蘇 靜

湖南文理學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖南 常德 415000

胡宗義 肖 攀

湖南大學(xué) 金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410205

一、引言及文獻(xiàn)綜述

農(nóng)村金融作為現(xiàn)代農(nóng)村經(jīng)濟(jì)資源配置的核心，不僅成為眾多發(fā)展中國(guó)家農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素和先導(dǎo)力量，而且已經(jīng)被證明是能夠緩減貧困行之有效的途徑之一。從金融發(fā)展視角探討中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展的多維減貧效應(yīng)及其特征，對(duì)于政府決策部門準(zhǔn)確判斷未來(lái)農(nóng)村金融扶貧方向，科學(xué)制定農(nóng)村金融扶貧政策有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

金融發(fā)展與貧困緩減關(guān)系的探討興起于20世紀(jì)90年代，但關(guān)于農(nóng)村金融與貧困緩減關(guān)系的研究大多內(nèi)蘊(yùn)于整體金融發(fā)展與貧困緩減關(guān)系的研究中，單獨(dú)研究農(nóng)村金融減貧效應(yīng)的文獻(xiàn)還十分有限①如不特別說(shuō)明，本文農(nóng)村金融主要是指農(nóng)村正規(guī)金融，現(xiàn)有文獻(xiàn)大致分為兩類:

第一類是農(nóng)村金融作用于農(nóng)村貧困緩解的理論研究。“貧困惡性循環(huán)理論”的提出者、發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)中資本形成理論的早期開拓者之一Nurkse(1953)［1］指出，發(fā)展中國(guó)家陷于貧困惡性循環(huán)的主要原因在于資本缺乏與資本形成嚴(yán)重不足。Ra Gaiha(1993)［2］認(rèn)為發(fā)展中國(guó)家農(nóng)村反貧困的兩大戰(zhàn)略是信貸干預(yù)和政府保險(xiǎn)計(jì)劃干預(yù)，其中專門針對(duì)農(nóng)戶的小額信貸和其他微型金融更加適合農(nóng)村貧困人口需求，有利于貧困人口收入提高和減少脆弱性。英國(guó)國(guó)際發(fā)展部(DFID，2004)［3］指出，金融服務(wù)作用于貧困緩解的直接途徑主要是通過(guò)金融部門直接向窮人提供信貸服務(wù)和儲(chǔ)蓄服務(wù)來(lái)實(shí)現(xiàn)的。但李銳和朱喜(2007)［4］等學(xué)者研究認(rèn)為，金融發(fā)展減緩貧困的效應(yīng)并不是絕對(duì)的，窮人從金融發(fā)展中得到的好處一定程度上還要受到金融市場(chǎng)條件的制約。黃建新(2008)［5］分析了非正規(guī)金融之于農(nóng)村反貧困的作用機(jī)制與制度安排，認(rèn)為農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展不論是用于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)還是非生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，都可以改善農(nóng)戶特別是貧困農(nóng)戶或低收入農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)狀況。

第二類是農(nóng)村貧困緩減與金融支持關(guān)系的實(shí)證研究。此類研究主要基于農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入和分配的關(guān)系展開。大部分學(xué)者研究認(rèn)為金融發(fā)展通過(guò)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)而促進(jìn)貧困緩減。Khandker and Rashid(2003)［6］使用大型農(nóng)村家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，利用一個(gè)兩階段模型分析了巴基斯坦農(nóng)業(yè)信貸對(duì)農(nóng)村家庭福利的影響，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)信貸有助于提高農(nóng)民家庭福利，但其給農(nóng)村富裕家庭帶來(lái)的福利遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于貧困家庭。Burgess and Pande(2005)［7］運(yùn)用印度1977～1990年農(nóng)村基層農(nóng)業(yè)信貸協(xié)會(huì)的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了窮人直接參與金融活動(dòng)對(duì)農(nóng)村貧困的影響。結(jié)果顯示，基層銀行機(jī)構(gòu)在農(nóng)村設(shè)立的數(shù)量每增加1%，農(nóng)村貧困發(fā)生率將降低0.34%。

