农村普惠金融发展水平测度及其对农户经营性收入的空间效应研究
发布时间：2021-03-25 01:13
在构建农村普惠金融发展水平评价指标体系的基础上,计算了农村普惠金融发展水平指数,运用空间自相关分析方法和空间杜宾模型分别对农村普惠金融发展水平的时空差异和对农户经营性收入的空间效应进行了分析.结果表明:1) 2009年—2016年期间,我国农村普惠金融发展水平整体呈现出"V"字型的发展和变化趋势.2)我国农村普惠金融发展存在显著的空间效应,区域农村普惠金融的发展存在溢出效应,且局部出现集聚性和集聚阴影效应.3)农村普惠金融发展水平可以通过空间的交互作用产生出规模效应和溢出效应,进而有效提升农户经营性收入.4)农村普惠金融发展对农村经营性收入影响上,不管是直接空间效应还是间接空间效应均显著为正,且间接影响更为强烈.即农村普惠金融发展的溢出效应能够促使相邻地区的农村普惠金融发展影响本地区农户的经营性收入.
【文章来源】：华中师范大学学报(自然科学版). 2020,54(05)北大核心CSCD
【文章页数】：12 页
【图文】：
2009年、2012年、2013年、2016年中国农村普惠金融发展的空间自相关指数变化图
农村普惠金融发展水平RIFI以及和空间的交互项均对农户经营性收入有显著的正向效应,其系数分别为1.279和1.329,且农村普惠金融发展水平与空间交互项对于农户经营性收入更大.由此表明,农村普惠金融的发展不仅影响本地区农户的经营性收入,还会对周边农户的经营性收入产生溢出效应.农村普惠金融发展水平基于地域邻近而产生的空间交互作用可以形成跨地区空间集聚作用,通过空间交互作用获得本地区和周围地区才有的、能够显著促进本地区农户经营性收入的因素.表3的结果同时表明,农村普惠金融发展水平可以通过空间的交互作用产生出规模效应和溢出效应,进而提升农户经营性收入.由此可见,一方面,忽略农村普惠金融发展水平在空间上的依赖特征,就会低估了农村普惠金融发展水平对农户经营性收入的积极作用;另一方面,空间上同质化的农村普惠金融发展,不仅不会放大其农户经营性收入的正向作用,更是会造成更大的资源浪费.另外,从生产要素方面分析看,农户耕地面积PHYC对农户经营性收入的影响系数为负,即农户耕地面积每增加1个百分点将降低0.060 9%的农户经营性收入;而其空间交互作用对本地区的影响为正且在1%的水平上显著通过检验,表明农户耕地面积未受当地经济政策驱动而影响农户经营性收入,但其空间交互作用表明农户可耕地面积受到周围地区可耕地面积而影响农户经营性收入.农户固定资产投资INV对农户经营性收入的影响系数为负但并不显著,即农户固定资产投资每增加一个百分点不利于提高的农户经营性收入;其空间交互作用对本地区的影响较小且同样不显著,表明固定资产投资对农户经营性收入未受当地政策和周围地区的影响.工业企业劳动报酬WKEN的系数显著为正(5%水平),而工业企业劳动报酬的空间交互作用为负,但并未通过显著性检验,说明随着经济的发展,工业企业劳动的边际产出效率增加,工资占比越高,资本密集程度提高,越有利于农户经营性收入.与农村普惠金融整体发展水平对农户人均可支配性收入估计结果不同的是:二三产业产值占地区总产值GDP比重INST对农户经营性收入的影响为负,且在1%的水平上显著通过检验,其空间交互作用估计结果也显著为负,表明当地或周围地区的二三产业发展越大,越不利于农户生产经营性收入提高.
