錢水土 章欣楠

摘? ?要：普惠金融發(fā)展迅猛，為鄉(xiāng)村振興開辟了新路徑，其對農(nóng)民收入的作用不容小覷。選用2009—2018年各省農(nóng)村面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，測算2009-2018年普惠金融指數(shù)，構(gòu)建線性面板模型及面板門檻模型，驗(yàn)證普惠金融對農(nóng)村居民收入的影響。研究結(jié)果顯示，普惠金融能有效增加農(nóng)民收入，且具有門檻效應(yīng)。普惠金融對農(nóng)民收入增收效果還會受到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，并且隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，金融基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，農(nóng)村普惠金融的發(fā)展也不斷深入，其增收及減貧的作用效果也逐漸凸顯。

關(guān)? 鍵? 詞：農(nóng)村普惠金融;農(nóng)村居民收入;經(jīng)濟(jì)發(fā)展;門檻效應(yīng)

中圖分類號：F832? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? ? ?文章編號：2096-2517（2021）05-0044-11

DOI：10.16620/j.cnki.jrjy.2021.05.005

一、引言及文獻(xiàn)綜述

2020年既是全面建成小康社會目標(biāo)實(shí)現(xiàn)之年，也是全面打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)關(guān)鍵之年。農(nóng)村居民收入是衡量脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)是否成功的重要指標(biāo)，也是提高人民生活水平、 實(shí)現(xiàn)發(fā)展成果人人共享的關(guān)鍵。近年來農(nóng)民收入穩(wěn)步提升，但即便如此，農(nóng)村居民人均可支配收入與同期的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入仍然存在一定差距。普惠金融一直致力于以可負(fù)擔(dān)的成本為社會各階層及群體，尤其是弱勢群體提供更為安全、有效的金融服務(wù)，為我國農(nóng)村居民收入提升提供新動力。 我國早在20世紀(jì)末期就通過發(fā)放小額信貸來嘗試發(fā)展本質(zhì)上的普惠金融。2018年， 中國銀保監(jiān)會與中國人民銀行聯(lián)合發(fā)布《中國普惠金融發(fā)展情況報(bào)告》， 特別指出要加大對三農(nóng)領(lǐng)域的金融支持力度。在大力推行普惠金融的宏觀背景下，我國普惠金融的發(fā)展逐漸完善，對金融弱勢群體及地區(qū)所發(fā)揮的作用日益顯著。普惠金融積極推動農(nóng)村地區(qū)發(fā)展， 為鄉(xiāng)村振興開辟新路徑， 其對提高農(nóng)村居民收入的積極作用不容小覷。

關(guān)于金融發(fā)展對農(nóng)民收入的影響，國內(nèi)外學(xué)者均做了大量研究。Davis等（1998）將是否參與農(nóng)村金融市場的農(nóng)民收入做對比研究后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融發(fā)展確實(shí)能增加農(nóng)民收入[1]。但我國學(xué)者的研究并無一致結(jié)論。尤其是在金融發(fā)展的早期，許多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對農(nóng)民收入具有負(fù)向作用。溫濤等（2005）通過1952—2003年的早期數(shù)據(jù)得出我國金融發(fā)展對農(nóng)民收入存在顯著負(fù)效應(yīng)的結(jié)論。 原因是，金融發(fā)展使得農(nóng)村資金大量流失并且轉(zhuǎn)移到城市，反而促進(jìn)城市居民收入水平提高[2]。有關(guān)金融發(fā)展對農(nóng)民收入無顯著影響的文獻(xiàn)幾乎集中在我國金融發(fā)展的早期， 且學(xué)者們對此給出的解釋幾乎一致：與城市相比，農(nóng)村的金融資源投入不足，且受限于農(nóng)民的知識水平，金融發(fā)展對農(nóng)民帶來的邊際效用并不顯著。因此在金融發(fā)展早期，農(nóng)村的金融資源會首先向城市轉(zhuǎn)移， 對農(nóng)民增收的效果有限。也有學(xué)者認(rèn)為金融發(fā)展能顯著增加農(nóng)民收入。 胡德寶等（2015）運(yùn)用GMM動態(tài)面板估計(jì)法對我國省級層面2001—2011年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析， 結(jié)果表明金融發(fā)展可以提高農(nóng)村居民的收入水平，協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)均衡發(fā)展[3]。王成利（2018）同樣驗(yàn)證了金融資源對農(nóng)民收入的正向關(guān)系[4]。陳欽等（2019）的實(shí)證結(jié)果表明隨著金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大以及金融利用效率的提高，農(nóng)民收入增加且貧困率顯著減少[5]。