金融發(fā)展的分配效應(yīng)與貧困緩減的關(guān)系在理論上存在分歧:以Greenwood and Jovanovic(1990)［8］為代表的學(xué)者研究認(rèn)為，金融發(fā)展與收入分配之間存在庫(kù)茲涅茨“倒U型”曲線關(guān)系。以Galor and Joseph(1993)［9］為代表的學(xué)者研究認(rèn)為，金融發(fā)展由于放松了信貸約束，使窮人有機(jī)會(huì)獲得金融服務(wù)，從而有利于降低收入分配不平等程度并促進(jìn)貧困緩解。而Maurer and Haber(2007)［10］分析認(rèn)為，雖然金融發(fā)展可促進(jìn)儲(chǔ)蓄和資本形成，但是金融深化意味著為富人提供更為周全的服務(wù)，資金主要流向富人，這勢(shì)必會(huì)加劇收入分配不平等狀況，將無(wú)益于減緩貧困。

近年來(lái)，隨著研究的深入，學(xué)者們嘗試在同一框架下系統(tǒng)探尋農(nóng)村金融發(fā)展與貧困緩減的關(guān)系。江曙霞和嚴(yán)玉華(2006)［11］分析了中國(guó)農(nóng)村民間信用緩解貧困的有效性，認(rèn)為在資金外流使得農(nóng)村反貧困形勢(shì)更加嚴(yán)峻的情況下，民間信用融資對(duì)相對(duì)貧困農(nóng)戶的減貧作用穩(wěn)中有升，民間信用融資對(duì)農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)收入、生活消費(fèi)、教育程度的改善和提高的貢獻(xiàn)是主要的，而來(lái)自銀行、信用社的貢獻(xiàn)是次要的。蘇靜等(2013)［12］研究了中國(guó)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展的多維減貧效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應(yīng)存在明顯的門檻特征，在門檻值前后，農(nóng)村金融對(duì)貧困廣度、貧困深度和貧困強(qiáng)度的影響均存在顯著差異。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)研究，給了本文很好的參考和啟示，但還有以下幾點(diǎn)可以改進(jìn):在研究視角上，即有研究多基于跨國(guó)數(shù)據(jù)或國(guó)別個(gè)案整體層面，忽略了不同國(guó)家之間以及同一國(guó)家內(nèi)部不同地區(qū)之間因各種因素導(dǎo)致的金融發(fā)展減貧效應(yīng)的差異;在研究?jī)?nèi)容上，即有研究集中于探討金融發(fā)展與貧困緩解之間的因果關(guān)系，至于金融減貧具有什么樣的特征以及具體如何實(shí)現(xiàn)等則很少涉及;在研究方法上，即有文獻(xiàn)大多在線性模型框架下展開，沒(méi)有考慮到農(nóng)村金融發(fā)展可能給農(nóng)村減貧帶來(lái)的非線性結(jié)構(gòu)影響;在貧困指標(biāo)選取上，現(xiàn)有研究大多采用收入貧困來(lái)衡量貧困水平，而貧困不僅僅表現(xiàn)為收入缺乏，還表現(xiàn)在住房條件、教育文化、醫(yī)療衛(wèi)生等其他福利享用的缺乏。鑒于此，本文擬采用1999～2011年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，在非線性框架下全面探討我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村收入、教育、醫(yī)療等多維貧困的影響及其特征，以期為中國(guó)農(nóng)村金融體制改革設(shè)計(jì)和農(nóng)村金融扶貧的深層次推進(jìn)提供更加科學(xué)的理論依據(jù)與決策參考。

二、農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的機(jī)理分析

人的貧困不僅僅是收入的貧困，也包括教育、健康、衛(wèi)生等其他客觀指標(biāo)的貧困和對(duì)福利的主觀感受的貧困，因此貧困是多維的。貧困的多維度定義意味著窮人并非同質(zhì)群體。參照Hashemi et al(1996)［13］的定義，本文將窮人的類型分為四種，即資產(chǎn)缺乏型(A)、就業(yè)機(jī)會(huì)缺少型(B)、消費(fèi)虧空型(C)、對(duì)周期性的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)震蕩表現(xiàn)出較大脆弱性型(D)。農(nóng)村金融緩減農(nóng)村貧困的途徑主要取決于農(nóng)村金融發(fā)展為何種類型的窮人提供了何種類型的幫助。

農(nóng)村金融促進(jìn)(A)類窮人和(D)類窮人貧困緩減的途徑主要基于金融減貧的直接作用機(jī)制，即農(nóng)村金融發(fā)展為他們獲得信貸和儲(chǔ)蓄服務(wù)提供了機(jī)會(huì)的窗口。信貸服務(wù)可以幫助(A)類窮人緩解資金流動(dòng)性約束，使他們有能力購(gòu)置新的固定資產(chǎn)、進(jìn)行技術(shù)改造或創(chuàng)新等，進(jìn)而增加他們的資本可獲得性、提高他們的勞動(dòng)生產(chǎn)率和預(yù)期收入、促進(jìn)他們受教育水平和健康水平的提高儲(chǔ)蓄服務(wù)可以幫助(D)類窮人積累資金、平滑消費(fèi)，抵御收入不穩(wěn)定帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn);同時(shí)直接依托金融中介將儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資，這也將間接增加和改善他們獲得其他財(cái)富的機(jī)會(huì)和能力，促進(jìn)貧困緩減。

