張東玲，陳景帥，2，范偉麗

（1.青島大學 經(jīng)濟學院，山東 青島 266061；2.中國農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100083）

可持續(xù)減貧是我國新時期的重要貧困治理目標，減貧理念、模式和減貧方案更需要一個系統(tǒng)協(xié)調(diào)的整體化邏輯體系。當前，我國消除絕對貧困的目標基本實現(xiàn)，中國反貧困正在進入國家、社會與個人協(xié)同的貧困治理新時期，部分深度貧困地區(qū)仍然存在扶貧難度大和返貧現(xiàn)象多等現(xiàn)實困境[1]，貧困治理將面臨更高的難度和復雜性，現(xiàn)行的貧困治理生態(tài)必然步入轉(zhuǎn)變、調(diào)整適應的新階段。以消除絕對貧困為主要目標的貧困治理模式轉(zhuǎn)型勢在必行，扶貧資源以及政府、市場企業(yè)、社會組織和貧困戶個體在貧困治理中的碎片化，成為當前我國可持續(xù)貧困治理體系構(gòu)建的掣肘因素?；诠仓卫淼囊暯?，將頂層設計和微觀治理相結(jié)合，探尋多元化主體的整體性貧困治理模式，對于實現(xiàn)我國可持續(xù)貧困治理戰(zhàn)略整體推進具有重要的理論和實踐意義。

我國長期以來的城鄉(xiāng)要素單向流動，造成村域資源短缺，農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展難以為繼。未來如何獲取足夠的發(fā)展資金，政府應采取何種干預手段促進農(nóng)民增收、減緩農(nóng)村貧困，這是當前農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革亟待解決的問題。與此同時，農(nóng)業(yè)具有的弱質(zhì)性造成其自身資本積累緩慢，農(nóng)業(yè)利潤率低、風險大，無法形成有效的資金吸附能力。因此，通過財政金融支持農(nóng)業(yè)發(fā)展和促進農(nóng)民增收是未來較長一段時間內(nèi)，政府介入農(nóng)業(yè)農(nóng)村建設的必然選擇。然而，中國幅員遼闊，各地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展存在顯著的區(qū)域差異，這對財政支農(nóng)的精準性帶來了較大的挑戰(zhàn)。同時，城鄉(xiāng)收入差距和金融“嫌貧愛富”的天然屬性造成農(nóng)民進入金融體系的“門檻”過高，普惠金融進而成為扶持農(nóng)業(yè)發(fā)展和促進農(nóng)民減貧增收的又一“支柱”。由此，系統(tǒng)分析兩者及其相互協(xié)調(diào)關(guān)系對農(nóng)民減貧增收的作用機制具有一定的理論和現(xiàn)實價值。

整體性治理（Holistic Governance）的概念最早由英國約克大學的安德魯·鄧西爾于1990年首次提出，隨后被英國著名學者佩里·希克斯將這一概念上升為理論體系，整體性治理為政府治理體系的改革和完善提供了科學的框架和新視角[2]。伴隨著公共問題的日漸復雜化，以及跨部門的公共議題不斷增多，公共政府部門間的協(xié)調(diào)與整合問題越來越受到重視[3]。作為公共行政學領(lǐng)域的一個新范式，該理論體系以整體性治理協(xié)調(diào)、整合、責任為治理機制，克服了碎片化管理的困境，通過有效協(xié)調(diào)與整合，使多元治理主體彼此的政策目標連續(xù)一致[4]。整體性治理理論的實現(xiàn)路徑是由協(xié)調(diào)—整合—緊密發(fā)展關(guān)系，它提供了一套全新的治理方式與治理工具，從而引起公共管理領(lǐng)域的密切關(guān)注，整體性治理體系中整合和協(xié)調(diào)的治理理念已經(jīng)被廣泛應用于行政體制改革、人事制度改革、養(yǎng)老保險制度、國家預算等實踐中。整體性治理模式將有助于實現(xiàn)我國長期可持續(xù)減貧的戰(zhàn)略目標。

農(nóng)業(yè)作為自然風險、市場風險等多種風險交織的弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)，財政介入農(nóng)業(yè)發(fā)展成為了必然。國內(nèi)外學界針對財政與農(nóng)民增收之間的關(guān)系做出了大量研究，相關(guān)文獻又因研究視角、結(jié)構(gòu)不同而龐雜多樣。其中，Matsuyam 對財政支農(nóng)的最優(yōu)規(guī)模進行了分析，并提出與其他領(lǐng)域相比，財政支出在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域更具優(yōu)勢[5]。已有文獻從財政支農(nóng)總量[6]、支出結(jié)構(gòu)[7]、支出類型[8]、稅費改革[9]和補貼形式[10]等視角出發(fā)進行了研究，多數(shù)學者認為財政支農(nóng)及政策對農(nóng)民增收存在促進作用，但萬樹、程瑤實證分析發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)“逆向”調(diào)節(jié)了城鄉(xiāng)福利，抑制了農(nóng)民勞動收入增 長[11]，部分學者還立足于農(nóng)民收入總量[12]、收入來源結(jié)構(gòu)[13]、地區(qū)差異[14]以及農(nóng)民角色分化[15]等角度對財政支農(nóng)與農(nóng)民增收之間的關(guān)系進行了探究，且普遍認為農(nóng)民并非同質(zhì)的整體，在不同地區(qū)內(nèi)，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入存在異質(zhì)性影響。除此之外，F(xiàn)an[16]、李普亮[17]等學者研究發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)的“非農(nóng)性”影響對非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民增收有重要作用。

