羅 晗

(安徽財經(jīng)大學 統(tǒng)計與應用數(shù)學學院，安徽 蚌埠 233030)

2021年中央一號文件《中共中央國務院關于全面推進鄉(xiāng)村振興加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的意見》提出，要發(fā)展農(nóng)村數(shù)字普惠金融。農(nóng)村普惠金融的發(fā)展，對于推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展，促進鄉(xiāng)村振興有著重大意義。普惠金融起初是基于小額信貸和微型金融產(chǎn)生的，它解決了傳統(tǒng)包容性金融的成本效益倒置問題，緩解了金融排斥的困境，增加了弱勢群體的收入。在中國經(jīng)濟新常態(tài)的背景下，促進金融公平、減少金融排斥，發(fā)展普惠金融，有利于我國深化金融體制改革和推進城鄉(xiāng)一體化。2019年中國人民銀行等五部門提出，在2020年要基本實現(xiàn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)金融機構網(wǎng)點全覆蓋，農(nóng)村中小金融機構要堅持服務縣域，強化農(nóng)村地區(qū)的金融消費權益保護，讓數(shù)字普惠金融在農(nóng)村得到有效普及。據(jù)統(tǒng)計，截至2020年末，人民幣普惠金融領域貸款余額21.53萬億元，同比增長24.2%。此外，農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營貸款余額5.99萬億元，同比增長11.5%，增速比2019年末高5.1個百分點。普惠金融為農(nóng)村地區(qū)低收入群體和弱勢群體提供了相對便利的金融服務，改善了傳統(tǒng)金融服務存在的短板，降低了金融服務的門檻以及交易成本，增強了可得性，為促進農(nóng)村居民收入增長提供了良好的金融環(huán)境。

1 文獻回顧

國外對于普惠金融的研究較早，因此研究普惠金融的文獻種類較豐富。在2006年GEDA等人就發(fā)現(xiàn)普惠金融能夠促進消費和減輕流動性限制，可以為貧困人口提供信貸便利[1]。在這之后SARMA仿效了聯(lián)合國人類發(fā)展指數(shù)(HDI)提出一個多維度普惠金融指標，用于比較不同經(jīng)濟體的普惠金融進展[2]。AISAITI等人表示普惠金融對改善貧困農(nóng)民的生活水平至關重要[3]，ZHOU等人認為普惠金融產(chǎn)生的影響在不同地區(qū)存在異質(zhì)性[4]。還有部分學者對普惠金融的作用機制進行研究，發(fā)現(xiàn)普惠金融主要通過提高金融質(zhì)量來縮小城鄉(xiāng)收入差距[5]，并且社會保護方案[6]和信貸流動過程[7]都是影響普惠金融的重要因素。

國內(nèi)研究普惠金融的文獻出現(xiàn)時間較晚，目前很多文獻集中于對中國普惠金融發(fā)展水平進行分析。焦瑾璞等人第一次定量評估了我國普惠金融發(fā)展水平[8]。李濤等人通過2009-2013年的跨國數(shù)據(jù)分析各個經(jīng)濟體在樣本期內(nèi)普惠金融對經(jīng)濟增長的影響，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)投資資金貸款和個人金融服務兩個指標均對各經(jīng)濟體的經(jīng)濟發(fā)展有明顯負作用[9]。與此同時，越來越多的學者從空間角度分析中國普惠金融發(fā)展狀況。陳銀娥等人采取 Kernel 密度估計等非參數(shù)估計方法，研究發(fā)現(xiàn)普惠金融在中國地區(qū)表現(xiàn)出明顯的多級分化格局和“俱樂部趨同”現(xiàn)象[10]。葛和平和朱卉雯用熵值法確定了權重構建了數(shù)字普惠金融指標體系，研究了我國數(shù)字普惠金融的地域差別及其影響因素[11]。王露露研究了數(shù)字普惠金融的影響因素和其在我國的空間異質(zhì)性[12]。隨著研究的深入，也有學者開始分析普惠金融對不同經(jīng)濟因素的影響。朱一鳴和王偉利用全國2018個縣城的數(shù)據(jù)對不同收入階層的群體能否平等地獲益于普惠金融這一問題進行探討[13]，結果表明，普惠金融有助于增加農(nóng)民收入。然而，不同收入群體的減貧增收效應有所不同，具體而言，非貧困縣農(nóng)村居民的效用大于貧困縣農(nóng)村居民。易行健和周利探討了數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民消費的影響，結果表明，對于中低負債的居民普惠金融促進其消費支出，而對于高負債的居民其消費支出不受普惠金融影響[14]。陳嘯和陳鑫研究了普惠金融數(shù)字化程度對于縮短城鄉(xiāng)居民收入差距而產(chǎn)生的空間溢出效應，結果表明數(shù)字化服務是影響空間溢出效應的關鍵[15]。

