杜朝運 范丁水

(①廈門大學 ，福建 廈門 361005；②泉州經貿學院，福建 泉州 362000)

自2005年聯(lián)合國提出發(fā)展普惠金融的倡議以來，世界各國各地區(qū)積極響應，并且快速發(fā)展普惠金融。在我國，黨中央和國務院高度重視發(fā)展普惠金融，在《推進普惠金融發(fā)展規(guī)劃(2016-2020)》中明確普惠金融的發(fā)展方向和總體發(fā)展規(guī)劃，要求立足于“機會平等和商業(yè)可持續(xù)”兩大原則，為有需求的群體或個人提供其可負擔成本的適當、有效的金融服務。

我國區(qū)域經濟發(fā)展不平衡，西部地區(qū)長期落后于東部地區(qū)，國家對此十分重視，近些年來推出了西部大開方等一系列政策措施，鼓勵、扶持西部地區(qū)經濟社會建設，取得了積極成效，特別是“三農”領域，又有中央連續(xù)多年的一號文件關注，進步更是顯著。2020年我國將實現(xiàn)全面建成小康社會，決戰(zhàn)全面小康、打贏脫貧攻堅的主要戰(zhàn)場在農村地區(qū)，重點領域是農業(yè)發(fā)展、關注對象為農民收入。因此，農民收入歷來就是廣受關注的現(xiàn)實問題。

地處西南腹地的四川省一方面地域遼闊、土地富饒、資源豐富，自古就有“天府之國”的美譽，改革開放40年來各項建設均取得顯著成就，但另一方面農村人口眾多、各地區(qū)發(fā)展不平衡的問題也十分突出。本文旨在考察四川省及各地市普惠金融的發(fā)展情況，并分析其對農村居民收入帶來的影響，這對于探索如何更好地發(fā)展普惠金融助力脫貧攻堅、讓農民收入持續(xù)穩(wěn)定增長具有重要的現(xiàn)實意義。

一、相關文獻

關于普惠金融發(fā)展，從理論解釋、機制設計、影響因素乃至水平測度等方面已經有不少文獻，但專門考察普惠金融發(fā)展之于農民收入影響的研究并不多。在國外，Beck & Demirguec-Kun發(fā)現(xiàn)基本金融機構和金融設施的數(shù)量越多，城鄉(xiāng)之間的貧富差距越小，因為農村居民收入增長速率通常比城市居民更快[1]。Mahjabeen通過引入新型金融機構的變量進行實證研究發(fā)現(xiàn)普惠金融水平越高，所有階層的收入都會上升，農民階層的收入上升更為明顯[2]。Chibba通過研究普惠金融與經濟增長的關系發(fā)現(xiàn)金融的普惠性越高，農民收入也會越高，即普惠金融水平和農民收入呈正相關關系，并認為發(fā)展普惠金融有利于解決貧困問題，實現(xiàn)包容性和可持續(xù)發(fā)展[3]。Park & Mercado通過實證研究發(fā)現(xiàn)金融包容性，即金融的普惠程度越高人均收入也會越高[4]。Saker et al.通過研究農業(yè)貸款數(shù)量與農民收入的關系，發(fā)現(xiàn)它們之間呈現(xiàn)顯著的正向相關關系[5]。Kumar & shreanshu基于銀行視角從三個維度具體測度了印度各州的普惠金融水平，發(fā)現(xiàn)普惠金融對于經濟發(fā)展、貧困減緩、農民增收方面都發(fā)揮了重要作用[6]。

在國內，田杰和陶建平對東部地區(qū)進行考察，發(fā)現(xiàn)普惠金融發(fā)展對農民收入有正向的影響作用[7]。董彥立和李季剛發(fā)現(xiàn)新疆普惠金融的發(fā)展水平對農民收入的影響隨時間長短而發(fā)生變化，在短期內普惠金融水平發(fā)展程度越高反而會降低農村居民收入，但是長期來看，普惠金融發(fā)展程度越高，農村居民收入也會相應得到提高[8]。徐敏和黃江同樣對新疆的普惠金融進行研究，發(fā)現(xiàn)在一般情況下，普惠金融發(fā)展會正向影響農村居民收入水平，而且這種正向的影響作用南疆地區(qū)強于北疆地區(qū)，但在一些極其貧窮和極其富裕的地區(qū)，這種正向的促進作用消失了。甚至出現(xiàn)了普惠金融發(fā)展水平與農民收入呈反向變動關系[9]。何學松指出普惠金融的發(fā)展將大幅度地降低農民獲得各種金融產品和服務的成本，并在很大程度上普及了金融知識，推廣了金融產品和金融服務，調動了農民參與金融活動的積極性，并為農村居民資產的保值增值提供了機會，為農村居民抵抗未來的不確定性風險提供了保障，由此提高農村居民收入水平[10]。

