■ 韓悅 仲深 博士（哈爾濱商業(yè)大學(xué)金融學(xué)院 哈爾濱 150028）

引言

改革開放以來，我國農(nóng)村貧困人口從1978年的2.5億人，下降到2011年的2509.16萬人，平均每年減少702.84萬人，貧困發(fā)生率從1978年30.7%下降到2010年2.8%，年平均下降約0.845%。雖然我國在減輕農(nóng)村貧困中取得了巨大的成就，但是我國農(nóng)村深層次減貧的進(jìn)程中仍面臨諸多瓶頸和制約，如貧困減緩速度逐年降低、農(nóng)民融資的難度在加大等。董曉林、王娟（2004）研究表明金融支持對(duì)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長具有推動(dòng)作用，金融支持的主要作用途徑是信貸服務(wù)。Aghion、Bolton（1997）和Geda（2006）研究表明信貸服務(wù)的可獲取性直接影響農(nóng)民能否擺脫貧困。在我國農(nóng)民獲取資金主要途徑是政府的財(cái)政補(bǔ)貼、正規(guī)金融的銀行信貸以及非正規(guī)金融的民間借貸等。一方面政府的財(cái)政補(bǔ)貼數(shù)量有限，一方面由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面臨著較大的風(fēng)險(xiǎn)，正規(guī)金融的銀行難以提供完全的資金支持（胡宗義等，2013）。那么非正規(guī)金融的民間借貸能夠發(fā)揮多大作用呢？目前，我國農(nóng)村非正規(guī)金融迅猛發(fā)展，其在融資時(shí)的信息甄別、成本降低等方面的優(yōu)勢(shì)得到廣泛認(rèn)可（邵傳林，2012）；由于信息不對(duì)稱造成的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)可能是非正規(guī)金融存在的一個(gè)最根本的原因（林毅夫，2003）。那么具有以上優(yōu)勢(shì)的非正規(guī)金融能否降低農(nóng)民獲取信貸的難度，能否在減輕農(nóng)村地區(qū)貧困上起到作用呢？為此，本文選取2005—2011年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，從實(shí)證的角度來檢驗(yàn)我國農(nóng)村非正規(guī)金融在減緩貧困中的效應(yīng)。

文獻(xiàn)綜述

農(nóng)村金融發(fā)展在減輕貧困方面的作用途徑分為兩類：一類是，農(nóng)村金融的發(fā)展通過影響窮人對(duì)信貸產(chǎn)品以及信貸服務(wù)的可獲取性能夠直接減少貧困人口數(shù)量和增加貧困人口的收入，即直接效應(yīng)。Banerjee和Newman（1993）與Aghion和Bolton（1997）認(rèn)為，信貸產(chǎn)品及服務(wù)的可獲得程度直接影響窮人是否有能力投資于新技術(shù)，能否接受高水平教育，進(jìn)而直接影響其能否擺脫貧困。Geda等（2006）采用埃塞俄比亞1994—2000年城市和農(nóng)村的家庭數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果顯示相對(duì)貧困家庭的信貸服務(wù)獲取能夠緩解其貧困狀況。

另一類是，農(nóng)村金融發(fā)展通過影響經(jīng)濟(jì)增長、收入分配進(jìn)而作用于貧困的減緩，即間接效應(yīng)。Dollar和Kraay（2001）采用40年間80個(gè)國家面板數(shù)據(jù)研究結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長有利于貧困減緩。Beck（2004）采用國別數(shù)據(jù)研究結(jié)果顯示隨著金融的不斷深化和發(fā)展，貧困人口的收入增長快于國民收入的增加，金融發(fā)展可以縮小收入差距減緩貧困。Jeanneney和Kpodar（2011）研究表明金融發(fā)展促進(jìn)國民收入的增加，進(jìn)而增加貧困人口收入的流動(dòng)性比率。然而對(duì)于金融發(fā)展的收入分配效應(yīng)能否緩解貧困，學(xué)術(shù)界尚未達(dá)成一致。崔艷娟和孫剛（2012）研究發(fā)現(xiàn)由于金融服務(wù)成本等限制，金融發(fā)展對(duì)減緩貧困的影響呈現(xiàn)出先惡化后改善的結(jié)果。