農(nóng)村金融促進(jìn)(B)類窮人和(C)類窮人貧困緩減的途徑則主要基于金融減貧的間接作用機(jī)制，并主要通過(guò)信貸市場(chǎng)和勞動(dòng)力市場(chǎng)來(lái)實(shí)現(xiàn)。就信貸市場(chǎng)而言，窮人因初始財(cái)富和其他條件約束無(wú)法從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，而中高收入農(nóng)戶憑借初始財(cái)富和農(nóng)村金融市場(chǎng)融資，成為雇主或者小型企業(yè)家，窮人選擇成為雇傭工人。典型的(B)類和(C)類窮人將以此獲得就業(yè)機(jī)會(huì)和持續(xù)性工資收入，緩解自身就業(yè)貧困和消費(fèi)虧空狀況。并且，在農(nóng)村金融推動(dòng)中高收入農(nóng)戶財(cái)富積累的同時(shí)，信貸市場(chǎng)資金將進(jìn)一步充裕，貸款利率下降，(A)類窮人將有機(jī)會(huì)以較低的利率獲取貸款，農(nóng)村收入分配狀況無(wú)形中得到改善，貧困間接得到緩減。就勞動(dòng)力市場(chǎng)而言，農(nóng)村金融發(fā)展通過(guò)改善資本配置效率，影響社會(huì)總產(chǎn)出，這勢(shì)必將影響到勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)不同技術(shù)水平雇傭工人的需求，進(jìn)而影響收入分配。如果農(nóng)村金融發(fā)展促進(jìn)了高技術(shù)水平雇傭工人的需求，而典型的(B)類和(C)類窮人被排斥在需求之外，那么農(nóng)村金融發(fā)展將進(jìn)一步擴(kuò)大收入分配差距，農(nóng)村貧困狀況將進(jìn)一步加劇。如果農(nóng)村金融發(fā)展更多地促進(jìn)了低技術(shù)水平雇傭工人的需求，那么將使得農(nóng)村收入分配狀況得到改善。在這種情況下，(B)類窮人的就業(yè)貧困、(C)類窮人的消費(fèi)虧空乃至(D)類窮人的脆弱性都將得到有效緩減。

綜上所述，農(nóng)村金融緩減貧困直接效應(yīng)的發(fā)揮需要農(nóng)村金融發(fā)展目標(biāo)瞄準(zhǔn)窮人為前提，或者說(shuō)農(nóng)村金融制度安排以降低窮人獲取金融服務(wù)的門檻為目的;農(nóng)村金融緩減貧困間接效應(yīng)的發(fā)揮則與其表現(xiàn)的增長(zhǎng)效應(yīng)和分配效應(yīng)密不可分。因此，農(nóng)村金融對(duì)貧困緩解的影響主要取決于直接作用機(jī)制與間接作用機(jī)制的共同作用。那么，中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困緩解到底發(fā)揮了什么樣的作用?就不同的貧困維度而言，其減貧效應(yīng)是否存在差異呢?下面，本文將進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

三、模型設(shè)定、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)描述

(一)模型設(shè)定

為了分析各地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展與貧困減緩的關(guān)系，首先構(gòu)建如下線性面板模型:

其中，POVit為農(nóng)村貧困水平;FICit為農(nóng)村金融發(fā)展水平;STRj，it為其他控制變量，j表示控制變量的個(gè)數(shù)。μi為各地區(qū)間差異的非觀測(cè)效應(yīng);εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

由于(1)式并沒(méi)有考慮不同發(fā)展水平下農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)村貧困減緩效應(yīng)的差異，為考慮隨著發(fā)展水平的變化，農(nóng)村金融對(duì)貧困減緩的影響可能存在的差異，本文借鑒PSTR模型的構(gòu)建原理，將(1)式進(jìn)一步擴(kuò)展為:

其中，hz(qit;γ，c)為轉(zhuǎn)換函數(shù)，為可觀測(cè)狀態(tài)轉(zhuǎn)換變量qit的連續(xù)有界(0≤qit≤1)函數(shù)。本文旨在研究農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村減貧的非線性影響，因此選取農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展水平(FICit)作為轉(zhuǎn)換變量。γ為平滑參數(shù)也稱斜率系數(shù)，決定轉(zhuǎn)換的速度;c為轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置參數(shù)，決定轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置。如何選取hz(qit;γ，c)的邏輯函數(shù)設(shè)定形式如下:

(3)式中，m經(jīng)常取值為1或者2，表示轉(zhuǎn)換函數(shù)hz(qit;γ，c)含有的位置參數(shù)的個(gè)數(shù)。當(dāng)m=1時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)hz(qit;γ，c)含有一個(gè)位置參數(shù):

當(dāng)h1(qit;γ，c)在0－1之間連續(xù)變化時(shí)，對(duì)應(yīng)的PSTR模型(2)就在低體制和高體制之間作連續(xù)的非線性結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換。就本文而言，這種平滑轉(zhuǎn)換的經(jīng)濟(jì)意義可表述為:農(nóng)村金融發(fā)展較低水平區(qū)間(對(duì)應(yīng)h1(qit;γ，c)=0)和較高水平區(qū)間(對(duì)應(yīng)h1(qit;γ，c)=1)分別對(duì)應(yīng)著兩種不同的貧困狀態(tài)，隨著農(nóng)村金融從較低階段向較高階段發(fā)展，農(nóng)村貧困狀態(tài)表現(xiàn)出非線性的結(jié)構(gòu)變化。

當(dāng)m=2時(shí)，hz(qit;γ，c)含有兩個(gè)位置參數(shù):

(6)式中，h2(qit;γ，c1，c2)關(guān)于(c1+c2)/2對(duì)稱，并在該點(diǎn)達(dá)到最小值，所對(duì)應(yīng)的體制稱為中間體制。特別地，若qit=c或者γ→0，h1(qit;γ，c)=0.5時(shí)，PSTR模型退化為線性固定效應(yīng)模型;若γ→+∞時(shí)，PSTR模型退化為PTR模型。因此，線性固定效應(yīng)模型和PTR模型都是PSTR模型的特殊形式。

在PSTR模型(2)式中，POVit關(guān)于NFIit的邊際效應(yīng)可以表示為:

由于0≤hz(qit;γ，c)≤1，所以 eit實(shí)際上是 β0和 β1的加權(quán)平均值，系數(shù) β1為正(負(fù))，表示NFIit對(duì)POVit的影響隨著轉(zhuǎn)換變量增加而增加(減少)。

需要指出的是，在對(duì)PSTR模型進(jìn)行估計(jì)之前必須進(jìn)行檢驗(yàn)，判斷模型是否存在非線性效應(yīng)，也即檢驗(yàn)是否適合建立PSTR模型。一般通過(guò)構(gòu)造漸進(jìn)等價(jià)的LRT、LM或LMF統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行。如果檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)(H0:r=0)，則需進(jìn)一步進(jìn)行“剩余非線性效應(yīng)檢驗(yàn)”，即檢驗(yàn)是否只存在唯一一個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)(H0:r=1)，還是至少包括兩個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)(H1:r=2)。在r=2的情況下，(2)式可以表示為:

接下來(lái)，如果檢驗(yàn)再次拒絕原假設(shè)，則繼續(xù)檢驗(yàn)H0:r=2與H1:r=3，直到不能拒絕原假設(shè)H0:r=r*為止，此時(shí)r=r*則為PSTR模型包括的轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)。

(二)指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)描述

1.因變量。本文采用醫(yī)療貧困(MED)、教育貧困(STU)和收入貧困(ICM)三個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量農(nóng)村貧困水平。醫(yī)療貧困指標(biāo)采用各省(市)每千農(nóng)業(yè)人口村衛(wèi)生室人員數(shù)來(lái)表示，為逆向指標(biāo)。教育貧困指標(biāo)采用各省市不識(shí)字或者很少識(shí)字的農(nóng)村居民家庭勞動(dòng)力占農(nóng)村居民家庭勞動(dòng)力總量的比重來(lái)表示。教育貧困數(shù)據(jù)和醫(yī)療貧困數(shù)據(jù)均來(lái)自于相關(guān)年份《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。收入貧困指標(biāo)采用各省市收入低于貧困線標(biāo)準(zhǔn)的貧困人口占農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎貋?lái)表示，采用FGT貧困指數(shù)計(jì)算得到，數(shù)據(jù)來(lái)源于1999～2011年《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》和各省份統(tǒng)計(jì)年鑒中的農(nóng)民收入分組數(shù)據(jù)。