國內外這些文獻有的從金融機構設施、涉農貸款數(shù)量等普惠金融的某一方面切入研究，有的從宏觀或中觀的省際層面展開分析，研究對普惠金融發(fā)展之于農民收入的影響也存在不同結論，很多研究也沒有考慮新興的互聯(lián)網金融因素。本文擬聚焦四川省，將互聯(lián)網金融的因素納入考慮，并用變異系數(shù)法對各指標進行客觀賦權，從而構建普惠金融發(fā)展指數(shù)，評價四川省21個地市的普惠金融發(fā)展水平，同時考慮區(qū)域差異，運用2011-2017年的面板數(shù)據(jù)，量化分析四川省不同地市普惠金融發(fā)展水平對農民收入的影響方向和作用大小，以此明晰二者的關系，為擬定普惠金融和三農的相關政策舉措提供參考。

二、四川省普惠金融發(fā)展程度的測算

(一)普惠金融測度指標體系的構成

如何衡量普惠金融的發(fā)展，不同組織、不同學者提出不同的測度體系，其中設置的標準也各不相同。雖然這些測量評價體系不盡相同，各有優(yōu)劣，但基本上都考慮了三方面的因素：一是衡量人們獲得某種金融服務的難易便利程度，即金融服務的可得性；二是衡量人們可獲得金融服務的實際使用情況，即金融服務的使用度；三是衡量金融服務和金融產品的多樣性和創(chuàng)新性，即金融服務的深化度?；ヂ?lián)網金融近年來發(fā)展迅猛，以移動支付為代表的互聯(lián)網金融服務走進人們的日常生活，給人們生活帶來諸多便利的同時也改變了人們的生產生活方式，催生了一些新興行業(yè)，故將互聯(lián)網金融的因素納入普惠金融測度體系符合普惠金融內涵。

因此，筆者擬從4個維度，即金融服務的可得性，金融服務的使用度，金融服務的深化度以及金融數(shù)字化程度，構建四川省21個地市從2011年到2017年的普惠金融指數(shù)。各具體指標的數(shù)據(jù)來源于萬德數(shù)據(jù)庫、四川省統(tǒng)計年鑒、四川省各地市統(tǒng)計年鑒、北京大學數(shù)字金融研究中心。由于地市級數(shù)據(jù)相對不全面，所以筆者在構建普惠金融綜合指數(shù)時根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，從4個維度運用9個指標，計算普惠金融指數(shù)(Inclusive Financial Index，IFI)，見表1。

表1 普惠金融水平測度指標體系

(二)普惠金融指數(shù)計算

計算普惠金融指數(shù)需要對不同指標進行賦權，筆者選擇變異系數(shù)法計算權重。變異系數(shù)法是一種客觀賦權，一方面避免了采用主觀賦權法過于依賴主觀判斷的問題，另一方面又避免了采用等權重賦權法忽略了各個因素的影響程度不相同的問題，因此能夠較為客觀地反映出各個指標對于普惠金融綜合指數(shù)的貢獻程度。筆者通過選取四川省21個地市(自治州)2011-2017年的各指標數(shù)據(jù)，具體計算各地市的普惠金融指數(shù)，如表2所示。

表2 2011-2017年四川省21地市普惠金融指數(shù)

三、四川省普惠金融發(fā)展對農村居民收入的影響

(一)變量選取

本文研究普惠金融發(fā)展對農民收入的影響，但農民收入比較寬泛，筆者選擇用農村居民人均可支配收入指標作為農民收入的代理變量，該指標表示農村居民可以自由支配收入的多少，能在一定程度上能反映出人們實際生活狀況。故筆者以農村居民人均可支配收入作為具體的被解釋變量，解釋變量則為前文計算得出的普惠金融指數(shù)。

