農村普惠性金融發展的農戶收入增長效應

徐敏　黃江

摘要：運用固定影響變系數模型，對2006—2012年新疆82個縣（市）農村普惠性金融發展對農戶收入增長的效應進行了分析。結果表明：不同地區農村普惠性金融發展對農戶收入增長的效應不同，南疆地區基礎效應高于北疆地區，增長效應更加明顯；部分農戶收入高增長地區、經濟發展水平和農村普惠性金融發展水平較高地區以及貧困地區均出現農村普惠性金融發展對農戶收入增長呈負效應的情況，存在不同程度的金融排斥和金融體系結構與功能矛盾?；谘芯拷Y果，提出加強金融基礎設施建設，緩解農村金融排斥，優化農村普惠性金融發展環境，鼓勵金融機構提供創新性農村金融服務和產品，滿足不同金融需求，提高監管有效性，引導金融機構積極拓展農村普惠金融領域等建議。

關鍵詞：農村金融；普惠性金融；農戶收入；變系數模型

中圖分類號： F832.1文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2015）01-0427-05

收稿日期：2014-08-12

基金項目：石河子大學高層次人才項目（編號：RCSX201109）；石河子大學兵團金融發展研究中心基金（編號：BTJR201305）。

作者簡介：徐敏（1971—），女，四川鹽亭人，博士，副教授，研究方向為農村金融。

通信作者：黃江，碩士研究生，研究方向為農村金融。E-mail：125179320@qq.com?！捌栈萁鹑隗w系”最早于2005年聯合國宣傳小額信貸年時提出，之后便受到聯合國和世界銀行等國際金融組織的大力推行。普惠金融被定義為“獲取金融服務是天賦人權”，即每個人都應該有平等的機會和權力獲得金融服務。2013年中共十八屆三中全會明確提出“發展普惠金融”，同時提出“保障金融機構農村存款主要用于農業農村”，大力發展農村金融，促進農村經濟發展，帶動農民收入增長?？梢?，普惠金融的發展已經成為未來中國金融改革的方向，而面向“三農”的金融服務則是普惠金融發展的根本所在。

普惠性金融與收入之間存在密切聯系。發展普惠性金融的目的是讓所有人都能獲得金融服務，尤其是被傳統金融排除在外的個人或組織，讓其擁有公平的機會去獲得金融產品和有效的金融服務，從而有機會參與經濟發展并享受發展成果，實現共同富裕。從理論角度看，農村普惠性金融發展對收入的影響效應主要有4個：（1）門檻效應?？蛻舻玫浇鹑诜帐琼氁Ц冻杀镜?，即金融服務門檻。在金融約束條件下，窮人由于資本積累限制無法支付這一成本，進而享受不到金融服務，高收入人群則因自身財富優勢能夠支付成本享受到金融服務，進而提高資本收益[1]。（2）減困效應。除了儲蓄、匯兌、支付等基礎金融服務手段外，發展低交易成本的新型金融組織，提供小額信貸等服務，把被排斥于傳統金融體系之外的個人或組織（低收入人群、小微企業等弱勢群體）納入金融服務范圍，擴大金融服務覆蓋面，使他們享受到經濟增長和金融發展所帶來的福利改善，從而提高收益擺脫貧困[2]。（3）排斥效應。金融排斥是一個多維度的動態復合概念，包括地理排斥、評估排斥、條件排斥、價格排斥、營銷排斥、自我排斥等6個維度[3]。由于部分農村地區金融空白造成的金融可及性障礙，以及農村地區缺乏有效抵押品、農業生產高風險性等諸多原因，導致許多農戶被傳統金融機構排除在外，使其無法享受到所需的金融服務和產品，從而影響農業生產，制約收入增長。（4）涓滴效應。農村金融發展通過刺激經濟增長影響農民收入。一方面農村金融通過儲蓄動員、資源配置等金融功能刺激經濟增長；另一方面，隨著經濟增長，高收入者投資需求增加，利率上升，低收入者將錢貸出從而獲得較多利息收入，減緩貧困[2]。