我國農(nóng)村地區(qū)的貧困問題逐漸受到重視，而農(nóng)村地區(qū)的金融體系并不完善，是目前發(fā)展普惠金融的藍(lán)海地區(qū)。基于普惠金融指數(shù)的測算，國內(nèi)外學(xué)者就普惠金融對農(nóng)村地區(qū)的減貧效應(yīng)展開研究。普惠金融發(fā)展初期主要通過增加金融服務(wù)的可獲得性， 例如發(fā)行小額信貸來使更多窮人參與其中。張立軍等（2006）基于1994—2006年時間序列數(shù)據(jù)以及2004年截面數(shù)據(jù)構(gòu)建小額信貸的反鎖定模型，表明小額信貸能幫助農(nóng)民增產(chǎn)又增收，減貧效應(yīng)顯著[6]。Binswanger等（1995）以印度農(nóng)戶為例進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)普惠金融的確能有效提高農(nóng)民人均收入水平[7]。Liu等（2019）根據(jù)988戶中國貧困縣農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，普惠金融的發(fā)展對中國農(nóng)村地區(qū)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)活動起到農(nóng)村包容性轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用，有助于提升農(nóng)村居民收入[8]。蔡洋萍（2015）以湘鄂豫三省為例， 研究認(rèn)為普惠金融對農(nóng)民人均收入以及農(nóng)村GDP均有正向影響[9]。朱一鳴等（2017）分別研究了普惠金融對貧困縣與非貧困縣的增收效果， 發(fā)現(xiàn)由于缺乏經(jīng)濟(jì)機(jī)會以及自身稟賦的不足，通過增加金融服務(wù)可獲得性方式來發(fā)展的普惠金融對于貧困縣農(nóng)民的增收效果并不顯著[10]。夏玲（2020） 認(rèn)為數(shù)字普惠金融通過增加農(nóng)村居民人均可支配收入來緩解貧困[11]。由此可見，在普惠金融對農(nóng)村地區(qū)的減貧效應(yīng)以及對農(nóng)民收入的影響方面，學(xué)者們所得出的結(jié)論幾乎一致： 普惠金融能有效增加農(nóng)民收入，幫助農(nóng)村地區(qū)脫貧。但也有學(xué)者認(rèn)為普惠金融的減貧效應(yīng)可能呈現(xiàn)非線性。羅斯丹等（2016）運(yùn)用加權(quán)幾何平均法測度了各省普惠金融發(fā)展指數(shù)，并構(gòu)建門檻回歸模型分析發(fā)現(xiàn)，普惠金融與減貧之間存在“U型”關(guān)系，其減貧效應(yīng)隨著人均收入水平的提高而增強(qiáng)[12]。顧寧等（2019）考慮了門檻效應(yīng)及空間溢出效應(yīng)，認(rèn)為普惠金融對農(nóng)村貧困的抑制作用會隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)水平的發(fā)展而增加，且存在明顯的空間溢出效應(yīng)[13]。

通過對文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展的確會影響農(nóng)民收入， 普惠金融作為金融的新興發(fā)展方式，其減貧效應(yīng)也不可忽視。在實(shí)證研究方面，形成了以Sarma普惠金融指數(shù)為核心的普惠金融發(fā)展水平測度體系，并以此為基礎(chǔ)對農(nóng)村居民收入展開了研究。然而在金融發(fā)展過程中，農(nóng)村地區(qū)往往落后于城市地區(qū)，而大多數(shù)學(xué)者在測算普惠金融指數(shù)時并不區(qū)分農(nóng)村與城鎮(zhèn)。包含城鎮(zhèn)樣本在內(nèi)的普惠金融指數(shù)并不能真實(shí)地反映各省農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平，而以此指數(shù)為基礎(chǔ)所得出的結(jié)論可能存在偏差。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：首先，測算各省農(nóng)村地區(qū)的普惠金融指數(shù)并檢驗(yàn)其對農(nóng)民收入的影響。其次，本文還將通過門檻效應(yīng)來檢驗(yàn)普惠金融的減貧效應(yīng)是否會受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。

