師榮蓉，徐璋勇，趙彥嘉

(西北大學(xué)中國西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心，陜西西安710127)

一、引言

自改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得巨大成就，但貧困問題仍未得到根本性消除。1978年按照當(dāng)期貧困標(biāo)準(zhǔn)(以農(nóng)村居民家庭人均純收入100元/年為標(biāo)準(zhǔn))估計(jì)我國貧困人口有2.5億，其中西部地區(qū)的貧困人口有10897.5萬人，占全國貧困人口總數(shù)的43.59%，貧困發(fā)生率為41.92%，比東中部地區(qū)的貧困發(fā)生率高24.6%。根據(jù)中國科學(xué)院最新完成的《2012中國可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略報(bào)告》顯示，我國貧困人口按2010年貧困標(biāo)準(zhǔn)(以農(nóng)村居民家庭人均純收入1274元/年為標(biāo)準(zhǔn))計(jì)算有2688萬人，按2011年提高后的貧困標(biāo)準(zhǔn)(以農(nóng)村居民家庭人均純收入2300元/年為標(biāo)準(zhǔn))計(jì)算有1.28億之多。從貧困縣和貧困人口的分布來看，主要集中在西部地區(qū)①從貧困縣的分布來看，我國現(xiàn)有592個國家級貧困縣，其中民族自治貧困縣341個，國家級貧困縣以云南省最多，其次為貴州省、陜西省和甘肅省，民族自治區(qū)貧困縣以西藏自治區(qū)最多，其次為云南省和貴州省;從貧困人口的分布來看，根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局貧困監(jiān)測數(shù)據(jù)顯示，2001－2009年西部地區(qū)貧困人口占全國貧困人口比例從61%增加到66%，其中貴州、云南和甘肅的貧困人口從29%增加到41%。。

隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，金融成為宏觀調(diào)控的重要手段及社會資源優(yōu)化配置的重要杠桿。我國西部地區(qū)的金融業(yè)經(jīng)過多年改革變遷，其金融資產(chǎn)在總量和結(jié)構(gòu)方面都取得長足進(jìn)步，西部地區(qū)的銀行存款余額從1978年的299.37億元增加到2010年的125185.8億元，提高了417倍;銀行貸款余額由1978年的365.47億元增加到2010年的87083.6億元，增長了237倍;GDP由1978年的721.58億元增加到81408.49億元，增長了112倍。但是，西部地區(qū)的恩格爾系數(shù)從1978年的68.27%下降到2010年的43.41%，僅降低了24.86%，如圖1所示。在金融快速發(fā)展和經(jīng)濟(jì)高速增長的同時，為何貧困減少的速度卻如此緩慢?金融發(fā)展是否有利于貧困減緩?基于此，本文以1978－2010年中國貧困相對較嚴(yán)重的西部12省(市、自治區(qū))為研究對象，試圖檢驗(yàn)金融發(fā)展對貧困減緩的作用，這對于我國制定金融政策、改善社會福利、縮小貧富差距具有重要意義。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分是文獻(xiàn)綜述與理論分析;第三部分是模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)來源;第四部分是實(shí)證結(jié)果及分析;第五部分是研究結(jié)論與政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

(一)文獻(xiàn)綜述

關(guān)于金融發(fā)展對貧困減緩的影響，國內(nèi)外學(xué)者主要形成了兩種觀點(diǎn)，即金融發(fā)展對貧困減緩的有利論與不利論。

圖1 西部地區(qū)GDP、存款余額、貸款余額及恩格爾系數(shù)的變化趨勢(1978－2010)

