普惠金融、政府干預對農民收入的影響

王全玉，王洪生，趙慶功

（1.山東農業大學經濟管理學院，山東泰安 271018；2.泰安泰山農村商業銀行股份有限公司，山東泰安 271000）

2013 年，黨的十八屆三中全會提出“大力發展普惠金融，促進農村經濟發展，提高農民收入”。為破除金融排斥問題，普惠金融在中國各地生根發芽，與其他政府政策配套實施，為農村地區金融發展提供支撐。2017 年，普惠金融體系建設被再次提出，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村經濟發展。政府為推進普惠金融建設，深化改革金融市場，大力改善金融監管機制。2018 年，中共中央、國務院印發《鄉村振興戰略規劃（2018—2022）》，相關的政策也陸續出臺實施，堅定不移地提振農村經濟、深化鄉村改革，“三農”問題成為黨工作的重心。自2020 年國務院總理李克強提出2020 年要堅決打贏脫貧攻堅戰后，農業農村經濟建設不斷受到重視，而金融作為盤活經濟的通路自是為農村經濟發展添磚加瓦。普惠金融通過優化供給、促進創新、疏浚服務渠道等措施，將一系列惠農助農的政策帶入農村，提高農民生活保障，促進農村經濟發展。

普惠金融發展與政府干預對農民收入產生不容忽視的影響。因此，普惠金融發展與政府干預是否能提高農民收入？普惠金融在政府干預下是否對農民收入產生不同影響？遂以山東省T 市6 年數據為樣本，分析探究政府干預、普惠金融發展對農民收入的影響，旨在通過研究發現普惠金融、政府干預對農民收入的積極效應，以及以政府干預為條件時普惠金融所發揮的效用，為促進農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揮不小的作用。當前國內外學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的滲透度，使得弱勢群體獲得金融服務更加便利，進而對其收入產生積極影響。Dupas、Robinson［2］發現當肯尼亞的窮人在獲得和有效利用金融服務時可以提高其收入。Park、Mercado［3］發現在亞洲，普惠金融可以有效緩解收入不平等現象。而國內，“三農”問題是黨工作的重心，現在中國已步入深化農村改革的攻堅期，但普惠金融不是慈善項目，尚需政府調節構建普惠金融與農民增收的橋梁［4］。中國普惠金融在政策推動下得到長遠發展，能撬動農村信用體系，為更多的農民提供金融服務［5］。所以，對金融的研究不能局限于金融深度，即金融機構、金融發展的規模，更要著眼于金融的寬度，即普惠金融的發展［6］。普惠金融與金融扶貧有較強的聯系和相關性，是幫助弱勢群體自救、提升弱勢群體金融服務、保證經濟發展的重要支撐［7］。鄭家喜等［8］從實證角度對全國30 個省份的數據進行空間自相關分析，得出中國農村普惠金融發展具有地區差異，在空間交互下，農村普惠金融發展可有效提高農民收入。何學松等［9］基于省際統計年鑒數據，探究普惠金融對農村減貧的作用方向，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據，對比發現普惠金融水平對農民收入有空間效應，在東部地區，普惠金融發展水平可有效提高農民收入，而在中西部，普惠金融發展對農民增收產生負效應。由此看來，普惠金融對農民增收產生重要影響。

政府對“三農”的支持力度多體現在財政支農所帶來的效用上，大部分學者認為財政支農與農民增收是正向關系。據統計，不同的財政支農項目所帶來的效果各不相同，用于基礎設施建設的支農資金對農民增收的影響較小，用于“農民救濟”的支農資金可直接影響農民收入［11］。但也有學者持有不同的觀點，馮夢黎、徐燦琳［12］通過對全國30 省的面板數據進行實證分析，得出為農民提供公共物品和公共服務的以固定資產投資形式發放的財政資金對農民增收有積極影響，以補助形式發放的財政支農資金對農民收入產生副作用。除對跨省數據分析外，楊廣勇、楊林［13］運用雙重差分模型通過對中部某省的數據實證研究，發現財政涉農資金整合試點雖對農業產生增產效應，但未解決增產不增收現象，對農民增收效果不顯著。李倩、杜江［14］運用實證模型分析重慶地區農村金融和財政支農對農民增收的影響，雖其農村金融發展未能有效促進重慶農民收入增長，但財政支農水平對農民增收有顯著正向作用。中國農村金融體系的發展離不開政府的政策指導，政府對當地金融發展的作用不可忽視。有學者通過對長三角地區16 個城市的實證分析，發現中央政府對正規金融發展有促進作用，而地方政府卻為抑制效果［15］。