總的來看，在不同金融發展階段，農村普惠性金融發展對農戶收入的影響效應是不同的。近年來，中國通過金融機構調整和改革，在發展農村普惠性金融方面進行了一系列努力和嘗試，這些努力對農戶收入增長的效應須要被綜合分析和評價，以便構建更有效的農村普惠性金融制度，實現農村普惠性金融發展與農民收入增長的良性互動關系。在這個背景下，研究農村普惠性金融發展對農戶收入的影響有重要現實意義。

目前有關農村普惠性金融發展對農戶收入影響的研究主要在2個方面。一方面是探討農村普惠性金融發展對改善農民收入的影響。普惠金融的早期研究者杜曉山認為，小額信貸的實質就是普惠金融理念的實踐[4]。在此基礎上，董曉林等[5]、周孟亮等[6]認為推行無抵押、無擔保的微型信貸產品，可以提高貧困者的自身扶貧能力，改善收入狀況。王曙光等[7]、劉七軍等[8]認為，推行社區發展基金、農民扶貧互助資金等是增加農民收入的有效途徑。此外，王修華等從金融寬度的角度分析了包容性金融門檻效應、降低貧困效應、排斥效應、涓滴效應等對農戶收入的影響機制[2]。田杰等通過構建農村金融普惠指數，建立面板數據模型對中國農村普惠性金融發展的收入效應進行分析，發現農村普惠性金融對農戶收入存在顯著的正效應[9]。另一方面，對農村金融普惠水平的定量測度和評價也是有關研究的主要方面。農村金融普惠水平的測度方法研究主要體現在三方面。一是建立農村金融服務覆蓋指標，利用主成分分析法和層次分析法測度農村金融覆蓋的廣度和深度 [10-11]。二是利用金融普惠指數或金融包容水平，如田杰等[9]、徐敏[12]利用Mandira等[13]結合金融排斥概念提出的包含地理滲透性、使用有效性、產品接觸性等3大維度的金融普惠指數測度農村普惠性金融發展水平。三是從普惠金融的對立面入手研究金融排斥程度，如高沛星等利用變異系數法從地理排斥、價格排斥、評估及條件排斥、營銷排斥評價金融排除度[14]。

上述研究為分析農村普惠性金融發展對農戶收入的影響研究提供了借鑒，但仍然存在以下問題：一是在運用面板模型進行分析時，僅憑經驗選擇面板模型，沒有對其進行檢驗，會造成模型擬合效果不佳，直接影響分析結果；二是對于農村普惠性金融發展水平的測度和評價，國內學者并沒有一致的觀點，對農村普惠性金融發展水平的評價主要考慮數據的可獲得性；三是由于較難獲取數據，鮮有文獻對縣域、多民族地區農村普惠性金融發展的收入效應進行比較分析，多是從宏觀角度分析東中西部地區的差異，對區域農村普惠性金融發展的建議較少。本研究在以往研究的基礎上，基于2006—2012年新疆82個縣（市）的面板數據，應用固定效應變系數面板模型對農村普惠性金融發展的農戶收入增長效應進行研究，以期為進一步提高農村普惠性金融發展水平提出政策建議。endprint

1研究方法及模型檢驗

1.1面板數據模型

面板數據是指具有三維（截面、時期、變量）信息的數據結構。面板數據模型的一般形式可以表示成：

yit=αit+β1，itx1，it+β2，itx2，it+…+βk，itxk，it=αit+βitXit+μit（i=1， 2，… ，N；t =1， 2，… ，T）。（1）

式中：yit是被解釋變量；Xit是解釋變量；μit是隨機誤差項，μit～iid（0，σ2）；αit、βit是待估計參數，代表引起個體和時期之間差異的“潛變量”的綜合影響，即所謂的“個體效應”和“時間效應”。面板數據模型主要劃分為混合模型、變截距模型、變系數模型等3類。