基于2014-2019年的安徽省61個區(qū)縣數(shù)據(jù)研究普惠金融對安徽省農(nóng)村居民收入的影響，剖析普惠金融的發(fā)展意義。由于現(xiàn)階段針對普惠金融的研究主要集中于對中國省域間異質(zhì)性的探討，鮮少有分析縣域之間異質(zhì)性的文獻，故本研究選取安徽61個縣域間的空間異質(zhì)性，豐富研究內(nèi)容。

2 數(shù)據(jù)來源與模型構建

2.1 數(shù)據(jù)說明與來源

以數(shù)據(jù)的可獲得性為基準，選取2014-2019年的安徽省61個區(qū)縣的面板數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)集。數(shù)據(jù)來自于中經(jīng)網(wǎng)、安徽統(tǒng)計年鑒、中國縣域統(tǒng)計年鑒、《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù) ( 2011-2015 ) 》。變量選取包括：被解釋變量：農(nóng)村居民收入(Y)，用各縣級的農(nóng)村居民可支配收入指標來代表；解釋變量：數(shù)字普惠金融發(fā)展(IFI)，采用各縣級的普惠金融發(fā)展指數(shù)來表示。為了更深入討論數(shù)字普惠金融各個層面對農(nóng)村居民收入產(chǎn)生的影響，還選取了普惠金融覆蓋廣度(CO)、使用深度(US)和數(shù)字化程度(DI)三個細化指標[16]。

其他控制變量包括：第一，經(jīng)濟發(fā)展水平(RGDP)。地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展水平有差異，經(jīng)濟會影響當?shù)氐木用袷杖肭闆r，該指標通過地區(qū)人均GDP來表示。第二，人口密度(POP)。人口的流動會導致勞動力的變化，以至于影響居民收入的變化。第三，政府財政支出(GOV)。反映了地方政府向當?shù)匕l(fā)展付出的經(jīng)濟成本，財政支出的增加有利于政府發(fā)揮維護社會經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展的職能，故有助于增加農(nóng)村居民的收入。該指標根據(jù)政府財政支出除以當?shù)谿DP得出。第四，產(chǎn)業(yè)結構(IND)。第二產(chǎn)業(yè)占比的增加意味著非農(nóng)產(chǎn)業(yè)在產(chǎn)業(yè)結構中占比增多，農(nóng)村居民收入可能會因此增長。該指標根據(jù)第二產(chǎn)業(yè)GDP除以地區(qū)GDP計算得出。

為了增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，對所有變量取對數(shù)，樣本的描述性統(tǒng)計特征見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

2.2 模型介紹

本文構建如下面板數(shù)據(jù)模型：

Yit=αit+β1IFIit+β2CONTROLit+εit

(1)

式(1)中，Y代表被解釋變量，α表示常數(shù)項，β1表示核心解釋變量對應系數(shù)，CONTROL為控制變量，β2表示控制變量系數(shù)，ε表示隨機變量。

由于普惠金融發(fā)展指數(shù)是綜合性指數(shù)，故選取普惠金融的三個一級維度指標，更加全面地分析普惠金融的發(fā)展狀況。這三個一級維度指標分別是覆蓋廣度指數(shù)、使用深度指數(shù)和數(shù)字化程度指數(shù)。由此衍生出以下模型：

Yit=χit+δ1COit+δ2CONTROLit+εit

(2)

Yit=φit+γ1USit+γ2CONTROLit+εit

(3)

Yit=ηit+λ1DIit+λ2CONTROLit+εit

(4)

式中，χ、φ、η表示常數(shù)項，δ1、γ1、λ1表示核心解釋變量對應系數(shù)，δ2、γ2、λ2控制變量系數(shù)，其余參數(shù)同上。

3 實證分析

3.1 全樣本面板數(shù)據(jù)模型回歸分析

根據(jù)Hausman檢驗的結果，本文采用面板固定效應模型實證檢驗普惠金融發(fā)展對農(nóng)村居民收入的影響。表2報告了基于模型的固定效應回歸結果。