二、 普惠金融對農(nóng)民收入影響的理論機(jī)制

普惠金融能夠通過包容農(nóng)村居民及降低金融服務(wù)成本這兩方面的直接作用來幫助農(nóng)村居民提高收入。

包容效應(yīng)是指普惠金融在其發(fā)展過程中擴(kuò)大了金融服務(wù)的受眾群體，包容那些原來被傳統(tǒng)金融排斥在外的農(nóng)村居民等弱勢人群。金融排斥同時存在于金融服務(wù)的供給方和需求方。金融機(jī)構(gòu)作為金融服務(wù)的供給方，所能提供的金融服務(wù)類型及數(shù)目有限，因此金融機(jī)構(gòu)不愿意為不符合其自身盈利要求的人提供金融服務(wù)，這造成了農(nóng)民等弱勢群體被傳統(tǒng)金融排斥在外的結(jié)果。 對于金融服務(wù)的需求方而言，低收入人群或是偏遠(yuǎn)地區(qū)的人群由于自身經(jīng)濟(jì)水平及文化水平的限制， 對金融知識所知甚少，這也直接導(dǎo)致了他們很少接觸金融產(chǎn)品，故將自己排除在金融服務(wù)之外。 金融排斥可分為地理排斥、評估排斥及產(chǎn)品排斥。地理排斥在中國農(nóng)村占基礎(chǔ)性地位，主要體現(xiàn)在將農(nóng)村等偏遠(yuǎn)地區(qū)人們排除在金融服務(wù)之外。農(nóng)村等較為偏遠(yuǎn)地區(qū)金融服務(wù)網(wǎng)點(diǎn)的數(shù)量較少，農(nóng)民獲取金融服務(wù)困難。評估排斥是指相較于城市居民而言， 農(nóng)村居民的經(jīng)濟(jì)收入不穩(wěn)定，還款能力受到質(zhì)疑，因此農(nóng)村居民所能享受的金融產(chǎn)品及金融服務(wù)都受限。產(chǎn)品排斥體現(xiàn)在城鎮(zhèn)等富有人群在選擇金融產(chǎn)品時種類豐富，對于資金充足的大客戶甚至能做到個性化定制，極大程度上滿足客戶的需求。而農(nóng)村居民的受眾面小，金融機(jī)構(gòu)很少為農(nóng)村居民提供針對性的金融服務(wù)，這又進(jìn)一步導(dǎo)致農(nóng)村居民與城市居民在金融服務(wù)領(lǐng)域拉開差距。普惠金融旨在加強(qiáng)金融服務(wù)的包容性，其重點(diǎn)服務(wù)對象為偏遠(yuǎn)地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)及低收入人群。金融機(jī)構(gòu)還向農(nóng)村居民推出更適用的金融產(chǎn)品， 并在抵押品及貸款利率方面給予優(yōu)惠政策，使得農(nóng)村居民能夠獲得低成本、適用性高的金融服務(wù)，滿足農(nóng)村居民的資金需求并提高農(nóng)村地區(qū)居民的收入。

金融服務(wù)具有門檻，只有承擔(dān)一定的金融服務(wù)成本時，才能享受到相應(yīng)的金融服務(wù)。農(nóng)村地區(qū)人群收入普遍較低，且缺少抵押品，因此難以從傳統(tǒng)金融獲取金融服務(wù)。普惠金融的出現(xiàn)激發(fā)了金融市場的活力，加速了金融產(chǎn)品與金融機(jī)構(gòu)的創(chuàng)新，讓資金流通更迅速，資源配置更有效率。尤其是近年來互聯(lián)網(wǎng)技術(shù) 使得金融服務(wù)成本進(jìn)一步降低。普惠金融成本的降低使得更多農(nóng)村居民可以更低的門檻享受金融服務(wù)，從而促進(jìn)農(nóng)村居民收入的增長。

根據(jù)上文，普惠金融可通過為農(nóng)村居民提供服務(wù)并且降低成本來幫助農(nóng)村居民提高收入。本文據(jù)此提出假設(shè)1。

假設(shè)1：普惠金融的發(fā)展能夠增加農(nóng)村居民收入。

普惠金融還可以通過影響經(jīng)濟(jì)增長來間接增加農(nóng)民收入。 金融市場的發(fā)展離不開經(jīng)濟(jì)的支持，經(jīng)濟(jì)發(fā)展也需要高效率的金融市場作為后盾，兩者相輔相成、協(xié)同發(fā)展。穩(wěn)定的金融市場為農(nóng)村居民提供了資金支持，這也促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展又為農(nóng)村居民提供了更多創(chuàng)業(yè)就業(yè)的機(jī)會，這同時也增加了農(nóng)村居民收入。在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，普惠金融對農(nóng)村居民收入的影響可能會有不同。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，農(nóng)民主要追求溫飽，因此對金融產(chǎn)品需求并不高。而隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)民生活水平逐漸提高， 金融服務(wù)逐漸被農(nóng)民了解并接受， 成為資金流通中不可或缺的一部分，此時普惠金融對農(nóng)民的增收作用更為顯著。

