普惠金融對農村家庭金融市場參與的影響路徑
——基于大興安嶺南麓集中連片特困區“金惠工程”基線調查數據分析

耿傳輝 ,張傳娜

(1.長春金融高等?？茖W校，吉林 長春 130028; 2.吉林省農村金融改革研究中心，吉林 長春 130028)

普惠金融在我國已經發展十余年，對其整體發展水平進行評價，并分析其在貧困地區減貧增收中起到的作用，是十分必要的。本文主要利用“金惠工程”基線調查數據，測度大興安嶺南麓集中連片特困區縣(市)的普惠金融發展水平，分析普惠金融發展對農村家庭金融市場參與的影響及其路徑,進而驗證普惠金融發展的增收減貧效應。

一、“金惠工程”基線調查過程與調查結果簡介

(一)調查過程

“金惠工程”基線調查是由中國金融教育發展基金會發起、VISA(中國)贊助、長春金融高等?？茖W校實際開展的大興安嶺南麓集中連片特困區農村居民金融情況調研。基本調研工作分兩年完成，分別是2016年針對吉林省8個國家級貧困縣的農村居民金融需求調查和2017年針對吉林、黑龍江、內蒙古3省區18個縣51個村(見表2)的農村居民金融情況調查。此外，2017年基線調查結束后，為了解調查縣(市)的金融業發展情況，專門向18個縣(市)的人民銀行進行了補充調研。本文的分析基于2017年基線調查數據(2253份有效問卷)和人民銀行金融業發展數據(18個縣)，使用的指標情況和縣(市)名稱見表1和表2。

(二)調查結果基本情況

1.基礎金融服務覆蓋情況。從18個縣(市)人民銀行的調查數據看，調查地區平均每千平方公里有銀行網點7.33個、保險網點2.32個，助農取款點43.06個、ATM機13.37臺、POS機119.23臺。被調查的農村居民人均擁有賬戶2.1個、儲蓄卡1.6張，遠低于全國平均水平(全國人均擁有賬戶6.6個、儲蓄卡4.8張)。

2.農村家庭金融市場參與情況。被調查的農村居民中，申請過貸款的占比為26.01%、購買過保險的占比為68.26%、購買過理財產品的占比為1.24%，使用過數字支付的占比為9.14%。農村居民購買的保險以政策性保險為主，主要是農村合作醫療保險和農村養老保險，占比分別為62.27%和19.49%。

二、大興安嶺南麓集中連片特困區普惠金融發展水平現狀分析

(一)普惠金融的度量

對于普惠金融體系，當前國際上比較權威的包括世界銀行的《Access for All-Building Inclusive Financial Systems》、全球普惠金融合作伙伴(GPFI)制定的《G20普惠金融指標體系(2016)》。在我國，中國人民銀行發布的《2017年中國普惠金融指標分析報告》是中國普惠金融體系的官方版本。對于普惠金融發展水平的測度，通常做法是構建普惠金融指數(IFI)。Sarma(2008)[1]借鑒聯合國開發計劃署(HDI)的HDI、HPI、GDI等發展指數，提出了可進行橫向和縱向對比的普惠金融指數(IFI)。國內學者借鑒Sarma的思路，從不同層面，針對各自的研究問題，構建了略有差別的普惠金融體系并進行測度分析，相關文獻如焦瑾璞等(2015)[2]、粟芳等(2016)[3]、林春等(2019)[4]等。

本文對普惠金融發展水平的度量,綜合考慮兩方面因素：一是國內外權威的指標體系；二是充分利用基線調查問卷數據。從總體上說，本文構建的普惠金融指標體系主要包括可獲得性(或滲透度)、使用度、效用度(質量)三個維度共計30個指標(見表1)。

表1 大興安嶺南麓集中連片特困區普惠金融指標及權重

需要特別說明的是，金融服務的效用度和質量這一維度包括兩方面內容：一是反映金融服務的使用對經濟發展的貢獻：二是農村居民的金融素養和能力。其中效用度指標參考國際貨幣基金組織開展全球金融獲得性調查(Financial Access Survey)時采用商業銀行存款余額/GDP和貸款余額/GDP指標；金融素養和能力從金融知識的掌握程度和接受金融服務的意愿兩個方面選擇相應的指標。對于三個維度權重的選擇，本文主要參照粟芳(2016)[3]的研究，認為使用度對普惠金融的貢獻最大，而滲透度和效用度對普惠金融的貢獻相近，因此滲透度、使用度和效用度的權重分別設為17%、63%和23%。三個維度下各指標的權重則利用變異系數法確定。大興安嶺南麓集中連片特困區普惠金融指標體系的具體情況見表1。

