普惠金融、政府干预对农民收入的影响

王全玉，王洪生，赵庆功

（1.山东农业大学经济管理学院，山东泰安 271018；2.泰安泰山农村商业银行股份有限公司，山东泰安 271000）

2013 年，党的十八届三中全会提出“大力发展普惠金融，促进农村经济发展，提高农民收入”。为破除金融排斥问题，普惠金融在中国各地生根发芽，与其他政府政策配套实施，为农村地区金融发展提供支撑。2017 年，普惠金融体系建设被再次提出，普惠金融又一次走进大众视线，与其他政府政策一起推动农村经济发展。政府为推进普惠金融建设，深化改革金融市场，大力改善金融监管机制。2018 年，中共中央、国务院印发《乡村振兴战略规划（2018—2022）》，相关的政策也陆续出台实施，坚定不移地提振农村经济、深化乡村改革，“三农”问题成为党工作的重心。自2020 年国务院总理李克强提出2020 年要坚决打赢脱贫攻坚战后，农业农村经济建设不断受到重视，而金融作为盘活经济的通路自是为农村经济发展添砖加瓦。普惠金融通过优化供给、促进创新、疏浚服务渠道等措施，将一系列惠农助农的政策带入农村，提高农民生活保障，促进农村经济发展。

普惠金融发展与政府干预对农民收入产生不容忽视的影响。因此，普惠金融发展与政府干预是否能提高农民收入？普惠金融在政府干预下是否对农民收入产生不同影响？遂以山东省T 市6 年数据为样本，分析探究政府干预、普惠金融发展对农民收入的影响，旨在通过研究发现普惠金融、政府干预对农民收入的积极效应，以及以政府干预为条件时普惠金融所发挥的效用，为促进农民增收给予其更为精准的方向。

1 文献综述

普惠金融在扶助弱势群体时发挥不小的作用。当前国内外学者对普惠金融进行了深入研究。Burgess、Pande［1］认为普惠金融提高金融服务的渗透度，使得弱势群体获得金融服务更加便利，进而对其收入产生积极影响。Dupas、Robinson［2］发现当肯尼亚的穷人在获得和有效利用金融服务时可以提高其收入。Park、Mercado［3］发现在亚洲，普惠金融可以有效缓解收入不平等现象。而国内，“三农”问题是党工作的重心，现在中国已步入深化农村改革的攻坚期，但普惠金融不是慈善项目，尚需政府调节构建普惠金融与农民增收的桥梁［4］。中国普惠金融在政策推动下得到长远发展，能撬动农村信用体系，为更多的农民提供金融服务［5］。所以，对金融的研究不能局限于金融深度，即金融机构、金融发展的规模，更要着眼于金融的宽度，即普惠金融的发展［6］。普惠金融与金融扶贫有较强的联系和相关性，是帮助弱势群体自救、提升弱势群体金融服务、保证经济发展的重要支撑［7］。郑家喜等［8］从实证角度对全国30 个省份的数据进行空间自相关分析，得出中国农村普惠金融发展具有地区差异，在空间交互下，农村普惠金融发展可有效提高农民收入。何学松等［9］基于省际统计年鉴数据，探究普惠金融对农村减贫的作用方向，评估出普惠金融可以提高减贫力度。田杰、陶建平［10］基于全国县域面板数据，对比发现普惠金融水平对农民收入有空间效应，在东部地区，普惠金融发展水平可有效提高农民收入，而在中西部，普惠金融发展对农民增收产生负效应。由此看来，普惠金融对农民增收产生重要影响。

政府对“三农”的支持力度多体现在财政支农所带来的效用上，大部分学者认为财政支农与农民增收是正向关系。据统计，不同的财政支农项目所带来的效果各不相同，用于基础设施建设的支农资金对农民增收的影响较小，用于“农民救济”的支农资金可直接影响农民收入［11］。但也有学者持有不同的观点，冯梦黎、徐灿琳［12］通过对全国30 省的面板数据进行实证分析，得出为农民提供公共物品和公共服务的以固定资产投资形式发放的财政资金对农民增收有积极影响，以补助形式发放的财政支农资金对农民收入产生副作用。除对跨省数据分析外，杨广勇、杨林［13］运用双重差分模型通过对中部某省的数据实证研究，发现财政涉农资金整合试点虽对农业产生增产效应，但未解决增产不增收现象，对农民增收效果不显著。李倩、杜江［14］运用实证模型分析重庆地区农村金融和财政支农对农民增收的影响，虽其农村金融发展未能有效促进重庆农民收入增长，但财政支农水平对农民增收有显著正向作用。中国农村金融体系的发展离不开政府的政策指导，政府对当地金融发展的作用不可忽视。有学者通过对长三角地区16 个城市的实证分析，发现中央政府对正规金融发展有促进作用，而地方政府却为抑制效果［15］。