根據(jù)上述理論分析，為了驗(yàn)證普惠金融在不同經(jīng)濟(jì)水平下對農(nóng)村居民收入的影響差異以及普惠金融自身不同發(fā)展水平對農(nóng)村居民收入的影響差異，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：普惠金融對農(nóng)村居民收入的影響可能具有門檻效應(yīng)，會受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。

三、普惠金融指數(shù)構(gòu)建

本文將從滲透度、可獲得度和使用度這三個維度選取7個二級指標(biāo)，利用變異系數(shù)法來測算我國2009—2018年30個省份農(nóng)村的普惠金融指數(shù)，并根據(jù)測算結(jié)果分析研究期間我國農(nóng)村普惠金融發(fā)展情況。

（一）指標(biāo)選取

本文借鑒目前認(rèn)可度較高的Sarma（2008）構(gòu)建的普惠金融指數(shù)，從滲透度、可獲得度以及使用度三個維度來選取指標(biāo)，構(gòu)建農(nóng)村地區(qū)普惠金融指數(shù)[14]。在普惠金融的滲透度方面，參考王婧等（2013）的做法，從地理緯度和人口緯度選取與農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)相關(guān)的四個指標(biāo)來衡量農(nóng)村地區(qū)金融機(jī)構(gòu)的滲透情況[15]，其中農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的涵蓋范圍包括小型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)和新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)。在可獲得度方面，主要測度農(nóng)民獲得涉農(nóng)貸款的情況，本文采用涉農(nóng)貸款余額占總貸款余額的比例來衡量。關(guān)于使用度，本文參考韓曉宇（2017）的做法，將保險(xiǎn)行業(yè)納入考量范圍，以此來衡量農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的密度[16]。

具體指標(biāo)的選取以及計(jì)算方式如表1所示。

（二）指標(biāo)測算方法

測算普惠金融指數(shù)的第一步就是要對上述各項(xiàng)指標(biāo)賦予不同的權(quán)重。本文選用目前運(yùn)用范圍最廣的變異系數(shù)法來測算普惠金融指數(shù)。變異系數(shù)法是一種客觀賦權(quán)的方法，通過測算各個指標(biāo)的變異系數(shù)來衡量該指標(biāo)的變異程度， 指標(biāo)變異程度越大，說明該指標(biāo)越難以實(shí)現(xiàn)，所對應(yīng)的權(quán)重也會越大。以此方法來對各個指標(biāo)賦予不同的權(quán)重，最后通過歐幾里得距離法合成普惠金融指數(shù)。具體的測算方法及公式如下：

首先是測算各項(xiàng)指標(biāo)的變異系數(shù)：

其中，Vi表示第i項(xiàng)指標(biāo)的變異系數(shù)，也可稱為標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù);？啄i表示第i項(xiàng)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差;表示第i項(xiàng)指標(biāo)的平均值。

由式（1）可得到第i項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重為：

得到各項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重后，運(yùn)用離差標(biāo)準(zhǔn)化的方法對各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行無量綱化處理，并乘以相應(yīng)的權(quán)重得到新的指標(biāo)Ci（i=1，2，...，n），具體公式如下：

其中，Ai表示第i項(xiàng)指標(biāo)的實(shí)際觀測值;maxi表示第i項(xiàng)指標(biāo)全部實(shí)際觀測值中的最大值;mini表示第i項(xiàng)指標(biāo)全部實(shí)際觀測值中的最小值;Wi是由式（2）得出的各項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重。

進(jìn)行無量綱化處理并乘以相應(yīng)權(quán)重后的指標(biāo)Ci的取值在0至1之間，其大小代表第i項(xiàng)指標(biāo)所衡量的普惠金融指數(shù)的高低。但Ci仍需進(jìn)一步通過歐幾里得距離法合成最終的普惠金融指數(shù)，主要思想是將各指標(biāo)的觀測值與理想值整合，具體的公式如下：

