劉如玉

(中國社會科學(xué)院大學(xué) 應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 102488)

一、問題提出與相關(guān)研究

黨的二十大報告指出，共同富裕是中國特色社會主義的本質(zhì)要求。普惠金融不僅作為一種幫助農(nóng)村人口擺脫貧困的工具[1]，還可以將其理解為幫助人們適應(yīng)不斷變化的環(huán)境[2]或拓寬選擇的工具[3]，被視為減少貧困和實現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵措施。發(fā)展普惠金融與中國金融改革的方向、共同富裕的社會目標(biāo)一致，應(yīng)努力提升普惠金融發(fā)展水平。但普惠金融的發(fā)展面臨著普惠的公益性和商業(yè)運(yùn)作可持續(xù)性的矛盾。單純依靠商業(yè)銀行推動普惠金融發(fā)展不太現(xiàn)實，依靠政府補(bǔ)貼的普惠信貸模式又不可持續(xù)。需制定兼顧廣泛包容、特定配比和商業(yè)可持續(xù)的制度框架，才能扭轉(zhuǎn)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)效率和公平皆損的局面[4]，需在保持普惠金融服務(wù)的低成本性和便利性、健全普惠金融組織和政策體系、加強(qiáng)金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等方面做出更大的努力。這個過程中單單依靠市場的力量是行不通的，需要政府的適當(dāng)介入和有效引導(dǎo)[5]。那么，普惠金融發(fā)展中政府應(yīng)發(fā)揮什么作用？政府影響普惠金融發(fā)展的作用機(jī)制是什么？其影響效果如何？這些問題的回答，對于中國政府更好地推進(jìn)普惠金融發(fā)展，從而幫助減少貧困和實現(xiàn)共同富裕具有重要意義。

普惠金融發(fā)展中政府應(yīng)發(fā)揮什么作用？在近些年的研究中，有學(xué)者認(rèn)為，政府的責(zé)任首先是加快推進(jìn)金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為普惠金融發(fā)展奠定基礎(chǔ)[6-8]，其中包括多元化廣覆蓋的機(jī)構(gòu)建設(shè)、政府統(tǒng)一主導(dǎo)的社會征信體系、金融信息化設(shè)施建設(shè)等，以改善普惠金融發(fā)展環(huán)境，打破供需雙方之間的壁壘[9]。其次是通過政策激勵與驅(qū)動，引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)減少金融歧視，轉(zhuǎn)變經(jīng)營理念，將金融資源向特殊群體傾斜[7]，如運(yùn)用財政資金引導(dǎo)普惠金融發(fā)展，建立健全普惠金融政策激勵和風(fēng)險補(bǔ)償機(jī)制[10]。另外，政府應(yīng)為金融機(jī)構(gòu)開展普惠金融業(yè)務(wù)營造良好的外在條件，創(chuàng)造出優(yōu)質(zhì)的金融生態(tài)系統(tǒng)，幫助解決金融組織和小微企業(yè)或個體之間的信息失衡[11]。現(xiàn)有關(guān)于政府支持普惠金融發(fā)展作用的研究多為宏觀層面的政策建議，相關(guān)機(jī)制分析以及討論政府層級內(nèi)部作用的研究文獻(xiàn)還十分少見。

普惠金融發(fā)展到現(xiàn)階段，更重要的是解決“最后一公里”的問題，需要基層政府發(fā)揮出更切實有效的作用。目前，中國各地涌現(xiàn)出許多典型案例。廣西巴馬縣、河南蘭考縣等多地充分發(fā)揮行政機(jī)關(guān)與金融機(jī)構(gòu)合力，構(gòu)建“縣鄉(xiāng)村三級聯(lián)動、政銀融合”服務(wù)體系，推動全縣范圍內(nèi)的信用評價體系建設(shè)、建立征信數(shù)據(jù)平臺并投入使用[12-13]。從“有為政府”角度出發(fā)，首先，在社會信用體系的建設(shè)實踐中，地方政府要起到推動和指導(dǎo)的作用，并充分發(fā)揮基層政府組織優(yōu)勢，減少和消除信息不對稱[14]；其次，地方政府創(chuàng)新推出新型信貸風(fēng)險防控機(jī)制[15]，通過創(chuàng)新風(fēng)險分擔(dān)機(jī)制、加快發(fā)展融資擔(dān)保、保險等多種形式的增信機(jī)制，借助政府的力量有效調(diào)動金融組織對普惠金融的參與熱情[11]；再次，地方政府與市場主體、準(zhǔn)市場主體有效互動，推動當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)崛起[16]，提升地方普惠群體金融需求的有效性，為金融機(jī)構(gòu)開展普惠金融業(yè)務(wù)營造良好的外在條件，創(chuàng)造出優(yōu)質(zhì)的金融生態(tài)系統(tǒng)[11]。

中國各地政府在推動普惠金融發(fā)展方面的探索已形成一定規(guī)模和影響。在政府作為、普惠金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展(家庭收入)之間，理論上應(yīng)存在邏輯或因果關(guān)系。現(xiàn)有研究多基于宏觀數(shù)據(jù)驗證三者之間的相關(guān)關(guān)系：有學(xué)者基于縣域面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，認(rèn)為數(shù)字普惠金融對縣域經(jīng)濟(jì)增長有顯著的促進(jìn)作用，且政府干預(yù)起到調(diào)節(jié)作用[17]，另有學(xué)者利用中國省級面板數(shù)據(jù)，分析了政府干預(yù)、金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，認(rèn)為只有在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，地方政府適當(dāng)干預(yù)金融發(fā)展才有利于經(jīng)濟(jì)增長[18]；也有學(xué)者采用微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，用政策扶持、基層工作和基礎(chǔ)設(shè)施衡量政府作為，實證分析了政府行為在普惠金融發(fā)展中的作用，認(rèn)為政府有所作為能夠顯著促進(jìn)普惠金融發(fā)展[19]?，F(xiàn)有研究多基于宏觀數(shù)據(jù)驗證政府支持普惠金融發(fā)展進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，缺乏微觀證據(jù)，少量研究利用微觀數(shù)據(jù)來衡量政府作為，但對其支持影響的效果評價和機(jī)制研究尚處于起步階段，尤其對地方基層政府影響的作用機(jī)制和評價分析還很少見。究其原因，主要在于普惠金融相關(guān)理論研究不足、衡量政府干預(yù)效果的統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失、測度方法缺失等方面。從理論上探討政府行為如何影響普惠金融發(fā)展的研究有限，也缺少相應(yīng)的對未來政策支持的指導(dǎo)性研究。