由此可見，政府干預對農民增收和金融發展均起到了一定的作用。但前人對普惠金融、政府干預程度對農民收入影響多以國內或省際為主，少有對某一地市的實證分析，而省際之間因各省經濟情況、地理位置、社會風貌的不同，對比分析度不高。又為避免經濟收入差別過大而造成結果偏誤，因考慮到政府干預程度這一解釋變量，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 市農民增收的影響因素。以2014—2019 年T 市縣域面板數據進行實證研究，探討T 市普惠金融、政府干預兩個因素對農民增收效應，從而制定相關對策及措施。

2 研究設計

2.1 模型構建

研究T 市普惠金融、政府干預對農民收入的影響關系，為保證估計更具效率，選取2014—2019 年的面板數據，構建面板回歸模型：

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

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

2.2 變量選擇

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

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

表1 普惠金融測度指標

構建方法：參考王修華等［16］、楊艷琳等［17］、岳慧詩等［18］用變異系數法來測定普惠金融指數。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，將各個指標數值化為0～1；其次，計算權重Vi，Vi通過變異系數法確定，即每個指標的標準差和平均值的比。普惠金融指數計算公式為

式中，Wi=Vi Xi。

普惠金融是政府打通農村經濟發展的有力舉措，本文推測，普惠金融指數與農民收入呈正相關。

政府干預（GI）：政府干預程度借鑒張艷、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，則表示政府對當地經濟的干預程度越強。地方財政支出在一定程度上對當地的經濟有拉動作用，本文推測，政府干預程度與農民收入呈正相關。

其他控制變量：①產業結構（IS）。采用排除第一產業的總產值與同期國民生產總值的比重來表示。在一定區域內，非農產業的占比越高，則農民的收入越高；②教育水平（EI）。提升教育水平能增大其資本和收入能力，故以教育經費支出占財政支出比重來衡量。農民教育水平的提高使其可從事高技術職業，對收入會產生正向影響。

2.3 數據來源

選取2014—2019 年T 市的農民收入為研究對象，考察6 年來T 市普惠金融發展與政府干預情況對農民收入的影響。所需數據來源于縣政府經濟與社會發展統計公報、中國人民銀行泰安市中心支行內部數據、《泰安統計年鑒》。

2.4 描述性統計

表2 展示了各變量的描述性統計。T 市6 年的農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，這表明樣本期內各縣的農民收入差距較大。取對數處理后，農戶收入對數值平均值為9.546，方差為0.024。普惠金融指數的平均值為0.123，最小值為0.02，最大值為0.443，可見樣本期內各縣的普惠金融發展水平差距較大。

表2 變量的描述性統計

3 結果分析

考慮到面板數據間個體效應的存在，故選用個體效應模型對T 市2014—2019 年的面板數據進行回歸分析，因未知擾動項與解釋變量及控制變量是否相關，故本文選用固定效應模型和隨機效應模型共同考察普惠金融、政府干預對農民可支配收入的作用。估計結果見表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”的假設，故選擇固定效應或隨機效應是合理的。所選定的解釋變量（普惠金融指數、政府干預）、控制變量（產業結構、教育水平）等均為隨時間而變的變量，即保留固定效應是合理的。對于固定效應模型和隨機效應模型的取舍，選用豪斯曼檢驗進行選擇，豪斯曼檢驗結果若拒絕原假設，則選用固定效應模型，若不拒絕原假設，則選用隨機效應模型。豪斯曼檢驗結果見表4，P值為0.035，在5%的顯著性下拒絕原假設，所以本文使用固定效應進行分析。