金融作為當前促進經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵要素，其發(fā)展和創(chuàng)新是推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的有效途徑之一，也是“撬動”農(nóng)民收入增長的重要力量。國內(nèi)外學者普遍認為金融發(fā)展與農(nóng)民增收之間的關(guān)系較為緊密，金融發(fā)展在一定程度上增加了農(nóng)民接觸金融資金的經(jīng)濟機會，緩解了金融體系對農(nóng)業(yè)農(nóng)村的排斥性。但由于金融體系“嫌貧愛富”的天然屬性[18]、生態(tài)環(huán)境與創(chuàng)新[19]、加速農(nóng)村資金外流[20]以及貧困與非貧困地區(qū)差異[21]等因素，目前學界對金融發(fā)展的農(nóng)民增收效應并未形成統(tǒng)一的看法。2005年，聯(lián)合國提出了“包容性金融”這一概念，經(jīng)白敬宇引入中國，“普惠金融”正式成為金融體制改革的一部分。國內(nèi)文獻對普惠金融的指標體系構(gòu)建、發(fā)展指數(shù)測度以及經(jīng)濟效應做了大量研究。其中，如宋曉玲[22]在構(gòu)建普惠金融發(fā)展指數(shù)評價指標體系的基礎(chǔ)上，探究了普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，但結(jié)論并不一致。另外，黃敦平、韓曉宇等分別對普惠金融的農(nóng)村減貧效應、貧困減緩的非線性關(guān)系以及在不同地區(qū)的減貧效應進行研究[23-24]。

梳理已有相關(guān)研究文獻發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學界從多視角出發(fā)，基于不同的立足點，對財政支農(nóng)、金融發(fā)展與農(nóng)民增收之間的關(guān)系進行了系統(tǒng)性研究，為促進三者關(guān)系的優(yōu)化提供了理論和實證參考。但目前來看，關(guān)于財政支農(nóng)、金融發(fā)展與農(nóng)民增收的研究還存在一定的空白。首先，已有文獻從財政支農(nóng)結(jié)構(gòu)、形式、類型等視角基于地區(qū)和農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)差異進行了研究，但對財政支農(nóng)區(qū)域和省域間異質(zhì)性測度的文獻尚不多見，且并未將其異質(zhì)性納入到實證之中。其次，普惠金融提出后，學界研究重點逐漸由金融發(fā)展向普惠金融轉(zhuǎn)變，但已有文獻中，對其與城鄉(xiāng)收入差距和貧困減緩的研究較多，針對其農(nóng)民增收效應的實質(zhì)性研究較少。最后，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出后，支持農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展、促進農(nóng)民增收是未來的戰(zhàn)略性任務，財政金融作為支撐農(nóng)業(yè)發(fā)展的兩大“支柱”，兩者在農(nóng)民增收過程中是否存在中介效應，此類研究鮮見于已有文獻之中。

基于此，在當前鄉(xiāng)村振興和精準扶貧的大背景下，如何更加有效地提高財政金融支農(nóng)效率，基于整體性治理視角，構(gòu)建一個多元主體的貧困治理體系，不得不面臨幾個問題：針對我國區(qū)域和省域間農(nóng)業(yè)發(fā)展特點存在差異等現(xiàn)實問題，如何更好地規(guī)劃財政支農(nóng)資金，提高農(nóng)民增收效果？在金融體制改革的背景下，普惠金融是否能夠有效促進農(nóng)民增收，其具體呈現(xiàn)何種影響？財政金融是否存在顯著的聯(lián)動機制或中介效應，其存在是否能夠更好地發(fā)揮整體性的減貧增收效果？本研究試圖解決以下三個問題：首先，從區(qū)域和收入結(jié)構(gòu)視角出發(fā)，探究財政支農(nóng)增收效應的區(qū)域性和結(jié)構(gòu)性差異，并利用泰爾指數(shù)對財政支農(nóng)在區(qū)域和省域間的異質(zhì)性進行測度，將其納入實證分析，深入探討異質(zhì)性財政支農(nóng)的減貧增收效果。其次，參照已有文獻構(gòu)建普惠金融發(fā)展指數(shù)評價指標體系，利用變異系數(shù)法和熵值法確定指標權(quán)重，對中國省域普惠金融發(fā)展指數(shù)進行測度，并對普惠金融的農(nóng)民增收效應進行分區(qū)域和收入結(jié)構(gòu)的多維度分析。最后，利用中介效應檢驗模型，對財政支農(nóng)、普惠金融在促進農(nóng)民減貧增收過程中的中介效應進行檢驗，并試圖為優(yōu)化兩者聯(lián)動機制提出政策建議。