表2 普惠金融發(fā)展及其各維度對農(nóng)村居民收入影響的面板回歸結果

(1)式分析了安徽省普惠金融發(fā)展和農(nóng)村居民收入的關系。可以看到，在1%的檢驗水平下，普惠金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入顯著正相關，解釋變量IFI的系數(shù)估計值為0.2108。(2)式、(3)式、(4)式分析了普惠金融的各個維度和農(nóng)村居民收入的關系, 具體地分析普惠金融各個維度對農(nóng)村居民收入的影響大小。(2)式、(3)式、(4)式的結果表示普惠金融的覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度對農(nóng)村居民收入的影響均通過了1%的顯著性檢驗，且為正相關。其中，使用深度的估計系數(shù)為0.284，對農(nóng)村居民收入的影響程度最大，覆蓋廣度其次，數(shù)字化程度的影響最小。

3.2 影響機制分析和穩(wěn)健性檢驗

3.2.1影響機制分析

通過以上對總體樣本的討論，發(fā)現(xiàn)普惠金融對安徽省農(nóng)村居民收入有一定的促進效果。本文進一步驗證普惠金融對農(nóng)村居民收入的影響機制，根據(jù)現(xiàn)有研究本文提出兩點假設：首先，從需求層面看，普惠金融提供低成本金融服務，緩解居民消費壓力，促進居民消費，擴大內(nèi)需促進經(jīng)濟良性發(fā)展，從而增加農(nóng)村居民的收入；其次，從供給層面看，普惠金融減少公司融資成本，進而降低公司的總成本，增加企業(yè)利潤，擴大生產(chǎn)，刺激國民經(jīng)濟活動，增加居民收入。

為了驗證第一種假設，選取社會消費品零售總額這一指標代表農(nóng)村居民消費情況，根據(jù)零售總額的高低設置虛擬變量并將總樣本分為三組，依次進行回歸。結果顯示，對比社會消費品零售總額高的地區(qū)，社會消費品零售總額更低的地區(qū)普惠金融的發(fā)展對農(nóng)村居民收入的促進作用更加顯著。這表明第一種假設成立，消費水平更低的地區(qū)，普惠金融對安徽省農(nóng)村居民收入的促進效果更明顯。

為了檢驗第二種假設，依據(jù)各地區(qū)生產(chǎn)總值代表當?shù)氐目傮w經(jīng)濟發(fā)展狀況，將總樣本分為三組。表3中分組回歸結果顯示，當?shù)厣a(chǎn)總值更低的地區(qū)，相比當?shù)厣a(chǎn)總值更高的地區(qū)農(nóng)村居民收入受普惠金融正面影響更強烈。這表明第二種假設成立，當生產(chǎn)總值提高后，普惠金融對安徽省農(nóng)村居民收入的邊際效用減弱。

表3 普惠金融發(fā)展對農(nóng)村居民收入的影響機制

3.2.2穩(wěn)健性檢驗

為了防止模型中可能存在內(nèi)生性問題，可能有反向因果關系和遺漏變量影響模型的回歸結果。本文選取居民儲蓄存款余額(SAV)為工具變量做最小二乘估計，見表4的(1)、(2)列。第一階段的F檢驗值為259.29，表示拒絕弱工具變量的假設。并且二階段回歸中，IFI變量系數(shù)顯著，對因變量有正向促進作用，與基準回歸的結果一致。故本文選取SAV作為工具變量滿足與內(nèi)生變量相關這一假定。此外，使用工具變量法的前提假設是模型內(nèi)存在內(nèi)生變量。故本文亦對工具變量進行DWH檢驗，觀察是否存在內(nèi)生解釋變量。結果顯示P值為0.00拒絕原假設，所以可以認為IFI是內(nèi)生解釋變量。綜上，在使用工具變量居民儲蓄余額后，普惠金融對農(nóng)村居民收入的影響依舊顯著。

考慮到普惠金融對農(nóng)村居民收入的影響可能存在滯后效應，所以將普惠金融發(fā)展程度變量替換為滯后一期的普惠金融發(fā)展指數(shù)重新進行回歸。如表4中(3)列顯示，滯后一期的普惠金融發(fā)展指數(shù)仍對農(nóng)村居民收入存在顯著的促進效應。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