【参考文献】：
期刊论文
[1]中国农村普惠金融发展的影响因素及其时空异质性[J]. 陈银娥,尹湘,金润楚. 数量经济技术经济研究. 2020(05)
[2]农村普惠金融能缩小县域城乡收入差距吗[J]. 肖端,杨琰军,谷继建. 宏观经济研究. 2020(01)
[3]普惠金融发展与农村减贫:门槛、空间溢出与渠道效应[J]. 顾宁,张甜. 农业技术经济. 2019(10)
[4]中国城市普惠金融发展的空间特征及影响因素分析——基于272个地级及以上城市面板数据[J]. 林春,孙英杰. 西南民族大学学报(人文社科版). 2019(06)
[5]数字普惠金融发展对农民非农收入的空间溢出效应[J]. 刘丹,方锐,汤颖梅. 金融经济学研究. 2019(03)
[6]中国普惠金融对农村贫困人口的减贫效应研究[J]. 黄敦平,徐馨荷,方建. 人口学刊. 2019(03)
[7]中国农村普惠金融发展对农村劳动年龄人口多维贫困的改善效应分析[J]. 杨艳琳,付晨玉. 中国农村经济. 2019(03)
[8]我国农村普惠金融的减贫增收效应研究——基于4023户农户微观数据的断点回归[J]. 武丽娟,徐璋勇. 南方经济. 2018(05)
[9]中国普惠金融发展水平测度与经济增长效应[J]. 刘亦文,丁李平,李毅,胡宗义. 中国软科学. 2018(03)
[10]农村普惠金融发展评价分析——来自山东的实证研究[J]. 张晓琳,董继刚. 东岳论丛. 2017(11)
本文编号：3098747
【文章来源】：华中师范大学学报(自然科学版). 2020,54(05)北大核心CSCD
【文章页数】：12 页
【图文】：
2009年、2012年、2013年、2016年中国农村普惠金融发展的空间自相关指数变化图
农村普惠金融发展水平RIFI以及和空间的交互项均对农户经营性收入有显著的正向效应,其系数分别为1.279和1.329,且农村普惠金融发展水平与空间交互项对于农户经营性收入更大.由此表明,农村普惠金融的发展不仅影响本地区农户的经营性收入,还会对周边农户的经营性收入产生溢出效应.农村普惠金融发展水平基于地域邻近而产生的空间交互作用可以形成跨地区空间集聚作用,通过空间交互作用获得本地区和周围地区才有的、能够显著促进本地区农户经营性收入的因素.表3的结果同时表明,农村普惠金融发展水平可以通过空间的交互作用产生出规模效应和溢出效应,进而提升农户经营性收入.由此可见,一方面,忽略农村普惠金融发展水平在空间上的依赖特征,就会低估了农村普惠金融发展水平对农户经营性收入的积极作用;另一方面,空间上同质化的农村普惠金融发展,不仅不会放大其农户经营性收入的正向作用,更是会造成更大的资源浪费.另外,从生产要素方面分析看,农户耕地面积PHYC对农户经营性收入的影响系数为负,即农户耕地面积每增加1个百分点将降低0.060 9%的农户经营性收入;而其空间交互作用对本地区的影响为正且在1%的水平上显著通过检验,表明农户耕地面积未受当地经济政策驱动而影响农户经营性收入,但其空间交互作用表明农户可耕地面积受到周围地区可耕地面积而影响农户经营性收入.农户固定资产投资INV对农户经营性收入的影响系数为负但并不显著,即农户固定资产投资每增加一个百分点不利于提高的农户经营性收入;其空间交互作用对本地区的影响较小且同样不显著,表明固定资产投资对农户经营性收入未受当地政策和周围地区的影响.工业企业劳动报酬WKEN的系数显著为正(5%水平),而工业企业劳动报酬的空间交互作用为负,但并未通过显著性检验,说明随着经济的发展,工业企业劳动的边际产出效率增加,工资占比越高,资本密集程度提高,越有利于农户经营性收入.与农村普惠金融整体发展水平对农户人均可支配性收入估计结果不同的是:二三产业产值占地区总产值GDP比重INST对农户经营性收入的影响为负,且在1%的水平上显著通过检验,其空间交互作用估计结果也显著为负,表明当地或周围地区的二三产业发展越大,越不利于农户生产经营性收入提高.
【参考文献】：
期刊论文
[1]中国农村普惠金融发展的影响因素及其时空异质性[J]. 陈银娥,尹湘,金润楚. 数量经济技术经济研究. 2020(05)
[2]农村普惠金融能缩小县域城乡收入差距吗[J]. 肖端,杨琰军,谷继建. 宏观经济研究. 2020(01)
[3]普惠金融发展与农村减贫:门槛、空间溢出与渠道效应[J]. 顾宁,张甜. 农业技术经济. 2019(10)
[4]中国城市普惠金融发展的空间特征及影响因素分析——基于272个地级及以上城市面板数据[J]. 林春,孙英杰. 西南民族大学学报(人文社科版). 2019(06)
[5]数字普惠金融发展对农民非农收入的空间溢出效应[J]. 刘丹,方锐,汤颖梅. 金融经济学研究. 2019(03)
[6]中国普惠金融对农村贫困人口的减贫效应研究[J]. 黄敦平,徐馨荷,方建. 人口学刊. 2019(03)
[7]中国农村普惠金融发展对农村劳动年龄人口多维贫困的改善效应分析[J]. 杨艳琳,付晨玉. 中国农村经济. 2019(03)
[8]我国农村普惠金融的减贫增收效应研究——基于4023户农户微观数据的断点回归[J]. 武丽娟,徐璋勇. 南方经济. 2018(05)
[9]中国普惠金融发展水平测度与经济增长效应[J]. 刘亦文,丁李平,李毅,胡宗义. 中国软科学. 2018(03)
[10]农村普惠金融发展评价分析——来自山东的实证研究[J]. 张晓琳,董继刚. 东岳论丛. 2017(11)
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