一、理論機制分析

（一）財政金融介入農(nóng)村減貧和農(nóng)民增收的必要性

國內(nèi)外學界對財政金融支持農(nóng)業(yè)發(fā)展的必要性和深層次原因進行了系統(tǒng)性研究[25-27]。舒爾茨的改造農(nóng)業(yè)理論與經(jīng)濟學中政府和市場關(guān)系研究為財政介入農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了理論基礎(chǔ)。農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性導致其在發(fā)展過程中存在風險性和不確定性，生產(chǎn)經(jīng)營具有周期長、科技轉(zhuǎn)化率和商品率低等特點。同時，農(nóng)產(chǎn)品市場的需求彈性較小、信息反映緩慢，造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率較低、資本積累緩慢，無法實現(xiàn)設施更新和規(guī)模化經(jīng)營，財政資金成為支持農(nóng)業(yè)發(fā)展主要途徑。二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)造成城鄉(xiāng)收入差距逐步拉大，城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設施、社會保障等存在差異，財政支農(nóng)在縮小城鄉(xiāng)差距、促進收入分配均等化等方面具有重要作用。

金融支農(nóng)的必要性則體現(xiàn)在農(nóng)民信用資金、信貸約束等方面。農(nóng)業(yè)風險性和不確定性以及農(nóng)民資本積累緩慢造成農(nóng)民信用資金短缺，逐漸被“排斥”在金融體系以外。城鄉(xiāng)差距進一步擴大和金融體系“嫌貧愛富”的天然屬性導致農(nóng)民在金融使用方面存在信貸約束，致使金融成本過 高[15]。而且，農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出失衡以及社會收益大于私人收益，造成金融和社會資金引入不足。這意味著農(nóng)村減貧和農(nóng)民增收，金融改革和介入必不可少。

（二）財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的作用機制

農(nóng)村居民收入是衡量農(nóng)村貧困狀況的重要指標，通過構(gòu)建財政支農(nóng)、普惠金融與農(nóng)民收入之間的理論分析框架（圖1），對三者之間的影響路徑和中介效應進行深入探討。

圖1 財政金融促進農(nóng)民收入增長的影響路徑及中介效應示意

如圖1 所示，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的影響存在多種途徑。一是財政通過支農(nóng)資金完善農(nóng)村基礎(chǔ)設施建設、提高農(nóng)業(yè)科教水平，提高農(nóng)民整體素質(zhì)和農(nóng)業(yè)商品化率，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率提升。一方面，生產(chǎn)效率提高釋放了大量的勞動力，整體素質(zhì)提升促進外出務農(nóng)和從事城市產(chǎn)業(yè)，農(nóng)民工資性收入逐步提高；另一方面，生產(chǎn)條件優(yōu)化吸引農(nóng)民工返鄉(xiāng)務農(nóng)，且經(jīng)營效率提高促使農(nóng)民經(jīng)營性收入增長。二是通過財政各項補貼和轉(zhuǎn)移性收入，直接提高農(nóng)民收入和降低農(nóng)業(yè)風險波動，優(yōu)化收入分配結(jié)構(gòu)。三是制定糧食保護措施，維護農(nóng)業(yè)市場的穩(wěn)定，在一定程度上保障農(nóng)民收入不受市場風險的影響。

同時，財政支農(nóng)促進農(nóng)民增收在存在基于金融發(fā)展的中介效應。一方面，財政支農(nóng)能夠完善農(nóng)村基礎(chǔ)設施建設，加快農(nóng)民資本積累，為金融和社會資金注入農(nóng)村奠定基礎(chǔ)。另一方面，財政支農(nóng)具有撬動金融機構(gòu)和社會資金注入農(nóng)村的杠桿和引導作用，便于金融支農(nóng)政策落地實施。除此之外，財政支農(nóng)的政策整合作用能夠為金融機構(gòu)提供一定的優(yōu)惠，提高農(nóng)村金融市場建設和支持農(nóng)業(yè)發(fā)展的積極性。

（三）普惠金融對農(nóng)民收入的作用機制

普惠金融，又稱“包容性金融”，其更加關(guān)注貧困地區(qū)、農(nóng)業(yè)農(nóng)民以及中小微企業(yè)等社會弱勢群體的金融使用狀況。因此，普惠金融發(fā)展有效緩解了農(nóng)村信貸約束，將農(nóng)業(yè)和農(nóng)民納入金融覆蓋范圍，降低金融體系準入“門檻”，能夠有效支持農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民創(chuàng)收活動。由于各區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展側(cè)重點不同，普惠金融支農(nóng)對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響也存在明顯差異。同時，普惠金融發(fā)展完善了農(nóng)村金融市場，增加了農(nóng)業(yè)保險等金融產(chǎn)品種類，提高農(nóng)民金融意識和抵御風險的能力。但現(xiàn)階段普惠金融注重提升農(nóng)民與金融機構(gòu)的接觸機會，農(nóng)業(yè)信貸、保險等實質(zhì)性發(fā)展相對不足，導致農(nóng)村儲蓄資金通過金融機構(gòu)外流。同時，金融機構(gòu)的“逐利性”會造成支農(nóng)信貸集中于農(nóng)村“精英”，無法實現(xiàn)農(nóng)民增收目標。

同樣，普惠金融的農(nóng)民增收效應也存在基于財政支農(nóng)的中介效應。一方面，普惠金融支持農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展能夠大幅度減輕財政支農(nóng)壓力、緩解支農(nóng)資金不足，降低了財政債務風險，利用金融體系引導社會資金向農(nóng)村聚集，拓寬了支農(nóng)資金渠道。另一方面，普惠金融能夠提高財政在支農(nóng)過程中的融資效率和資金周轉(zhuǎn)率，切實發(fā)揮財政支農(nóng)資金效用，對財政支農(nóng)所產(chǎn)生的生態(tài)、旅游等多功能性加以利用。