1.1.1混合模型假設截面成員無個體影響和結構變化，即模型中個體效應和時間效應都不存在，則：

yit=α+βXit+μit（i=1， 2，… ，N；t =1， 2，… ，T）。（2）

1.1.2變截距模型假設截面成員上存在個體影響而無結構變化，且個體影響可以用截距項αit的差別來表示，則：

yit=αit+βXit+μit（i=1， 2，… ，N；t =1， 2，… ，T）。（3）

1.1.3變系數模型假設截面成員既存在個體影響，又存在結構變化，即個體效應或時間效應同時影響模型的截距項αit和斜率βit，則：

yit=αit+βitXit+μit（i=1，2，…，N；t=1，2，…，T）。（4）

1.2模型構建、變量選擇及數據來源

1.2.1模型構建傳統的總生產函數可被用于分析金融發展對農民收入的影響。綜合溫濤等[15]、余新平等[16]、田杰等[9]的研究成果，本研究將農村普惠性金融發展水平和其他收入影響因素作為自變量引入總生產函數，建立回歸模型如下：

Yit=αit+βitIFIit+γitZit+μit（i=1，2，…，82；t=1，2，…，7）。（5）

式中：Yit表示農戶收入水平；IFIit表示農村普惠性金融發展水平；Zit表示其他控制變量，包括產業結構（IS）、政府財政支出（GOV）、就業率（EMP）。

1.2.2變量選擇

1.2.2.1金融普惠指數采取金融普惠指數（index of financial inclusion，IFI）評價2006—2012年新疆農村普惠性金融發展水平（表1）。Mandira等提出包含地理滲透性、使用有效性、產品接觸性等3個維度的金融普惠指數[13]，為測度普惠金融水平提供了一個綜合方法。

IFI指數將3個維度的信息合并為一個單一指數，計算公式如下：

IFI=Ir[Ar（x1，m1，M1），…，Ar（xk，mk，Mk）]=1k∑ki=1（xi-miMi-mi）r。（6）

式中：r取值0.25、0.5或1。 IFI指數值為0～1，0表示完全的金融排斥，1表示完全的金融普惠。IFI是一個具有單調性和同質性的遞減函數，Ar（xi，mi，Mi）100/（kIr）被稱為維度i對總普惠性金融的貢獻。

表1農村普惠性金融發展水平測度指標

維度項目指標金融服務滲透性金融機構網點X1：農村地區萬人擁有金融機構網點數金融服務人員X2：農村地區萬人擁有金融服務人員數金融服務可得性存款服務X3：農村居民人均儲蓄存款額貸款服務X4：農村居民人均貸款額金融服務使用度

存款服務

X5：農村地區儲蓄存款占國內生產總值（GDP）比例貸款服務X6：農村地區貸款占GDP比例

本研究從3個維度出發，選擇6項指標計算金融普惠指數，來測度2006—2012年新疆農村普惠性金融發展水平。金融服務滲透性主要從為農村經濟主體提供金融服務的機構數和人員數衡量。普惠性金融就是要讓被排除在傳統金融體系之外的個人或組織獲得足夠的金融產品和有效的金融服務渠道，用萬人擁有金融機構數和金融服務人員來評價農村金融服務的供給狀況；在普惠性金融服務體系下，農戶很容易獲得基礎的金融服務，所以用人均儲蓄和貸款衡量金融服務的可得性；此外，在普惠性的金融體系下，農戶對金融服務和產品的使用程度也非常高，本研究選用農村地區儲蓄存款和貸款占GDP的比例來表示金融服務的使用度。

