劉小晴 楊林娟

中圖分類號 ：F32;F83? ?文獻標識碼 ：A? ??DOI ：10.3969/j.issn.1009-3729.2018.05.014

文章編號 ：1009-3729（2018）05-0096-07

關鍵詞：甘肅省;農(nóng)村普惠金融;農(nóng)民增收;面板數(shù)據(jù)模型

摘要： 通過直接和間接作用，普惠金融可增加農(nóng)戶對金融服務的接觸面，推動農(nóng)民增產(chǎn)增收?；诟拭C省2005—2016年14個市（州）的面板數(shù)據(jù)，運用固定效應變系數(shù)模型，就甘肅省農(nóng)村普惠金融發(fā)展對農(nóng)民增收的影響效應進行實證分析，結果表明：甘肅省農(nóng)民的收入隨著時間的推移表現(xiàn)為顯著的增長趨勢，農(nóng)村普惠金融的發(fā)展已成為農(nóng)民收入新的增長點。甘肅省農(nóng)村普惠金融的發(fā)展雖具有增收效應，但對不同地區(qū)農(nóng)民的增收影響區(qū)別較大，農(nóng)村普惠金融發(fā)展對農(nóng)民收入具有顯著促進作用多集中在金融資源豐富、經(jīng)濟水平較高地區(qū)。建議完善農(nóng)村普惠金融體系，區(qū)域間實行差異化政策措施，實現(xiàn)農(nóng)村普惠金融發(fā)展與農(nóng)民增收之間的良性互動。

普惠金融是2005年聯(lián)合國在國際小額信貸年會上提出的概念，即全面、有效地為農(nóng)民、低收入群體等社會階層和群體提供服務的一種新興金融體系。中共十八屆三中全會提出發(fā)展普惠金融、重視農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，使金融機構的存款流向“三農(nóng)”以促進農(nóng)民增收?；谀壳拔覈r(nóng)民人均收入遠低于城鎮(zhèn)居民人均收入、2020年全面建成小康社會的現(xiàn)實背景，2018年中央一號文件強調(diào)普惠金融的重點要放在鄉(xiāng)村，加快金融資源流向鄉(xiāng)村與貧困地區(qū)，從而實現(xiàn)減貧和農(nóng)民增收。我國脫貧攻堅、全面建成小康社會的重點難點主要集中在西部欠發(fā)達地區(qū)，甘肅省作為西部欠發(fā)達省份之一，貧困程度深，農(nóng)村地區(qū)存在嚴重的金融排斥問題，所以進行農(nóng)村金融改革，發(fā)展普惠金融，對甘肅省實現(xiàn)農(nóng)民增收、促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義。近幾年，甘肅省大力發(fā)展普惠金融，并于2014年10月印發(fā)了《甘肅省普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2014—2018）》，為實現(xiàn)甘肅省農(nóng)民增收提供了可能。鑒于此，本文擬通過構建面板數(shù)據(jù)模型，研究甘肅省農(nóng)村普惠金融發(fā)展對農(nóng)民增收的影響，以期為推動甘肅省農(nóng)村經(jīng)濟全面發(fā)展提供決策參考。

