馬 俊 李季剛

（新疆財經(jīng)大學，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言與文獻綜述

習近平總書記提出，“中國要強，農業(yè)必須強；中國要美，農村必須美；中國要富，農民必須富”，著重強調農業(yè)、農村和農民對于中國實現(xiàn)繁榮強盛的重大意義；用“小康不小康，關鍵看老鄉(xiāng)”的全新判斷突出農民群體在全面建成小康社會中所處的主體地位，將農業(yè)農村現(xiàn)代化作為評判社會主義現(xiàn)代化的根本標準。中國共產黨的十九大報告中提出“實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”，首次將農業(yè)農村工作上升為國家戰(zhàn)略，這將成為指導當前乃至今后一個時期“三農”工作的基本遵循。然而，根據(jù)中國社科院公布的《中國“三農”互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展報告（2017）》，中國“三農”領域金融缺口較大，缺口金額高達3.05萬億元，這表明在我國農村地區(qū)金融服務嚴重欠缺，亟待普惠金融的大力支持（趙洪丹和陳麗爽，2018）。因此，2018年中央層面發(fā)布的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018-2022年）》中提出：“健全整個社會的金融體系建設，提高金融服務效率，以適應當前鄉(xiāng)村振興建設中產生的各類金融需求?！被诖耍疚膹钠栈萁鹑谝暯茄芯苦l(xiāng)村振興的影響因素，為我國鄉(xiāng)村振興建設和普惠金融發(fā)展提供參考性的政策借鑒。

對于我國實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意義，國內眾多學者已經(jīng)對此進行詳盡的闡述。黃祖輝（2018）指出，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是平衡新時代中國發(fā)展尤其是城鄉(xiāng)融合發(fā)展的重大舉措，旨在促進農村充分發(fā)展，戰(zhàn)略背后蘊含深刻的政治和經(jīng)濟含義。王曙光和王丹莉（2018）通過研究發(fā)現(xiàn)，實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略可以促進農業(yè)興旺、農村發(fā)展和農民富裕，是破解當前三農難題的良策。黨十九大再次強調糧食安全對于保障國家安全的重要性，而“藏糧于地”“藏糧于民”與“藏糧于技”極大地依賴于鄉(xiāng)村振興。我國當前農村人口較多且城鄉(xiāng)收入差距顯著，2018 年末人口城鎮(zhèn)化率為59.58%，鄉(xiāng)村常住人口約為5.64億，中國城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比為2.69：1，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出具有現(xiàn)實意義。

從現(xiàn)有研究來看，有關普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響的實證研究文章，主要是從普惠金融發(fā)展對農村減貧效應和城鄉(xiāng)收入差距的影響這兩個方面展開實證分析，形成兩種主流的觀點：一種是線性均衡論。Jeanneney &Kpodar（2011）的研究發(fā)現(xiàn)普惠金融發(fā)展會抑制農村減貧，而羅荷花和駱伽利（2019）使用中國省際數(shù)據(jù)進行實證研究得出普惠金融發(fā)展可以促進農村貧困減緩的結論，張益明和李慧（2018）通過實證研究發(fā)現(xiàn)普惠金融發(fā)展有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距；另一種是非線性相關論。黃敦平等（2019）研究發(fā)現(xiàn)普惠金融發(fā)展對農村減貧效應的影響呈現(xiàn)先減小后擴大的U 型特征，張建波（2018）考察我國31 個?。ㄊ?、自治區(qū)）的城鄉(xiāng)收入差距問題，得出普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)倒U 型特征的結論。此外，蔡興等（2019）就金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響展開實證分析，結果發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興之間確實存在非線性相關關系。以上研究雖然從金融視角對農村減貧效應、城鄉(xiāng)收入差距及鄉(xiāng)村振興問題展開嚴謹?shù)膶嵶C研究，但并未直接就普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響進行實證分析。