表3 個體固定效應及隨機效應模型分析結果

表4 豪斯曼檢驗結果

首先考察了普惠金融與政府干預兩者對農民收入的影響。從表3 中（1）的分析結果可以看出，普惠金融對農戶收入在5%的顯著水平上有正向影響，而政府干預對農民收入的影響是顯著正向，其結果亦通過了顯著性檢驗，所以兩變量的回歸結果是可信的。普惠金融指數的系數為0.719，說明普惠金融指數每增加1 個單位，農民收入將增加71.9%；政府干預的系數為2.3，說明政府干預程度每增加一個單位，農民收入將增加230%，政府干預的提振作用更加大。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）的結果由（2）給出。增加其他控制變量后，普惠金融系數通過了1%的顯著性檢驗，且對農民收入是積極影響，前文有關普惠金融系數正負的假定得以證明；普惠金融的系數為0.675，相比（1）有所下降，普惠金融指數每增加一個單位，促使農民收入提高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 市各縣相關人員深入基層農村為農民授信，實地走訪農戶，獲得一手農民調研數據，有效解決農民與銀行等金融機構信息不對稱問題，增大金融支持農村的力度，有效提高了農戶收入。在該結果中，政府干預通過了顯著性檢驗，對農民增收產生重大影響，佐證了前文假定的政府干預系數正負；政府干預系數為12.4，說明政府干預每增加一個單位，農民收入增長1 240%，政府干預在一定程度上確實能提高農民收入。從當前模型的分析結果來看，政府干預變量比普惠金融變量對農民增收產生更大的影響，T 市開展的金融精準扶貧工作，努力做到“送貸上門，服務到家”，信貸人員深入鄉村田地間為農民開展授信工作。而且，各縣政府貫徹落實脫貧攻堅的重要任務，大力開展扶貧工作，幫扶農民支持農村經濟發展。T 市政府對“三農”問題十分重視，政府的適當干預對農民收入產生正向影響，而其普惠金融發展水平在促進農民創收時發揮積極效應。

除了普惠金融和政府干預外，前文中控制變量的假定也得到證實。不論是產業結構還是教育水平都對農民增收有正向影響，但（2）中僅產業結構通過顯著性檢驗。表3 的（3）為模型（2）的估計結果，普惠金融與政府干預的交互項對農民收入的影響通過了5%的顯著性檢驗，系數為正，這說明在樣本期內，普惠金融對農民收入的影響會隨著政府干預的增強而增強。同理，政府干預對農民收入的影響也會隨著普惠金融發展程度的提高而增強，即政府干預的提高也會增強普惠金融發展水平對農民收入的影響，政府干預和普惠金融的共同作用是有利于農民創收的。但產業結構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。普惠金融的發展確實有利于農民增加收入，而政府在樣本期內所起到的作用也不容小覷。T 市政府在扶助“三農”方面，切實通過普惠金融來支持農村經濟發展，助力農民增收。

4 結論及對策建議

使用山東省T 市2014—2019 年的縣域面板數據進行實證分析，探究普惠金融、政府干預程度及其交互作用對農民收入的影響，得到以下結論：普惠金融與政府干預對農民收入的增加有顯著的積極作用，且普惠金融對農民收入的影響會隨著政府干預的增強而增強，普惠金融發展水平的提高也會提高政府干預對農民收入的影響，所以在助力“三農”時，可考慮從普惠金融發展水平與適當的政府干預的角度來提高農民收入。

根據以上結論提出如下對策建議：

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

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揮每一絲金融的力量，輔助農村脫貧。實證結果顯示，普惠金融對農民收入的影響會隨著政府干預的增強而增強，故T 市政府應在適度范圍內加強引導，將金融活水有效注入農村地區，完善普惠金融扶助“三農”的體系，加強對普惠金融的指導；相關部門完善金融監管體系并與時俱進，政府更有效率地解決因信息不對稱或農戶信用資本不高等造成的農民融資難問題，化解普惠金融內在的風險性。

3）政府適當增加對“三農”的扶持力度。鄉村振興戰略下，大量政策方針紛紛出臺扶助“三農”，T 市政府對“三農”的扶助既要全面又要精準，結合當地特點、對照實際情況認真梳理分析，多部門協調配合，提高工作效率和質量，以改革的思維破解難題，實現精準扶貧，助力農民增收。