1.2.2.2農戶收入選用各縣（市）的農村居民人均純收入（Y）代表縣域農戶的收入水平。

1.2.2.3其他控制變量考慮到除金融發展水平外，產業結構、財政支持、就業水平等都會對農民收入水平產生影響，本研究選擇產業結構（IS）、政府財政支出（GOV）、就業率（EMP）作為控制變量。采用第二、三產業的增加值占當期GDP的比例表示產業結構，即工業化和現代化水平，從而反映非農產業在產業結構中的比例，該比例越高表示農戶可能獲得越多的收入。地方財政支出主要是為促進當地經濟發展，從而影響農民收入，本研究選用地方財政支出占當期GDP的比例表示地方政府財政支出力度。此外，充分就業將會使農戶獲得更多的收入，由于農村就業人員數據不完整，本研究采用各縣（市）總人口中鄉村與城鎮從業人員總數占比來表示農村地區就業率。

1.2.3數據來源本研究選取2006—2012年新疆88個縣（市）的農戶人均純收入為對象，分析7年間新疆農村普惠性金融發展對農民收入的影響。測度農村金融普惠指數各指標數據來源于中國銀監會官方網站中農村金融圖集公布的銀行類和經濟類統計數據以及《中國縣域統計年鑒》，其他變量數據來源于2007—2013年《中國區域經濟統計年鑒》及2007—2013年《中國縣域統計年鑒》中縣（市）社會經濟主要指標部分。剔除數據缺失或數據不合格的樣本，本研究最終選取了82個縣（市）作為樣本數據，占新疆總縣（市）的93.2%，能夠代表新疆農村地區。將新疆劃分為北疆地區和南疆地區，北疆地區樣本包括昌吉回族自治州、博爾塔拉蒙古自治州、伊犁州以及塔城、阿勒泰、吐魯番、哈密4個地區40個縣（市）；南疆地區樣本包括巴音郭楞蒙古自治州、克孜勒蘇柯爾克孜自治州以及阿克蘇、喀什、和田地區42個縣（市）。endprint

由表2可見，新疆農村金融普惠指數平均值為0.296，整體的農村金融普惠水平較低。農村金融普惠水平較高地區主要集中在北疆各州和南疆巴州經濟水平相對發達的中心城市和縣域，如奎屯市、昌吉市、伊寧市、阿克蘇市、庫爾勒市、若羌縣等，說明普惠性金融發展受經濟條件的影響。農村普惠性金融發展水平較低地區主要集中在南疆經濟發展相對落后、地理位置偏遠和少數民族聚居地區，如疏勒縣、疏附縣、葉城縣、柯坪縣、巴楚縣、塔什庫爾干塔吉克自治縣等。南疆、北疆地區農村金融普惠指數平均值分別為0.338 3和0.256 3，說明南疆、北疆地區農村普惠性金融發展存在較大差異。

表2樣本統計分析

項目YIFIISGOVEMP平均值0.5310.2960.6620.4090.382中位數0.4780.2640.6470.3320.360最大值2.1700.8610.9612.1773.359最小值0.1160.0150.3420.0230.063標準差0.2750.1530.1500.3090.232注：各指標觀測數均為574個。

1.3模型形式設定檢驗

選擇正確的面板數據模型形式可以減小模型估計結果與現實經濟情況之間的偏差，提高參數估計有效性。本研究選用協方差分析檢驗確定樣本數據符合的模型形式，用Hausman檢驗法判定模型影響形式。

1.3.1協方差分析檢驗協方差分析檢驗通過計算F統計量來檢驗假設，從而判定面板數據模型形式。根據模型設立2個假設H1和H2，分別為：H1：β1=β2=…=βN，γ1=γ2=…=γN；H2：α1=α2=…=αN，β1=β2=…=βN，γ1=γ2=…=γN。相對應2個F統計量為：F1=（S2-S1）/[（N-1）k]S1/[NT-N（k+1）]～F[（N-1）k，N（T-k-1）]；F2=（S3-S1）/[（N-1）（k+1）]S1/[（NT-N（k+1）]～F[（N-1）（k+1），N（T-k-1）]。式中：N表示截面個數；k表示解釋變量個數；T表示觀測時期總數；S1、S2、S3分別表示變系數模型、變截距模型、不變系數模型的殘差平方和。計算表明，殘差平方和S1為0.851 5、S2為13.468 9、S3為30.769 4；統計量F2為14.227 7、F1為7.500 4；在5%顯著水平下，相應臨界值F（324，164）為1.256 3，F（405，164）為1248 0。由于F2>1.248 0，所以拒絕H2假設；又因為F1>1.256 3，所以拒絕H1假設。因此樣本數據符合變系數模型。