持金融發(fā)展有利于貧困減緩觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為，金融發(fā)展一般通過以下幾種方式減緩貧困:(1)改善金融服務(wù)。Burgess和Panda(2003)通過分析印度1977－1990年窮人直接參與金融活動對貧困減緩的影響，發(fā)現(xiàn)銀行機(jī)構(gòu)在農(nóng)村設(shè)立的數(shù)量每增加1%，農(nóng)村貧困率將降低0.34%，農(nóng)村銀行業(yè)的變革將導(dǎo)致貧困的減少和產(chǎn)出的增加［1］。唐青生等(2010)對云南省農(nóng)村金融服務(wù)缺失及網(wǎng)點(diǎn)空白問題進(jìn)行分析研究，表明減緩貧困應(yīng)首先解決金融服務(wù)缺失問題［2］。(2)創(chuàng)立微型金融。Remenyi和Quinones(2000)對亞太地區(qū)一些國家和地區(qū)的案例進(jìn)行分析，研究表明獲得微型金融信貸服務(wù)的人群，其收入可以得到明顯提高［3］。譚險(xiǎn)峰(2010)通過對孟加拉國鄉(xiāng)村銀行模式、印度尼西亞人民銀行鄉(xiāng)村信貸模式、玻利維亞陽光銀行模式和國際社區(qū)資助基金會村莊銀行模式的比較，分析微型金融在農(nóng)民增收等多個方面起積極作用并且應(yīng)將多種模式結(jié)合起來，以充分發(fā)揮不同模式的比較優(yōu)勢，實(shí)現(xiàn)反貧困的新突破［4］。(3)開展小額信貸。梁山(2003)以全國率先進(jìn)行“信用鎮(zhèn)(村)”創(chuàng)建的廣東省高州市為個案，從需求性、安全性、盈利性和信用狀況四個方面研究小額信貸的經(jīng)濟(jì)意義和體制意義［5］。胡金焱、張樂(2004)在非正規(guī)金融與小額信貸活動理論述評基礎(chǔ)上，提出在發(fā)展中國家建立小額信貸機(jī)構(gòu)是使低收入人群獲得信貸支持的一種有效金融制度［6］。張立軍、湛永(2006)通過運(yùn)用中國1994－2004年的時間序列數(shù)據(jù)和小額信貸反鎖定模型的研究，認(rèn)為小額信貸可以提高農(nóng)民家庭經(jīng)營收入、減緩貧困［7］。巴曙松、欒雪劍(2009)從小額信貸可獲得性方面分析小額信貸資金的獲得方式，提出用小額信貸資產(chǎn)證券化的方法解決我國農(nóng)村小額信貸可獲得性不高、小額信貸資金來源有限的問題，促進(jìn)農(nóng)村貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展［8］。段應(yīng)碧(2011)提出破解貧困農(nóng)戶貸款難題，必須培育和發(fā)展不以盈利為目的的公益性小額信貸組織［9］。

持金融發(fā)展不利于貧困減緩的學(xué)者認(rèn)為，金融發(fā)展對于貧困減緩并無積極作用。如Banerjee和Newman(1993)、Galor和Zeira(1993)發(fā)現(xiàn)信用限制尤其針對窮人，使其失去投資機(jī)會，對貧困減少沒有起到實(shí)質(zhì)性作用［10－11］。Ranjan和Zingales(2003)指出金融體系必須是開放性的和具有競爭性的，否則金融發(fā)展僅僅使富裕階層獲益而對于貧困減緩不利［12］。Arestis和Cancer(2004)認(rèn)為在發(fā)展中國家由于一些因素抑制了貧困人群獲得金融服務(wù)，金融自由化使得更多的資金得不到有效使用從而導(dǎo)致貧困人群收入得不到提高［13］。Jeanneney和Kpodar(2005)通過建立金融發(fā)展和金融波動的貧困決定模型研究金融發(fā)展、金融波動與貧困減緩之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展有利于減緩貧困，但是金融波動對貧困人群的打擊更為顯著并且可能抵消金融發(fā)展對其所帶來的好處［14］。陳銀娥、師文明(2010)利用中國1980－2005年時間序列數(shù)據(jù)分析中國農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展、金融波動和非正規(guī)金融發(fā)展對農(nóng)村貧困減少的影響，研究顯示農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展對農(nóng)村貧困減少的影響很小，而金融波動不利于農(nóng)村貧困的減少，非正規(guī)金融發(fā)展對農(nóng)村貧困減少也沒有促進(jìn)作用［15］。