一、研究綜述

早在1970年代初期，基于發(fā)展中國家的金融發(fā)展情況，美國經(jīng)濟學家R.I.麥金農(nóng)和愛德華·肖就提出了金融抑制論和金融深化論[1-2]， 為普惠金融的發(fā)展奠定了理論基礎。普惠金融的發(fā)展經(jīng)歷了小額信貸階段、微型金融階段和普惠金融階段，受益群眾涉及廣大弱勢群體，尤其是農(nóng)民這一群體。關于農(nóng)村普惠金融發(fā)展對農(nóng)民增收的影響，國外學者研究較少，主要研究的是金融發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系，J.A.Schumpeter分別從微觀和宏觀兩個層面進行了研究，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在正向關系，并認為經(jīng)濟增長主要依靠金融發(fā)展[3]。國內(nèi)學者對農(nóng)村金融與農(nóng)民收入之間的關系雖做了大量的實證研究，但對農(nóng)村普惠金融與農(nóng)民增收之間的關系的研究較少，且大多采用定量方法分析兩者之間的關系。馬九杰[4]認為推動普惠金融發(fā)展，可以在緩解金融排斥的同時增加農(nóng)民收入，進而推動我國農(nóng)村金融制度改革的穩(wěn)步推進，田杰等[5]使用我國1867個市縣的面版數(shù)據(jù)，通過對其進行多元回歸分析，得出我國農(nóng)村普惠金融發(fā)展對農(nóng)民收入具有正向影響效應的結論;徐敏等[6]運用固定影響變異系數(shù)模型，研究新疆82個縣市的農(nóng)村普惠金融對農(nóng)戶收入的增長效應，結果表明南疆地區(qū)比北疆地區(qū)的增收效應顯著，部分經(jīng)濟水平較高地區(qū)出現(xiàn)負效應;杜強等[7]使用我國31個省市的面板數(shù)據(jù)，研究得出普惠金融與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間存在先促進后抑制的倒U型關系：從區(qū)域分布來看，東部發(fā)達地區(qū)出現(xiàn)抑制效應，而對中西部地區(qū)促進作用較為明顯。范香梅等[8]、呂勇斌等[9]、溫濤等[10]分別運用VAR模型、空間計量模型分析了普惠金融對地區(qū)和居民收入的影響，指出通過改善普惠金融水平，可有效緩解收入差距。

綜上所述，國內(nèi)對于普惠金融與農(nóng)民收入之間關系的研究居多，但大多學者是基于宏觀視角，對我國東中西部地區(qū)的差異進行分析，較少有學者分析西部欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)村普惠金融的增收效應，對具體省份普惠金融發(fā)展有針對性的啟示性建議也較少。鑒于此，本文擬使用2005—2016年甘肅省14個市（州）的面板數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)模型，分析甘肅省農(nóng)村普惠金融發(fā)展對農(nóng)民增收的影響效應。

二、研究方法

1.面板數(shù)據(jù)模型

由于本文研究的是2005—2016年甘肅省普惠金融發(fā)展水平對農(nóng)民增收的影響，相關數(shù)據(jù)涉及截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)，所以本文選取面板數(shù)據(jù)模型。面板數(shù)據(jù)模型包含時間、截面、變量三個維度的信息，模型設定的一般方程為：

Y it=α it+β itX it+μ it

i=1，2，…，N? t=1，2，…，T ①

其中， Y it是被解釋變量，X it是解釋變量，μ it是隨機誤差項;α it、β it 均是待估計參數(shù)，用來測度個體和時間之間的不同影響效應，分為個體效應和時間效應。

面板數(shù)據(jù)模型主要有混合模型、變截距模型、變系數(shù)模型三種，具體表示為：

（1）混合模型：方程中截距項和斜率項都是相同的，則

Y it=α+βX it+μ it

i=1，2，…，N? t=1，2，…，T ②

（2）變截距模型：方程中斜率項相同而截距項不同，則

Y it=α it+βX it+μ it

i=1，2，…，N? t=1，2，…，T ③

（3）變系數(shù)模型：方程中截距項和斜率項都不相同，則

Y it=α it+β itX it+μ it

i=1，2，…，N? t=1，2，…，T ④

2.模型構建

本文綜合相關研究成果[11-12]，將農(nóng)民收入水平作為被解釋變量，農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平和其他影響農(nóng)民收入的因素作為被解釋變量引入總生產(chǎn)函數(shù)，建立回歸模型如下：

