王全玉，王洪生，趙慶功

（1.山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，山東泰安 271018；2.泰安泰山農(nóng)村商業(yè)銀行股份有限公司，山東泰安 271000）

2013 年，黨的十八屆三中全會提出“大力發(fā)展普惠金融，促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，提高農(nóng)民收入”。為破除金融排斥問題，普惠金融在中國各地生根發(fā)芽，與其他政府政策配套實施，為農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展提供支撐。2017 年，普惠金融體系建設(shè)被再次提出，普惠金融又一次走進大眾視線，與其他政府政策一起推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。政府為推進普惠金融建設(shè)，深化改革金融市場，大力改善金融監(jiān)管機制。2018 年，中共中央、國務(wù)院印發(fā)《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022）》，相關(guān)的政策也陸續(xù)出臺實施，堅定不移地提振農(nóng)村經(jīng)濟、深化鄉(xiāng)村改革，“三農(nóng)”問題成為黨工作的重心。自2020 年國務(wù)院總理李克強提出2020 年要堅決打贏脫貧攻堅戰(zhàn)后，農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟建設(shè)不斷受到重視，而金融作為盤活經(jīng)濟的通路自是為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展添磚加瓦。普惠金融通過優(yōu)化供給、促進創(chuàng)新、疏浚服務(wù)渠道等措施，將一系列惠農(nóng)助農(nóng)的政策帶入農(nóng)村，提高農(nóng)民生活保障，促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。

普惠金融發(fā)展與政府干預(yù)對農(nóng)民收入產(chǎn)生不容忽視的影響。因此，普惠金融發(fā)展與政府干預(yù)是否能提高農(nóng)民收入？普惠金融在政府干預(yù)下是否對農(nóng)民收入產(chǎn)生不同影響？遂以山東省T 市6 年數(shù)據(jù)為樣本，分析探究政府干預(yù)、普惠金融發(fā)展對農(nóng)民收入的影響，旨在通過研究發(fā)現(xiàn)普惠金融、政府干預(yù)對農(nóng)民收入的積極效應(yīng)，以及以政府干預(yù)為條件時普惠金融所發(fā)揮的效用，為促進農(nóng)民增收給予其更為精準的方向。

1 文獻綜述

普惠金融在扶助弱勢群體時發(fā)揮不小的作用。當前國內(nèi)外學(xué)者對普惠金融進行了深入研究。Burgess、Pande［1］認為普惠金融提高金融服務(wù)的滲透度，使得弱勢群體獲得金融服務(wù)更加便利，進而對其收入產(chǎn)生積極影響。Dupas、Robinson［2］發(fā)現(xiàn)當肯尼亞的窮人在獲得和有效利用金融服務(wù)時可以提高其收入。Park、Mercado［3］發(fā)現(xiàn)在亞洲，普惠金融可以有效緩解收入不平等現(xiàn)象。而國內(nèi)，“三農(nóng)”問題是黨工作的重心，現(xiàn)在中國已步入深化農(nóng)村改革的攻堅期，但普惠金融不是慈善項目，尚需政府調(diào)節(jié)構(gòu)建普惠金融與農(nóng)民增收的橋梁［4］。中國普惠金融在政策推動下得到長遠發(fā)展，能撬動農(nóng)村信用體系，為更多的農(nóng)民提供金融服務(wù)［5］。所以，對金融的研究不能局限于金融深度，即金融機構(gòu)、金融發(fā)展的規(guī)模，更要著眼于金融的寬度，即普惠金融的發(fā)展［6］。普惠金融與金融扶貧有較強的聯(lián)系和相關(guān)性，是幫助弱勢群體自救、提升弱勢群體金融服務(wù)、保證經(jīng)濟發(fā)展的重要支撐［7］。鄭家喜等［8］從實證角度對全國30 個省份的數(shù)據(jù)進行空間自相關(guān)分析，得出中國農(nóng)村普惠金融發(fā)展具有地區(qū)差異，在空間交互下，農(nóng)村普惠金融發(fā)展可有效提高農(nóng)民收入。何學(xué)松等［9］基于省際統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，探究普惠金融對農(nóng)村減貧的作用方向，評估出普惠金融可以提高減貧力度。田杰、陶建平［10］基于全國縣域面板數(shù)據(jù)，對比發(fā)現(xiàn)普惠金融水平對農(nóng)民收入有空間效應(yīng)，在東部地區(qū)，普惠金融發(fā)展水平可有效提高農(nóng)民收入，而在中西部，普惠金融發(fā)展對農(nóng)民增收產(chǎn)生負效應(yīng)。由此看來，普惠金融對農(nóng)民增收產(chǎn)生重要影響。