已有研究無疑是值得肯定和借鑒的，但本文認(rèn)為還需從以下四個方面做出補(bǔ)充和完善:(1)從研究假設(shè)來看，以往研究多是研究金融發(fā)展與貧困減緩的線性關(guān)系，而忽視了其非線性關(guān)系，即忽視了不同收入水平下金融發(fā)展對貧困減緩的差別效應(yīng)。本文的研究表明，重視這種差別效應(yīng)對于在消除貧困過程中如何有效地發(fā)揮金融作用更具有理論意義與實(shí)踐價值。(2)從研究方法來看，以往研究多是采用時間序列分析，而針對不同省份面板數(shù)據(jù)的分析比較少，特別是缺少引入面板門檻回歸模型探討金融發(fā)展與貧困減緩關(guān)系的實(shí)證研究。(3)從研究對象來看，以往研究少有針對我國西部地區(qū)的研究，然而西部地區(qū)是雙重意義上的貧困，一方面是貧困地區(qū)，另一方面是貧困主體人的貧困，因此以西部地區(qū)為研究對象更具有代表性和典型性。(4)從研究指標(biāo)來看，以往研究多是將金融發(fā)展作為一個整體指標(biāo)，少有對金融發(fā)展的進(jìn)一步細(xì)分和引入其它非金融指標(biāo)作為控制變量，本文認(rèn)為金融發(fā)展是金融體系整體功能動態(tài)優(yōu)化的過程，包含規(guī)模的擴(kuò)張、結(jié)構(gòu)的變化和效率的提高，這三方面的統(tǒng)一是金融發(fā)展的全部要義?；诖?，本文將金融發(fā)展細(xì)分為金融規(guī)模擴(kuò)張、金融結(jié)構(gòu)變化和金融效率提高三個方面，同時引入其它非金融控制變量，運(yùn)用面板門檻回歸模型，以我國西部地區(qū)1978－2010年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，對金融發(fā)展與貧困減緩的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期為我國的扶貧開發(fā)及與此相關(guān)的金融改革提供有價值的參考。

(二)理論分析

20世紀(jì)40年代以來，發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為必須越過人均收入水平的“門檻”才能進(jìn)入持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長從而擺脫貧困，其中著名學(xué)者羅森斯坦—羅丹(Paul N．Rosenstein－Rodan)、納克斯(Nurkse，R．)、繆爾達(dá)爾(Myrdal，G．K．)等都強(qiáng)調(diào)了通過加速資本形成減緩貧困，指出由于規(guī)模報(bào)酬遞增的存在，一國的人均收入水平只有越過“門檻”才能逐步發(fā)展起來，否則會陷入“貧困陷阱”中，形成難以擺脫的貧困惡性循環(huán)。這種情形可以通過修改后的索洛模型框架予以描述。

設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為f(k)，其中f'(k)＞0，

即當(dāng)人均資本存量介于ka和kb之間時，該經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出規(guī)模報(bào)酬遞增，而在其他階段則表現(xiàn)為規(guī)模報(bào)酬遞減，具體如圖2所示。

圖2 用索洛模型框架描述的貧困陷阱

在經(jīng)典的索洛模型中，所有經(jīng)濟(jì)無論是任何初始狀態(tài)，最終都將收斂于唯一的均衡點(diǎn)上。而在式(1)設(shè)定的生產(chǎn)函數(shù)下，經(jīng)濟(jì)將出現(xiàn)如圖2中的多重均衡，從而(k1，y1)，(k2，y2)，(k3，y3)都是均衡點(diǎn)，但其中只有(k1，y1)和(k3，y3)是穩(wěn)定均衡，而(k2，y2)的均衡并不穩(wěn)定，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)一旦稍微偏離(k2，y2)，就會離這個點(diǎn)越來越遠(yuǎn)。當(dāng)資本存量略高于k2時，產(chǎn)出將遠(yuǎn)大于y2，這會使儲蓄和投資增加，反過來又提高了資本存量，如此反復(fù)，使經(jīng)濟(jì)向右移動，趨向(k3，y3);反之，當(dāng)資本存量略低于k2時，經(jīng)濟(jì)將向左移動，趨向(k1，y1)。因此，經(jīng)濟(jì)的初始狀態(tài)就具有決定意義，即如果一個國家原本比較窮，處于(k2，y2)左側(cè)，就會很容易陷入低水平均衡(k1，y1)狀態(tài)。倘若要移動到高水平均衡(k3，y3)，靠漸進(jìn)式的資本積累是不行的，因?yàn)橹灰贿^(k2，y2)這個“門檻”，就總會落回(k1，y1)這個“貧困陷阱”中?？梢姡瑪[脫“貧困陷阱”的重要制約力量來自于資本積累，而金融在資本積累中起著至關(guān)重要的作用。金融通過中介功能的發(fā)揮，可以將社會閑散資金予以整合，實(shí)現(xiàn)儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化，提高資本積累率，從而促使經(jīng)濟(jì)跳出“貧困陷阱”進(jìn)入更高水平的均衡狀態(tài)。