1.3.2Hausman檢驗法利用Hausman檢驗法確定模型的影響形式，即選擇固定影響模型還是隨機影響模型[17]。該檢驗的原假設為隨機影響模型，用H表示Hausman統計量，H=256.3253，對應概率是0.000 0，說明檢驗結果拒絕原假設，因此應選擇固定影響模型為模型的影響形式。

2結果與分析

2.1北疆地區分析

新疆北疆地區農村普惠性金融發展對農戶收入增長的效應回歸分析結果見表3。由表3可見，北疆地區各縣（市）截距項平均為-2.366 6，昌吉市截距項最高，為8.923 5；其次是瑪納斯縣和阜康市；伊寧市截距項最低，為-34.875 1；其他地區截距項較低，且大部分為負數。截距項不同說明農村普惠性金融性發展對農民收入增長的基礎效應不同，普惠性金融發展水平與農戶收入水平匹配程度不同。截距項越高，說明基礎效應越強，匹配程度越高。如截距項低的伊寧市和哈密市，該地區農戶收入在新疆屬于中等水平，但其農村普惠性金融發展卻處于較高水平。

除鞏留縣外，農村普惠性金融發展對北疆地區農民收入均影響顯著，其中16個縣（市）具有正效應，24個縣（市）具有負效應，IFI系數平均值為-0.311 8。對于具有正效應的縣（市），說明農村普惠性金融發展對農民收入增長具有顯著的促進作用，這些地區農村普惠性金融發展發揮了其減困效應，效果最顯著的是奇臺縣和伊吾縣，普惠性金融發展水平每提高1%，農戶收入分別提高4.8%、3.9%。負效應較顯著的尼勒克縣、昭蘇縣、察布察爾縣等，屬于伊犁州直屬縣（市），是以牧為主、農牧結合的偏遠地區，擁有豐富的旅游資源，近年來農民人均純收入增速在新疆前列，而普惠性金融發展對農戶收入影響的負效應與農戶收入快速增長相矛盾，說明該地區農村普惠性金融發展對農民增收的支持力度被嚴重弱化。同時值得注意的是，昌吉市、博樂市等具有較高經濟發展水平和農村普惠性金融發展水平的地區，農村普惠性金融發展卻對農戶增收產生負效應，究其原因是這些地區經濟的快速發展催生對資金的高需求，農村金融機構在自身逐利動機的驅使下，使農村資金向非農領域外流，同時農村金融服務的高交易成本和低收益性也加深了金融排斥效應，造成資金錯配，使農村資金“偏農離農”，進而導致農村經濟發展差異，最終影響農民收入增長。雖然農村普惠性金融發展水平隨著經濟發展水平的提高而提高，但實質上其并沒有發揮支農作用，反而加劇農村金融排斥。說明在經濟較發達地區，農村普惠性金融發展的減困效應易被弱化，排斥效應易被強化，同時也說明一定程度上普惠性金融發展對農戶收入間接影響的涓滴效應是潛在而非現實的，對該地區貧困和弱勢群體的收入并沒有明顯促進作用。