政府對“三農(nóng)”的支持力度多體現(xiàn)在財政支農(nóng)所帶來的效用上，大部分學(xué)者認為財政支農(nóng)與農(nóng)民增收是正向關(guān)系。據(jù)統(tǒng)計，不同的財政支農(nóng)項目所帶來的效果各不相同，用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支農(nóng)資金對農(nóng)民增收的影響較小，用于“農(nóng)民救濟”的支農(nóng)資金可直接影響農(nóng)民收入［11］。但也有學(xué)者持有不同的觀點，馮夢黎、徐燦琳［12］通過對全國30 省的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，得出為農(nóng)民提供公共物品和公共服務(wù)的以固定資產(chǎn)投資形式發(fā)放的財政資金對農(nóng)民增收有積極影響，以補助形式發(fā)放的財政支農(nóng)資金對農(nóng)民收入產(chǎn)生副作用。除對跨省數(shù)據(jù)分析外，楊廣勇、楊林［13］運用雙重差分模型通過對中部某省的數(shù)據(jù)實證研究，發(fā)現(xiàn)財政涉農(nóng)資金整合試點雖對農(nóng)業(yè)產(chǎn)生增產(chǎn)效應(yīng)，但未解決增產(chǎn)不增收現(xiàn)象，對農(nóng)民增收效果不顯著。李倩、杜江［14］運用實證模型分析重慶地區(qū)農(nóng)村金融和財政支農(nóng)對農(nóng)民增收的影響，雖其農(nóng)村金融發(fā)展未能有效促進重慶農(nóng)民收入增長，但財政支農(nóng)水平對農(nóng)民增收有顯著正向作用。中國農(nóng)村金融體系的發(fā)展離不開政府的政策指導(dǎo)，政府對當?shù)亟鹑诎l(fā)展的作用不可忽視。有學(xué)者通過對長三角地區(qū)16 個城市的實證分析，發(fā)現(xiàn)中央政府對正規(guī)金融發(fā)展有促進作用，而地方政府卻為抑制效果［15］。

由此可見，政府干預(yù)對農(nóng)民增收和金融發(fā)展均起到了一定的作用。但前人對普惠金融、政府干預(yù)程度對農(nóng)民收入影響多以國內(nèi)或省際為主，少有對某一地市的實證分析，而省際之間因各省經(jīng)濟情況、地理位置、社會風(fēng)貌的不同，對比分析度不高。又為避免經(jīng)濟收入差別過大而造成結(jié)果偏誤，因考慮到政府干預(yù)程度這一解釋變量，遂本文以2018 年T 市地方財政收入為標準，選特定縣域研究T 市農(nóng)民增收的影響因素。以2014—2019 年T 市縣域面板數(shù)據(jù)進行實證研究，探討T 市普惠金融、政府干預(yù)兩個因素對農(nóng)民增收效應(yīng)，從而制定相關(guān)對策及措施。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

研究T 市普惠金融、政府干預(yù)對農(nóng)民收入的影響關(guān)系，為保證估計更具效率，選取2014—2019 年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板回歸模型：

模型（1）：普惠金融（FI）、政府干預(yù)（GI）設(shè)為對農(nóng)民收入（lny）產(chǎn)生影響的自變量；X為除普惠金融、政府干預(yù)之外的控制變量；λ為隨時間而變而與地區(qū)無關(guān)的時間固定效應(yīng)；μ為隨地區(qū)而變而與時間無關(guān)的個體固定效應(yīng)；ε為隨時間地區(qū)而變的擾動項。