Y it=α it+β itIFI it+β itIS it+β itGAS is+β itEMP it+μ it

i=1，2，…，14? t=1，2，…，11 ⑤

其中， Y 表示農(nóng)民收入水平， i 代表市（州）， t 代表年份， IFI 表示農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平， IS 代表產(chǎn)業(yè)結構， GAS 代表政府財政支出， EMP 代表就業(yè)水平， α i 表示截距， β i 表示斜率。

三、變量選取和數(shù)據(jù)來源

1.變量選取

（1）普惠金融指數(shù)（ IFI ）

本文使用普惠金融指數(shù)評價甘肅省普惠金融發(fā)展水平，借鑒GPFI的構建思路，從金融服務可得性、金融服務使用情況、互聯(lián)網(wǎng)金融情況三個維度選取9個指標（見表1），對甘肅省農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平進行測度。

本文借鑒前人研究經(jīng)驗，選取如表1所示9個指標測度甘肅省14個市（州）的農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平，公式如下：

IFI=1-? （W 1-D 1） 2+（W 2-D 2） 2+…+（W i-D i） 2?? W 2 1+W 2 2+…+W 2 i? ??⑥

其中， W i表示各項指標權重，D i 表示第 i 個指標無量綱化后的值。

由⑥式可知， IFI 的值為0～1，且一個地區(qū)的 IFI 值越高，該地區(qū)的普惠金融發(fā)展水平越高，兩者呈正相關。

（2）農(nóng)民收入水平（ Y ）

本文用各市（州）的農(nóng)民人均純收入表示農(nóng)民收入水平。

（3）其他控制變量

本文除使用農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平（ IFI ）作為解釋變量外，還將產(chǎn)業(yè)結構（ IS ）、財政支農(nóng)支出（ GSA ）、就業(yè)水平（ EMP ）三種因素考慮到其中。其中，產(chǎn)業(yè)結構用各市（州）第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重表示，該比值越大，說明產(chǎn)業(yè)結構升級越快，閑置的農(nóng)村勞動力資源可以流向第二、三產(chǎn)業(yè)中，從而增加農(nóng)民收入;政府支農(nóng)支出用地方財政支農(nóng)支出占財政支出的比重來表示，反映地方政府對當?shù)剞r(nóng)村地區(qū)的資金支持力度，主要是為了發(fā)展當?shù)亟?jīng)濟，促進農(nóng)民收入增長;就業(yè)水平采用各市（州）農(nóng)村就業(yè)人數(shù)與農(nóng)村總?cè)丝诘谋壤齺肀硎尽?/p>

2.數(shù)據(jù)來源

本文所使用的面板數(shù)據(jù)為年鑒數(shù)據(jù)，其中測算農(nóng)村普惠金融指數(shù)的農(nóng)村金融機構數(shù)、農(nóng)村機構從業(yè)人員數(shù)、ATM和POS機數(shù)、涉農(nóng)貸款等原始數(shù)據(jù)均來自于2006—2017年《甘肅省金融年鑒》和甘肅省金融運行報告，農(nóng)民人均純收入、農(nóng)村就業(yè)人數(shù)等其他控制變量的原始數(shù)據(jù)來自于2006—2017年《甘肅省發(fā)展年鑒》和甘肅省統(tǒng)計局官網(wǎng)。各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計見表2。

四、實證分析

1.單位根檢驗與協(xié)整檢驗

進行回歸的面板數(shù)據(jù)涉及時間序列數(shù)據(jù)，可能出現(xiàn)數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)，導致出現(xiàn)虛假回歸的現(xiàn)象，為保證回歸的真實性，需對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。本文采用LLC、IPS、ADF-Fisher與PP-Fisher四種單位根檢驗方法，分別對五個變量進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果見表3。