2.自變量與轉(zhuǎn)換變量。實(shí)證分析中，農(nóng)村金融發(fā)展水平(FIC)既是轉(zhuǎn)換變量也是自變量。考慮到根植于農(nóng)村開展農(nóng)村金融服務(wù)的主要金融機(jī)構(gòu)是農(nóng)村信用社，采用農(nóng)村金融相關(guān)比率(MON)和農(nóng)村金融存貸比(DEP)來(lái)全面衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平。農(nóng)村金融相關(guān)比率采用各省(市)農(nóng)村信用社存款、貸款余額之和與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重來(lái)衡量。農(nóng)村金融存貸比采用農(nóng)村信用社貸款余額與存款余額的比重來(lái)衡量。數(shù)據(jù)來(lái)源于相關(guān)年份《中國(guó)金融年鑒》、《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》。

3.其他控制變量。選取各省(市)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平(AST)、政府財(cái)政支農(nóng)水平(FSC)、和農(nóng)村勞動(dòng)力占比(LAB)作為控制變量。AST用省(市)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額與農(nóng)村國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來(lái)表示;LAB用各省(市)農(nóng)村勞動(dòng)力占農(nóng)村人口總量的比重來(lái)表示;FSC用各省(市)政府預(yù)算內(nèi)財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重來(lái)表示。由于統(tǒng)計(jì)年鑒中指標(biāo)體系的變化，本文的財(cái)政支農(nóng)數(shù)據(jù)2003～2006年為農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出和農(nóng)林水利氣象等部門的事業(yè)費(fèi)支出之和，2007～2011年為農(nóng)林水事務(wù)支出;上述數(shù)據(jù)均采用相關(guān)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了處理，分別來(lái)自于相關(guān)年份《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)財(cái)政年鑒》和《中國(guó)固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于西藏?cái)?shù)據(jù)不全，故本研究將其剔除。指標(biāo)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。實(shí)證分析時(shí)，為了克服可能存在的異方差問(wèn)題，將所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。

表1 相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)(1999～2011)

四、實(shí)證檢驗(yàn)及分析

(一)門檻檢驗(yàn)與模型選取

基于以上分析，本文構(gòu)建如下6個(gè)PSTR模型，擬分析不同發(fā)展水平下，農(nóng)村金融相關(guān)率、農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)存貸比分別對(duì)農(nóng)村醫(yī)療貧困、收入貧困和教育貧困的影響方向和影響程度。

為了判別農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村各維度貧困之間是否存在非線性關(guān)系，本文首先對(duì)相應(yīng)模型進(jìn)行線性檢驗(yàn)和剩余非線性效應(yīng)。首先在γ=0處對(duì)模型(9)～(14)進(jìn)行一階泰勒展開，將其轉(zhuǎn)換為普通的線性模型，進(jìn)而基于似然比檢驗(yàn)(Likelihood ratio，LR)計(jì)算出對(duì)應(yīng)(9)～(11)式的LRT統(tǒng)計(jì)量，如表2所示。從表2可知，模型(9)～(11)對(duì)應(yīng)的LRT統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著性水平下拒絕r=0的原假設(shè)，表明面板數(shù)據(jù)具有明顯的截面異質(zhì)性，不同發(fā)展水平下農(nóng)村金融相關(guān)率對(duì)醫(yī)療貧困、收入貧困和教育貧困的影響以及農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)存貸款轉(zhuǎn)換率對(duì)教育貧困的影響均存在明顯的非線性特征。同時(shí)，進(jìn)一步的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，模型(9)～(11)在15%的水平下均不能拒絕r=1的原假設(shè)，表明這三個(gè)模型均不存在“非線性剩余”，即均只存在一個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)，也就意味著均只存在一個(gè)位置參數(shù)，故取r=1，m=1。驗(yàn)證了非線性PSTR模型(9)～(11)設(shè)立的正確性。而模型(12)～(14)對(duì)應(yīng)的LRT統(tǒng)計(jì)量在15%的顯著性水平下均不能拒絕r=0的原假設(shè)，表明面板數(shù)據(jù)不存在明顯的截面異質(zhì)性，應(yīng)該選擇線性模型進(jìn)行估計(jì)。為此，(9)～(11)為最優(yōu)PSTR估計(jì)模型。

表2 線性檢驗(yàn)與剩余非線性效應(yīng)檢驗(yàn)