模型（2）：為驗證普惠金融與政府干預(yù)的交互效應(yīng)對農(nóng)民收入的影響，引入普惠金融與政府干預(yù)的交互項FIGI。

2.2 變量選擇

被解釋變量：農(nóng)民收入（lny）。采用T 市的農(nóng)村居民人均可支配收入的對數(shù)作為農(nóng)民收入。

解釋變量：普惠金融指數(shù)（FI）。借鑒郝依梅等（2017）的方法選擇4 個維度8 個指標來構(gòu)建普惠金融指數(shù)（表1）。

表1 普惠金融測度指標

構(gòu)建方法：參考王修華等［16］、楊艷琳等［17］、岳慧詩等［18］用變異系數(shù)法來測定普惠金融指數(shù)。首先對各測度進行無量綱處理，公式為Xi=Aimi/Mi-mi（i=1，2，…，n），Ai為第i個指標的實際觀察值，Mi為第i個指標的最大值，mi為第i個指標的最小值，通過上述處理，將各個指標數(shù)值化為0～1；其次，計算權(quán)重Vi，Vi通過變異系數(shù)法確定，即每個指標的標準差和平均值的比。普惠金融指數(shù)計算公式為

式中，Wi=Vi Xi。

普惠金融是政府打通農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的有力舉措，本文推測，普惠金融指數(shù)與農(nóng)民收入呈正相關(guān)。

政府干預(yù)（GI）：政府干預(yù)程度借鑒張艷、沈惟維［19］的做法，采用縣財政支出與GDP 的比表示，該比例越高，則表示政府對當?shù)亟?jīng)濟的干預(yù)程度越強。地方財政支出在一定程度上對當?shù)氐慕?jīng)濟有拉動作用，本文推測，政府干預(yù)程度與農(nóng)民收入呈正相關(guān)。

其他控制變量：①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）。采用排除第一產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值與同期國民生產(chǎn)總值的比重來表示。在一定區(qū)域內(nèi)，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的占比越高，則農(nóng)民的收入越高；②教育水平（EI）。提升教育水平能增大其資本和收入能力，故以教育經(jīng)費支出占財政支出比重來衡量。農(nóng)民教育水平的提高使其可從事高技術(shù)職業(yè)，對收入會產(chǎn)生正向影響。

2.3 數(shù)據(jù)來源

選取2014—2019 年T 市的農(nóng)民收入為研究對象，考察6 年來T 市普惠金融發(fā)展與政府干預(yù)情況對農(nóng)民收入的影響。所需數(shù)據(jù)來源于縣政府經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報、中國人民銀行泰安市中心支行內(nèi)部數(shù)據(jù)、《泰安統(tǒng)計年鑒》。

2.4 描述性統(tǒng)計

表2 展示了各變量的描述性統(tǒng)計。T 市6 年的農(nóng)民人均可支配收入平均值為14 146.333 元，最大值為17 679 元，最小值為10 598 元，所得極差為7 081，這表明樣本期內(nèi)各縣的農(nóng)民收入差距較大。取對數(shù)處理后，農(nóng)戶收入對數(shù)值平均值為9.546，方差為0.024。普惠金融指數(shù)的平均值為0.123，最小值為0.02，最大值為0.443，可見樣本期內(nèi)各縣的普惠金融發(fā)展水平差距較大。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