由此可见，政府干预对农民增收和金融发展均起到了一定的作用。但前人对普惠金融、政府干预程度对农民收入影响多以国内或省际为主，少有对某一地市的实证分析，而省际之间因各省经济情况、地理位置、社会风貌的不同，对比分析度不高。又为避免经济收入差别过大而造成结果偏误，因考虑到政府干预程度这一解释变量，遂本文以2018 年T 市地方财政收入为标准，选特定县域研究T 市农民增收的影响因素。以2014—2019 年T 市县域面板数据进行实证研究，探讨T 市普惠金融、政府干预两个因素对农民增收效应，从而制定相关对策及措施。

2 研究设计

2.1 模型构建

研究T 市普惠金融、政府干预对农民收入的影响关系，为保证估计更具效率，选取2014—2019 年的面板数据，构建面板回归模型：

模型（1）：普惠金融（FI）、政府干预（GI）设为对农民收入（lny）产生影响的自变量；X为除普惠金融、政府干预之外的控制变量；λ为随时间而变而与地区无关的时间固定效应；μ为随地区而变而与时间无关的个体固定效应；ε为随时间地区而变的扰动项。

模型（2）：为验证普惠金融与政府干预的交互效应对农民收入的影响，引入普惠金融与政府干预的交互项FIGI。

2.2 变量选择

被解释变量：农民收入（lny）。采用T 市的农村居民人均可支配收入的对数作为农民收入。

解释变量：普惠金融指数（FI）。借鉴郝依梅等（2017）的方法选择4 个维度8 个指标来构建普惠金融指数（表1）。

表1 普惠金融测度指标

构建方法：参考王修华等［16］、杨艳琳等［17］、岳慧诗等［18］用变异系数法来测定普惠金融指数。首先对各测度进行无量纲处理，公式为Xi=Aimi/Mi-mi（i=1，2，…，n），Ai为第i个指标的实际观察值，Mi为第i个指标的最大值，mi为第i个指标的最小值，通过上述处理，将各个指标数值化为0～1；其次，计算权重Vi，Vi通过变异系数法确定，即每个指标的标准差和平均值的比。普惠金融指数计算公式为

式中，Wi=Vi Xi。

普惠金融是政府打通农村经济发展的有力举措，本文推测，普惠金融指数与农民收入呈正相关。

政府干预（GI）：政府干预程度借鉴张艳、沈惟维［19］的做法，采用县财政支出与GDP 的比表示，该比例越高，则表示政府对当地经济的干预程度越强。地方财政支出在一定程度上对当地的经济有拉动作用，本文推测，政府干预程度与农民收入呈正相关。

其他控制变量：①产业结构（IS）。采用排除第一产业的总产值与同期国民生产总值的比重来表示。在一定区域内，非农产业的占比越高，则农民的收入越高；②教育水平（EI）。提升教育水平能增大其资本和收入能力，故以教育经费支出占财政支出比重来衡量。农民教育水平的提高使其可从事高技术职业，对收入会产生正向影响。

2.3 数据来源

选取2014—2019 年T 市的农民收入为研究对象，考察6 年来T 市普惠金融发展与政府干预情况对农民收入的影响。所需数据来源于县政府经济与社会发展统计公报、中国人民银行泰安市中心支行内部数据、《泰安统计年鉴》。

2.4 描述性统计

表2 展示了各变量的描述性统计。T 市6 年的农民人均可支配收入平均值为14 146.333 元，最大值为17 679 元，最小值为10 598 元，所得极差为7 081，这表明样本期内各县的农民收入差距较大。取对数处理后，农户收入对数值平均值为9.546，方差为0.024。普惠金融指数的平均值为0.123，最小值为0.02，最大值为0.443，可见样本期内各县的普惠金融发展水平差距较大。

表2 变量的描述性统计

3 结果分析

考虑到面板数据间个体效应的存在，故选用个体效应模型对T 市2014—2019 年的面板数据进行回归分析，因未知扰动项与解释变量及控制变量是否相关，故本文选用固定效应模型和随机效应模型共同考察普惠金融、政府干预对农民可支配收入的作用。估计结果见表3，两模型的检验均通过了0.01 检验，强烈拒绝“不存在个体效应”的假设，故选择固定效应或随机效应是合理的。所选定的解释变量（普惠金融指数、政府干预）、控制变量（产业结构、教育水平）等均为随时间而变的变量，即保留固定效应是合理的。对于固定效应模型和随机效应模型的取舍，选用豪斯曼检验进行选择，豪斯曼检验结果若拒绝原假设，则选用固定效应模型，若不拒绝原假设，则选用随机效应模型。豪斯曼检验结果见表4，P值为0.035，在5%的显著性下拒绝原假设，所以本文使用固定效应进行分析。