表3農村普惠性金融發展對新疆北疆地區農戶

2.2南疆地區分析

新疆南疆地區農村普惠性金融發展對農戶收入增長的效應回歸分析結果見表4。由表4可見，南疆地區各縣（市）截距項平均為0.020 9，尉犁縣最高，為8.881 8；喀什市最低，為-10.960 5。南疆地區平均截距比北疆高，說明南疆地區農村普惠性金融發展對農戶收入增長的基礎效應優于北疆地區。同樣，截距最低的喀什市農民人均純收入處于新疆中下水平，但其農村普惠性金融發展水平卻處于較高水平，說明近年來該地區普惠性金融的發展并沒有明顯發揮其減困效應。endprint

除輪臺縣和莎車縣外，農村普惠性金融發展均對南疆地區農民收入有顯著影響，其中23個縣（市）具有正效應，19個

表4農村普惠性金融發展對新疆南疆地區農戶收入

增長效應的回歸分析

縣（市）具有負效應，IFI系數平均值為0.104 2。農村普惠性金融發展對農戶增收促進作用最明顯的有疏勒縣、若羌縣、拜城縣等，如疏勒縣農村普惠性金融發展水平每提高1%，農民人均純收入提高4.9%。疏勒縣農村居民人均純收入和農村普惠性金融發展水平均較低，巴楚縣、柯坪縣、疏附縣、葉城縣等與其水平相近地區的農村普惠性金融發展水平對農民增收促進明顯，說明這些地區金融發展對農民增收的支持還遠遠不夠。近年來若羌縣、拜城縣等地農村普惠性金融發展迅猛，尤其是若羌縣的IFI值7年間增長超過1倍，與此同時，其農村居民人均純收入和增速也位居新疆第1位。對于疏勒縣、巴楚縣、柯坪縣、疏附縣、葉城縣等多民族聚居、以農業為主的地區，雖然整體農村普惠性金融發展水平較低，但近年來在不斷改善，這些地區通過宣傳、支持、推廣農戶使用“惠農卡”，發放小額貸款，積極為農戶授信，銀政合作支持特色農業產業，引進和成立以服務“三農”為方向的新型金融組織（村鎮銀行、小額貸款公司）等措施，降低金融服務門檻，減少地理、評估、條件、營銷等方面的金融排斥效應，加深了普惠性金融服務的深度，明顯地促進了農民增收。這些地區農戶收入的快速增長與農村普惠性金融發展的緊密聯系，也說明普惠性農村金融發展對貧困地區農戶具有很好的減困效應。普惠性金融發展對農戶收入增長的效應是同時進行的，不是單一的某一方面，普惠性金融的發展在降低金融服務門檻、減少金融排斥的同時，促進經濟發展和福利改善，增加農民收入。

此外，阿克陶縣、塔什庫爾干縣等農民人均純收入水平較低的貧困地區，農村普惠性金融發展對農民收入具有顯著負效應，其偏遠的地理位置、較低的經濟發展水平和多民族聚居、半農半牧的生產方式等性質在一定程度上造成該地區存在金融排斥。同樣值得注意的是，與北疆地區分析結果一致，庫爾勒市、阿克蘇市等經濟發展水平和農村普惠性金融發展水平較高的地區，卻存在普惠金融發展對農戶增收具有顯著負效應的現象。

3結論與建議

3.1結論

本研究表明：（1）北疆地區和南疆地區的農村普惠性金融發展對農戶收入增長影響的基礎效應不同，南疆地區的平均基礎效應高于北疆地區。（2）北疆地區和南疆地區部分地區農村普惠性金融發展對農戶收入增長具有正效應；北疆、南疆地區農村普惠性金融發展的農戶收入增長效應存在較大差別，南疆地區的增長效應更加明顯；北疆和南疆地區均出現部分地區農村普惠性金融發展對農戶收入增長負效應的情況。（3）部分地區出現農村普惠性金融發展對農戶收入產生負效應，分為3種情況，一是尼勒克縣和昭蘇縣等地，即使農村金融發展對農戶收入產生負效應，農戶收入依舊增長迅速；二是部分經濟發展水平、農民收入水平和農村普惠性金融發展水平較高的地區如昌吉市、庫爾勒等，卻存在農村金融發展對農民增收具有顯著負效應的情況；三是部分貧困地區（如阿克陶、塔什庫爾干塔吉克自治縣等）出現農村普惠性金融發展對農民收入產生負效應情況。