本文接下來對政府支持影響普惠金融發(fā)展的作用機(jī)制進(jìn)行分析，首先提出理論假設(shè)，然后基于微觀數(shù)據(jù)選取適合的計量模型對政府支持效應(yīng)進(jìn)行實證檢驗。本文研究有兩個邊際貢獻(xiàn)：第一，基于普惠金融、政府支持、家庭收入之間的邏輯關(guān)系分析其作用機(jī)制及效應(yīng)；第二，以普惠金融為切入點(diǎn)，深入討論在政府支持下，普惠金融與家庭收入增長之間的關(guān)系，以及這種關(guān)系是否會受到政府支持水平的影響，為“有效市場和有為政府”提供新的注解。

二、理論分析與研究假設(shè)

本文認(rèn)為政府支持在普惠金融發(fā)展中的作用可以概括為成本效應(yīng)、預(yù)期效應(yīng)和生態(tài)效應(yīng)，基于相關(guān)理論對政府支持影響普惠金融發(fā)展的作用機(jī)制分析如下：

一是基于信息不對稱理論和委托代理理論，政府支持在影響普惠金融發(fā)展中存在成本效應(yīng)。普惠金融市場中存在著外部性、信息不對稱等導(dǎo)致的市場失靈情況。有學(xué)者認(rèn)為，政府扶持普惠金融的著力點(diǎn)應(yīng)該放在降低農(nóng)村地區(qū)尤其是貧困地區(qū)的信貸風(fēng)險和信貸交易成本上[20]。在某些地區(qū)，基層政府發(fā)揮組織優(yōu)勢，加強(qiáng)地方信用體系建設(shè)，推動信用戶、信用村、信用鄉(xiāng)鎮(zhèn)的評比與建設(shè)，構(gòu)建普惠金融發(fā)展適宜的信用環(huán)境；同時，協(xié)調(diào)各部門匯總微觀個體和宏觀社會的信息，構(gòu)建地方性的金融服務(wù)平臺，使金融機(jī)構(gòu)易于獲得貸款用戶信息，緩解信息不對稱問題，充分發(fā)揮數(shù)字金融功效，有效降低金融機(jī)構(gòu)的運(yùn)營成本[15]。另外，一些基層政府探索支持普惠金融發(fā)展的創(chuàng)新形式，協(xié)調(diào)推動有關(guān)單位與銀行建立委托代理關(guān)系，協(xié)助銀行進(jìn)行貸款審查、評估和監(jiān)督。在農(nóng)村地區(qū)，村干部對農(nóng)戶家庭情況了解更多，有利于其作出是否應(yīng)該放貸的判斷，配合適當(dāng)?shù)募钍侄?，可降低銀行監(jiān)督和管理成本，并減少違約率?？傮w來看，地方政府協(xié)助金融機(jī)構(gòu)探索有效經(jīng)驗，成功降低了普惠金融運(yùn)營成本，發(fā)揮出成本效應(yīng)。

二是基于理性預(yù)期理論和有效市場理論，政府支持在影響普惠金融發(fā)展中存在預(yù)期效應(yīng)。預(yù)期就是人們對未來的預(yù)測，經(jīng)濟(jì)當(dāng)事人基于預(yù)期支配著他們的現(xiàn)實行為，預(yù)期連結(jié)經(jīng)濟(jì)事物的現(xiàn)在與未來，也連結(jié)著微觀經(jīng)濟(jì)和宏觀經(jīng)濟(jì)。有效市場理論認(rèn)為，金融市場上每一個參與者都會利用一切信息關(guān)注市場上的盈利機(jī)會，在他們對利益的追逐中會使任何盈利機(jī)會消失[21]。普惠金融市場也是如此，在普惠金融發(fā)展中，地方政府通過發(fā)揮擔(dān)保功能、創(chuàng)新風(fēng)險分擔(dān)機(jī)制、補(bǔ)貼利率、構(gòu)建良好的社會信用秩序(1)某些地方政府通過構(gòu)建良好的社會信用秩序，支持普惠金融發(fā)展。例如：若某一家庭不能及時償還貸款，不但會通過個人信用記錄影響自身正常生活(乘坐公交、外出辦事等)，還會影響其所在村、鄉(xiāng)鎮(zhèn)的信用評比，違約還款率達(dá)到一定比例會影響整個村或鄉(xiāng)鎮(zhèn)全部家庭的貸款申請，因此，違約個人或企業(yè)會受到鄰里、村干部、鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府領(lǐng)導(dǎo)的監(jiān)督與催促，這大大加大了貸款違約成本，從而可以基本杜絕有意違約的情況發(fā)生。等手段，創(chuàng)造誠信的氛圍和有效的市場，使得金融機(jī)構(gòu)改變對普惠金融市場的風(fēng)險預(yù)期、收益預(yù)期，提高金融機(jī)構(gòu)發(fā)展普惠金融的積極性，推動普惠金融市場競爭環(huán)境形成，提高信貸可得性，使更多的農(nóng)戶和小微企業(yè)加入借貸行列，擴(kuò)大普惠金融的覆蓋面，形成政府支持的預(yù)期效應(yīng)。