以此方法測算出2009—2018年我國30個省份的普惠金融指數(shù)，IFI越大代表該省農(nóng)村地區(qū)普惠金融發(fā)展越好，且本指數(shù)僅代表相對值。

（三）普惠金融各項(xiàng)指標(biāo)權(quán)重

依據(jù)上文提及的各項(xiàng)指標(biāo)以及確定各指標(biāo)權(quán)重的方法，本文最后測算得出各指標(biāo)的權(quán)重如表2所示。

通過表2所示的各指標(biāo)權(quán)重結(jié)果可以看到，在滲透度這一維度，人口維度的權(quán)重比地理維度的權(quán)重小得多，這表明各省在地理上的普惠金融滲透度差異較大，平均到個人的人口維度差異并不明顯。而在涉農(nóng)貸款的可獲得度方面，該權(quán)重占比不高，說明這一差異也并不明顯。在使用度這一維度，存款支農(nóng)轉(zhuǎn)化率權(quán)重不高，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)密度的權(quán)重在7個權(quán)重指標(biāo)中占比最高，說明農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展并不均衡，差異顯著。

四、 普惠金融對農(nóng)民收入影響的實(shí)證研究

（一）變量選取與模型設(shè)定

1.變量選取

本文所選取的被解釋變量來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，通過對農(nóng)民人均純收入取對數(shù)（ln Y）來衡量各省農(nóng)民的收入水平。 并將上文測算的30個省份的2009—2018年農(nóng)村地區(qū)普惠金融指數(shù)（ifi）作為核心解釋變量，該指數(shù)的取值范圍為0～1，指數(shù)越高說明該省農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平越高，該指數(shù)越低說明該省農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平越低。

同時，為了解決部分因遺漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文選取了以下控制變量：財(cái)政涉農(nóng)支出（rsz）、人均受教育年限（edu）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）、城鎮(zhèn)化水平（ur）、人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力（power）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（rgdp）。

受限于數(shù)據(jù)獲取， 本文的研究區(qū)間為2009—2018年。 本文在測算農(nóng)村普惠金融指數(shù)時需要各省的農(nóng)村耕地面積這一數(shù)據(jù)，但截止目前，國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站關(guān)于耕地面積的數(shù)據(jù)僅更新至2017年，考慮到耕地面積并不會在短時間內(nèi)發(fā)生較大變化，本文依據(jù)2015—2017年各省的耕地面積變化趨勢對2018年的相應(yīng)數(shù)據(jù)進(jìn)行了估算。2019年其余數(shù)據(jù)存在不同程度缺失， 為保證研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，最終選定的研究區(qū)間為2009—2018年。 原始數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。各變量處理方法及描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示。

2.模型設(shè)定

（1）線性面板模型

上文通過理論層面對普惠金融與農(nóng)民收入之間的影響進(jìn)行了分析，為了在實(shí)證層面證實(shí)這一關(guān)系，本文首先構(gòu)建普通面板模型：

（2）面板門檻模型

普惠金融對農(nóng)民收入的作用效果可能會受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。 為了驗(yàn)證這一假說， 本文又進(jìn)一步構(gòu)建面板門檻模型，并且將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻變量， 研究普惠金融對農(nóng)民收入的作用效果。面板門檻模型如下：

（二）單位根檢驗(yàn)

1.面板單位根檢驗(yàn)

為了避免因單位根帶來的偽回歸問題，本文首先對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，由于單個單位根檢驗(yàn)方法可能具有局限性，本文采用4種方法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。首先對各變量的原序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，這4種方法的原假設(shè)均是存在單位根，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

由表4的檢驗(yàn)結(jié)果可知，大多數(shù)變量的檢驗(yàn)結(jié)果均接受原假設(shè)，即原序列均存在單位根，因此繼續(xù)對原序列進(jìn)行一階差分后仍然用上述4種檢驗(yàn)方法再次進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

原序列進(jìn)行一階差分后， 各變量均在5%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，因此可認(rèn)為各變量為一階單整列。

2.面板協(xié)整檢驗(yàn)