表3 个体固定效应及随机效应模型分析结果

表4 豪斯曼检验结果

首先考察了普惠金融与政府干预两者对农民收入的影响。从表3 中（1）的分析结果可以看出，普惠金融对农户收入在5%的显著水平上有正向影响，而政府干预对农民收入的影响是显著正向，其结果亦通过了显著性检验，所以两变量的回归结果是可信的。普惠金融指数的系数为0.719，说明普惠金融指数每增加1 个单位，农民收入将增加71.9%；政府干预的系数为2.3，说明政府干预程度每增加一个单位，农民收入将增加230%，政府干预的提振作用更加大。截距项为9.219，通过了1%的显著性检验，（1）的拟合程度较好。模型（1）的结果由（2）给出。增加其他控制变量后，普惠金融系数通过了1%的显著性检验，且对农民收入是积极影响，前文有关普惠金融系数正负的假定得以证明；普惠金融的系数为0.675，相比（1）有所下降，普惠金融指数每增加一个单位，促使农民收入提高67.5%，说明在增加其他控制变量后，普惠金融对农民收入的提振作用下降，但依旧显著。开展普惠金融时，T 市各县相关人员深入基层农村为农民授信，实地走访农户，获得一手农民调研数据，有效解决农民与银行等金融机构信息不对称问题，增大金融支持农村的力度，有效提高了农户收入。在该结果中，政府干预通过了显著性检验，对农民增收产生重大影响，佐证了前文假定的政府干预系数正负；政府干预系数为12.4，说明政府干预每增加一个单位，农民收入增长1 240%，政府干预在一定程度上确实能提高农民收入。从当前模型的分析结果来看，政府干预变量比普惠金融变量对农民增收产生更大的影响，T 市开展的金融精准扶贫工作，努力做到“送贷上门，服务到家”，信贷人员深入乡村田地间为农民开展授信工作。而且，各县政府贯彻落实脱贫攻坚的重要任务，大力开展扶贫工作，帮扶农民支持农村经济发展。T 市政府对“三农”问题十分重视，政府的适当干预对农民收入产生正向影响，而其普惠金融发展水平在促进农民创收时发挥积极效应。

除了普惠金融和政府干预外，前文中控制变量的假定也得到证实。不论是产业结构还是教育水平都对农民增收有正向影响，但（2）中仅产业结构通过显著性检验。表3 的（3）为模型（2）的估计结果，普惠金融与政府干预的交互项对农民收入的影响通过了5%的显著性检验，系数为正，这说明在样本期内，普惠金融对农民收入的影响会随着政府干预的增强而增强。同理，政府干预对农民收入的影响也会随着普惠金融发展程度的提高而增强，即政府干预的提高也会增强普惠金融发展水平对农民收入的影响，政府干预和普惠金融的共同作用是有利于农民创收的。但产业结构和教育水平未通过显著性检验，截距项通过了显著性检验，为8.441，显著为正。普惠金融的发展确实有利于农民增加收入，而政府在样本期内所起到的作用也不容小觑。T 市政府在扶助“三农”方面，切实通过普惠金融来支持农村经济发展，助力农民增收。

4 结论及对策建议

使用山东省T 市2014—2019 年的县域面板数据进行实证分析，探究普惠金融、政府干预程度及其交互作用对农民收入的影响，得到以下结论：普惠金融与政府干预对农民收入的增加有显著的积极作用，且普惠金融对农民收入的影响会随着政府干预的增强而增强，普惠金融发展水平的提高也会提高政府干预对农民收入的影响，所以在助力“三农”时，可考虑从普惠金融发展水平与适当的政府干预的角度来提高农民收入。

根据以上结论提出如下对策建议：

1）发展建立完善的普惠金融体系。T 市普惠金融发展对农民增收有显著成效，一定程度上对农村经济发展有积极作用，所以T 市应坚持发展普惠金融，建立完善的农村信贷体系，丰富金融产品。长期以来，“三农”因自然情况风险大、农民征信不完善等使得农户和银行间存在信息不对称问题，银行倾向于回避农民贷款，从而农民得不到充足的金融支持。下阶段，T 市普惠金融发展应聚焦在解决信息不对称问题和为农民增信上，根据农民真实需求提供个性化产品和服务，提高金融服务的覆盖面。普惠金融助推农村经济发展，在金融服务的“最后一公里”上发挥极大作用。

2）政府要适当增加对普惠金融的扶持力度。普惠金融收益率低，故中国普惠金融的发展需要政府支持，普惠金融与政府作用已相连相合，政府的精准扶贫便能发挥每一丝金融的力量，辅助农村脱贫。实证结果显示，普惠金融对农民收入的影响会随着政府干预的增强而增强，故T 市政府应在适度范围内加强引导，将金融活水有效注入农村地区，完善普惠金融扶助“三农”的体系，加强对普惠金融的指导；相关部门完善金融监管体系并与时俱进，政府更有效率地解决因信息不对称或农户信用资本不高等造成的农民融资难问题，化解普惠金融内在的风险性。

3）政府适当增加对“三农”的扶持力度。乡村振兴战略下，大量政策方针纷纷出台扶助“三农”，T 市政府对“三农”的扶助既要全面又要精准，结合当地特点、对照实际情况认真梳理分析，多部门协调配合，提高工作效率和质量，以改革的思维破解难题，实现精准扶贫，助力农民增收。