基于上述分析，我們提出本文的研究假設(shè):金融發(fā)展對貧困減緩的影響受到人均收入水平的制約，即金融發(fā)展對貧困減緩的影響會伴隨著資本積累的門檻效應(yīng)而發(fā)生變化。當(dāng)人均收入處于低水平均衡時，金融發(fā)展對貧困減緩的作用呈現(xiàn)出規(guī)模報(bào)酬遞減，但具有積極的隱性累積效應(yīng);當(dāng)人均收入跳越“貧困陷阱”時，金融發(fā)展對貧困減緩的作用呈現(xiàn)出規(guī)模報(bào)酬遞增，并且具有顯性加速效應(yīng);當(dāng)人均收入處于高水平均衡時，金融發(fā)展對貧困減緩的作用又呈現(xiàn)出規(guī)模報(bào)酬遞減，但此時的人均收入已處在遠(yuǎn)離貧困的高水平均衡狀態(tài)。

三、模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設(shè)定

本文重點(diǎn)考察金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)和金融效率對貧困減緩的影響，同時考慮到貧困減緩還受到一系列非金融因素的影響，因此引入政府干預(yù)程度、城市化、公共服務(wù)、對外貿(mào)易、醫(yī)療水平、就業(yè)狀況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和西部大開發(fā)政策的實(shí)施等因素作為控制變量，設(shè)定線性基本模型如下所示:

其中，被解釋變量engelit代表恩格爾系數(shù)，用來衡量貧困水平;核心解釋變量scaleit、strctureit和efficiencyit分別從規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三個方面衡量金融發(fā)展;控制變量govit代表政府干預(yù)程度，urbanit代表城市化，pubit代表公共服務(wù)，tradeit代表對外貿(mào)易，medicalit代表醫(yī)療水平，employit代表就業(yè)狀況，economicit代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，exp loitit為虛擬變量，表示西部大開發(fā)政策的實(shí)施對貧困減緩的影響;下標(biāo)i(i=1，…，12)和t(t=1978，…，2010)分別代表地區(qū)和時間。

為了對研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，考察可能存在的非線性門檻效應(yīng)，本文借鑒Hansen(1999，2000)［16－17］提出的門檻回歸模型，該模型克服了傳統(tǒng)門檻分析方法的缺陷①傳統(tǒng)門檻分析通?；谕馍鷺颖痉蛛x方法，存在以下缺陷:分異區(qū)間和樣本分離點(diǎn)都是任意選擇的，而不是經(jīng)濟(jì)內(nèi)在機(jī)制決定的，故不能推導(dǎo)出門檻值的置信區(qū)間;參數(shù)估計(jì)值對門檻值相當(dāng)敏感;門檻分析的回歸樹算法通過數(shù)據(jù)排序來內(nèi)生地求得門檻值及其數(shù)舉，不能提供相應(yīng)的分布理論檢驗(yàn)門檻值的統(tǒng)計(jì)顯著性。，具有不需要給定非線性方程的形式、門檻值及其數(shù)量完全由樣本數(shù)據(jù)內(nèi)生決定、依據(jù)漸近分布理論建立待估參數(shù)的置信區(qū)間、可運(yùn)用bootstrap方法估計(jì)門檻值的統(tǒng)計(jì)顯著性等優(yōu)點(diǎn)，從而可以更好地檢驗(yàn)不同收入水平下金融發(fā)展對貧困減緩的影響。因此，我們將基本模型擴(kuò)展為以人均收入水平為門檻的多重門檻模型如下:

上式中，incomeit為門檻變量，代表人均收入水平，γ1、γ2、…、γn－1和γn為n+1個門檻區(qū)間下的門檻值，α11、α12、…、α3，n－1和α3，n為不同門檻區(qū)間下的估計(jì)系數(shù)。同時，本文利用固定效應(yīng)模型假設(shè)每一個樣本個體的ui均為獨(dú)立同分布，即每一個樣本個體都擁有自己固定、獨(dú)特的截距項(xiàng)，來表現(xiàn)各觀察體獨(dú)有的特質(zhì)，減小模型的共變系數(shù)，增強(qiáng)估計(jì)結(jié)果的有效性。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)來源