關于指標的說明：

1.指標數據有三方面來源：(1)宏觀經濟數據來源于《中國縣域統計年鑒》(2017)；(2)金融服務基礎設施數據來源于各縣人民銀行；(3)關于農戶的數據來源于2017年基線調查。

2.移動網絡信號情況在問卷中分為5個檔次，分別為很好、好、一般、差、很差，相應地賦予分值分別為5分、4分、3分、2分和1分。將農民的選擇作為權重，計算該縣農民對移動網絡信號的平均評分。

3.在問卷中，所在村能做的金融業務包括存款、取現、匯款、繳費、貸款、保險、外匯及其他金融服務8項。能做1項計分為1，依次累加，最大值為8。該項指標的平均分為以農民的選擇作為權重對可做的金融業務種類進行加權。

4.問卷中金融服務的使用渠道包括銀行、保險公司、小額貸款公司等共8個。若農民使用過一種渠道計為1，依次累加，最大值為8。該指標的平均分為以農民的選擇為權重對選擇金融服務渠道數進行加權。

(二)大興安嶺南麓集中連片特困區普惠金融發展水平現狀

各個縣(市)的普惠金融發展水平見表2。

表2 普惠金融發展水平情況表

①資料來源:http://www.cpad.gov.cn/art/2012/3/19/art_343_42.html《國家扶貧開發工作重點縣名單》。

從普惠金融發展總體水平來看，內蒙古的普惠金融發展水平相對較高，吉林次之，黑龍江有較大提升空間。尤其內蒙古興安盟的扎賚特旗，作為“兩權抵押貸款”的試點地區，信用體系建設相對完備，普惠金融發展水平相對較高，農村居民的金融素養和能力明顯高于其他縣(市)。從表2的數據來看，普惠金融發展水平與該縣是否是國家級貧困縣似乎并沒有明顯關系，如扎賚特旗與和龍市雖然為國家級貧困縣，但其普惠金融發展水平卻相對較高。經過做獨立樣本的T檢驗，發現貧困縣與非貧困縣的普惠金融發展水平確實并無顯著差異，相關檢驗結果見表3。該結果在一定程度上表明國家對貧困地區普惠金融發展的重視。

從普惠金融發展水平的三個維度來看：(1)滲透度。內蒙古突泉縣普惠金融滲透度最高。根據該縣人民銀行的調研數據，該縣每千平方公里的POS機數、助農取款點數和保險網點數遠遠超過其他縣市。(2)使用度。在普惠金融發展水平指標體系中，使用度的權重遠高于其它兩個維度，因此使用度的情況與普惠金融發展整體水平大致一致，僅個別縣(市)存在略微差異。(3)效用(質量)。內蒙古扎賚特旗和突泉縣的普惠金融發展的效用(質量)較高，而吉林省該維度指標處于相對低位，尤其大安市、通榆縣和鎮賚縣，其普惠金融的效用(質量)維度在18個縣(市)中處于尾部。

表3 是否為貧困縣對普惠金融的差異性影響檢驗

三、普惠金融對農村家庭金融市場參與影響的實證分析

關于家庭金融市場參與的文獻較多，如尹志超等(2014)[5]研究了金融知識、投資經驗對家庭金融市場參與和家庭資產選擇的影響，認為金融知識的增加會推動家庭參與金融市場。王燕等(2018)[6]運用probit模型和tobit模型檢驗了家庭金融服務獲得性對其參與正規和非正規金融市場、投資風險資產的影響。陳姿等(2019)[7]分析了居民金融素養對家庭資產的影響，發現金融素養會顯著提升居民家庭房產、無風險金融資產、風險性金融資產、家庭總資產及凈資產。但是，現有的研究只是分析普惠金融的某一側面對家庭金融市場參與的影響，而鮮見從普惠金融發展整體水平對農村家庭金融市場參與進行研究的文獻。在此，利用前文測算的大興安嶺南麓集中連片特困區縣(市)普惠金融發展水平，分析片區普惠金融發展對農村家庭金融市場參與的影響及其路徑。具體分析過程如下：

(一)變量說明

1.被解釋變量。本文的被解釋變量是農村家庭金融市場參與情況。世界銀行2006年《Access for All: Building Inclusive Financial Systems》中指出，低收入群體除信貸需求外，還有儲蓄、保險及支付結算等方面的需求。結合本文所使用的調研問卷的實際情況，被解釋變量包括農村家庭在信貸、理財、保險及數字支付四類金融市場的參與情況。就某一市場而言，若參與，取1；否則，則取0。