三是基于“官場+市場”理論，政府支持在影響普惠金融發(fā)展中存在生態(tài)效應(yīng)。普惠金融扶貧可持續(xù)性不能簡單地認(rèn)為是實現(xiàn)金融機(jī)構(gòu)財務(wù)可持續(xù)性，也不僅僅是貧困人口的收入增長問題，而應(yīng)該是在依托普惠金融市場機(jī)制、提升貧困人口脫貧能力的基礎(chǔ)上實現(xiàn)持續(xù)性增收，應(yīng)在扶貧機(jī)制、時間和效應(yīng)上實現(xiàn)三重可持續(xù)[22]。為了營造良好的金融生態(tài)環(huán)境以使普惠金融發(fā)揮積極、可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，應(yīng)注重政府和市場的雙重作用?！肮賵?市場”理論指出“地方官員之間圍繞著轄區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的官場競爭嵌入不同轄區(qū)企業(yè)之間的市場競爭之中，而轄區(qū)企業(yè)參與的市場競爭又嵌入官場競爭之中”[23]。在官場競爭和市場競爭雙重作用下，地方政府與市場主體、準(zhǔn)市場主體之間有效互動，可形成推動特色產(chǎn)業(yè)崛起的多元互動機(jī)制，順應(yīng)市場經(jīng)濟(jì)的競爭原則并兼容官場競爭的晉升激勵，地方政府對特色產(chǎn)業(yè)形成可起到資源注入、發(fā)展助推和競爭力賦能的作用[16]。地方官員置身于以轄區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效作為主要考核指標(biāo)的官場競爭中，因此地方政府有動力去因地制宜地發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)、促進(jìn)地方特色產(chǎn)業(yè)形成，這有利于優(yōu)化當(dāng)?shù)亟鹑谏鷳B(tài)環(huán)境、提升普惠群體金融需求的有效性，可帶動更多家庭、小微企業(yè)或其他經(jīng)濟(jì)組織參與產(chǎn)業(yè)發(fā)展，為低收入家庭或小微企業(yè)提供更好的發(fā)展工具和途徑，確保普惠群體有能力更好地使用資金，彌補(bǔ)其在生產(chǎn)、創(chuàng)業(yè)方面的缺陷，提高創(chuàng)業(yè)者和生產(chǎn)者的市場競爭能力，從而促進(jìn)創(chuàng)業(yè)和就業(yè)以帶動更多家庭獲得收入增長。在“官場+市場”雙重競爭驅(qū)動下，地方政府支持實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)而影響普惠金融效用發(fā)揮，形成政府支持的生態(tài)效應(yīng)。

通過上述作用機(jī)制分析，可以看出政府支持可通過發(fā)揮成本效應(yīng)、預(yù)期效應(yīng)和生態(tài)效應(yīng)來影響普惠金融發(fā)展，使得更多群體能夠獲得金融服務(wù)，有利于推動創(chuàng)業(yè)和非農(nóng)就業(yè)，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展(收入增長)，政府支持對普惠金融影響家庭收入的效果會產(chǎn)生一定影響。據(jù)此，本文提出研究假設(shè)：

普惠金融對家庭收入的作用效果受到政府支持水平的調(diào)節(jié)，政府支持普惠金融發(fā)展水平越高，普惠金融對家庭收入的促進(jìn)作用越強(qiáng)。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

為檢驗上面提出的研究假設(shè)，本文首先構(gòu)建關(guān)于家庭收入與普惠金融、政府支持以及普惠金融和政府支持交互項的動態(tài)面板回歸模型，再構(gòu)建以政府支持水平為門限變量的門限面板回歸模型，來分析普惠金融發(fā)展對家庭收入的影響，并重點(diǎn)考察這種影響是否受到政府支持水平的調(diào)節(jié)作用，門限變量的選擇依賴以上理論分析內(nèi)容。

(一)數(shù)據(jù)來源

本文首先使用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2015年、2017年和2019年三年的數(shù)據(jù)，構(gòu)建家庭普惠金融指數(shù)，作為普惠金融發(fā)展的代理變量；然后手工搜集2014—2019年省級政府的工作報告，進(jìn)行文本分析，獲取政府支持的指標(biāo)數(shù)據(jù)；并將家庭普惠金融數(shù)據(jù)匹配上一年份政府支持?jǐn)?shù)據(jù)，同時，針對關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的樣本進(jìn)行刪除，對家庭收入和家庭資產(chǎn)進(jìn)行1%雙縮尾處理，以解決離群值問題，最終獲得包含12 220個家庭的3期平衡面板數(shù)據(jù)，共計36 660個觀測值，控制變量中的宏觀指標(biāo)通過各省份統(tǒng)計年鑒獲得。

(二)變量設(shè)置

1.被解釋變量——家庭人均收入(Lperincome)

使用CHFS數(shù)據(jù)庫家庭問卷中的經(jīng)營性收入、工資性收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移支付收入和其他收入計算得到家庭純收入，再用家庭純收入除以家庭總?cè)藬?shù)計算得出家庭人均純收入，本文將家庭人均純收入取對數(shù)作為被解釋變量。

2.解釋變量——普惠金融(index)