(1)被解釋變量。目前關(guān)于貧困衡量的指標(biāo)主要有貧困發(fā)生率、貧困線指數(shù)和森指數(shù)等，但由于本文研究數(shù)據(jù)時間跨度大，受到數(shù)據(jù)可得性限制，故使用西部各省區(qū)的恩格爾系數(shù)來衡量貧困水平。恩格爾系數(shù)在國際上被公認(rèn)為判定生活水平高低與劃分貧富的重要標(biāo)準(zhǔn)②恩格爾系數(shù)判定標(biāo)準(zhǔn)為:60%以上為絕對貧困，50%－60%為溫飽，40%－50%為小康，20%－40%為富裕，20%以下為最富有。，恩格爾系數(shù)越大意味著貧困程度越高。

(2)核心解釋變量。本文將金融發(fā)展界定為金融規(guī)模擴(kuò)張、金融結(jié)構(gòu)變化及金融效率提高三方面的統(tǒng)一。

金融規(guī)模的衡量指標(biāo)。衡量金融規(guī)模的常用指標(biāo)是麥?zhǔn)现笜?biāo)和戈氏指標(biāo)，本文選用戈氏指標(biāo)，同時考慮到證券和保險(xiǎn)對貧困減緩的影響不大，省略證券和保險(xiǎn)后更能真實(shí)反映金融規(guī)模對貧困減緩的作用，故采用各省區(qū)金融機(jī)構(gòu)的存貸款之和與其GDP的比率即金融相關(guān)比率來表示金融規(guī)模。

金融結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)。現(xiàn)有研究一般將金融中介結(jié)構(gòu)或金融市場結(jié)構(gòu)作為金融結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)。由于本文研究的是金融發(fā)展對貧困減緩的影響，而貧困地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值所占比重較大，貧困人口也主要集中于農(nóng)村，同時考慮到部分省份金融數(shù)據(jù)的缺失和1992年前中國資本市場還沒有建立，因此選用農(nóng)業(yè)貸款余額占貸款余額的比例來代表金融結(jié)構(gòu)。

金融效率的衡量指標(biāo)。現(xiàn)有學(xué)者對金融效率的衡量一般使用非國有經(jīng)濟(jì)獲得銀行貸款的比率。但是，王志強(qiáng)、孫剛(2003)［18］認(rèn)為，考慮到我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中國有經(jīng)濟(jì)占主導(dǎo)地位的客觀現(xiàn)實(shí)，照搬發(fā)達(dá)國家衡量指標(biāo)來反映金融效率存在著一定的缺陷。另外，我國西部地區(qū)主要是以銀行為主導(dǎo)的金融體系，而銀行的基本職能在于發(fā)揮其中介功能，將吸收的存款轉(zhuǎn)化為貸款，實(shí)現(xiàn)儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化。因此，本文使用金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額與存款余額的比值即貸存比來反映金融效率。

(3)門檻變量。由于金融發(fā)展對貧困減緩的影響受到人均收入水平的制約，故本文選取各地區(qū)人均收入作為門檻變量。

(4)控制變量。由于政府干預(yù)程度、城市化、公共服務(wù)、對外貿(mào)易、醫(yī)療水平、就業(yè)狀況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和西部大開發(fā)政策的實(shí)施等因素都有可能對貧困減緩產(chǎn)生影響，本文將上述因素設(shè)置為控制變量。具體變量描述與衡量如表1所示。

本文研究涵蓋中國西部12省(市、自治區(qū))①西部12省(市、自治區(qū))包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。，時間跨度為1978－2010年，共取得396個研究樣本。相關(guān)研究數(shù)據(jù)來自《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和西部各省(市、自治區(qū))的統(tǒng)計(jì)年鑒。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于本文使用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，有必要對各個變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法有多種，如LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、MW檢驗(yàn)等，各種方法由于其假定、統(tǒng)計(jì)量設(shè)置的不同，對檢驗(yàn)結(jié)果也有一定的影響。為避免單一方法可能存在的缺陷，本文同時選擇了Fisher－ADF檢驗(yàn)和LLC檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。從單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，水平值和一階差分值不能拒絕單位根假設(shè)，二階差分值均拒絕單位根假設(shè)，說明所有變量的二階差分值都是平穩(wěn)的，表現(xiàn)為二階單整。