2.解釋變量。本文分析的主要解釋變量是普惠金融發展水平，其取值按前文所述方法進行測算。

3.控制變量。本文選取個體特征(年齡、受教育水平、性別、婚姻狀態、風險態度、金融知識水平、是否接受過金融培訓和是否使用智能手機)和家庭收入作為控制變量?？刂谱兞康闹饕闆r見表4。

(二)計量模型設定

參照溫忠麟等(2014)[8]引入中介效應模型分析普惠金融對農村家庭金融市場參與的影響機制。中介效應模型可以分析解釋變量對被解釋變量影響的過程和作用機制，在心理學中應用較多。中介效應模型分析的基本思路如下：

考慮解釋變量X對被解釋變量Y的影響，如果X通過影響變量M而對Y產生影響，則稱M為中介變量。分析過程包括以下三個方程：

Y=cX+e1

(1)

M=aX+e2

(2)

Y=c′X+bM+e3

(3)

表4 變量及其描述性統計

其中:c為解釋變量X對被解釋變量Y的總效應；a為自變量X對中介變量M的效應；b是在控制了解釋變量X的影響后，中介變量M對因變量Y的效應；c′為在控制了中介變量M的影響后，解釋變量X對被解釋變量Y的直接效應；e1、e2和e3分別為回歸殘差。中介效應即為間接效應，等于a×b。

中介效應檢驗的流程如圖1所示：

圖1 中介效應檢驗流程[9]

檢驗分為四個步驟：第一，檢驗參數c的顯著性，若c顯著，則以中介效應立論；若c不顯著，則停止中介效應檢驗。第二，檢驗參數a和b的顯著性，若a和b均顯著，則中介效應顯著；若a和b中至少有一個不顯著，則需要進一步做Sober檢驗，即對假設H0:ab=0進行檢驗，若拒絕原假設，則認為中介效應顯著；若接受原假設，則認為中介效應不顯著，停止檢驗。第三，在中介效應顯著的前提下，對參數c′的顯著性進行檢驗，若c′顯著，則說明直接效應顯著；若c′不顯著，則說明直接效應不顯著，檢驗結果為完全中介效應。第四，在直接效應和中介效應顯著的前提下，進一步檢驗ab和c′的符號是否一致，若符號一致，則中介效應占比為ab/c；若二者符號不一致，則檢驗結果為遮掩效應。

通常認為，普惠金融對農村家庭金融市場參與的影響路徑有兩條：一是普惠金融→收入增加→參與金融市場；二是普惠金融→參與金融市場→收入增加。為探索普惠金融發展對農村家庭不同金融資產選擇的影響路徑，本文構建了如下三個方程：

P(Yic=1)=a+bIFIi+cXic+eic

(4)

ICic=d+eIFIi+fXic+eic

(5)

P(Yic=1)=g+hIFIi+iICic+jXic+eic

(6)

其中：方程(4)和方程(6)為probit模型，方程(5)為一般線性多元回歸模型；下標i和c分別代表縣(市)和被調查者；Y為信貸、理財、保險、數字支付的參與情況，參與取1，否則取0；P(Yic=1)表示參與Y市場的概率；IFIi代表i縣(市)的普惠金融發展水平；Xic代表被調查者的個體特征控制變量；ICic為中介變量，代表家庭收入；eic為隨機擾動項。

將家庭收入引入信貸、理財和保險市場參與情況模型中后，可能存在內生性問題。由于內生性的存在，可能無法得到一致估計。因此本文選擇與家庭收入相關但與信貸、理財和保險相關性較弱的變量(承包農田面積和住宅面積)作為工具變量，采用工具變量probit模型(IV-probit)進行參數估計。

四、實證分析結果

(一)普惠金融與農村家庭金融市場參與

為了對模型的穩健性進行檢驗，本文進行了probit回歸、logit回歸和穩健的logit回歸，回歸結果基本一致。由于logit模型的回歸結果更便于理解，因此本文表5給出了模型(4)的logit參數估計結果。表中的參數為odds比，表示在某個變量給定的條件下，選擇參與金融市場與不參與的概率比。

從回歸結果來看，與我們的預期基本一致。普惠金融發展水平對信貸、理財及保險市場參與情況的影響都比較顯著。也就是說，普惠金融發展水平的提高能夠使農村家庭參與這三類金融市場的概率比不參與的概率明顯提高。普惠金融的發展對數字支付工具的使用影響并不顯著。

表5 農村家庭金融市場參與的影響因素情況分析表(odds 比)