考慮到教育水平、政府在農林牧漁類的財政支出、固定資產投資水平、就業(yè)水平、產業(yè)結構、營商環(huán)境等變量都是可能影響農村居民收入的因素，為了避免多重共線性問題，本文在控制變量的選擇上采取逐步回歸法，每一步進行F檢驗，保證每個變量的顯著性，對每個變量進行逐一排除，最終將農林水類財政支出、固定資產投資水平、地區(qū)教育水平以及就業(yè)水平作為控制變量。

以上變量的描述和衡量見表3。為了保證平穩(wěn)性和降低異方差影響，部分變量選擇取對數(shù)。除了普惠金融指數(shù)前文已計算，其他數(shù)據(jù)均來源于四川省各地市統(tǒng)計年鑒。各變量的描述性統(tǒng)計見表4，可以看出，農民收入的標準差為0.314。表示農民收入波動不大。普惠金融指數(shù)值整體來講波動也不大，其標準差為0.142。波動程度最大的是固定資產投資水平，最小的是教育水平。

表3 變量描述與衡量

表4 變量描述性統(tǒng)計

(二)模型設定

本文運用四川省21個地市2011-2017年共7年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析。面板數(shù)據(jù)是由橫截面維度和時間維度兩個維度共同組合而成的數(shù)據(jù)序列，對面板數(shù)據(jù)的分析有混合模型、隨機效應模型和固定效應模型。筆者首先進行F檢驗和Hausman檢驗，檢驗結果如表5所示，可以看出應接受固定效應模型。模型的設定形式見式，其中：i是橫截面維度表示地市；t是時間維度表示年份；lnYi,t是被解釋變量，為農村居民人均可支配收入的對數(shù)；IFIi,t是解釋變量，為普惠金融發(fā)展水平；lnGEi,t為在農林水方面的人均財政支出的對數(shù)；FAIi,t為人均固定資產投資水平；EDUi,t為教育水平；JOBi,t為就業(yè)水平；αi為只隨個體變化不隨時間變化的截距項；β1,β2,β3,β4,β5都為斜率；εi,t為隨機誤差項。

表5 相關檢驗結果

(三)回歸分析

1.平穩(wěn)性檢驗

表6 平穩(wěn)性檢驗結果

雖然本文所選擇的數(shù)據(jù)為短面板數(shù)據(jù)，為保證回歸結果的真實有效，仍然對其進行平穩(wěn)性檢驗。本文通過LLC和Fisher-ADF兩種檢驗方法對所有變量進行單位根檢驗，結果如表6所示。可以看出，lnY、IFI、lnGE、FAI、EDU、JOB在2種檢驗結果中均在1%的顯著性水平下拒絕非平穩(wěn)的原假設，說明這6個變量可以看作平穩(wěn)序列。

2.整體回歸結果

上述模型得出的回歸結果如表7所示?？梢钥闯?，整體擬合效果較好，普惠金融指數(shù)在1%的水平下顯著影響農民收入。普惠金融指數(shù)每變動一個單位，農村居民人均可支配收入的對數(shù)的期望變動2.454個單位。另外，農林水方面的人均財政支出、人均固定資產投資水平和教育水平在1%的水平上對農民收入有顯著的影響。在農林水方面的財政支出對農民收入有顯著的正向影響，該類財政支出每變動1%，農村居民人均可支配收入變動0.127%；人均固定資產投資水平同樣顯著地正向影響農民收入水平，其每變動1個單位，就會引起農村居民人均可支配收入對數(shù)的期望變動0.138個單位；教育水平對農民收入有顯著的負向影響，每變動1個單位，農村居民可支配收入對數(shù)的期望反向變動3.703個單位。就業(yè)水平的系數(shù)為1.071且在5%水平上顯著，說明就業(yè)水平的提高對于農民收入水平有促進作用。