國內(nèi)研究關(guān)于普惠金融的衡量方法主要有兩類：一是依托地區(qū)金融機(jī)構(gòu)數(shù)據(jù)，從金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)密度、人均銀行從業(yè)人員數(shù)、人均貸款水平等角度衡量普惠金融；二是基于互聯(lián)網(wǎng)數(shù)據(jù)衡量數(shù)字普惠金融。前者事實上屬于金融密度的范疇，即金融資源的空間配置狀態(tài)，與普惠金融的內(nèi)涵存在一定的偏離[24]，衡量方法也相對粗略；后者更關(guān)注數(shù)字金融發(fā)展和服務(wù)水平，而對正規(guī)金融機(jī)構(gòu)服務(wù)能力體現(xiàn)不足。本文基于數(shù)據(jù)可得性，使用CHFS數(shù)據(jù)構(gòu)建家庭普惠金融指標(biāo)體系，并合成家庭普惠金融指數(shù)作為普惠金融發(fā)展水平的代理變量，意在衡量家庭獲得正規(guī)信貸、保險和數(shù)字金融服務(wù)水平方面的能力。為了使構(gòu)造的家庭普惠金融指數(shù)具有連續(xù)性，本文參考尹志超等(2019)[25]的做法，選擇使用性方面的5個指標(biāo)，構(gòu)建家庭普惠金融指標(biāo)體系，包括傳統(tǒng)的人均銀行賬戶數(shù)、近年新興的數(shù)字金融服務(wù)參與(互聯(lián)網(wǎng)理財、網(wǎng)上銀行、網(wǎng)絡(luò)信貸、第三方支付等)、正規(guī)金融機(jī)構(gòu)存款情況、正規(guī)信貸參與以及擁有各類保險的家庭成員所占比例共5個指標(biāo)，構(gòu)建家庭普惠金融指數(shù)，以其作為普惠金融水平代理變量，具體見表1。

表1 家庭普惠金融指標(biāo)體系

權(quán)重確定方面，尹志超等(2019)認(rèn)為普惠金融注重各項基礎(chǔ)性服務(wù)的協(xié)同發(fā)展，因而各個子分項指標(biāo)同等重要[25]，因此本文基于等權(quán)重假定構(gòu)建普惠金融指數(shù)。合成方法上借鑒薩爾瑪(Sarma，2008)[26]提出的平均歐幾里得距離法加總分項指標(biāo)，得到總指數(shù)。

表2匯報了中國家庭普惠金融總體水平及不同類型家庭的比較結(jié)果。整體來看，中國家庭普惠金融水平穩(wěn)步增長，2015年中國家庭普惠金融總指數(shù)平均為0.344，2019年為0.424。按戶口類型來看，農(nóng)村家庭普惠金融指數(shù)均低于城鎮(zhèn)家庭；按貧困狀況看，貧困家庭的家庭普惠金融指數(shù)明顯低于非貧困家庭；按地區(qū)來看，東、中、西部地區(qū)差距不大。

表2 中國家庭普惠金融水平

3.門限變量——政府支持(gover)

限于數(shù)據(jù)的可得性和隱蔽性，無法基于相應(yīng)的具體政策構(gòu)建政府支持普惠金融發(fā)展的變量，一般通過選取或設(shè)計間接指標(biāo)來反映政府支持普惠金融發(fā)展的程度。國內(nèi)學(xué)者用不同方法對地方政府干預(yù)金融發(fā)展程度進(jìn)行衡量，主要有兩種：一是利用地方財政支出占地方生產(chǎn)總值的比例，作為衡量地方政府干預(yù)能力的指標(biāo)[27-28]；二是使用文本挖掘技術(shù)方法，從各地方政府工作報告中獲取反映地方政府干預(yù)金融發(fā)展意志的證據(jù)，以此衡量政府干預(yù)金融發(fā)展的程度[18]。本文認(rèn)為，地方政府支持普惠金融發(fā)展的程度，一方面受制于地方的經(jīng)濟(jì)狀況與財稅水平[29]，另一方面也受地方政府對普惠金融注意力的影響。因此，本文收集2014—2019年省級政府工作報告，應(yīng)用文本挖掘技術(shù)統(tǒng)計政府報告中關(guān)于政府支持普惠金融發(fā)展的詞語(主要包含普惠金融、農(nóng)村金融、金融扶貧、實體經(jīng)濟(jì)、融資擔(dān)保、信用體系、信用平臺、金融生態(tài)等8個詞匯)的數(shù)量，除以政府工作報告總字?jǐn)?shù)，獲得政府支持普惠金融發(fā)展的詞頻。政府工作報告中有關(guān)普惠金融的詞頻越高，表明政府對普惠金融發(fā)展越重視，政府支持普惠金融的動機(jī)越強(qiáng)烈。然后，本文結(jié)合地方財政支出占地方生產(chǎn)總值的比例，計算政府支持指標(biāo)。由于兩個評價指標(biāo)所具有的經(jīng)濟(jì)意義和計量單位均不同，不具備直接可比性，需要進(jìn)行無量綱化處理，本文使用線性閾值法對其處理，計算公式為：

pi=wi(xi-mi)/(Mi-mi)

(1)

其中，i=1，2；pi、wi、xi、mi、Mi分別表示第i個指標(biāo)的無量綱化測度值、權(quán)重、實際測量值、最小值和最大值，使用變異系數(shù)法確定權(quán)重，最后同樣借鑒平均歐幾里得距離法加總，合成政府支持普惠金融發(fā)展的指數(shù)。

4.控制變量

本文控制家庭層面的變量，主要包括戶主的受教育水平、年齡、年齡的平方、健康水平、是否結(jié)婚、是否為黨員、家庭總資產(chǎn)、家庭人口規(guī)模、家庭勞動力占比等變量，還控制對應(yīng)年份的省人均地區(qū)生產(chǎn)總值，具體見表3。