關于普惠金融發(fā)展影響鄉(xiāng)村振興的路徑，主要通過以下五種效應實現(xiàn)：一是產業(yè)帶動效應。普惠金融發(fā)展，一方面可以紓解中小微企業(yè)融資困境，同時有利于增加鄉(xiāng)村就業(yè)崗位（王修華和關鍵，2014）；另一方面通過提高金融服務的覆蓋廣度促進鄉(xiāng)村地區(qū)產業(yè)結構升級，改變我國農業(yè)基礎薄弱、工業(yè)大而不強和第三產業(yè)發(fā)展滯后的現(xiàn)狀（Bruhn &Love，2014）。二是生態(tài)改善效應。普惠金融發(fā)展主要通過經(jīng)濟效應帶動綠色健康經(jīng)濟發(fā)展，促進鄉(xiāng)村地區(qū)基礎設施建設，從而改善農村生活環(huán)境（徐明偉等，2018）。三是文明教化效應。普惠金融發(fā)展通過普及金融教育，有助于提升鄉(xiāng)村人口金融素養(yǎng)和人力資本水平（劉西川和程恩江，2014），并通過消費升級效應間接增加農村文化娛樂的供給與消費（董云飛等，2019）。四是治理規(guī)范效應。普惠金融發(fā)展，一方面通過完善金融法律法規(guī)和征信體系產生規(guī)范效應，進一步規(guī)范農村地區(qū)金融秩序，培養(yǎng)村民誠信和法律意識，從而提升鄉(xiāng)村治理水平（星焱，2016）；另一方面通過提高金融包容性減小城鄉(xiāng)在收入、消費等方面的差距（錢水土和毛紹俊，2019）。五是貧困減緩效應。普惠金融發(fā)展通過直接層面和間接層面促進農村人口增收脫貧：從直接層面來看，主要是通過個體行為效應和示范效應，發(fā)展普惠金融可以增加貧困群體的信貸可獲得性，以此提高貧困人口的收入水平（何學松和孔榮，2017），同時通過示范效應帶動周邊農村減貧（譚燕芝和彭千芮，2018）；從間接層面來看，通過提高經(jīng)濟增長的中介作用來減少農村地區(qū)貧困問題，該作用存在門檻效應，減貧效果受人均收入水平的影響（羅斯丹等，2016）。

綜合來看，雖然現(xiàn)有學者就鄉(xiāng)村振興問題展開廣泛深入的研究，并豐富現(xiàn)有鄉(xiāng)村建設理論體系，但仍存在一些不足之處：一是對于鄉(xiāng)村振興發(fā)展的現(xiàn)有研究仍以定性分析為主，運用定量分析方法對鄉(xiāng)村振興影響因素進行研究的文獻較少；二是從金融視角出發(fā)，分析普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響的實證研究較為匱乏。鑒于此，本文主要進行以下研究和創(chuàng)新：一是構建較為全面的鄉(xiāng)村振興和普惠金融綜合評價指標體系，并對我國各省（市、自治區(qū)）的鄉(xiāng)村振興和普惠金融發(fā)展水平分別進行客觀測度與分析；二是創(chuàng)新性地將普惠金融與鄉(xiāng)村振興聯(lián)系起來，運用動態(tài)回歸分析方法實證研究普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響作用，完善有關鄉(xiāng)村振興影響因素方面的理論。以期為下階段如何實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的全面均衡發(fā)展，提供重要的對策依據(jù)。

二、中國普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響的模型構建

（一）鄉(xiāng)村振興評價指標體系的構建

本文參考國家建設小康社會指標體系、新農村建設村級評級指標體系等相關研究成果，以鄉(xiāng)村振興的內涵和五項總要求為基礎，選擇16個代表性指標，建立省級鄉(xiāng)村振興評價指標體系，如表1所示。

表1 鄉(xiāng)村振興評價指標體系

（二）普惠金融評價指標體系的構建

國內有關普惠金融指標體系的構建，具有代表性的有焦瑾璞等（2015）、王婧和胡國暉（2013）、鐘潤濤（2018）等的相關研究成果?；谏鲜鰧W者對于普惠金融指標體系構建的研究成果，選取12個相應指標，構建省級普惠金融評價指標體系，如表2所示。