表7 普惠金融發(fā)展對農民收入影響效應的回歸結果

3.分區(qū)域回歸結果

根據(jù)各地區(qū)資源稟賦差異和各地區(qū)實際情況，四川省可以劃分為成都、川南、川東北、川西北和攀西五大經濟區(qū)劃。具體來說，成都經濟區(qū)包括成都、德陽、綿陽、眉山、資陽五市；川南經濟區(qū)包括自貢、宜賓、瀘州、內江、樂山五市；川東北經濟區(qū)包括南充、遂寧、達州、廣安、巴中、廣元六市；川西北經濟區(qū)包括甘孜、阿壩兩市；攀西經濟區(qū)包括攀枝花市、涼山州、雅安市三市?？紤]到川西北和攀西地區(qū)所包含地市較少，為了便于比較分析，故將二者合并到一起。本文按照經濟區(qū)域的劃分分別對成都經濟區(qū)、川南經濟區(qū)、川東北經濟區(qū)、川西北和攀西經濟區(qū)根據(jù)固定效應模型進行回歸，以進一步探究普惠金融發(fā)展與農民收入水平的關系，回歸結果見表8，可以看出，各經濟區(qū)的普惠金融發(fā)展對農民收入的影響均在1%的水平上顯著，但各經濟區(qū)影響程度不一，成都經濟區(qū)的影響系數(shù)為1.051，而川南經濟區(qū)、川東北經濟區(qū)、川西北和攀西經濟區(qū)IFI的系數(shù)分別為2.872、4.527、5.196。顯然，在經濟越欠發(fā)達的地區(qū)，普惠金融發(fā)展水平對農民收入的影響越大。

表8 普惠金融發(fā)展對農民收入的影響效應的分區(qū)域回歸結果

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.取對數(shù)的穩(wěn)健性檢驗

為了減小異方差影響以及檢驗回歸結果的穩(wěn)健性，對解釋變量IFI取對數(shù)以后進行回歸分析，看回歸結果是否發(fā)生顯著變化，回歸結果見表9第(1)列。從回歸結果看，普惠金融指數(shù)對農民收入回歸結果依然在1%的水平上顯著，而且，由于取了對數(shù)能夠更好地進行經濟學意義上的解釋，普惠金融指數(shù)每提高1%，農村居民人均可支配收入的期望會提高0.576%。

2.合并年份的穩(wěn)健性檢驗

將2011至2017年的數(shù)據(jù)分成三組，每兩年一組取均值，最后三年一組取均值，由于分組取均值以后導致樣本數(shù)據(jù)觀測值的減少導致普惠金融指數(shù)對農民收入的影響效果減弱，如表9第(2)列所示，系數(shù)為1.121。由于觀測值的減少使得顯著性水平降低但仍在10%的水平上顯著，系數(shù)的符號也與整體回歸結果一致，各變量在對農民收入的影響方向上都與整體回歸結果一致，只是因為觀測值減小導致其余個變量顯著性水平發(fā)生了變化。

3.替換變量的穩(wěn)健性檢驗

前文在考慮政府財政支出對農民收入的影響時，選擇的變量是人均農林水類財政支出，為檢驗回歸結果的穩(wěn)健性，這里將人均農林水類財政支出替換為一般公共預算財政支出與地區(qū)GDP的比值進行回歸，看普惠金融指數(shù)是否仍然對農民收入有顯著影響?；貧w結果如表9第(3)列所示?？梢钥闯霎斢靡话愎仓С雠cGDP的比值來替代人均農林水類財政支出以后，IFI的系數(shù)為2.905，且仍在1%的水平上顯著，其余各變量也均顯著，表明回歸結果穩(wěn)健。

表9 穩(wěn)健性檢驗結果

四、結論及政策建議

本文研究表明，從整體上看，四川省普惠金融發(fā)展對農民收入有顯著的促進作用；分區(qū)域看，四川省各地市普惠金融發(fā)展對農民收入雖然都有正向影響，但影響程度不一，成都地區(qū)相對于其他地區(qū)影響效果較弱。因此，需要重視各地區(qū)在推進普惠金融與農民增收協(xié)同發(fā)展的問題，防止出現(xiàn)發(fā)展普惠金融反而抑制農民增收、拉大城鄉(xiāng)收入差距的情況。具體建議如下：