(二)估計(jì)結(jié)果與分析

采用Matlab7.0計(jì)算得到模型的估計(jì)結(jié)果如表3所示。為了進(jìn)一步確定模型估計(jì)的穩(wěn)健性和可信度，本文基于樣本跨度、宏觀波動(dòng)性、控制變量等3個(gè)方面對(duì)模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性分析，分析結(jié)果均不同程度的顯示本文的非線性估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健和可信的。為此，對(duì)表3的估計(jì)結(jié)果作如下解讀:

從(9)式的估計(jì)結(jié)果可知，農(nóng)村金融相關(guān)率對(duì)醫(yī)療貧困影響的門檻水平為 0.766(e－0.266=0.766)。在門檻值前后，其對(duì)醫(yī)療貧困的影響始終表現(xiàn)為促進(jìn)(β00＜0，β01＜ 0)①收入貧困和教育貧困均為順向指標(biāo)，而醫(yī)療貧困為逆向指標(biāo)。，并且促進(jìn)效應(yīng)隨著農(nóng)村金融發(fā)展水平的提升而逐漸增強(qiáng)(β00+β01＜ β00＜0)，表明現(xiàn)有農(nóng)村金融發(fā)展在緩減農(nóng)村醫(yī)療貧困方面沒(méi)有發(fā)揮應(yīng)有的作用，在農(nóng)村金融進(jìn)一步發(fā)展的情況下，其還將會(huì)進(jìn)一步加劇農(nóng)村醫(yī)療貧困程度。此外，模型轉(zhuǎn)換函數(shù)對(duì)應(yīng)的平滑參數(shù)為1.646，表明模型在門檻值前后轉(zhuǎn)換的速度很慢，呈現(xiàn)平滑漸進(jìn)變化趨勢(shì)(見圖1a)，這一現(xiàn)象表明，中國(guó)農(nóng)村金融在緩減醫(yī)療貧困方面的無(wú)效性是長(zhǎng)期積累并逐步形成的。進(jìn)一步根據(jù)各省市1999～2011年農(nóng)村金融發(fā)展水平的平均值，發(fā)現(xiàn)中國(guó)大部分省市實(shí)現(xiàn)了對(duì)門檻水平0.766的跨越，沒(méi)有跨越該門檻值僅有吉林、安徽、福建、湖北、廣西、海南、新疆、黑龍江8個(gè)省市。

從(10)式的估計(jì)結(jié)果可知:農(nóng)村金融相關(guān)率對(duì)收入貧困影響的門檻水平為0.916(e－0.086=0.916)，在此門檻值之前，其對(duì)收入貧困的影響表現(xiàn)為抑制(β00＜ 0)，但不顯著;跨越門檻之后，其對(duì)收入貧困的影響表現(xiàn)為顯著的抑制效應(yīng)(β00＜0，β01＜0)。表明隨著農(nóng)村金融的進(jìn)一步發(fā)展并實(shí)現(xiàn)對(duì)該門檻的跨越，農(nóng)村收入貧困將得到顯著緩減。此外，模型轉(zhuǎn)換函數(shù)的圖像對(duì)應(yīng)的平滑參數(shù)為397.660，表明模型在門檻值前后轉(zhuǎn)換的速度非?？?，趨近于簡(jiǎn)單的兩機(jī)制PTR模型(見圖1b)。進(jìn)一步根據(jù)各省市1999～2011年農(nóng)村金融發(fā)展水平的平均值，發(fā)現(xiàn)處于門檻水平［0.766，0.916)之間的省市僅有江西和湖南，但已經(jīng)實(shí)現(xiàn)對(duì)0.916門檻值跨越的省市有20個(gè)，表明農(nóng)村金融發(fā)展已經(jīng)為中國(guó)約三分之二省市的農(nóng)村貧困群體帶來(lái)了顯著的收入效應(yīng)。