二、研究設計和數(shù)據(jù)樣本

（一）模型構(gòu)建

在經(jīng)濟發(fā)展過程中，財政和金融發(fā)揮著較為重要的作用。參照黃壽峰的研究結(jié)論[14]，利用生產(chǎn)函數(shù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)出與財政金融之間的關(guān)系進行分析，即：

式中：K為農(nóng)戶自有資金投入，L為勞動力，H為財政金融支農(nóng)水平，H受財政支農(nóng)（PF）和金融支持（FL）的共同作用，即H=H(PF，F(xiàn)L)，并對L增加一個最大容量限制，則公式（1） 變?yōu)椋?/p>

由于農(nóng)戶大多資金來源于財政、金融體系的支持。因此參照已有文獻對當前資金的計算方式，在考慮折舊的情況下，對農(nóng)戶資金進行計算，具體如公式（4）所示。

由公式（3）、（4）合并可得：

將公式（5）中的H(PF，F(xiàn)L)一階泰勒展開，并進行整理可得：

由公式推導過程可知，財政支農(nóng)和金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟具有明顯的影響，而普惠金融（IFI）在原有金融體系的基礎(chǔ)上增加了農(nóng)戶獲得金融支持的機會。因此，結(jié)合農(nóng)業(yè)經(jīng)濟生產(chǎn)函數(shù)設定基準回歸模型，具體如公式（7）所示。

式中：Income 表示農(nóng)村居民收入，PF 表示財政支農(nóng)支出，IFI 表示普惠金融，Control 表示控制變量，C表示常數(shù)項，ε表示隨機擾動項。α和β分別表示核心解釋變量和控制變量的回歸系數(shù)。

（二）中介效應檢驗

為分析財政支農(nóng)、普惠金融在農(nóng)民增收過程中的中介作用，采用Baron 和Kenny 提出的中介效應檢驗方法，并參考溫忠麟、葉寶娟[28]構(gòu)建的中介效應檢驗模型進行分析，具體如公式（8）～ （10）所示。

式中：Y是因變量，X為自變量，M為中介變量，θ為截距項，ε為隨機擾動項，a、b、c和c′ 為各變量回歸系數(shù)。當回歸結(jié)果中，a、b和c均顯著時，表示存在中介效應。若a、b至少一個不顯著，c顯著時，則需要進一步檢驗系數(shù)乘積的顯著性，即是否拒絕H0：ab=0，顯著時則存在中介效應。當中介效應存在時，若c′ 不顯著，則表示完全的中介效應，否則為“部分”中介效應。

（三）研究變量

1.被解釋變量

農(nóng)村居民收入（Income）：已有文獻中，多數(shù)學者采用農(nóng)民收入對農(nóng)村居民貧困狀況進行分析，并進一步利用農(nóng)村居民可支配收入對農(nóng)村居民收入情況進行衡量，又具體劃分為農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入，分別用農(nóng)村居民經(jīng)營性收入（Income_jy）和工資性收入（Income_gz）進行衡量。

2.核心解釋變量

1）財政支農(nóng)及其異質(zhì)性（Theil）。本研究采用農(nóng)林牧漁業(yè)支出比農(nóng)村人口數(shù)，即人均農(nóng)林牧漁業(yè)支出對財政支農(nóng)進行衡量，并利用泰爾指數(shù)對財政支農(nóng)的異質(zhì)性進行測度。其中，對全國整體的財政支農(nóng)異質(zhì)性狀況測度如公式（11） 所示。

式中：i=1,2,3,…31 表示全國的31 個省市，PFi表示第i個省份的財政支農(nóng)支出，PF 表示全國財政支農(nóng)支出總額，Hi表示第i個省份的農(nóng)村人口數(shù)，H表示全國農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)。

同時，根據(jù)東、中和西部區(qū)域劃分，對東、中和西部的財政支農(nóng)異質(zhì)性進行測度，東部地區(qū)財政支農(nóng)異質(zhì)性的測度如公式（12）所示。

式中：i=1,2,3,…11 表示東部11 個省份，PF1和H1分別表示東部財政支農(nóng)總額和農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)，其余含義與公式（1）相同。同理，可對中、西部地區(qū)的財政支農(nóng)異質(zhì)性進行測度，分別記為T2和T3。同時，利用公式（13）對各省市財政支農(nóng)支出的異質(zhì)性狀況進行衡量，即

式中：Theili表示第i個省市的財政支農(nóng)異質(zhì)性程度，Theili越接近于0，表示該省財政支農(nóng)支出越合理，相反，Theili數(shù)值越大，表示財政支農(nóng)支出異質(zhì)性越大。

2）普惠金融（IFI）。針對普惠金融發(fā)展指數(shù)的測度，借鑒已有文獻，遵循科學性、可得性和適用性等原則，從金融服務滲透度、可獲得性、使用效用、承擔度以及農(nóng)村金融普惠率5 個維度出發(fā)，篩選21 個指標構(gòu)建普惠金融評價指標體系。并且，參照王國剛的研究結(jié)論，利用政策性銀行、農(nóng)村合作機構(gòu)和農(nóng)村新型機構(gòu)的數(shù)量對農(nóng)村金融普惠率進行測度[29]，利用國內(nèi)股票市場籌資額、保險賠付占GDP 比重和未上浮利率貸款占比對證券、保險和銀行等金融體系的承擔度進行衡量，具體如表1 所示。