(一)實行差異化的區(qū)域金融政策

從上文分區(qū)域回歸結果來看，普惠金融發(fā)展對農民收入的影響效果不一，在經濟水平相對較發(fā)達的地區(qū)影響較弱，經濟水平相對較不發(fā)達的地區(qū)影響較強。因此在推進普惠金融建設的過程中不應該一刀切，而應該具體考慮到各地不同的經濟金融水平、不同的產業(yè)結構情況、不同的文化價值觀念等施行因地制宜差異化的區(qū)域金融政策。具體而言，像成都經濟區(qū)在推動普惠金融發(fā)展時應該立足于提供更加均等的金融服務機會，一方面有助于提高弱勢群體、低收入群體的收入水平，另一方面也防止城鄉(xiāng)居民收入差距進一步拉大。若在進行普惠金融建設過程中使得收入差距進一步拉大，富人借此機會變得更富，窮人更窮的話，就違背了發(fā)展普惠金融的初衷。對于像川東北、川西北、攀西這些經濟區(qū)來說，應當鼓勵各金融機構將金融服務延伸到貧困偏遠地區(qū)，擴大金融服務范圍，提高金融服務質量，大力扶持民營、小微企業(yè)的發(fā)展，支持各地支柱性產業(yè)和結合地區(qū)實際發(fā)展特色旅游業(yè)、特色農業(yè)等，盡力滿足其融資需求。而對于像川南地區(qū)來說，地理區(qū)位處于已經上升為國家戰(zhàn)略的成渝雙城經濟圈的中間，應當利用好這一重要的戰(zhàn)略機遇期，借助兩地各自稟賦優(yōu)勢尤其是金融實力大力發(fā)展本地區(qū)普惠金融，加快產業(yè)轉型升級，推進經濟結構調整，鼓勵創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新扶持發(fā)展前景良好的中小企業(yè)，加快創(chuàng)造新的經濟增長點。

(二)將普惠金融建設與脫貧攻堅工作協(xié)同發(fā)展

2020年是完成脫貧攻堅工作、全面建成小康社會決戰(zhàn)之年，各地市應當結合脫貧攻堅工作推進普惠金融發(fā)展。發(fā)展普惠金融是進行扶貧反貧的重要舉措，脫貧攻堅又可以為普惠金融建設助力，二者相互促進、協(xié)同推進、相得益彰。尤其是在貧困偏遠的地市和少數(shù)民族自治州作為脫貧攻堅，決戰(zhàn)全面小康的主戰(zhàn)場，更應該發(fā)揮其擁有的政策優(yōu)勢、制度優(yōu)勢適時適當?shù)剡M行普惠金融建設，將普惠金融建設與脫貧工作融合發(fā)展，發(fā)揮事半功倍的效果，實現(xiàn)脫真貧、真脫貧的目標要求，建立農民收入能夠穩(wěn)步增長的長效機制，使得已經脫貧的地區(qū)和群眾不會再次返貧，通過借助普惠金融的力量捍衛(wèi)扶貧攻堅成果，讓陷入危機的企業(yè)和步入困境的群眾能夠借助普惠金融的力量實現(xiàn)自我解救和不再返貧。

(三)推動數(shù)字普惠金融發(fā)展

普惠金融發(fā)展在未來的發(fā)展形態(tài)就是數(shù)字普惠金融，從長期來看發(fā)展數(shù)字普惠金融是實現(xiàn)普惠金融向更高水平發(fā)展的必由之路，數(shù)字普惠金融也是實現(xiàn)普惠金融幫助民營、小微企業(yè)，低收入者，弱勢群體獲取平等金融服務的初衷的不二選擇。以云計算、大數(shù)據(jù)、移動互聯(lián)網、人工智能、區(qū)塊鏈等為代表的各種現(xiàn)代化數(shù)字技術使得普惠金融的發(fā)展邁入了一個新的階段，各地市要充分依托技術變革的力量使得普惠建設邁上新臺階，實現(xiàn)跨越式發(fā)展。進行數(shù)字普惠金融建設可能從短期來看收效甚微，尤其是在一些偏遠貧困地區(qū)進行數(shù)字普惠金融建設困難更大，但時代發(fā)展的潮流不可阻擋，長遠來看數(shù)字技術必將使得普惠金融發(fā)展發(fā)生質的變化。