在單位根檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)各變量為一階單整列，因此需要進(jìn)一步做協(xié)整檢驗(yàn)，以確定各變量之間是否存在長期關(guān)系，若存在長期關(guān)系，則可仍然用原序列構(gòu)建模型。 協(xié)整檢驗(yàn)的原假設(shè)是不存在協(xié)整關(guān)系，若拒絕原假設(shè)，則說明各變量之間存在長期均衡關(guān)系。 本文采用kao和Pedroni兩種面板協(xié)整檢驗(yàn)來檢驗(yàn)其協(xié)整關(guān)系。表6檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，幾乎所有統(tǒng)計(jì)量均拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此可判斷各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即滿足面板數(shù)據(jù)處理的基本條件，可用于后續(xù)模型的構(gòu)造。

（三）模型檢驗(yàn)及參數(shù)估計(jì)

1.門檻效應(yīng)估計(jì)與檢驗(yàn)

依據(jù)上述檢驗(yàn)方法，本文首先對該樣本內(nèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行單一門檻、雙重門檻及三重門檻檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。根據(jù)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可知，當(dāng)以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻變量時，單一門檻效應(yīng)及雙重門檻效應(yīng)在1%的置信水平下通過顯著性檢驗(yàn)，而三重門檻均未通過顯著性檢驗(yàn)，證實(shí)了在本文研究的范圍內(nèi)，普惠金融對農(nóng)民收入的影響的確存在非線性關(guān)系，并且可以構(gòu)建雙重門檻模型進(jìn)行估計(jì)。

門檻值估計(jì)結(jié)果如表8所示， 在5%的置信水平下，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門檻變量的雙重門檻值分別為2.0534以及3.1707。據(jù)此，本文將農(nóng)村普惠金融對農(nóng)民收入的影響根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分為三個不同的區(qū)間，即ifi（rgdp≤2.0534）、ifi（2.05343.1707）。

2.面板模型參數(shù)估計(jì)

在線性面板模型估計(jì)時， 應(yīng)在固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型以及混合模型中進(jìn)行選擇，本文根據(jù)F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)判斷采用固定效應(yīng)模型。表9匯總了線性模型及非線性模型的估計(jì)結(jié)果。

（四）回歸結(jié)果分析

根據(jù)表9所示的回歸結(jié)果，總體來說，無論是從全國層面還是分東中西地區(qū)，普惠金融都可以顯著提高農(nóng)民收入， 且東部地區(qū)的作用效果最為顯著，其次是西部地區(qū)，最后是中部地區(qū)。從全國層面來看，除了普惠金融之外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（rgdp）及教育水平（edu）均在1%的顯著性水平下增加了農(nóng)村居民收入，而農(nóng)用機(jī)械總動力（power）也在10%的顯著性水平下增加農(nóng)民收入。除此之外，城鎮(zhèn)化水平（ur）對農(nóng)民收入的影響系數(shù)為負(fù)，且在1%顯著性水平下顯著，這說明城鎮(zhèn)化水平越高，農(nóng)民收入越低，這也許是隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，青壯年勞動力逐漸向城市轉(zhuǎn)移所致。而涉農(nóng)財(cái)政支出（rsz）及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）對農(nóng)民收入影響不大。而在分樣本的回歸結(jié)果中，東部地區(qū)與西部地區(qū)的農(nóng)村普惠金融均能顯著提高農(nóng)民收入，而中部地區(qū)農(nóng)村普惠金融的增收效果最弱，這也許是因?yàn)橹胁康貐^(qū)農(nóng)村普惠金融發(fā)展不夠充分， 仍未能全面涵蓋所需人群。教育水平（edu）的影響系數(shù)由西到東均顯著，也體現(xiàn)出教育對農(nóng)民收入的重要性，而其余控制變量的回歸結(jié)果大致相同。