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從(11)式的估計(jì)結(jié)果可知，農(nóng)村金融相關(guān)率對(duì)教育貧困影響的門檻水平為1.185(e0.171=1.185)。在門檻值之前，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)教育貧困表現(xiàn)為促進(jìn)(β00＞0)，但不顯著;跨越這一門檻之后，其對(duì)教育貧困的影響表現(xiàn)為顯著的抑制作用(β00＞0，β00+β01＜0)。而模型轉(zhuǎn)換函數(shù)對(duì)應(yīng)的平滑參數(shù)為4.679，表明模型在門檻值前后轉(zhuǎn)換的速度比較慢，呈現(xiàn)平滑漸進(jìn)變化趨勢(shì)(見圖1c)。這意味著農(nóng)村教育貧困程度將隨著農(nóng)村金融發(fā)展水平實(shí)現(xiàn)對(duì)該門檻的跨越而逐步得到緩減。同樣比照各省市1999～2011年農(nóng)村金融發(fā)展水平的平均值，發(fā)現(xiàn)處于門檻水平［0.916，1.185)之間的僅有河北、遼寧、四川、陜西、重慶、貴州6省份，而跨越門檻值1.185，在緩減農(nóng)村教育貧困方面發(fā)揮了積極效應(yīng)的省市主要有14個(gè)，即北京、天津、山西、內(nèi)蒙、上海、江蘇、浙江、山東、河南、廣東、云南、甘肅、青海、寧夏。進(jìn)一步對(duì)比發(fā)現(xiàn)，處于最低門檻水平0.766以下的省市(8個(gè))和最高門檻水平1.185以上的省市(14個(gè))共有22個(gè)，占所考察省市總量的73.33%，這表明我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應(yīng)不僅存在著區(qū)域發(fā)展的不平衡，而且呈現(xiàn)明顯的兩極分化趨勢(shì)。

從控制變量來(lái)看，對(duì)應(yīng)于門檻水平0.766、0.916、1.185前后，農(nóng)村金融貸存比結(jié)構(gòu)對(duì)醫(yī)療貧困的影響由不顯著的促進(jìn)轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的抑制;對(duì)教育貧困的影響效應(yīng)正好與之相反;對(duì)收入貧困的影響始終表現(xiàn)為抑制，但抑制效應(yīng)在跨越門檻之后有所減弱。財(cái)政農(nóng)業(yè)支出在相應(yīng)的門檻水平之前，有利于農(nóng)村收入貧困和教育貧困緩減;而固定資產(chǎn)投資只有在農(nóng)村金融發(fā)展水平實(shí)現(xiàn)對(duì)相應(yīng)門檻的跨越之后，才能在緩減農(nóng)村收入貧困、教育貧困方面發(fā)揮積極作用。此外，就對(duì)醫(yī)療貧困的影響而言，固定資產(chǎn)投資在相應(yīng)金融發(fā)展門檻之前能為其帶來(lái)顯著的抑制效應(yīng)，而財(cái)政農(nóng)業(yè)支出在門檻前后均不能有效促進(jìn)醫(yī)療貧困的緩減。

五、結(jié)論與啟示

本文運(yùn)用面板平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR)對(duì)中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展減貧效應(yīng)的門檻特征進(jìn)行了識(shí)別與實(shí)證，研究發(fā)現(xiàn):農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村醫(yī)療貧困、收入貧困和教育貧困的影響均存在顯著的門檻特征。在門檻水平前后，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)醫(yī)療貧困的影響始終表現(xiàn)為促進(jìn)，并且促進(jìn)效應(yīng)隨著農(nóng)村金融發(fā)展水平的提升而逐漸增強(qiáng);中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應(yīng)不僅存在著區(qū)域發(fā)展的不平衡，而且呈現(xiàn)兩極分化趨勢(shì):隨著農(nóng)村金融發(fā)展水平的提高，農(nóng)村金融貸存比結(jié)構(gòu)對(duì)醫(yī)療貧困的影響由促進(jìn)轉(zhuǎn)變?yōu)橐种?，?duì)教育貧困的影響效應(yīng)正好與之相反，對(duì)收入貧困的影響始終表現(xiàn)為抑制，但抑制效應(yīng)在跨越門檻之后有所減弱。財(cái)政農(nóng)業(yè)支出在相應(yīng)的門檻水平之前，有利于農(nóng)村收入貧困和教育貧困緩減。而固定資產(chǎn)投資只有在農(nóng)村金融發(fā)展水平實(shí)現(xiàn)對(duì)相應(yīng)門檻的跨越之后，才能在緩減農(nóng)村收入貧困、教育貧困方面發(fā)揮積極作用。此外，就對(duì)醫(yī)療貧困的影響而言，固定資產(chǎn)投資在金融發(fā)展門檻之前能為其帶來(lái)顯著的抑制效應(yīng)，而財(cái)政農(nóng)業(yè)支出在門檻前后均不能有效促進(jìn)醫(yī)療貧困的緩減。