對于普惠金融發(fā)展指數(shù)測度，參照已有文獻，分別采用熵值法和變異系數(shù)法計算指標權(quán)重，記為W1和W2，各取0.5 的權(quán)重進行綜合權(quán)重計算，具體如公式（14）所示，經(jīng)過計算得到各指標的權(quán)重如表1 所示。

同時，借鑒聯(lián)合國開發(fā)計劃署（UNDP）所采用的人類發(fā)展指數(shù)測度方法對中國普惠金融指數(shù)（Inclusive Finance Index，IFI）進行測度，具體如公式（15）所示。

式中：IFIi表示第i個地區(qū)的普惠金融指數(shù)；Fj表示第j指標的測度值，具體公式為Wj為第j項指標權(quán)重，ijX′ 表示第i地區(qū)第j項指標標準化后的數(shù)值。普惠金融指數(shù)介于0 到1 之間，數(shù)值越高，表示普惠金融發(fā)展水平越高。

3.控制變量

參考黃壽峰[14]、李谷成等[33]，選取的控制變量具體如表2 所示。

（四）數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

選取2008—2017年中國31 個省市為樣本，普惠金融發(fā)展指數(shù)相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2009—2018年《中國區(qū)域金融運行報告》、各省市《區(qū)域金融運行報告》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》以及Wind 數(shù)據(jù)庫。機械總動力（Machine）和化肥使用量（Chemical）來源于2009—2018年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，并進行對數(shù)處理，其余變量數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。其中，總收入、經(jīng)營性收入、工資性收入、財政支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展和固定資產(chǎn)投資等指標以2008年為基期進行平減處理，并取對數(shù)，各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3 所示。

表1 中國普惠金融發(fā)展指數(shù)評價指標體系及權(quán)重

表2 相關(guān)變量選取與含義

三、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸分析

基于中國省域面板數(shù)據(jù)進行Hausman 檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)p值小于0.05，拒絕原假設，采用固定效應模型進行回歸分析。因此，運用Stata 15 軟件，通過逐步加入控制變量的方法，實證分析了財政支農(nóng)和普惠金融對農(nóng)民收入的影響，分別得到模型（1）～（8），具體結(jié)果如表4 所示。

通過逐步加入控制變量后的回歸結(jié)果顯示（表4），模型回歸的擬合優(yōu)度R2逐漸提高，且財政支農(nóng)和普惠金融的回歸系數(shù)和顯著性未發(fā)生較大改變，表明回歸結(jié)果具有較高的可靠性。

表3 各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

模型（6）的回歸結(jié)果顯示，財政支農(nóng)（PF）和普惠金融（IFI）對農(nóng)民總收入的回歸系數(shù)分別為0.098 0 和0.682 7，均通過了1%的顯著性檢驗，表明財政支農(nóng)和普惠金融具有顯著的增收效應，減緩了農(nóng)村貧困。從農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)來看，財政支農(nóng)有助于提高農(nóng)民的工資性收入和經(jīng)營收入，普惠金融對農(nóng)民增收則存在明顯結(jié)構(gòu)性差異，具體表現(xiàn)為對工資性收入影響不顯著，對經(jīng)營性收入呈現(xiàn)抑制作用，這主要是由于中國普惠金融發(fā)展存在較大的區(qū)域差異，部分地區(qū)普惠金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)營的影響相對不足，造成總體表現(xiàn)為抑制作用，具體各區(qū)域內(nèi)具體影響需進一步分析。

表4 基準回歸結(jié)果?

模型（6）表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、化肥使用量和固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民總收入呈現(xiàn)顯著的負向影響，從收入來源結(jié)構(gòu)來看，由模型（7）～（8）回歸結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、化肥施用量和固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民增收同樣存在明顯的結(jié)構(gòu)性差異。城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展和機械總動力對農(nóng)民總收入呈現(xiàn)正向影響，且回歸系數(shù)均通過了1%的顯著性檢驗。從收入來源結(jié)構(gòu)來看，城鎮(zhèn)化、機械總動力對農(nóng)民收入總體呈現(xiàn)促進作用，不存在結(jié)構(gòu)性差異，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展有助于提高農(nóng)民經(jīng)營性收入，對工資性收入則表現(xiàn)為抑制作用。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.逐步加入控制變量

通過逐步加入控制變量可以看出，財政支農(nóng)和普惠金融的回歸系數(shù)和顯著性未發(fā)生較大變化，表明回歸結(jié)果具有一定的可靠性（表4）。

2.消除內(nèi)生性影響

從理論邏輯來看，財政支農(nóng)與農(nóng)民收入之間存在明顯的相互影響。一方面，財政支農(nóng)資金基于實現(xiàn)社會的整體發(fā)展的目的可能更關(guān)注低收入人群，因此低收入地區(qū)財政支農(nóng)水平可能較高。另一方面，財政支農(nóng)資金也可能更關(guān)注高收入群體，促進財政支農(nóng)資金使用效率的提升。同時，普惠金融與農(nóng)民收入之間也存在類似的關(guān)系。一方面，弱勢群體是普惠金融關(guān)注的重點對象，導致低收入地區(qū)普惠金融發(fā)展較快；另一方面，金融資金的使用需要一定信用和資本積累，造成普惠金融在高收入地區(qū)發(fā)展較快。因此，財政支農(nóng)、普惠金融和農(nóng)民收入之間可能存在反向因果關(guān)系?；诖?，參考已有文獻[34]，采用兩步固定效應回歸方法并提取回歸擬合值進行穩(wěn)健性檢驗。