3 結(jié)果分析

考慮到面板數(shù)據(jù)間個體效應(yīng)的存在，故選用個體效應(yīng)模型對T 市2014—2019 年的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，因未知擾動項與解釋變量及控制變量是否相關(guān)，故本文選用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型共同考察普惠金融、政府干預(yù)對農(nóng)民可支配收入的作用。估計結(jié)果見表3，兩模型的檢驗均通過了0.01 檢驗，強烈拒絕“不存在個體效應(yīng)”的假設(shè)，故選擇固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)是合理的。所選定的解釋變量（普惠金融指數(shù)、政府干預(yù)）、控制變量（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、教育水平）等均為隨時間而變的變量，即保留固定效應(yīng)是合理的。對于固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的取舍，選用豪斯曼檢驗進行選擇，豪斯曼檢驗結(jié)果若拒絕原假設(shè)，則選用固定效應(yīng)模型，若不拒絕原假設(shè)，則選用隨機效應(yīng)模型。豪斯曼檢驗結(jié)果見表4，P值為0.035，在5%的顯著性下拒絕原假設(shè)，所以本文使用固定效應(yīng)進行分析。

表3 個體固定效應(yīng)及隨機效應(yīng)模型分析結(jié)果

表4 豪斯曼檢驗結(jié)果

首先考察了普惠金融與政府干預(yù)兩者對農(nóng)民收入的影響。從表3 中（1）的分析結(jié)果可以看出，普惠金融對農(nóng)戶收入在5%的顯著水平上有正向影響，而政府干預(yù)對農(nóng)民收入的影響是顯著正向，其結(jié)果亦通過了顯著性檢驗，所以兩變量的回歸結(jié)果是可信的。普惠金融指數(shù)的系數(shù)為0.719，說明普惠金融指數(shù)每增加1 個單位，農(nóng)民收入將增加71.9%；政府干預(yù)的系數(shù)為2.3，說明政府干預(yù)程度每增加一個單位，農(nóng)民收入將增加230%，政府干預(yù)的提振作用更加大。截距項為9.219，通過了1%的顯著性檢驗，（1）的擬合程度較好。模型（1）的結(jié)果由（2）給出。增加其他控制變量后，普惠金融系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗，且對農(nóng)民收入是積極影響，前文有關(guān)普惠金融系數(shù)正負的假定得以證明；普惠金融的系數(shù)為0.675，相比（1）有所下降，普惠金融指數(shù)每增加一個單位，促使農(nóng)民收入提高67.5%，說明在增加其他控制變量后，普惠金融對農(nóng)民收入的提振作用下降，但依舊顯著。開展普惠金融時，T 市各縣相關(guān)人員深入基層農(nóng)村為農(nóng)民授信，實地走訪農(nóng)戶，獲得一手農(nóng)民調(diào)研數(shù)據(jù)，有效解決農(nóng)民與銀行等金融機構(gòu)信息不對稱問題，增大金融支持農(nóng)村的力度，有效提高了農(nóng)戶收入。在該結(jié)果中，政府干預(yù)通過了顯著性檢驗，對農(nóng)民增收產(chǎn)生重大影響，佐證了前文假定的政府干預(yù)系數(shù)正負；政府干預(yù)系數(shù)為12.4，說明政府干預(yù)每增加一個單位，農(nóng)民收入增長1 240%，政府干預(yù)在一定程度上確實能提高農(nóng)民收入。從當前模型的分析結(jié)果來看，政府干預(yù)變量比普惠金融變量對農(nóng)民增收產(chǎn)生更大的影響，T 市開展的金融精準扶貧工作，努力做到“送貸上門，服務(wù)到家”，信貸人員深入鄉(xiāng)村田地間為農(nóng)民開展授信工作。而且，各縣政府貫徹落實脫貧攻堅的重要任務(wù)，大力開展扶貧工作，幫扶農(nóng)民支持農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。T 市政府對“三農(nóng)”問題十分重視，政府的適當干預(yù)對農(nóng)民收入產(chǎn)生正向影響，而其普惠金融發(fā)展水平在促進農(nóng)民創(chuàng)收時發(fā)揮積極效應(yīng)。