本文的研究結(jié)論，為推動(dòng)中國(guó)農(nóng)村金融多方面緩解農(nóng)村貧困提供了有益的政策啟示:首先，對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展與貧困緩減之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)應(yīng)跳出線性分析范式，關(guān)注農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村貧困緩解之間的“門檻效應(yīng)”，適當(dāng)根據(jù)農(nóng)村金融發(fā)展的不同階段來(lái)合理配置其他金融資源，以更加有效地促進(jìn)農(nóng)村金融扶貧的深層次推進(jìn)。第二，在正在推進(jìn)的農(nóng)村金融深化改革進(jìn)程中，應(yīng)加快農(nóng)村金融配套體系建設(shè)，構(gòu)建多元化農(nóng)村金融扶貧模式，推動(dòng)金融服務(wù)面在農(nóng)村地區(qū)的全面拓展，充分釋放農(nóng)村金融在緩減收入貧困、教育貧困等方面的積極效應(yīng)。第三，農(nóng)村醫(yī)療貧困乃至其他方面貧困的緩減問(wèn)題也應(yīng)一并進(jìn)入政策層的決策視野，就當(dāng)前而言，有必要進(jìn)一步挖掘農(nóng)村金融無(wú)益于醫(yī)療貧困緩減的深層次原因，盡快就農(nóng)村金融緩減農(nóng)村醫(yī)療貧困問(wèn)題做出長(zhǎng)遠(yuǎn)規(guī)劃和具體部署。第三，基于農(nóng)村金融發(fā)展減貧效應(yīng)的區(qū)域不平衡性，應(yīng)強(qiáng)化對(duì)農(nóng)村金融扶貧薄弱地區(qū)的金融支持，糾正這些地區(qū)扶貧貸款瞄準(zhǔn)偏差，擴(kuò)大金融扶貧項(xiàng)目覆蓋面，逐步化解區(qū)域農(nóng)村金融扶貧兩級(jí)分化趨勢(shì)。第四，鑒于在農(nóng)村金融發(fā)展的相對(duì)低水平區(qū)間財(cái)政扶貧成效顯著，而在農(nóng)村金融發(fā)展相對(duì)高水平區(qū)間財(cái)政扶貧效應(yīng)不再持續(xù)的現(xiàn)象，有必要適當(dāng)調(diào)整區(qū)域農(nóng)村財(cái)政扶貧規(guī)模和結(jié)構(gòu)，將有限的財(cái)政扶貧資源向金融扶貧薄弱地區(qū)傾斜，以提高財(cái)政扶貧效率并確保財(cái)政扶貧項(xiàng)目資金效益最大化。

［1］Nurkse，Ragnar，1953.Problems of Capital Formation in Underdeveloped Countries，London:Oxford U-niversity Press.

［2］Gaiha，Raghav，1993.Design of Poverty Alleviation Strategy in Rural Areas，Rome:Food and Agriculture Organization of the United Nations.

［3］Team D F S.，2004.The Importance of Financial Sector Development for Growth and Poverty Reduction，Department for Interna － tional Development，Policy Division Working Paper.

［4］李銳，朱喜.農(nóng)戶金融抑制及其福利損失的計(jì)量分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2007(2).

［5］黃建新.論非正規(guī)金融之于農(nóng)村反貧困的作用機(jī)制與制度安排［J］.現(xiàn)代財(cái)經(jīng):天津財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào)，2008(5).

［6］Khandker，Shahidur，R and Rashid R.Faruqee，2003.The Impact of Farm Credit in Pakistan，Agricultural Economics，Vol.28，No.3:197－213.

［7］Burgess，Robin and Pande，Rohini，2005.Can Rural Banks Reduce Poverty?Evidence from the Indian Social Banking Experiment，American Economic Review，Vol.95，No.3:780－795.

［8］Greenwood，Jeremy and Jovanovic Boyan，1990.Financial Development，Growth and the Distribution of Income，Journal of Political Economy，Vol.98，No.5:1067－1107.

［9］Galor，Oded and Joseph，Zeira，1993.Income Distribution and Macroeconomics，Review of Economic Studies，Vol.60，No.1:35－52.

［10］Maurer，Noel and Haher，Stephen，2007.Related Lending and Economic Performance:Evidence from Mexico，Journal of Economic History，Vol.67，No.3:551－581.

［11］江曙霞，嚴(yán)玉華.中國(guó)農(nóng)村民間信用緩解貧困的有效性分析［J］.財(cái)經(jīng)研究，2006(10).

［12］蘇靜，胡宗義，唐李偉.農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展減貧效應(yīng)的門檻特征與地區(qū)差異［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2013(7).

［13］Hashemi S M.，Schuler S R.，and Riley A P.，1996.Rural Credit Programs and Women＇s Empowerment in Bangladesh，World Development，Vol.24，No.4:635 －653.