表3 變量定義及描述性統(tǒng)計

(三)模型構(gòu)建

首先根據(jù)本文研究假設(shè)，建立如式(2)所示的基本動態(tài)面板模型和引入普惠金融與政府支持交互項的回歸模型(3)：

Lperincomei，t=μi+β1indexi，t+β2goveri，t-1+δZi，t+γt+εi，t

(2)

Lperincomei，t=μi+?1indexi，t+?2goveri，t-1+?3ingoveri，t-1+δZi，t+γt+εi，t

(3)

模型(3)以模型(2)為基礎(chǔ)，具體討論政府支持和普惠金融對家庭收入的復(fù)合影響。式中，ingoveri，t-1為普惠金融與政府支持交互項，i表示個體，t表示時間，ui表示家庭固定效應(yīng)，γt表示時間固定效應(yīng)，Z表示戶主個人、家庭以及家庭所在地區(qū)的控制變量，ε表示隨機(jī)干擾項。

根據(jù)研究假設(shè)，普惠金融發(fā)展對家庭收入的影響程度會受到政府支持水平的影響，可能存在政府支持的門限效應(yīng)。所謂門限效應(yīng)，是指當(dāng)某個經(jīng)濟(jì)參數(shù)達(dá)到特定的數(shù)值后，會引起其他經(jīng)濟(jì)參數(shù)發(fā)生突然轉(zhuǎn)向其他發(fā)展形式的現(xiàn)象。其中，作為原因現(xiàn)象的臨界值稱為門限值?？紤]直接劃分政府支持水平可能帶來誤差，本文借鑒漢森(Hansen，1999)[30]的門限面板回歸模型，建立式(4)和式(5)形式的門限面板回歸模型，來研究不同程度的政府支持下普惠金融對家庭收入變化存在何種影響。門限面板回歸模型根據(jù)數(shù)據(jù)特征劃分區(qū)間，本文以單一門限面板模型為例來介紹該模型的設(shè)定、參數(shù)估計與檢驗過程。單一門限面板模型設(shè)定如下：

Lperincomei，t=μi+β1indexi，tI(goveri，t-1≤θ)+β2indexi，tI(goveri，t-1>θ)+δZi，t+γt+εi，t

(4)

式中，I(·)表示指示函數(shù)，其值取決于門限變量(gover)和門限值(θ)。由于家庭收入和普惠金融水平之間的作用關(guān)系可以相互轉(zhuǎn)換，因此，為了避免這種互為因果關(guān)系對結(jié)果產(chǎn)生偏誤，本文首先進(jìn)行門限面板回歸，然后在門限面板回歸模型中控制家庭固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，以消除不隨時間變化以及隨時間變化的遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題。

雙重門限模型設(shè)定為：

Lperincomei，t=μi+β1indexi，tI(goveri，-1≤γ1)+β2indexi，tI(γ1β3indexi，tI(goveri，t-1>γ2)+δZi，t+εi，t

(5)

關(guān)于模型設(shè)定、參數(shù)設(shè)置與過程檢驗，單一、雙重、多重門限面板模型相似，可參考單一門限面板模型，此處不再贅述雙重、多重門限模型設(shè)定。使用門限回歸模型確定最優(yōu)門限值時以殘差平方和最小化為基本原則，來檢驗門限值的顯著性，確?？煽啃?。門限變量的最優(yōu)門限值可將回歸模型劃分為兩個及兩個以上的區(qū)間，不同區(qū)間內(nèi)回歸系數(shù)不同，進(jìn)而比較影響效應(yīng)。限于篇幅，估計方法和步驟從略。

四、實證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

模型(2)和模型(3)雙向固定效應(yīng)的回歸結(jié)果如表4所示。表4列(1)只考慮了家庭收入和普惠金融的單變量關(guān)系，列(2)和列(3)依次加入政府支持、普惠金融與政府支持交互項，列(4)只考慮家庭收入與交互項之間的關(guān)系。所有回歸結(jié)果中，普惠金融系數(shù)均顯著為正，表明從整體而言，普惠金融水平的提升有助于促進(jìn)家庭收入增長。具體比較各列普惠金融系數(shù)大?。浩栈萁鹑趩为?dú)作用時對家庭收入的影響效果最小(0.234)；加入普惠金融與政府支持交互項后，普惠金融對家庭收入的促進(jìn)作用最大(0.336)；但普惠金融與政府支持交互項的系數(shù)(-0.399)顯著為負(fù)，表明政府支持對普惠金融影響家庭收入的調(diào)節(jié)效應(yīng)并不是簡單的線性關(guān)系；交互項單獨(dú)也對家庭收入存在正向作用。綜合以上分析，普惠金融對家庭收入增長的促進(jìn)作用受政府支持的影響，但政府支持的程度和時機(jī)選擇需要進(jìn)一步通過門限效應(yīng)進(jìn)行檢驗。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)門限回歸結(jié)果

1.門限個數(shù)與門限值檢驗

檢驗普惠金融對家庭收入的影響是否存在關(guān)于政府支持水平的門限效應(yīng)，在進(jìn)行參數(shù)估計之前，需要先對模型的門限值個數(shù)及其顯著性進(jìn)行檢驗，來確定模型具體形式。依次假定門限值個數(shù)為1、2、3，由表5可知，單門限、雙門限都在1%水平上顯著，P值小于0.01，但第三個門限值的檢驗并不顯著，對應(yīng)的P值為0.150。因此，政府支持存在兩個門限值，門限值γ1和γ2分別為0.061和0.184，門限值對應(yīng)的95%的置信區(qū)間較窄，門限值劃分認(rèn)為是合理的。門限變量的最優(yōu)門限值將該回歸模型劃分為三個區(qū)間，在不同區(qū)間上對應(yīng)著不同的回歸方程系數(shù)，進(jìn)而比較影響效應(yīng)。限于篇幅，估計方法和步驟從略。