除了普惠金融和政府干預(yù)外，前文中控制變量的假定也得到證實。不論是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還是教育水平都對農(nóng)民增收有正向影響，但（2）中僅產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通過顯著性檢驗。表3 的（3）為模型（2）的估計結(jié)果，普惠金融與政府干預(yù)的交互項對農(nóng)民收入的影響通過了5%的顯著性檢驗，系數(shù)為正，這說明在樣本期內(nèi)，普惠金融對農(nóng)民收入的影響會隨著政府干預(yù)的增強而增強。同理，政府干預(yù)對農(nóng)民收入的影響也會隨著普惠金融發(fā)展程度的提高而增強，即政府干預(yù)的提高也會增強普惠金融發(fā)展水平對農(nóng)民收入的影響，政府干預(yù)和普惠金融的共同作用是有利于農(nóng)民創(chuàng)收的。但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和教育水平未通過顯著性檢驗，截距項通過了顯著性檢驗，為8.441，顯著為正。普惠金融的發(fā)展確實有利于農(nóng)民增加收入，而政府在樣本期內(nèi)所起到的作用也不容小覷。T 市政府在扶助“三農(nóng)”方面，切實通過普惠金融來支持農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，助力農(nóng)民增收。

4 結(jié)論及對策建議

使用山東省T 市2014—2019 年的縣域面板數(shù)據(jù)進行實證分析，探究普惠金融、政府干預(yù)程度及其交互作用對農(nóng)民收入的影響，得到以下結(jié)論：普惠金融與政府干預(yù)對農(nóng)民收入的增加有顯著的積極作用，且普惠金融對農(nóng)民收入的影響會隨著政府干預(yù)的增強而增強，普惠金融發(fā)展水平的提高也會提高政府干預(yù)對農(nóng)民收入的影響，所以在助力“三農(nóng)”時，可考慮從普惠金融發(fā)展水平與適當?shù)恼深A(yù)的角度來提高農(nóng)民收入。

根據(jù)以上結(jié)論提出如下對策建議：

1）發(fā)展建立完善的普惠金融體系。T 市普惠金融發(fā)展對農(nóng)民增收有顯著成效，一定程度上對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展有積極作用，所以T 市應(yīng)堅持發(fā)展普惠金融，建立完善的農(nóng)村信貸體系，豐富金融產(chǎn)品。長期以來，“三農(nóng)”因自然情況風(fēng)險大、農(nóng)民征信不完善等使得農(nóng)戶和銀行間存在信息不對稱問題，銀行傾向于回避農(nóng)民貸款，從而農(nóng)民得不到充足的金融支持。下階段，T 市普惠金融發(fā)展應(yīng)聚焦在解決信息不對稱問題和為農(nóng)民增信上，根據(jù)農(nóng)民真實需求提供個性化產(chǎn)品和服務(wù)，提高金融服務(wù)的覆蓋面。普惠金融助推農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，在金融服務(wù)的“最后一公里”上發(fā)揮極大作用。

2）政府要適當增加對普惠金融的扶持力度。普惠金融收益率低，故中國普惠金融的發(fā)展需要政府支持，普惠金融與政府作用已相連相合，政府的精準扶貧便能發(fā)揮每一絲金融的力量，輔助農(nóng)村脫貧。實證結(jié)果顯示，普惠金融對農(nóng)民收入的影響會隨著政府干預(yù)的增強而增強，故T 市政府應(yīng)在適度范圍內(nèi)加強引導(dǎo)，將金融活水有效注入農(nóng)村地區(qū)，完善普惠金融扶助“三農(nóng)”的體系，加強對普惠金融的指導(dǎo)；相關(guān)部門完善金融監(jiān)管體系并與時俱進，政府更有效率地解決因信息不對稱或農(nóng)戶信用資本不高等造成的農(nóng)民融資難問題，化解普惠金融內(nèi)在的風(fēng)險性。

3）政府適當增加對“三農(nóng)”的扶持力度。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下，大量政策方針紛紛出臺扶助“三農(nóng)”，T 市政府對“三農(nóng)”的扶助既要全面又要精準，結(jié)合當?shù)靥攸c、對照實際情況認真梳理分析，多部門協(xié)調(diào)配合，提高工作效率和質(zhì)量，以改革的思維破解難題，實現(xiàn)精準扶貧，助力農(nóng)民增收。