選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展、機械總動力、化肥施用量和固定資產(chǎn)投資對財政支農(nóng)進行回歸分析。同時，選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本、老齡化和城鄉(xiāng)收入差距對普惠金融進行回歸分析。為避免多重共線性和內(nèi)生性，所選取變量均進行一階滯后處理，并提取財政支農(nóng)和普惠金融的回歸擬合值納入實證分析。第一步回歸結(jié)果不再列出，第二步回歸結(jié)果如模型（9）所示。

3.采用動態(tài)差分GMM 和替換解釋變量方法進行回歸

通過利用動態(tài)差分GMM 方法對實證分析，并采用農(nóng)林牧漁業(yè)支出占財政支出比重替代人均農(nóng)林牧漁業(yè)支出進行回歸分析，具體結(jié)果如模型（10）～（11）所示。

4.引入異質(zhì)性和二次項

除通過逐步加入控制變量進行穩(wěn)健性檢驗外，還通過引入財政支農(nóng)異質(zhì)性和財政支農(nóng)二次項進行回歸分析，其中，為避免多重共線性，對二次項進行去中心化處理，具體結(jié)果如模型（12）～（13）所示（表5）。

模型（9）的回歸結(jié)果顯示，將財政支農(nóng)回歸擬合值和普惠金融回歸擬合值納入到實證分析中，兩者的回歸結(jié)果和顯著性并未發(fā)生較大變化，且在考慮內(nèi)生性的回歸結(jié)果中，財政支農(nóng)對農(nóng)民增收的效果有所提高。從模型（10）～（11）的回歸結(jié)果來看，無論是利用動態(tài)差分GMM 方法，還是采用財政支農(nóng)比重替換解釋變量，財政支農(nóng)和普惠金融對農(nóng)民減貧增收的影響均顯著為正，回歸結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

同時，引入異質(zhì)性和二次項后，模型（12）～（13）的回歸結(jié)果表明，財政支農(nóng)和普惠金融對農(nóng)民增收仍具有正向影響。此外，由模型（12）可知，財政支農(nóng)異質(zhì)性的回歸系數(shù)為-1.224 1，且通過了1%的顯著性檢驗，這表明財政支農(nóng)異質(zhì)性不利于農(nóng)民減貧增收。引入二次項后，財政支農(nóng)二次項（PF×PF）的回歸系數(shù)為0.010 4，財政支農(nóng)的回歸系數(shù)為0.016 3，對農(nóng)民增收的影響表現(xiàn)為先促進后不顯著，說明高財政支農(nóng)支出并不是促進農(nóng)民減貧的有效手段。

（三）引入異質(zhì)性的分區(qū)域回歸結(jié)果

中國區(qū)域間的農(nóng)業(yè)發(fā)展狀況存在明顯差距，考慮區(qū)域間差異因素的實證分析對促進農(nóng)民增收具有現(xiàn)實意義?；诖耍罁?jù)中國東中西部劃分，對財政支農(nóng)及其異質(zhì)性、普惠金融與農(nóng)民增收之間的關(guān)系進行實證分析，具體如表6 所示。

從財政支農(nóng)回歸結(jié)果來看，東、中和西部的回歸系數(shù)分別為0.139 5、-0.051 2 和0.021 1，中、西部地區(qū)回歸系數(shù)不顯著，說明東部地區(qū)財政支農(nóng)促進了農(nóng)村總收入增長，中西部地區(qū)對農(nóng)民增收的影響不顯著。對比引入財政支農(nóng)二次項的結(jié)果來看，東、中、西部二次項（PF×PF）回歸系數(shù)分別為-0.016 8、0.015 8 和0.023 3，由此表明東部地區(qū)財政支農(nóng)對農(nóng)民增收呈現(xiàn)先促進后抑制倒U 型影響，中西部地區(qū)回歸結(jié)果則說明財政支農(nóng)支出水平相對不足，這主要是由于中西部農(nóng)業(yè)省份較為集中，農(nóng)業(yè)發(fā)展資源較為缺乏，對財政支農(nóng)的需求較高。從收入來源結(jié)構(gòu)來看，財政支農(nóng)對農(nóng)民增收存在區(qū)域差異和收入來源的結(jié)構(gòu)性差異，且中西部最為明顯，這可能與各區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)發(fā)展特點有關(guān)。

從普惠金融回歸結(jié)果來看，東、中和西部回歸系數(shù)分別為0.582 7、-0.901 5 和1.676 2，表明東部和西部地區(qū)普惠金融對農(nóng)民總收入呈現(xiàn)正向影響，中部地區(qū)表現(xiàn)為負向影響。這主要是由于中部地區(qū)普惠金融發(fā)展水平較低，普惠金融的“中部塌陷”造成其對農(nóng)民增收存在抑制作用，這與多數(shù)文獻的研究結(jié)論相似[10]。同樣，普惠金融對農(nóng)民收入的影響存在明顯的區(qū)域差異和結(jié)構(gòu)性差異。其中，中西部地區(qū)普惠金融對經(jīng)營性收入呈現(xiàn)促進作用，這與政策引導金融資金向中西部流動有關(guān)。同時，東、中部地區(qū)普惠金融對農(nóng)民增收的結(jié)構(gòu)性差異較為明顯。