農村居民的個體特征對金融市場參與的影響差別較大。農村居民對待風險的態度，對其參與理財市場和使用數字支付手段影響顯著，而對信貸市場和保險市場的參與沒有顯著影響。性別對是否參與金融市場決策沒有顯著影響。就信貸市場而言，主要受到年齡、受教育水平、金融知識、是否擁有智能手機和是否接受過金融培訓的影響。尤其需要指出的是，金融知識和金融培訓可以顯著提高農村居民信貸市場參與率。就理財市場而言，僅金融知識的影響較為顯著。對農村居民參與保險市場影響較為顯著的是婚姻狀態和是否擁有智能手機。數字支付手段的應用，主要受年齡、受教育水平、是否擁有智能手機和是否接受過金融培訓的影響。需要特別說明的是，智能手機是使用數字支付的充分不必要條件。主要原因在于本文使用的數字支付指標對應的問卷問題為：您是否使用過二維碼付款和收款？二維碼收付款功能并不要求使用者自己必須擁有智能手機，借助可信賴的親戚朋友的二維碼也可實現掃碼收付款。

(二)普惠金融促進農村居民參與金融市場的機制

通過上述分析可以證實普惠金融能夠促進農村家庭參與信貸、理財和保險市場，對數字支付市場的參與沒有顯著影響。因此，需要通過模型(5)和模型(6)探索普惠金融影響農村家庭參與信貸、理財和保險市場的路徑，對數字支付市場無需分析中介效應。

1.模型(5)的回歸結果見表6第3列。從回歸結果看，普惠金融能夠顯著增加家庭收入。除“是否接受過金融培訓”對增加家庭收入影響不顯著外，農村居民的個體特征都對農村家庭收入有顯著影響。

2.由于家庭收入與家庭金融市場參與之間存在內生性，本文使用農村家庭承包農田面積和擁有的住宅面積作為工具變量，運用工具變量probit(IV-probit)回歸方法，對模型(6)進行了估計，回歸結果見表6第3～6列。

從回歸結果來看，引入家庭收入變量后，普惠金融對農村家庭金融市場參與情況的影響發生了較大變化。普惠金融對農村家庭參與信貸市場的影響顯著，而對理財和保險市場參與的影響變得不再顯著。家庭收入對家庭金融市場參與的影響都非常顯著。從影響程度上看，家庭收入對農村家庭參與信貸市場的影響要高于普惠金融。

通過上述分析，可以看出，普惠金融對農村居民參與不同的金融市場，其影響路徑是不同的。對信貸市場，普惠金融主要是提高農村居民的參與率，進而增加家庭收入。而對理財市場和保險市場，普惠金融則是通過增加農村居民家庭收入，進而提高其參與率。

表6 模型(5)和(6)回歸結果表

五、結論與建議

(一)結論

本文利用中國金融教育發展基金會2017年度“金惠工程”基線調查數據和吉林、黑龍江、內蒙古18個縣(市)人民銀行的金融業發展數據，構建了大興安嶺南麓集中連片特困區普惠金融發展水平評價指標體系，并利用該指標體系測算了這18個縣(市)的普惠金融發展水平。通過比較分析發現，內蒙古的普惠金融發展水平較高，吉林次之，黑龍江有較大提升空間。

本文構建了logit模型和probit模型分析普惠金融對農村家庭金融市場參與的影響。通過分析發現，普惠金融能夠促進農村家庭參與金融市場，但是對不同金融市場參與的影響路徑是不同的。對信貸市場和數字支付，普惠金融主要是通過提高農村居民的參與率，增加農村家庭收入。而對理財市場和保險市場，普惠金融則是通過增加農村居民家庭收入，進而提高其參與率。不論是何種路徑，普惠金融都可以促進農村家庭收入提高，這也是我國大力推動普惠金融發展的目的和意義之所在。

(二)建議

1.仍需加大力氣提高大興安嶺南麓集中連片特困區的普惠金融發展水平。雖然本文的分析立足于大興安嶺南麓集中連片特困區，利用的是“金惠工程”基線調查數據，無法將大興安嶺南麓集中連片特困區的普惠金融發展水平與全國普惠金融發展平均水平進行對比，但是從分項指標來看，大興安嶺南麓集中連片特困區的普惠金融發展水平與全國平均水平還有差距。

2.建議建立大興安嶺南麓集中連片特困區普惠金融發展水平動態監測系統，針對不同地區普惠金融發展的現狀，發揮優勢，彌補劣勢，進一步擴大普惠金融對農村居民和農村家庭的影響力。

3.通過前文的分析，發現普惠金融對農村居民參與不同的金融市場的影響路徑是不同的，因此不同的金融市場應根據各自特征，積極創新適合貧困地區的金融服務和金融產品，同時還應創新服務方式，進一步改善服務水平，全方位、多角度地提高農村居民家庭收入。