由表3可知，原值檢驗情況下，普惠金融指數(shù)、產(chǎn)業(yè)結構、財政支農(nóng)支出三個解釋變量四種檢驗均通 過1%顯著性檢驗水平，農(nóng)民人均純收入和農(nóng)村就業(yè)水平未通過檢驗，即存在單位根。對各變量進行一階差分后，結果顯示各變量在1%的顯著水平上通過檢驗，說明農(nóng)民人均收入、普惠金融指數(shù)、教育發(fā)展水平、政府財政支出、就業(yè)水平均為一階單整?；趩挝桓鶛z驗結果，繼續(xù)進行Kao協(xié)整檢驗，其結果為 t =-4.871 975， p =0.000 0。 p <1%，說明Kao檢驗拒絕原假設，各變量間存在長期均衡關系，所以本文可以使用面板數(shù)據(jù)模型進行。

2.模型設定檢驗

選擇正確的面板數(shù)據(jù)模型，可以盡量減少模型回歸結果與現(xiàn)實情況的偏差，使回歸結果更具有真實性。本文選用Hausman檢驗和協(xié)方差檢驗確定合適的面板數(shù)據(jù)模型。

（1）Hausman檢驗

針對數(shù)據(jù)進行Hausman檢驗，Hausman兩個假設如下：

H 0? ：模型為隨機效應變系數(shù)模型。

H 1? ：模型為固定效應變系數(shù)模型。

根據(jù)回歸結果得到Hausman的 t 統(tǒng)計量為99.430 917，對應的 p 值為0.000 0<0.05，因此，拒絕原假設，選擇固定效應變系數(shù)模型。

（2）協(xié)方差檢驗

分別對變系數(shù)和不變系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型進行回歸，根據(jù)結果得到 RSSE 為15.376 30， USSE 為10.323 62，根據(jù)以下公式計算 F 統(tǒng)計量：

F= （RSSE-USSE）/[（N-1）k] USSE/[N（T-K-1）] ～F （N-1）K，N（T-K-1）? ⑦

其中， N 表示截面?zhèn)€數(shù)， T 表示觀測年數(shù)綜述， K 表示解釋變量個數(shù)。根據(jù)公式計算得到 F =0.922 1。在給定5%的顯著性水平下，利用excel函數(shù) finv （ p ， d ?1， d ?2）計算 F 的分布的臨界值，相應的臨界值為： F ?0.05（52，98）=0.659 386<0.922 1。因此，拒絕原假設，本文面板數(shù)據(jù)模型選取固定效應變系數(shù)模型。

3.面板數(shù)據(jù)模型估計

固定效應變系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型包括時間固定效應變系數(shù)和個體固定效應變系數(shù)模型，分別進行回歸，得出農(nóng)村普惠金融發(fā)展對農(nóng)民增收的時間效應估計和個體效應估計結果，見表4、表5。

由表4可知，2005—2010年，截距項為負值，在一定程度上削弱了各解釋變量對農(nóng)民收入的正向影響。從2011年開始，截距從負值轉(zhuǎn)為正值，各市（州）農(nóng)民收入持續(xù)增長，且在2016年增長最快。究其原因，普惠 金融是2005年新興的一種金融服務體系，起初并沒有對農(nóng)民收入起到顯著的促進作用。我國自2006年引入普惠金融概念以來，國家與政府部門大力宣傳并推行普惠金融的發(fā)展，甘肅省響應國家號召，積極

并大力構建普惠金融。幾年間，甘肅省農(nóng)村金融機構網(wǎng)點已基本在鄉(xiāng)鎮(zhèn)實現(xiàn)全覆蓋，支農(nóng)惠農(nóng)資金投入明顯增加，如郵政儲蓄銀行推出的“雙業(yè)貸”和“婦小貸”，甘肅銀行推出的“三農(nóng)貸”和“小微貸”，蘭州銀行推出的“精準扶貧專項貸款”等，受益農(nóng)戶持續(xù)增加，有效緩解了農(nóng)村地區(qū)金融排斥問題。甘肅省不斷推進普惠金融向深度和廣度發(fā)展，各項資金流向薄弱環(huán)節(jié)，滿足農(nóng)村地區(qū)特別是貧困地區(qū)的金融需求，將對農(nóng)民增收的消極影響轉(zhuǎn)化為積極影響。因此，近幾年的截距項為正值且增加率逐年提高，意味著甘肅省農(nóng)村普惠金融的發(fā)展已成為農(nóng)民收入新的增長點。