3.3 分區(qū)域的異質(zhì)性分析

不同地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展與資源稟賦有所差異，這有可能導致普惠金融在不同地區(qū)的發(fā)展情況不一致。為了對安徽省農(nóng)村居民收入所受普惠金融影響是否存在地區(qū)異質(zhì)性進行分析，本文按地域將安徽61個縣劃分到皖北、皖中、皖南三部分區(qū)域進行研究。

圖1為分地區(qū)農(nóng)村居民收入均值的增長圖。從圖中可以看到，皖南地區(qū)的農(nóng)村居民收入最高，其次是皖中地區(qū)，皖北地區(qū)的農(nóng)村居民收入最低。隨著時間的推移，農(nóng)村居民收入均出現(xiàn)逐年增長的趨勢，并且增長速度基本一致。

圖1 農(nóng)村居民收入的均值

表5中回歸結果(1)、(2)、(3)、(4)、(5)、(6)顯示，普惠金融IFI的回歸系數(shù)為正數(shù)，普惠金融對農(nóng)村居民收入的影響是正向的。在回歸(2)式、(4)式、(6)式中加入IFI、RGDP、GOV、POP、IND等與農(nóng)村居民收入相關的影響因子以后，模型的擬合優(yōu)度系數(shù)變大了，并且各回歸中普惠金融IFI的系數(shù)均通過了顯著性檢驗。這表示對于各子樣本來說，普惠金融與農(nóng)村居民收入之間均存在顯著線性關系。皖中和皖南地區(qū)普惠金融IFI的回歸系數(shù)分別為0.232和0.169，高于皖北地區(qū)的回歸系數(shù)0.127。這是因為皖北地區(qū)的經(jīng)濟相比其他地區(qū)要落后一些，金融資源也更加稀缺，所以普惠金融對農(nóng)村居民收入的促進能力更弱。

為了檢驗分組回歸之間的確存在組間差異，對各變量進行了去中心化處理，去除面板數(shù)據(jù)的個體效應后分組回歸并對各分樣本回歸系數(shù)進行顯著性差異檢驗。得到的研究結果與上述結果一致，并且模型通過了系數(shù)差異顯著性檢驗。

4 結論

選取2014-2019年安徽省61個縣域的面板數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)在樣本期內(nèi)，安徽省普惠金融對農(nóng)村居民收入具有正向促進作用，并且使用深度的影響程度最大，覆蓋范圍其次，數(shù)字化程度影響最小。從分區(qū)域的樣本來看，皖中和皖南地區(qū)普惠金融對農(nóng)村居民收入的影響相對于皖北地區(qū)更顯著。進一步說明了經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)，普惠金融對農(nóng)村居民收入的促進作用更顯著有效。此外，通過研究其影響機制發(fā)現(xiàn)普惠金融從需求側和供給側兩方面促進了安徽省農(nóng)村居民的收入?；谝陨涎芯拷Y論，提出以下幾點建議：

第一，加強數(shù)字金融產(chǎn)品創(chuàng)新，擴展普惠金融的使用深度。加速普惠金融服務結構轉型，提高客戶體驗和適用性。重視農(nóng)村金融發(fā)展，堅持縣鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，打造優(yōu)質(zhì)金融服務環(huán)境，實現(xiàn)政務信息公開透明，引導健康的信貸環(huán)境。

第二，加強金融基礎設施建設，擴大普惠金融的覆蓋范圍。提升經(jīng)濟落后地區(qū)的普惠金融發(fā)展水平，支持鼓勵金融機構向農(nóng)村居民提供可信賴的、安全的網(wǎng)上支付功能服務。開展金融教育，讓每位投資者都對金融理財有全面深入的了解，從而更好地承擔風險、規(guī)避損失，做出有價值的投資決定。

第三，健全普惠金融體系，加速推進農(nóng)村金融機構數(shù)字化轉型。要防止資源壟斷和分配不公，優(yōu)化金融資源配置。大力發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟，將網(wǎng)絡經(jīng)濟與實體經(jīng)濟融合發(fā)展，促進縣域互聯(lián)網(wǎng)建設。提高金融的服務效率和質(zhì)量，給予商業(yè)銀行金融技術支持，加強機構的風險評估能力，改善貸款環(huán)境，降低中小微企業(yè)的經(jīng)營成本。

農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民問題始終是影響國民經(jīng)濟和人民生計的根本問題，希望通過發(fā)展高水平農(nóng)村普惠金融，能夠改善農(nóng)村居民融資難的短板和弱項，縮小城鄉(xiāng)金融服務差距，助力我國實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興。