面板門檻模型回歸結(jié)果也同樣支持普惠金融均能顯著增加農(nóng)村居民收入的結(jié)論。 控制變量中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（rgdp）、人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力（power）以及教育水平（edu）的系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為正，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展越好、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度越高及教育水平越高越能顯著促進(jìn)農(nóng)民收入的增加，這同時也符合理論與實(shí)際。而城鎮(zhèn)化水平（ur）系數(shù)顯著為負(fù)， 說明隨著農(nóng)村勞動力向城市的不斷轉(zhuǎn)移，農(nóng)民收入也同時降低。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）的系數(shù)則不顯著。雙重門檻模型依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將普惠金融對農(nóng)民收入的影響分為三個階段，并針對每個階段給出了相應(yīng)的系數(shù)。根據(jù)上文雙重門檻模型的回歸結(jié)果可知： 首先在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初級階段（rgdp≤2.0534）， 普惠金融對農(nóng)民收入的影響系數(shù)為負(fù)，但并不顯著，可能是由于此時農(nóng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施等配套體系并不完善，同時普惠金融的發(fā)展也處于初級階段，因此其增收效應(yīng)并不顯著。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中級階段（2.05343.1707），普惠金融對農(nóng)民收入的影響在1%的顯著性水平下顯著，系數(shù)為1.519，該系數(shù)幾乎是第二階段的兩倍。因此總體來說， 普惠金融的發(fā)展的確能有效增加農(nóng)民收入，并且隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，金融基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，農(nóng)村普惠金融的發(fā)展也不斷深入，其增收及減貧的作用效果也逐漸凸顯。分析人均GDP的原始數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，依據(jù)本文的分類方法，2009年處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平初級階段的省份有12個， 處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平中級階段的省份有8個，處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高級階段的省份有10個。而2018年，只有甘肅這1個省份處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平中級階段， 其余29個省份均處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高級階段。這一數(shù)據(jù)不僅反映了近十年來我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的情況，而且從實(shí)證結(jié)果來看，越來越多的省份處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高級階段，此時普惠金融對農(nóng)民的增收作用也更為突出。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

一般來說，遺漏變量、互為因果均可能會導(dǎo)致內(nèi)生性問題。首先，本文研究并證實(shí)了普惠金融發(fā)展對農(nóng)民的增收效應(yīng)，但農(nóng)民收入增加幫助他們跨越了金融服務(wù)門檻的同時也增加了其對金融服務(wù)的需求， 從而間接地促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)普惠金融的發(fā)展，這一互為因果的關(guān)系可能導(dǎo)致潛在的內(nèi)生性問題。本文參考習(xí)明明等（2021）[17]的做法，將普惠金融指數(shù)的滯后一階作為普惠金融的工具變量，利用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行估計(jì)，因?yàn)樯弦荒昶栈萁鹑诘陌l(fā)展對本年度普惠金融的發(fā)展具有延續(xù)性，滿足了工具變量相關(guān)性的要求。而本年的農(nóng)民收入與上年度普惠金融的發(fā)展并不直接相關(guān)，也滿足了工具變量外生性的要求。

表10報(bào)告了使用工具變量后的回歸結(jié)果，從全國及分地區(qū)的回歸結(jié)果可發(fā)現(xiàn)， 在4組方程中，Anderson檢驗(yàn)的p值均為0.0000， 且弱工具變量Cragg-Donald檢驗(yàn)的F值均較大， 在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，這說明本文所選取的工具變量是有效的。在4組方程中，滯后一階的農(nóng)村普惠金融指數(shù)全部顯著，系數(shù)大小與方向均與上文保持一致，這說明本文的研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論及政策建議

（一）研究結(jié)論

本文基于2009—2018年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)， 構(gòu)建了針對農(nóng)村地區(qū)的普惠金融指數(shù)，并分析其對農(nóng)民收入的影響。根據(jù)普惠金融指數(shù)的計(jì)算結(jié)果可知，在研究樣本的十年間，我國各省農(nóng)村普惠金融發(fā)展迅速， 但仍存在明顯的地域差異?；谠撝笖?shù)構(gòu)建了普通面板回歸模型以及面板門檻模型，所得研究結(jié)果如下：

一是普惠金融的確能有效增加農(nóng)民收入， 且這一作用效果具有地域差異，與中西部地區(qū)相比，普惠金融對東部地區(qū)農(nóng)民的增收效果更顯著。

二是普惠金融對農(nóng)民收入增收效果會受到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響， 隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，金融基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，農(nóng)村普惠金融的發(fā)展也不斷深入，其增收及減貧的作用效果也逐漸凸顯。

綜上，普通面板模型及面板門檻模型均證實(shí)了普惠金融對農(nóng)民收入具有顯著增收效應(yīng)，并且隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平及教育水平的不斷發(fā)展，其增收效應(yīng)越發(fā)突出。