由表5可知，蘭州市的截距項最高，為2.905 787;其次是白銀市和嘉峪關市，分別為2.776 371和1.101 125;截距項最低的是臨夏州，為-1.852 821;其他市（州）的截距項均在1以下，大部分為負值。各市（州）的截距項的差異表示農(nóng)村普惠金融發(fā)展對農(nóng)民增收的基礎效應不同，其數(shù)值的高低會在一定程度上影響普惠金融的增收效應[13]。例如，截距項較低的武威市，其農(nóng)民人均純收入處于甘肅省各市（州）的中上游，但農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平處于中下游，截距為負值會減弱普惠金融的增收效應。

從表5可知，回歸結果均在1%水平上顯著，且14個市（州）的農(nóng)村普惠金融發(fā)展系數(shù)均為正數(shù)，表明農(nóng)村普惠金融發(fā)展與農(nóng)民增收呈正相關關系，與實際情況相符。一個地區(qū)農(nóng)村普惠金融發(fā)展所帶來的增收效應與該地區(qū)的農(nóng)村普惠金融系數(shù)呈正向關系。由表5可知，農(nóng)村普惠金融系數(shù)較高的市（州）多集中在河西地區(qū)和隴中地區(qū)，蘭州市、嘉峪關市的農(nóng)村普惠金融發(fā)展系數(shù)處于甘肅省上游水平，增收效應最顯著，其中蘭州市農(nóng)村普惠金融發(fā)展系數(shù)最高為13.971 720，表現(xiàn)為農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平每提高1%，農(nóng)民收入就會增加13.97%，減貧效應明顯。究其原因，以蘭州市為代表的隴中地區(qū)，具有明顯的農(nóng)村金融機構數(shù)量優(yōu)勢，并通過不斷開設小額貸款公司和擔保機構完善農(nóng)村金融組織體系，各金融機構通過在農(nóng)村地區(qū)布放助農(nóng)取款服務點、“三農(nóng)”終端、手機銀行和網(wǎng)銀等普惠金融基礎設施，提高農(nóng)村金融服務水平，為農(nóng)民增收提供了金融支持。對于臨夏州、慶陽市等市（州），農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平不僅較低，農(nóng)民收入水平也處于甘肅省下游水平，農(nóng)村普惠金融系數(shù)雖低于甘肅省平均水平，但回歸結果依然具有正向的增收效應，這說明這些市（州）農(nóng)村普惠金融發(fā)展所帶來的增收效應不顯著，仍有上升空間。這些市（州）屬于民族地區(qū)和甘肅省內(nèi)偏遠地區(qū)，農(nóng)村普惠金融水平普遍較低，近幾年隨著普惠金融的不斷推進，這些欠發(fā)達市（州）通過“互聯(lián)網(wǎng)+”普惠金融的宣傳與推廣，改善了農(nóng)村地區(qū)支付服務環(huán)境，各市（州）銀行業(yè)金融機構立足各地特色，創(chuàng)新推出“慶果通”“藏家樂”等一系列金融服務產(chǎn)品，并成立了村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司等新型金融機構，這些措施在一定程度上減少了地理排斥、條件排斥和營銷排斥等金融排斥現(xiàn)象，促進了農(nóng)民增收。

五、結論與建議

結合上述實證分析結果，可得出以下結論。

其一，甘肅省農(nóng)民收入隨著時間的推移表現(xiàn)為顯著的增長趨勢，農(nóng)村普惠金融發(fā)展已成為農(nóng)民收入新的增長點。

其二，甘肅省農(nóng)村普惠金融發(fā)展具有增收效應，但對不同地區(qū)農(nóng)民增收的影響區(qū)別較大，金融資源豐富、經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)的農(nóng)村普惠金融發(fā)展對農(nóng)民收入的促進作用較為顯著。

