農(nóng)民收入有顯著影響。 如表9 第（2）列所示，歷年普惠金融指數(shù)的系數(shù)仍然顯著，平均來看普惠金融指數(shù)每變動1 個單位，農(nóng)民收入對數(shù)的期望值變動0.5 個單位。 3. 改變樣本容量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 將2011 至2017年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分組，每兩年一組取均值，最后三年一組取均值，回歸結(jié)果如表9 第（3）列所示，可以看出普惠金融指數(shù)對農(nóng)民收入的影響仍然顯著，系數(shù)的符號也與整體估計結(jié)果一致。 以上三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)均表明，普惠金融發(fā)展對農(nóng)民收入具有促進(jìn)作用的結(jié)論穩(wěn)健。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

八、結(jié)論及建議

為考察四川省普惠金融發(fā)展對農(nóng)民收入的影響，上文首先測度了四川省2011-2017年各地市的普惠金融指數(shù)，接著利用該測度值通過時點(diǎn)固定效應(yīng)變系數(shù)模型進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)四川省普惠金融發(fā)展對農(nóng)民收入有顯著的促進(jìn)作用，普惠金融指數(shù)每提高1 個單位，農(nóng)村居民人均可支配收入對數(shù)的期望提高大約提高0.5 個單位。 顯然，發(fā)展普惠金融可以通過降低傳統(tǒng)金融服務(wù)的門檻效應(yīng)和減弱排斥效應(yīng)來增加農(nóng)村金融服務(wù)的可得性，提升農(nóng)民的理財意識和保險觀念，同時通過加強(qiáng)農(nóng)村人力資本效應(yīng)和帶動社會創(chuàng)新效應(yīng)，共同促進(jìn)農(nóng)民收入水平的提高。 因此四川省應(yīng)積極推進(jìn)普惠金融發(fā)展，以此實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入穩(wěn)步增長。

根據(jù)本文的研究，筆者提出如下建議：1. 強(qiáng)化普惠金融的扶貧效應(yīng)。 今年是打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的決勝之年。四川省有四大集中連片的貧困地區(qū)，可以說是脫貧攻堅(jiān)工作的主戰(zhàn)場。 普惠金融能夠從多個渠道促進(jìn)農(nóng)民增收，因此，各地市應(yīng)當(dāng)把推動普惠金融發(fā)展同脫貧攻堅(jiān)工作結(jié)合起來，尤其是要加大對“三農(nóng)”領(lǐng)域的支持力度，創(chuàng)新金融扶貧模式，助力建立農(nóng)民收入穩(wěn)步增長的長效機(jī)制。 2. 在發(fā)展普惠金融的過程中要防止貧富收入差距拉大。 發(fā)展普惠金融固然利于農(nóng)民收入增長，但是也應(yīng)該找準(zhǔn)方向、把握節(jié)奏，否則可能出現(xiàn)拉大貧富收入差距、加重社會階層分化的問題。 必須堅(jiān)持面向小微企業(yè)、農(nóng)民、低收入者等社會弱勢群體和領(lǐng)域的理念，普惠金融事業(yè)才能行穩(wěn)致遠(yuǎn)，真正惠及人民群眾。3. 實(shí)現(xiàn)區(qū)域差異的普惠金融政策。從對四川省各地市普惠金融發(fā)展水平的測度可以看出，普惠金融在各地市發(fā)展很不平衡，因此，在推行相關(guān)政策時就不宜一刀切，而應(yīng)該考慮各地市不同的經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)情況等施行差異化的區(qū)域金融政策。 4. 提高財政支農(nóng)資金的使用效率。 要優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)，建立有效的考評機(jī)制。 同時，對于補(bǔ)貼的形式，也要予以改進(jìn)，避免產(chǎn)生逆向選擇或道德風(fēng)險問題。5. 繼續(xù)推進(jìn)城鎮(zhèn)化。城鄉(xiāng)發(fā)展一體化是解決“三農(nóng)”問題的根本途徑，通過城鎮(zhèn)化創(chuàng)造更多的工作機(jī)會，促進(jìn)農(nóng)民收入水平提高。