表5 門限值個數(shù)及門限值的檢驗

2.回歸結(jié)果及分析

表6為以政府支持作為門限變量得到的普惠金融對家庭收入影響的回歸結(jié)果：在不控制家庭固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)時雙門限回歸模型的結(jié)果是顯著的，結(jié)果見列(1)；但在控制了家庭固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)后，雙門限回歸不再顯著，但單門限回歸結(jié)果依然顯著，結(jié)果見列(2)和列(3)。為了控制那些不隨時間變化的家庭層面的遺漏變量，減少對估計結(jié)果造成的影響，以列(3)回歸結(jié)果為準(zhǔn)，根據(jù)回歸系數(shù)，當(dāng)政府支持程度較低時(goveri，t-1≤0.184)，普惠金融的回歸系數(shù)不顯著，表明在較低水平的政府支持下，普惠金融對家庭收入的影響是不明顯的。在政府支持水平較高時(goveri，t-1>0.184)，普惠金融發(fā)展對家庭收入的作用效果為正，影響系數(shù)為0.238，在1%水平上顯著，本文的假設(shè)得到驗證。結(jié)合列(1)、列(3)結(jié)果，在所有樣本中，政府支持程度小于0.061的樣本占比為1.3%，政府支持程度介于0.061和0.184的樣本占比為29.0%，政府支持程度大于0.184的樣本占比為69.7%。在大部分家庭中，普惠金融對收入增長起到了積極的促進(jìn)作用。控制變量中，家庭戶主特征如教育程度、健康程度、婚姻狀態(tài)幾個變量的系數(shù)顯著，戶主性別、年齡、是否為黨員以及是否為農(nóng)村戶口的系數(shù)則不顯著；家庭層面，家庭人口規(guī)模和家庭勞動力占比的系數(shù)均顯著；地區(qū)層面，省級人均地區(qū)生產(chǎn)總值也顯著。

表6 普惠金融水平對家庭收入增長影響的實證結(jié)果

(三)內(nèi)生性檢驗

盡管回歸模型中已盡可能納入同時影響普惠金融與家庭收入的可觀測變量，但仍有可能存在一些無法控制的不可觀測變量影響估計結(jié)果。比如，不同家庭的金融素養(yǎng)不同會影響家庭普惠金融水平，而且這類因素很難被度量。為了盡可能克服由第三方因素導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文利用數(shù)據(jù)的家庭面板特征，在門限面板回歸模型中控制家庭固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，控制那些不隨時間變化的家庭層面的遺漏變量，減少對估計結(jié)果造成的影響。反向因果也有可能存在，因為家庭收入的增加，會使家庭擁有的銀行卡、存款、貸款、數(shù)字支付增加。因此，本文采用工具變量方法來解決基準(zhǔn)回歸中內(nèi)生性導(dǎo)致的估計偏誤問題。具體來說，參照現(xiàn)有研究[31-32]的做法，使用同一社區(qū)內(nèi)其他家庭普惠金融指數(shù)的均值作為工具變量。首先，同一社區(qū)內(nèi)其他家庭可通過民間借貸、聯(lián)保貸款等方式參與普惠金融，符合工具變量選取的相關(guān)性原則；其次，同一社區(qū)內(nèi)其他家庭的普惠金融水平不會直接影響該家庭的收入情況，符合工具變量選取的外生性原則。同時，本文還進(jìn)一步控制了社區(qū)家庭金融資產(chǎn)占比、家庭平均收入等社區(qū)層面的因素，以增強(qiáng)工具變量的外生性。

表7匯報了工具變量的兩階段回歸(2SLS)的估計結(jié)果。列(1)為第一階段回歸結(jié)果，結(jié)果顯示工具變量與內(nèi)生變量家庭普惠金融指數(shù)顯著正相關(guān)。在第一階段回歸中，考慮異方差的弱工具變量檢驗F統(tǒng)計值為140.7，遠(yuǎn)大于10，滿足工具變量相關(guān)性特征；其次，檢驗弱工具變量的Kleibergen-Paap rk WaldF統(tǒng)計值大于Stock-Yogo檢驗中10%對應(yīng)的臨界值，表明工具變量不是弱工具變量。列(2)報告了工具變量法第二階段估計結(jié)果，LM檢驗統(tǒng)計量P值小于0.1，表明不存在工具變量識別不足的問題。從估計結(jié)果看，普惠金融的回歸系數(shù)為0.454，在5%的置信水平上顯著。經(jīng)過工具變量估計后可以發(fā)現(xiàn)，普惠金融對家庭收入的影響系數(shù)變大，結(jié)果表明忽略內(nèi)生性問題可能會低估普惠金融對家庭收入的影響。需要強(qiáng)調(diào)的是，受制于數(shù)據(jù)可得性，本文選取的同一社區(qū)內(nèi)其他家庭普惠金融指數(shù)均值作為工具變量只是部分緩解內(nèi)生性問題，也說明了結(jié)果的穩(wěn)健性，但結(jié)果仍可能存在一定的局限性。

表7 工具變量估計結(jié)果

(四)普惠金融對家庭收入增長的影響機(jī)制

國內(nèi)外研究普遍認(rèn)為普惠金融通過緩解融資約束、使更多低收入群體獲得正規(guī)信貸來增加個體經(jīng)營，可以減少經(jīng)濟(jì)中的失業(yè)問題[33]，通過影響家庭成員非農(nóng)就業(yè)、創(chuàng)業(yè)活動來增加居民收入[25，34]、減少農(nóng)村貧困[35]。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)和理論分析，一方面，政府支持發(fā)揮成本效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)影響普惠金融發(fā)展，擴(kuò)大低收入群體的信貸可得性，增加個體經(jīng)營，有利于促進(jìn)創(chuàng)業(yè)和非農(nóng)就業(yè)；另一方面，政府積極發(fā)揮生態(tài)效應(yīng)，通過與市場及社會多元主體的密切合作優(yōu)勢互補(bǔ)，促進(jìn)地方特色產(chǎn)業(yè)形成，形成產(chǎn)業(yè)集聚和規(guī)模效益、提升當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)的市場競爭力，可有效緩解融資約束、帶動地區(qū)創(chuàng)業(yè)，進(jìn)而提高家庭收入。