根據(jù)以上結論，提出以下三點建議。

其一，應完善農(nóng)村普惠金融體系。農(nóng)村普惠金融體系建設與當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平、貧困程度息息相關，各金融機構應根據(jù)甘肅省各市（州）的發(fā)展現(xiàn)狀，創(chuàng)新推行與其自身發(fā)展相符合的普惠金融產(chǎn)品，以幫助改善農(nóng)民生產(chǎn)生活條件。

其二，區(qū)域間應實行差異化政策措施。應根據(jù)各市（州）的發(fā)展特點，加強地區(qū)間的金融政策協(xié)作。對于金融資源豐富、經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，應重視將更多的群體吸納在金融體系內(nèi)，發(fā)展普惠金融深度;對于金融資源匱乏、經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，應借鑒發(fā)達地區(qū)相關經(jīng)驗，通過引入其金融資源、學習其金融政策，拓寬普惠金融在本地區(qū)的發(fā)展領域。

其三，應實現(xiàn)農(nóng)村普惠金融發(fā)展與農(nóng)民增收之間的良性互動。政府應加強對農(nóng)村金融機構的引導，推出相關優(yōu)惠政策，降低金融服務的門檻，使更多的資金流向農(nóng)村地區(qū)。同時，應對農(nóng)村金融機構的貸款流向進行嚴格監(jiān)管，明確資金去向，確保資金真正用于“三農(nóng)”，提高農(nóng)民收入水平，最終實現(xiàn)農(nóng)村普惠金融發(fā)展與農(nóng)民增收之間的良性互動。

參考文獻 ：

[1]?麥金農(nóng) R I.經(jīng)濟發(fā)展中的貨幣與資本[M].盧馬恩，譯.上海：上海人民出版社，1997：23.

[2] ?愛德華·肖.經(jīng)濟發(fā)展中的金融深化[M].邰華軍，許曉明，宋藝平，譯.北京：三聯(lián)書店出版，1988：10.

[3] ?SCHUMPETER J A.The theory of economic development[M].Cambridge：Harvard University Press，1912.

[4] ?馬九杰.中國農(nóng)村金融排斥態(tài)勢與金融普惠策略分析[J].農(nóng)村金融研究，2010（5）：5.

[5] ?田杰，陶建平.農(nóng)村普惠性金融發(fā)展對中國農(nóng)戶收入的影響——來自1877個縣（市）面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].財經(jīng)論叢，2012（2）：57.

[6] ?徐敏，黃江.農(nóng)村普惠性金融發(fā)展的農(nóng)戶收入增長效應——基于新疆82個縣（市）的面板數(shù)據(jù)分析[J].江蘇農(nóng)業(yè)科學，2015（1）：427.

[7] ?杜強，潘怡.普惠金融對我國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響研究——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].經(jīng)濟問題探索，2016（3）：178.

[8] ?范香梅，張曉云，辛兵海.中國金融包容性發(fā)展與收入公平分配的因果關系研究[J].當代經(jīng)濟研究，2015（9）：60.

[9] ?呂勇斌，李儀.金融包容對城鄉(xiāng)收入差距的影響研究——基于空間模型[J].財政研究，2016（7）：22.

[10]? 溫濤，冉光和，熊德平.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].經(jīng)濟研究，2005（9）：30.

[11]? 余新平，熊德平.安徽省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].寧波大學學報（人文科學版），2010（1）：123.

[12]? 周孟亮.包容性增長、貧困與金融減貧模式創(chuàng)新[J].社會科學，2018（4）：55.

[13]? 陳名銀.農(nóng)村地區(qū)普惠金融的減貧效應與啟示——基于494戶農(nóng)戶的微觀調(diào)查[J].武漢金融，2017（4）：82.