從財政支農(nóng)異質(zhì)性回歸結(jié)果來看，東部、中部和西部回歸系數(shù)分別為-7.764 2、0.461 2 和2.461 5，東部和西部回歸結(jié)果較為顯著，這表明東部地區(qū)財政支農(nóng)異質(zhì)性提高會抑制農(nóng)民增收，中西部地區(qū)則表現(xiàn)為促進作用。究其原因，主要是由于東部地區(qū)各省市經(jīng)濟活動較為頻繁，農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展處于相近水平，異質(zhì)性財政支農(nóng)容易造成區(qū)域資源向某一省份流動。中西部地區(qū)則由于地理位置、自然資源復雜多樣，各省市農(nóng)業(yè)作物、發(fā)展優(yōu)勢存在不同，異質(zhì)性財政支農(nóng)能夠最大限度地發(fā)揮各省市農(nóng)業(yè)發(fā)展優(yōu)勢，減緩農(nóng)民貧困。

表5 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果?

表6 引入異質(zhì)性的分區(qū)域回歸結(jié)果?

（四）收入來源結(jié)構(gòu)性差異的進一步討論

為更加具體的分析財政金融對農(nóng)民增收的收入來源結(jié)構(gòu)性差異，以工資性收入和經(jīng)營性收入占比為劃分標準，將樣本劃分為工資性收入＞經(jīng)營性收入和工資性收入＜經(jīng)營性收入兩個區(qū)間，并進行實證分析，具體如表7 所示。

從財政支農(nóng)回歸系數(shù)來看，在不同區(qū)間內(nèi)對農(nóng)民總收入均呈現(xiàn)正向影響。結(jié)合二次項回歸結(jié)果，由模型（31）可知財政支農(nóng)及二次項回歸系數(shù)分別為0.624 0 和-0.031 0，與前文東部地區(qū)回歸結(jié)果相似，表明在工資性收入為主的區(qū)域財政支農(nóng)對農(nóng)民增收呈現(xiàn)先促進、后抑制的倒U 型影響。模型（34）顯示引入二次項后，財政支農(nóng)回歸系數(shù)的顯著性有所下降，二次項系數(shù)為0.030 2，且通過10%的顯著性檢驗，表明以經(jīng)營性收入為主的區(qū)域?qū)ω斦мr(nóng)的需求量較高，當前財政支農(nóng)水平有所不足。模型（30）和模型（33）的異質(zhì)性的回歸系數(shù)均為負，與整體全樣本回歸結(jié)果相同。

表7 財政支農(nóng)和普惠金融收入來源結(jié)構(gòu)性差異的回歸結(jié)果?

從普惠金融回歸系數(shù)來看，以工資性收入為主的區(qū)域普惠金融回歸系數(shù)顯著為負，表明在該區(qū)域普惠金融不利于農(nóng)民減貧增收?？赡艿脑蚴且怨べY性收入為主的區(qū)域大多為北京、天津等東部發(fā)達省份，農(nóng)民收入來源于城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟活動并不頻繁，普惠金融資源大多流向中小微企業(yè)和創(chuàng)新型企業(yè)，這一點與東部地區(qū)回歸結(jié)果相符合。同時，王偉和朱一鳴實證分析發(fā)現(xiàn)，雖然普惠金融發(fā)展加大了農(nóng)民接觸金融體系的機會，但也存在大量的資金外流[20]。在以經(jīng)營性收入為主的區(qū)域，普惠金融回歸系數(shù)為正，但并不顯著，這主要與該區(qū)域大多集中于中西部地區(qū)，普惠金融發(fā)展水平較低。

（五）中介效應檢驗

1.財政支農(nóng)的中介效應檢驗

依據(jù)中介效應檢驗模型，對財政支農(nóng)在普惠金融促進農(nóng)民增收過程中是否存在中介效應進行檢驗，具體如表8 所示。

由模型（35）可知，普惠金融對農(nóng)民增收存在直接的正向影響，回歸系數(shù)為0.815 4，且通過了1%的顯著性檢驗。模型（36）表明普惠金融能夠有效促進財政支農(nóng)增長。模型（37）表明在控制了普惠金融后，中介變量財政支農(nóng)對農(nóng)民增收仍存在正向的促進作用。結(jié)合中介效應檢驗模型來看，a、b、c三個回歸系數(shù)均顯著，不必進行Sobel 檢驗，且c′ 也是顯著的，表明存在“部分的”中介效應。其中，中介效應的具體影響效果為ab/c=1.355 1× 0.098 0/0.815 4 ≈0.162 9。這在一定程度上表明，普惠金融對農(nóng)民增收作用大約有16.29%是通過財政支農(nóng)的中介效應實現(xiàn)的。

表8 財政支農(nóng)對普惠金融中介效應的依次檢驗結(jié)果?