表1 變量描述與衡量

表2 變量的Fisher－ADF和LLC單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

考慮到本文所采用的是靜態(tài)面板模型，協(xié)整檢驗(yàn)選擇Kao檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 Kao協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可以看出，模型中解釋變量與被解釋變量之間存在著協(xié)整關(guān)系。因此，可以接受回歸方程的設(shè)定形式，并進(jìn)一步使用門檻回歸模型進(jìn)行分析。

(三)模型估計(jì)與檢驗(yàn)

首先，本文采用Stata統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，表4報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn):三重門檻效應(yīng)在1%的顯著性水平下顯著，故選用三重門檻模型進(jìn)行分析。

表4 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表5 門檻估計(jì)結(jié)果及其置信區(qū)間

其次，對三個門檻值進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)，表5報(bào)告了三重門檻模型門檻值的估計(jì)結(jié)果以及每個門檻值在95%的置信區(qū)間。

最后，本文分別采用線性基本模型和非線性門檻模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表6所示。

從基本模型估計(jì)結(jié)果可以看出，金融規(guī)模與恩格爾系數(shù)之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明金融規(guī)模擴(kuò)張對貧困減緩有顯著正向作用①恩格爾系數(shù)越小，貧困程度越低，故當(dāng)回歸系數(shù)為負(fù)時對貧困減緩起正向作用;恩格爾系數(shù)越大，貧困程度越高，故當(dāng)回歸系數(shù)為正時對貧困減緩起負(fù)向作用。，金融結(jié)構(gòu)變化和金融效率提高均對貧困減緩起負(fù)向作用，但統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著?？刂谱兞恐谐鞘谢⒐卜?wù)、對外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和西部大開發(fā)政策的實(shí)施均對貧困減緩有顯著促進(jìn)作用。

表6 模型估計(jì)結(jié)果

從門檻模型估計(jì)結(jié)果可以看出，相對于基本模型，其擬合優(yōu)度得到大幅度提高，說明使用門檻模型可以更好地解釋金融發(fā)展與貧困減緩之間的關(guān)系。當(dāng)人均收入水平處于不同的門檻區(qū)間時，金融發(fā)展對貧困減緩的影響系數(shù)有所不同，金融發(fā)展與貧困減緩的關(guān)系并不是簡單的線性關(guān)系，更傾向于以人均收入水平為門檻劃分區(qū)間的分段函數(shù)關(guān)系。

首先，從金融規(guī)模來看，當(dāng)人均收入低于1649.54元時，金融規(guī)模擴(kuò)大對貧困減緩起顯著負(fù)向作用;當(dāng)人均收入在1649.54－2591.87元之間時，金融規(guī)模擴(kuò)大對貧困減緩作用不顯著;當(dāng)人均收入高于2591.87元時，金融規(guī)模擴(kuò)大對貧困減緩起正向作用，但統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著。

其次，從金融結(jié)構(gòu)來看，當(dāng)人均收入低于1649.54元時，金融結(jié)構(gòu)變化對貧困減緩的作用不顯著;當(dāng)人均收入在1649.54－2591.87元之間時，金融結(jié)構(gòu)變化對貧困減緩起顯著正向作用，其影響系數(shù)為5.5179;當(dāng)人均收入高于2591.87元時，金融結(jié)構(gòu)變化對貧困減緩的作用不顯著。

再次，從金融效率來看，當(dāng)人均收入低于367.97元時，金融效率提高對貧困減緩起顯著負(fù)向作用;當(dāng)人均收入在367.97－1649.54元之間時，金融效率提高對貧困減緩起顯著正向作用，其影響系數(shù)為1.6623;當(dāng)人均收入高于1649.54元時，金融效率提高對貧困減緩起正向作用，但統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著。

最后，從控制變量來看，城市化、公共服務(wù)、對外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和西部大開發(fā)政策的實(shí)施均與貧困減緩呈顯著正相關(guān)關(guān)系。城市化水平提高1%，貧困程度降低14.4573%;公共服務(wù)提高1%，貧困程度降低8.7477%;對外貿(mào)易提高1%，貧困程度降低60.7137%;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高1%，貧困程度降低0.0010%;西部大開發(fā)政策實(shí)施后，貧困程度降低6.5657%。政府干預(yù)程度、醫(yī)療水平和就業(yè)狀況與貧困減緩關(guān)系不顯著。