表2 普惠金融評價指標體系

（三）模型設定

通過建立以下基礎模型實證研究中國普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響，設定模型的具體表達式如公式（1）所示：

在上述模型中，RURALit是被解釋變量，表示鄉(xiāng)村振興程度；IFIit是核心解釋變量，表示普惠金融發(fā)展水平；CONTROLit是一組控制變量構成的向量；下標i表示各省（市、自治區(qū)）、t 表示年份；β1和αit為待估參數(shù)；β0為截距項；εit為隨機擾動項。

考慮到普惠金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興之間可能存在非線性關系，因此在模型（1）中加入普惠金融的平方項得到模型（2）：

若平方項系數(shù)β2通過顯著性檢驗，則意味著普惠金融與鄉(xiāng)村振興之間并非線性關系，而是U 型（β2為正數(shù)）或倒U型（β2為負數(shù)）關系。

（四）變量說明

被解釋變量與核心解釋變量：被解釋變量與核心解釋變量分別為鄉(xiāng)村振興指數(shù)（RURAL）和普惠金融指數(shù)（IFI），由于主觀確權法難以避免主觀隨意性，因此本文采用熵值法這一客觀確權方法對各指標進行確權，并計算出各省（市、自治區(qū)）鄉(xiāng)村振興指數(shù)和普惠金融指數(shù)。

控制變量：本文引入經(jīng)濟發(fā)展水平（LNPGDP）、貿易開放度（TRADE）、老年撫養(yǎng)比（ODR）、旅游業(yè)發(fā)展水平（LNTRAVEL）等變量作為控制變量，緩釋由于變量遺漏造成的內生性問題，從而提高實證分析結果的準確性。其中經(jīng)濟發(fā)展水平用各地區(qū)人均地區(qū)生產總值取對數(shù)來表示，貿易開放度用各地區(qū)進出口總額占地區(qū)生產總值的比重來表示，老年撫養(yǎng)比用總人口中非勞動年齡老年人口數(shù)與勞動年齡人口數(shù)的比值來表示，旅游業(yè)發(fā)展水平用人均旅行社營業(yè)收入取對數(shù)來表示。

（五）數(shù)據(jù)來源及說明

基于數(shù)據(jù)的可得性與可靠性，本文選取我國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）2003～2018年共計16年的年度面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，因數(shù)據(jù)缺失，故樣本不包括西藏以及臺灣、香港和澳門。本文數(shù)據(jù)均來自《中國金融年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》、各地金融運行報告、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站及Wind數(shù)據(jù)庫等。上述數(shù)據(jù)中存在的缺失值，使用插值法進行補齊。本文實證分析部分資料均通過Stata15獲得，各變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 指標變量的描述性統(tǒng)計

三、實證結果與分析

由于鄉(xiāng)村振興指數(shù)和普惠金融指數(shù)通過構建綜合評價指標體系測算得到，而指標體系中包含多項指標，因此在實證分析時首先需要檢驗各變量之間是否存在多重共線性問題。經(jīng)檢驗，各變量的方差膨脹因子（VIF）值均遠小于10，因此模型不存在過度擬合問題。

（一）全國層面的實證結果分析

考慮到解釋變量可能具有內生性而使模型估計出現(xiàn)偏差，因此本文運用系統(tǒng)廣義矩估計方法（SYSGMM），就普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響進行實證分析，其中工具變量為被解釋變量滯后項，同時使用AR檢驗來驗證模型設定是否合理，采用Hansen檢驗來驗證工具變量是否有效。實證分析結果如表4 所示，回歸結果中殘差項的一階序列存在一定的相關性，二階序列則不存在相關性，故本文模型的設定具有合理性。解釋變量在加入控制變量后系數(shù)變化不大，故模型具備穩(wěn)健性。此外，Hansen 檢驗的P 值均大于0.1，說明模型不存在過度識別問題，故工具變量有效。