（二）政策建議

首先， 應(yīng)加快完善農(nóng)村地區(qū)金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。實(shí)證研究證實(shí)了普惠金融對農(nóng)民的增收作用具有門檻效應(yīng)，在跨越第一個門檻后，其增收作用更為突出。而現(xiàn)階段農(nóng)村地區(qū)落后的金融基礎(chǔ)設(shè)施限制了普惠金融的發(fā)展。 因此只有完善金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，擴(kuò)大農(nóng)村普惠金融的服務(wù)廣度與深度，讓農(nóng)村普惠金融惠及更多有金融需求的農(nóng)民，才能充分發(fā)揮普惠金融的增收作用。政府應(yīng)加大與金融機(jī)構(gòu)合作力度，在農(nóng)村地區(qū)合理設(shè)立服務(wù)網(wǎng)點(diǎn)，便于農(nóng)民方便快捷地獲取金融服務(wù);聯(lián)合金融機(jī)構(gòu)為農(nóng)民定期開展金融知識宣講，培養(yǎng)農(nóng)村居民理財(cái)及防范金融詐騙意識。 金融機(jī)構(gòu)應(yīng)加速金融產(chǎn)品的創(chuàng)新，積極推出符合農(nóng)村發(fā)展實(shí)情、 適應(yīng)農(nóng)民特點(diǎn)的金融產(chǎn)品;進(jìn)一步細(xì)化分工，合理安排資源配置，簡化貸款的流程及手續(xù)， 為農(nóng)民提供方便快捷的綠色服務(wù)通道。

其次， 制定差異化的農(nóng)村普惠金融監(jiān)管政策。本文研究發(fā)現(xiàn)普惠金融對農(nóng)民收入的作用存在地域差異，與中西部地區(qū)相比，普惠金融對東部地區(qū)農(nóng)民的增收效果更顯著。因此政府應(yīng)針對不同發(fā)展水平的地區(qū)制定差異化的農(nóng)村普惠金融監(jiān)管政策。對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較落后的地區(qū)，應(yīng)根據(jù)當(dāng)?shù)氐膶?shí)際情況，對金融機(jī)構(gòu)給予針對性的優(yōu)惠政策，適當(dāng)放寬監(jiān)管，鼓勵金融機(jī)構(gòu)創(chuàng)新。而對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，應(yīng)總結(jié)農(nóng)村普惠金融發(fā)展過程中的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)， 并將農(nóng)村普惠金融業(yè)務(wù)向周邊省份拓展， 積極在周邊農(nóng)村及落后地區(qū)建立分支機(jī)構(gòu)，幫助當(dāng)?shù)赝晟葡嚓P(guān)金融服務(wù)。

最后，充分發(fā)揮金融科技作用以推動數(shù)字普惠金融發(fā)展。近年來數(shù)字普惠金融作為普惠金融的新興領(lǐng)域快速發(fā)展， 而農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對落后，是發(fā)展數(shù)字普惠金融的藍(lán)海市場。數(shù)字普惠金融結(jié)合了互聯(lián)網(wǎng)與大數(shù)據(jù)的優(yōu)勢， 通過分析農(nóng)民的消費(fèi)、支付等信息，構(gòu)建個人征信信息，提高農(nóng)村客戶貸款的可獲得率。數(shù)字普惠金融還能進(jìn)一步降低金融服務(wù)的門檻，在降低金融服務(wù)成本的同時提升效率與準(zhǔn)確率。除此之外，數(shù)字普惠金融的出現(xiàn)讓農(nóng)村居民實(shí)現(xiàn)了足不出戶就能享受金融服務(wù)的可能，各項(xiàng)業(yè)務(wù)均能實(shí)現(xiàn)線上辦理， 金融服務(wù)不再有地域鴻溝，金融服務(wù)地理排斥的困境得以緩解。

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Research on the Impact of Inclusive Finance on the Income of Rural Residents

——Empirical Analysis Based on Provincial Panel Data

Qian Shuitu，Zhang Xinnan

（School of Finance， Zhejiang Gongshang University， Hangzhou 310018， China）

Abstract： The rapid development of inclusive finance has opened up a new path for rural revitalization， and its effect on farmers income should not be underestimated. Selecting the rural panel data of the provinces from 2009 to 2018 as the research sample， the inclusive finance index from 2009 to 2018 was calculated， and the linear panel model and the panel threshold model were constructed to verify the impact of inclusive finance on the income of rural residents. The research results show that inclusive finance can effectively increase farmers income and has a threshold effect. The effect of inclusive finance on farmers income increase will also be affected by the level of local economic development. As the regional economy continues to develop and financial infrastructure continues to improve， the development of rural inclusive finance continues to deepen， and its effect on income increase and poverty reduction is also gradually highlighted.

Key words： rural inclusive finance; rural residents income; economy development; threshold effect

（責(zé)任編輯：李丹;校對：龍會芳）