2.普惠金融的中介效應檢驗

同樣，依據(jù)中介效應檢驗模型，對普惠金融在財政支農(nóng)促進農(nóng)民增收過程中的中介效應進行檢驗，具體如表9 所示。

由模型（38）可知，財政支農(nóng)對總收入的回歸系數(shù)為0.109 4，存在顯著的正向影響。模型（39）表明，以普惠金融為被解釋變量，財政支農(nóng)與普惠金融之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。模型（40）在控制了財政支農(nóng)后，普惠金融對農(nóng)民總收入的回歸系數(shù)為0.682 7，表明中介變量普惠金融能夠促進農(nóng)民增收。總體來看，a、b、c三個回歸系數(shù)均顯著，不必進行Sobel 檢驗，且c′也是顯著的，同樣存在“部分的”中介效應。具體的中介效應為ab/c=0.016 8×0.682 7/0.109 4 ≈0.104 8，這表明財政支農(nóng)對農(nóng)民的增收效應大約有10.48%是由普惠金融的中介效應實現(xiàn)的。

四、研究結(jié)論與對策建議

當下形勢錯綜復雜，貧困治理是一個長期復雜的系統(tǒng)工程，需將貧困治理納入國家治理體系之中，探索整體性的貧困治理模式，各項政策措施之間的協(xié)調(diào)配合才能保證減貧體系的可持續(xù)運行，更好地發(fā)揮協(xié)作效應。整體性治理為國家公共管理改革提供了新思路。本研究立足整體性貧困治理的視角，針對中國省域間財政支農(nóng)和普惠金融的農(nóng)民增收效應分析具體可以得出以下幾點結(jié)論：

表9 普惠金融對財政支農(nóng)中介效應的依次檢驗結(jié)果?

第一，財政支農(nóng)與農(nóng)民增收之間存在基于區(qū)域和收入來源結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性影響。其中，在東部和以工資性收入為主的區(qū)域財政支農(nóng)對農(nóng)民增收表現(xiàn)為先促進、后抑制的倒“U”型影響，中西部和以經(jīng)營性收入為主的區(qū)域表現(xiàn)為財政支農(nóng)資金相對不足。進一步分析，異質(zhì)性財政支農(nóng)對中西部農(nóng)民增收存在促進作用，對東部和全樣本表現(xiàn)為抑制作用。

第二，普惠金融的農(nóng)民增收效應同樣存在區(qū)域性和收入來源的結(jié)構(gòu)性差異。其中，普惠金融支農(nóng)的“中部塌陷”現(xiàn)象較為明顯，在以工資性收入為主的地區(qū)表現(xiàn)為抑制作用，而中西部和以經(jīng)營性收入為主的區(qū)域，普惠金融建設還需進一步加強。

第三，財政支農(nóng)和普惠金融在彼此的增收過程中存在“部分的”中介效應，兩者協(xié)調(diào)聯(lián)動機制能夠有效促進農(nóng)民增收。

通過實證分析可知，中國省域間財政支農(nóng)和普惠金融對農(nóng)村居民減貧增收均存在顯著影響，但由于財政支農(nóng)異質(zhì)性和普惠金融區(qū)域差異的存在，導致兩者的減貧增收效應表現(xiàn)出基于區(qū)域和收入來源的結(jié)構(gòu)性差異。在可持續(xù)減貧的目標下，財政支農(nóng)和普惠金融減貧增收的結(jié)構(gòu)性差異將會阻礙貧困治理的進程，不利于整體性貧困治理的發(fā)展。基于此，本研究結(jié)合理論和實證分析結(jié)果，提出相應的政策建議。

首先，應以鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施為主線優(yōu)化財政支農(nóng)結(jié)構(gòu)，明確各級政府責任，支農(nóng)資金著重向農(nóng)村公共服務、基礎(chǔ)設施等薄弱環(huán)節(jié)傾斜，激勵金融和社會資金向農(nóng)村流動，支持農(nóng)村科教發(fā)展，提高生產(chǎn)效率，為農(nóng)民增收奠定基礎(chǔ)。同時，各區(qū)域應結(jié)合自身特點對區(qū)域內(nèi)資金進行整合，建立精準型和異質(zhì)性支農(nóng)長效機制，擴大中西部等糧食主產(chǎn)區(qū)支農(nóng)規(guī)模，增強財政支農(nóng)的增收效應。

其次，未來應大力發(fā)展農(nóng)村普惠金融，擴大金融覆蓋范圍，鼓勵各商業(yè)銀行、政策銀行等建立農(nóng)村普惠金融服務機構(gòu)。同時，各區(qū)域間應建立普惠金融協(xié)調(diào)發(fā)展機制，加強金融資金在區(qū)域間的流動性，增加中西部地區(qū)普惠金融建設力度，有序推進農(nóng)村抵押貸款試點工作，切實保障農(nóng)民的信貸使用權(quán)利。

最后，為建設可持續(xù)的長效減貧機制，助力整體性貧困治理，財政支農(nóng)應在建立健全長效機制的基礎(chǔ)上，進一步推動農(nóng)村“放管服”改革，營造農(nóng)業(yè)農(nóng)村商業(yè)發(fā)展和投資環(huán)境，制定貼息貸款等優(yōu)惠政策，撬動和引導金融和社會資金注入農(nóng)村。普惠金融也應以助力鄉(xiāng)村振興為主要目標，構(gòu)建財政金融協(xié)調(diào)機制，增強和鼓勵政策性、商業(yè)性金融機構(gòu)關(guān)注農(nóng)業(yè)發(fā)展，配合財政支農(nóng)構(gòu)建小額信貸組織，重點關(guān)注中西部貧困縣金融建設，減少村域資源外流，促進農(nóng)民減貧。