本文借鑒現(xiàn)有研究[25，36]的做法，選取“家庭是否受到融資約束”和“家庭是否創(chuàng)業(yè)”進(jìn)行普惠金融對家庭收入增長影響的機(jī)制分析。使用問卷中“目前，您家是否因買房、買車、教育、醫(yī)療、投資等原因需要借入資金？”“您家計劃從下列哪個渠道借入？”來衡量家庭是否緩解了融資約束，取值為1代表家庭沒有受到融資約束(緩解了融資約束)，否則為0。使用問卷中“家庭當(dāng)前是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目”來衡量家庭是否創(chuàng)業(yè)，取值為1代表家庭當(dāng)前從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目，否則為0。接下來，本文采用中介效應(yīng)模型分析普惠金融與家庭收入增長的中間傳導(dǎo)機(jī)制，即普惠金融通過緩解資金約束和促進(jìn)創(chuàng)業(yè)進(jìn)而影響家庭收入。從表8回歸結(jié)果可以看出，普惠金融對緩解資金約束和促進(jìn)創(chuàng)業(yè)均具有正向影響；緩解資金約束、促進(jìn)創(chuàng)業(yè)對家庭收入具有正向影響；但引入中介變量后普惠金融對家庭收入的估計系數(shù)變小，這說明普惠金融可以通過緩解融資約束直接提高家庭收入，還可以通過促進(jìn)創(chuàng)業(yè)間接提高家庭收入。

表8 普惠金融水平對家庭收入增長影響機(jī)制分析結(jié)果

(五)穩(wěn)健性檢驗

1.改變計量模型

根據(jù)上文分析得出的政府支持的門限值，將政府支持水平劃分為不同區(qū)間，同時引入虛擬變量。在控制家庭固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)以后，政府支持存在一個門限值，建立模型如下：

Lperincomei，t=μi+β1indexi，t×dummy1+β2indexi，t×dummy2+δZi，t+εi，t

(6)

模型(6)中，dummy是虛擬變量，當(dāng)政府支持水平小于門限值時dummy1取1，當(dāng)政府支持水平高于門限值時dummy2取1。表9中列(1)的回歸結(jié)果顯示，在不同的政府支持水平下，普惠金融對家庭收入的作用效果存在差異，門限效應(yīng)的存在得以驗證。并且回歸系數(shù)估計值的符號與單重門限面板回歸模型結(jié)果相同，大小接近，表明更換計量模型后，政府支持對普惠金融影響家庭收入效果依然存在門限效應(yīng)，本文的結(jié)論穩(wěn)健。

表9 穩(wěn)健性檢驗1、2回歸結(jié)果

2.調(diào)整解釋變量滯后階數(shù)

為了減弱反向因果的可能性，本文用普惠金融和政府支持兩個自變量的滯后一期替換原自變量進(jìn)行門限回歸?；貧w結(jié)果如表9中列(2)所示，存在單個門限值，政府支持水平低于門限值時，普惠金融對家庭收入的作用系數(shù)為-0.011，不顯著，當(dāng)政府支持水平高于門限值時，普惠金融對家庭收入的作用系數(shù)為0.299，在1%水平上顯著，表明隨著政府支持水平的提高，普惠金融對家庭收入的正向促進(jìn)作用增強(qiáng)。調(diào)整解釋變量滯后階數(shù)后，普惠金融發(fā)展對家庭收入的作用存在關(guān)于政府支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)論仍然成立。

3.更換被解釋變量

為了進(jìn)一步驗證政府支持在普惠金融對家庭收入水平的影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文以2016年與2018年兩年各省份的中央政府撥付的關(guān)于普惠金融發(fā)展專項資金(2)財政部網(wǎng)站公布的下?lián)芙o各省份的普惠金融發(fā)展專項資金從2016年開始。，除以各省份常住人口后得到普惠金融發(fā)展的人均撥付資金，再應(yīng)用上文提到的方法，與各省份政府工作報告中關(guān)于普惠金融詞頻的指標(biāo)合成新的政府支持指標(biāo)，這一構(gòu)建指標(biāo)與基本模型中的政府支持指標(biāo)具有一定的相似性，進(jìn)一步支持本研究構(gòu)建指標(biāo)的合理性。

表10報告了更換政府支持指標(biāo)后，根據(jù)模型(2)—模型(4)進(jìn)行雙向固定回歸和門限面板回歸的結(jié)果。表10列(1)—列(3)為依次加入普惠金融、政府支持水平以及二者交互項的回歸結(jié)果，所有回歸中，普惠金融水平、政府支持水平以及二者交互項的系數(shù)均為正且顯著，表明從整體而言，普惠金融和政府支持水平的提升有助于提升家庭收入，且隨著政府支持水平的提升，普惠金融對家庭收入的邊際促進(jìn)效應(yīng)遞增。列(4)和列(5)為門限回歸以及控制家庭、時間效應(yīng)后的門限回歸結(jié)果，兩個回歸均存在雙門限效應(yīng)，從回歸結(jié)果可以看出，隨著政府支持水平的提高，普惠金融對家庭收入的促進(jìn)效果依然是逐漸增強(qiáng)的，符合本文的研究假設(shè)。