3.2本研究創新性

本研究的創新性主要體現在以下幾個方面：第一，在分析內容上，從微觀縣域角度，利用農村普惠金融發展對農戶收入影響的實證結果，檢驗普惠金融對農戶收入增長的門檻效應、減困效應、排斥效應、涓滴效應，深入細致地分析普惠性金融對農戶收入增長的影響；第二，在分析對象上，選擇經濟發展水平相對落后、多民族聚居、地區差異明顯的新疆各縣（市）為研究對象，因為這些地區多為貧困地區，有大量的中低收入甚至貧困人口，這正是發展普惠金融須要重點惠及的地區，發展農村普惠性金融對農民的收入影響更為顯著；第三，在研究方法上，運用協方差分析和Hausman檢驗選擇面板數據的模型形式，避免依據經驗選擇面板數據的模型形式，提高了分析準確性，同時利用金融普惠指數對2006—2012年新疆82個縣（市）農村普惠性金融發展水平進行測度。

3.3政策建議

3.3.1加強金融基礎設施建設，優化農村普惠性金融發展環境，緩解農村金融排斥如在南疆地區，農村普惠性金融發展對農戶收入增長效應的基礎效應高，促進增收效果更明顯，但農村金融普惠水平普遍低于北疆地區，應該側重加強其金融基礎設施建設，消除金融服務空白，將普惠性金融服務向更貧困的弱勢客戶和地區延伸，進一步擴大服務規模和深度。然而在偏遠貧困地區，經濟密度、人口密度無法滿足網點盈利水平，設立和運營新機構的成本較高，這種矛盾造成一定程度的農村金融排斥。所以要鼓勵設立低成本、靈活的新型金融組織，如社區型合作金融組織、專業合作經濟組織等，作為金融機構向農戶服務的中介，縮短金融服務距離，降低交易成本，緩解農村金融排斥。同時，還須積極推動征信，完善區域信用評價，改善信用環境，使客戶信息透明有效，優化農村普惠金融發展環境。

3.3.2構建多層次金融體系，提供創新性農村金融服務和產品，提供有效功能支撐新疆部分地區出現農民收入快速增長，農村普惠性金融發展對農戶收入增長呈顯著負效應的情況，主要原因是存在金融體系功能和結構上的矛盾，應該通過差異化監管，對目前存在的社區銀行、村鎮銀行、信用社、小貸公司在市場準入、稅收、財政補貼等方面予以政策支持，同時鼓勵金融機構提供創新性農村金融服務和產品。如在北疆地區尼勒克縣等地，旅游資源豐富，屬少數民族地區，多以放牧為主，近年來農民收入快速增長，其中經營性收入增長尤其突出，這就要求農村金融市場中的機構根據當地經濟發展情況和農民收入來源情況分析市場，調整市場、業務、產品、客戶的定位，推出個性化差異服務，通過金融創新增加金融服務層次，豐富農村金融服務產品。

3.3.3提高監管有效性，引導金融機構在農村普惠金融領域積極作為對涉農的金融機構，在嚴格準入標準、清晰服務對象、規范服務行為的同時，尊重其業務策略與市場需求，通過市場自身調節和差異化政策，使金融機構積極拓展農村普惠金融領域。對于經濟發展快、農村普惠水平較高卻存在農戶收入增長呈負效應的地區，應該給予一定的調控和干預，監督支農資金的流向，減少農業貸款資源錯配等“脫農”現象，同時建立金融保險機制，降低金融機構的貸款風險和借貸過程中的道德風險和逆向選擇問題，從而提高農村金融資源配置效率，強化金融支農效果。endprint

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