(四)檢驗(yàn)結(jié)果的解釋

以上實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，金融發(fā)展對貧困減緩的影響并不是簡單的線性關(guān)系，而是伴隨著資本積累的門檻效應(yīng)而發(fā)生變化。

當(dāng)人均收入處于低水平均衡時，由于低收入群體的金融資產(chǎn)主要以銀行存款為主，但負(fù)利率時代①從1990年9月－2010年8月這240個月中，我國約有80個月出現(xiàn)負(fù)利率現(xiàn)象，平均持續(xù)20個月左右。存款的實(shí)際收益較低，金融規(guī)模的擴(kuò)張只會從貧困地區(qū)“抽血”，而不是“輸血”，更不是“造血”;農(nóng)業(yè)貸款的增加使低收入群體的貧困狀況有所改善，但僅有助于解決溫飽問題，而不會增加收入，自然也不會降低恩格爾系數(shù);金融效率的提高增加低收入群體的生活性貸款，其貸款越多，還貸壓力越大。

當(dāng)人均收入跳越“貧困陷阱”時，貧困人口因其自身資本積累達(dá)不到財(cái)富門檻而得不到高收益回報(bào);農(nóng)業(yè)貸款的增加使農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)入市場交易，并成為農(nóng)民收入提高的重要來源;金融效率的提高增加低收入者的生產(chǎn)性貸款，有助于低收入者投資人力資本和高收益項(xiàng)目，促進(jìn)貧困減緩。

當(dāng)人均收入處于高水平均衡時，金融規(guī)模的擴(kuò)張帶來金融服務(wù)質(zhì)量的提高和服務(wù)內(nèi)容的擴(kuò)大，有利于已越過享受金融服務(wù)門檻的低收入群體增加收入;農(nóng)業(yè)已不再是農(nóng)民收入的主要來源，故農(nóng)業(yè)貸款的增加對恩格爾系數(shù)影響不顯著;低收入群體一般具有較高的儲蓄傾向，這使得金融效率的提高對貧困減緩的作用不顯著。

因此，當(dāng)人均收入處于低水平均衡時，金融發(fā)展對貧困減緩的影響不顯著或呈現(xiàn)負(fù)作用，但具有積極的隱性累積效應(yīng)，即有助于貧困程度的緩解;當(dāng)人均收入跳越“貧困陷阱”時，金融發(fā)展對貧困減緩的影響是顯性的，并且具有加速效應(yīng);當(dāng)人均收入處于高水平均衡時，金融發(fā)展對貧困減緩的影響又逐漸變緩。值得注意的是，本文研究涉及中國西部改革開放以來的發(fā)展階段，西部地區(qū)的人均收入正處于從低水平均衡跳越“貧困陷阱”并逐漸向高水平均衡的過渡階段;與此對應(yīng)，西部地區(qū)金融發(fā)展對貧困減緩的影響也從不顯著或負(fù)作用(對應(yīng)于低水平均衡階段)，變化為顯著正向作用(對應(yīng)于跳越“貧困陷阱”的階段)，再變化為不顯著作用(對應(yīng)于高水平均衡階段)。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與研究假設(shè)相吻合。

五、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

第一，從金融發(fā)展來看，金融發(fā)展與貧困減緩的關(guān)系并不是簡單的線性關(guān)系，更傾向于以人均收入水平為門檻劃分區(qū)間的分段函數(shù)關(guān)系。當(dāng)人均收入處于低水平均衡時，金融發(fā)展對貧困減緩的影響是隱性的，但具有積極的累積效應(yīng);當(dāng)人均收入跳越“貧困陷阱”時，金融發(fā)展對貧困減緩的影響是顯性的，并且具有加速效應(yīng);當(dāng)人均收入處于高水平均衡時，金融發(fā)展對貧困減緩的影響又呈現(xiàn)隱性減速效應(yīng)。