表10 穩(wěn)健性檢驗3回歸結(jié)果

(六)異質(zhì)性分析

為了驗證政府支持對普惠金融影響家庭收入的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在地區(qū)差異，本文將所有樣本按照所在省份所屬地區(qū)分為中部地區(qū)、東部地區(qū)和西部地區(qū)三組子樣本進(jìn)一步分析。首先，分中、西、東部三個區(qū)域?qū)δＰ偷拈T限值個數(shù)及顯著性進(jìn)行檢驗，表11分區(qū)域的門限回歸結(jié)果與總樣本回歸結(jié)果基本一致，單重門限和雙重門限都在1%水平上顯著，P值小于0.01，第三個門限值的檢驗不顯著。因此，分別使用雙門限回歸模型分區(qū)域進(jìn)行回歸，表11展示了東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的回歸結(jié)果。在三個區(qū)域中，家庭收入與普惠金融之間的關(guān)系都存在關(guān)于政府支持的雙門限效應(yīng)，且都是政府支持水平越高，普惠金融對家庭收入的正向影響效果越顯著，進(jìn)一步驗證了結(jié)論。另外，從回歸結(jié)果可以看出，當(dāng)政府支持水平超過第一個和第二個門限值后，在西部地區(qū)，普惠金融對家庭收入影響的作用效果大于中部地區(qū)和東部地區(qū)，說明政府支持的調(diào)節(jié)作用在西部地區(qū)表現(xiàn)更加明顯，這可能是因為西部地區(qū)的貧困區(qū)域和貧困人口較多，當(dāng)?shù)卣鲇诿撠毜目紤]，對普惠金融的支持更多，以起到幫助貧困家庭脫貧的效果。

表11 普惠金融對家庭收入影響的異質(zhì)性分析結(jié)果

表11后兩列報告了普惠金融發(fā)展對家庭收入影響的城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析結(jié)果。在城鄉(xiāng)之間，家庭收入與普惠金融之間的關(guān)系仍然都存在關(guān)于政府支持的雙門限效應(yīng)，且都是當(dāng)政府支持水平較高時，普惠金融水平對家庭收入的正向影響越大。超過第一個門限值后，農(nóng)村樣本的普惠金融對家庭收入的促進(jìn)效果要高于城鎮(zhèn)樣本，這也與近些年政府通過普惠金融大力支持農(nóng)村脫貧與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實情況相符。

異質(zhì)性分析結(jié)果表明：在西部貧困地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)，為了更好地促進(jìn)家庭收入增長，需要政府更加積極有為，支持普惠金融發(fā)展，為普惠金融發(fā)展?fàn)I造良好的金融生態(tài)環(huán)境，發(fā)揮普惠金融積極效應(yīng)，支持實體經(jīng)濟(jì)、民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提供更多就業(yè)機(jī)會，從而促進(jìn)家庭收入增長。

五、結(jié)論

(一)政府支持對于普惠金融影響家庭收入存在重要的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本文主要使用政府工作報告文本分析數(shù)據(jù)(主要為普惠金融、農(nóng)村金融、金融扶貧、實體經(jīng)濟(jì)、融資擔(dān)保、信用體系、信用平臺、金融生態(tài)等字段頻率)作為政府支持水平的衡量指標(biāo)，并使用CHFS數(shù)據(jù)構(gòu)建家庭普惠金融指數(shù)，之后與政府支持指標(biāo)合成面板數(shù)據(jù)，首先通過動態(tài)面板回歸模型分析普惠金融、政府支持以及二者交互項對家庭收入的促進(jìn)作用，然后以政府支持作為門限變量，研究在不同政府支持水平下普惠金融對家庭收入的影響差異。研究結(jié)果表明，普惠金融對家庭收入的作用效果受到政府支持水平的調(diào)節(jié)，普惠金融與家庭收入之間存在以政府支持為門限變量的非線性關(guān)系，在低政府支持水平下，普惠金融對家庭收入促進(jìn)效果較弱，隨著政府支持水平的提高，普惠金融對家庭收入的促進(jìn)效果增強(qiáng)；機(jī)制分析表明，普惠金融主要通過緩解資金約束和促進(jìn)創(chuàng)業(yè)來促進(jìn)家庭收入增長；在改變計量模型、調(diào)整滯后階數(shù)、更換解釋變量方法后，核心結(jié)論仍然穩(wěn)健。

(二)政府支持關(guān)于普惠金融影響家庭收入的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在區(qū)域異質(zhì)性和城鄉(xiāng)異質(zhì)性

在西部和農(nóng)村地區(qū)，政府支持的調(diào)節(jié)效應(yīng)較高，這可能與近些年國家投入大量人力、財力開展脫貧攻堅有關(guān)。西部和農(nóng)村地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較低，更加需要地方政府積極有為，推動地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)形成，通過普惠金融更好地支持實體經(jīng)濟(jì)、民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展，帶動更多經(jīng)營主體參與產(chǎn)業(yè)發(fā)展、提高普惠信貸群體資金使用效率，進(jìn)而促進(jìn)家庭收入增長、推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

需要注意的是，本文的實證分析結(jié)果雖然顯示隨著政府支持水平的不斷提高，普惠金融對家庭收入的促進(jìn)作用會持續(xù)增加，但是否政府支持水平越高越好，暫不能得出相關(guān)結(jié)論?，F(xiàn)階段各地政府對普惠金融發(fā)展的支持水平都還處于較低階段，仍有一定上升空間，但當(dāng)普惠金融發(fā)展進(jìn)入一定的穩(wěn)定階段后，是否依然需要政府支持發(fā)揮作用，以及政府支持普惠金融發(fā)展的邊界和有效途徑，都需要進(jìn)一步的研究。