從表4 可以知道，四個方程中普惠金融IFI 系數(shù)均為正，平方項（IFI2）系數(shù)均為負，且都通過1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗，說明鄉(xiāng)村振興與普惠金融發(fā)展間確實存在倒U型關系，普惠金融發(fā)展對于鄉(xiāng)村振興的影響為先促進后抑制。究其原因，銀行和保險行業(yè)均是實體經(jīng)濟發(fā)展到一定階段的產物，當其開始增加普惠金融服務時，鄉(xiāng)村發(fā)展因長期的金融排斥問題得以緩解而獲得顯著促進。然而，普惠金融服務超過一定程度時，普惠金融發(fā)展可能對鄉(xiāng)村振興建設的促進作用逐漸減?。弘S著普惠金融服務廣度和深度的進一步加強，普惠金融服務的邊際報酬遞減，農村資金可能轉移到非農行業(yè)，致使農村金融真空化問題突出，鄉(xiāng)村發(fā)展可能面臨過度開發(fā)的窘境。此時普惠金融的進一步發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展產生抑制作用，所以需要政府在普惠金融支持鄉(xiāng)村振興建設的過程中進行政策性引導。因此，普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響為先促進后抑制的倒U型關系。

表4 全樣本模型回歸結果

但是，普惠金融IFI系數(shù)為正，而普惠金融平方項（IFI2）系數(shù)為負，意味著我國普惠金融發(fā)展水平較低，尚未達到倒U 型頂部，仍有較大的提升空間，因此普惠金融的進一步發(fā)展仍可以推動鄉(xiāng)村振興。表4 方程（3）和方程（4），分別是在方程（1）和方程（2）的基礎上加入控制變量，可以看出普惠金融和普惠金融平方項的符號和顯著性均無明顯變化，進一步驗證了模型的穩(wěn)健性。從控制變量來看，變量系數(shù)均為正，并通過1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗，意味著經(jīng)濟發(fā)展水平、貿易開放度、老年撫養(yǎng)比和旅游業(yè)發(fā)展水平均對鄉(xiāng)村振興具有顯著的促進作用。

（二）區(qū)域層面的回歸分析

考慮到普惠金融發(fā)展對于鄉(xiāng)村振興的影響作用可能存在區(qū)域性差異，本文按照“七五”計劃劃分標準，將全國劃分為東部、中部和西部地區(qū)，進一步探究普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響的區(qū)域性差異，分區(qū)域回歸的實證結果詳見表5。

表5 分區(qū)域模型回歸結果

從表5 的區(qū)域樣本回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，東部、中部和西部地區(qū)普惠金融一次項（IFI）系數(shù)均為正數(shù)且通過統(tǒng)計學顯著性檢驗，其系數(shù)值從大到小依次為：中部、西部、東部，而普惠金融二次項（IFI2）系數(shù)均顯著為負，可以得出如下結論。一是三大區(qū)域的普惠金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興之間確實都存在先促進后抑制的倒U型關系，且目前普惠金融發(fā)展水平均處于較低水平，尚未到達倒U型頂部，就全國而言，繼續(xù)發(fā)展區(qū)域普惠金融，可以大力促進當?shù)剜l(xiāng)村振興；二是促進普惠金融發(fā)展對于中部地區(qū)鄉(xiāng)村振興的效果最為明顯，西部次之、東部最弱，大力發(fā)展普惠金融對于提高中、西部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平意義更大。

通過控制變量的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，分區(qū)域回歸方程的實證結果表明，三大區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和旅游業(yè)發(fā)展水平的提高均能對鄉(xiāng)村振興發(fā)揮促進作用。但是，貿易開放度對于東部和中部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興影響效果為正，而對中部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興影響作用不顯著。老年撫養(yǎng)比對中、西部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興存在促進作用，而對東部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興影響作用不顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗

常見的穩(wěn)健性檢驗方法主要有三種：替換核心變量、變換回歸分析方法和數(shù)據(jù)分組回歸。因此，本文主要進行以下三種方式的穩(wěn)健性檢驗：第一，采用變異系數(shù)方法重新計算普惠金融指數(shù)并進行系統(tǒng)GMM的回歸分析，回歸結果如表6 第（1）列所示；第二，使用固定效應模型對采用熵值法和變異系數(shù)法測算所得的核心解釋變量分別進行回歸分析，表6 第（2）、（3）列分別為對應的回歸結果；第三，表5分區(qū)域回歸相當于數(shù)據(jù)分組回歸分析，進一步說明本文的實證研究具備穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

四、結論及政策建議

（一）主要結論

本文運用2003～2018 年相關面板數(shù)據(jù)測度國內30 個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的鄉(xiāng)村振興指數(shù)和普惠金融指數(shù)，并在此基礎上實證分析普惠金融發(fā)展對于鄉(xiāng)村振興的影響。研究表明：普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響呈現(xiàn)倒U 型特征，具體表現(xiàn)為先促進后抑制的特征，該特征在東、中、西部地區(qū)均顯著存在；此外，經(jīng)濟發(fā)展和旅游業(yè)發(fā)展對于各地區(qū)的鄉(xiāng)村振興均產生顯著的正向影響效應，而老年撫養(yǎng)和貿易開放對區(qū)域鄉(xiāng)村振興的影響作用存在差異。

（二）對策建議

1.實施有差別的普惠金融策略，提高鄉(xiāng)村振興的金融支持效率。首先按照區(qū)域差異來看，東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的金融體系已經(jīng)相對完善，普惠金融策略應更多地注重于提升金融服務的質量。對于中、西部地區(qū)，金融市場尚未發(fā)展成熟，需要通過增加金融服務的覆蓋廣度和人均使用密度來拓寬農村新型經(jīng)營主體和農戶獲得資金融通的渠道。金融機構需要積極運用大數(shù)據(jù)等科技手段來加強金融供給側改革，積極開發(fā)適應農村發(fā)展和迎合農民需求的金融產品，以提高金融服務供給的質量。政府部門應加強農村基礎設施建設、推進農地產權分立等政策促進農戶資產變資本，健全各類資金向農業(yè)農村流動的體制機制，為農村地區(qū)提供一個良好的金融生態(tài)環(huán)境。

2.加強鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展的金融支持力度，助推三次產業(yè)深度融合?，F(xiàn)代鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展應該充分利用獨特的鄉(xiāng)村風光、農業(yè)文化景觀、農事生產活動、農村民俗風情等特殊資源，以國內外城市居民群體為主要消費群體，積極開發(fā)集度假休閑、療養(yǎng)娛樂、科普修學和美食購物等休閑活動于一體的新型旅游項目。鄉(xiāng)村旅游集生態(tài)旅游和農業(yè)旅游于一體，興起于1989 年，將逐步成為促進一、二、三產業(yè)深度融合發(fā)展的代表性產業(yè)和推動我國鄉(xiāng)村振興的重要抓手。

3.鼓勵農村金融產品創(chuàng)新，探索多元化農村人口養(yǎng)老模式。截至2018 年末，我國60 周歲及以上人口為2.49億，占全部人口的比重為7.9%，我國人口老齡化問題將會愈加嚴峻，這種問題在中、西部欠發(fā)達地區(qū)更加突出，這使得以農村家庭養(yǎng)老為主的傳統(tǒng)養(yǎng)老模式正在面臨挑戰(zhàn)，新型養(yǎng)老模式有待開發(fā)和探索。政府應鼓勵和支持金融機構積極探索老年消費市場，設計和開發(fā)滿足老年人多樣化需求的銀行理財和養(yǎng)老保險等金融產品，并在農村地區(qū)建立和完善普惠金融服務體系，促進我國鄉(xiāng)村振興發(fā)展。