第二，從非金融發(fā)展來看，按照控制變量影響程度從大到小，對外貿(mào)易、城市化、公共服務(wù)、西部大開發(fā)政策的實(shí)施和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對貧困減緩有顯著正向影響。這表明國家的貿(mào)易支持政策和外貿(mào)企業(yè)的生產(chǎn)通過解決低收入者就業(yè)減緩貧困;農(nóng)村貧困人口進(jìn)入工業(yè)或第三產(chǎn)業(yè)增加了自身收入②2010年西部地區(qū)的農(nóng)村居民家庭人均純收人構(gòu)成中工資性收入占32.20%，家庭經(jīng)營純收入占55.15%，財(cái)產(chǎn)性收入占9.85%，轉(zhuǎn)移性收入占2.79%。;加強(qiáng)公共服務(wù)，提高低收入者的科學(xué)文化素質(zhì)，可以改善低收入者的生活狀況;西部大開發(fā)政策的實(shí)施效果顯著，并有效減緩了西部地區(qū)的貧困;經(jīng)濟(jì)發(fā)展是貧困減緩的必要條件，但它并非是充分條件，經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果的共享性仍有待提升。

(二)政策建議

本文的研究結(jié)論，為我國在扶貧開發(fā)過程中更加科學(xué)有效地運(yùn)用金融工具減緩貧困提供了有益的政策啟示。

第一，從金融視角來看，要根據(jù)不同地區(qū)的貧困程度，合理選擇不同類型的金融機(jī)構(gòu)參與扶貧開發(fā)過程，區(qū)分政策性金融、開發(fā)性金融和商業(yè)性金融的作用范圍，在有序、有效、平穩(wěn)的原則下推動金融體制改革。(1)在人均收入處于低水平均衡的地區(qū)，對低收入者的商業(yè)性貸款不僅不符合商業(yè)銀行的信貸原則，損害股東利益，而且會使低收入者陷于更加貧困的狀態(tài)。因此，應(yīng)充分發(fā)揮政策性金融的減貧作用，一方面擴(kuò)大對低收入者金融服務(wù)的覆蓋面，廣泛開展普惠制金融;另一方面，加快非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的健康發(fā)展，開展針對低收入群體的小額信貸，使更多的低收入者享受到金融服務(wù)，彌補(bǔ)商業(yè)性金融的不足。(2)在人均收入處于跳越“貧困陷阱”的地區(qū)，要重視開發(fā)性金融功能的發(fā)揮，通過信貸融資支持，擴(kuò)大低收入者增加自身收入的渠道，使低收入者更快地達(dá)到商業(yè)金融的服務(wù)門檻。同時引導(dǎo)信貸資金流向“三農(nóng)”，加強(qiáng)金融支農(nóng)力度，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民由低水平溫飽向高水平溫飽，并進(jìn)一步向小康的轉(zhuǎn)變。(3)在人均收入處于高水平均衡的地區(qū)，要重視發(fā)揮商業(yè)性金融的作用，體現(xiàn)金融的“加速器”效應(yīng)，創(chuàng)新金融服務(wù)產(chǎn)品，加速金融深化，幫助低收入群體更好更快地脫貧致富。另外，由于西部不同區(qū)域之間收入水平存在差異，國家的信貸政策要因地制宜，在堅(jiān)持以總量調(diào)控為主的統(tǒng)一貨幣政策前提下，積極探索并實(shí)施符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況的差別化的貨幣政策工具以及優(yōu)惠信貸政策，注意不同類型金融機(jī)構(gòu)在不同地區(qū)的差異化發(fā)展，從而有效解決西部地區(qū)的貧困問題。

第二，從非金融視角來看，貧困減緩主要來自于農(nóng)村低收入者有機(jī)會移民進(jìn)入城市或者在非農(nóng)部門就業(yè)、公共服務(wù)的改善、國家政策的扶持以及國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高。在中國西部地區(qū)，貧困減緩不僅僅是通過貸款的增加，更重要的是通過大力發(fā)展二三產(chǎn)業(yè)，吸收農(nóng)業(yè)剩余勞動力，拓寬低收入者的收入來源渠道，增加收入水平降低貧困。因此，貧困減緩的關(guān)鍵在于使低收入者獲得更多的發(fā)展機(jī)會，從經(jīng)濟(jì)制度、教育制度、戶籍制度、社會保障制度等多方面采取更多的政策扶持，使其公平地獲得發(fā)展、公平地享有經(jīng)濟(jì)增長的各種成果。

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