綜合以上兩種途徑，農(nóng)村金融無論是通過直接效應(yīng)還是通過間接效應(yīng)促進(jìn)貧困減輕，最根本的途徑是要增加農(nóng)民的收入。大量的研究表明信貸的可獲得性對(duì)農(nóng)民收入的影響是正向的（宮建強(qiáng)，2008）。部分學(xué)者從農(nóng)村金融體制不健全、信息不對(duì)稱的角度闡明非正規(guī)金融才是解決農(nóng)村信貸可獲取問題的重要途徑，其中包括：江曙霞（2006）認(rèn)為農(nóng)村金融體制不健全，使得正規(guī)金融與“三農(nóng)”漸行漸遠(yuǎn)。林毅夫和孫希芳（2005）認(rèn)為只有便于獲取和處理“軟信息”的非正規(guī)金融才能夠克服中小企業(yè)融資難的問題；崔慧霞（2005）認(rèn)為農(nóng)村非正規(guī)金融的存在對(duì)于降低代理成本、減少內(nèi)部人員控制、減少道德風(fēng)險(xiǎn)具有重要作用。然而在麥金農(nóng)和肖（1973）的分析框架里非正規(guī)金融是一種效率低下的融資安排。

綜上所述，無論是直接效應(yīng)還是間接效應(yīng)，無論是正規(guī)金融還是非正規(guī)金融，哪一種金融制度才能夠更好地促使農(nóng)民收入有所增長進(jìn)而降低貧困發(fā)生率，不同的學(xué)者有不同的觀點(diǎn)。從以上文獻(xiàn)綜述可以得出，關(guān)于金融發(fā)展的減貧效應(yīng)分析還有進(jìn)一步分析的空間：第一，部分學(xué)者在考察金融減貧的效果時(shí)基于跨國數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，忽略了國家間各種因素的差異性；第二，在研究方法上，國內(nèi)學(xué)者在研究農(nóng)村金融發(fā)展與減緩貧困關(guān)系的過程中多采用時(shí)間序列分析、向量自回歸模型以及誤差修正模型進(jìn)行實(shí)證分析?；诖?，本文將著眼于我國農(nóng)村地區(qū)，采用2005—2011年省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型探討我國非正規(guī)金融發(fā)展的減貧效應(yīng)，深入研究我國非正規(guī)金融在減貧工作中的作用，從而為政府提供決策依據(jù)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 主要變量相關(guān)性分析

樣本選取和描述性統(tǒng)計(jì)

（一）樣本選取

本文選取的數(shù)據(jù)是26個(gè)省市2005—2011年的年度面板數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)182個(gè)。由于北京、上海、天津、西藏統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的缺失，本文僅考慮除以上四個(gè)地區(qū)以外的26個(gè)?。ㄖ貞c并入四川）。

1.被解釋變量。本文采用農(nóng)村貧困廣度H作為衡量農(nóng)村貧困程度的指標(biāo)，貧困廣度即貧困發(fā)生率，用農(nóng)村貧困人口與農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎祦肀硎尽?/p>

2.解釋變量。本文的主要解釋變量是非正規(guī)金融發(fā)展水平INF，用農(nóng)村農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資資金來源中的自籌資金及其他資金之和與農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)總值之比來表示。

3.控制變量。本文選取正規(guī)金融FIC作為控制變量，用農(nóng)村農(nóng)戶投資資金來源中的國內(nèi)貸款和非農(nóng)戶的投資資金來源中的國家預(yù)算內(nèi)資金、國內(nèi)貸款、利用外資部分之和與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值之比表示；選取財(cái)政支農(nóng)FCE作為控制變量，用預(yù)算內(nèi)財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值之比表示；選取受教育程度STU作為控制變量，用不識(shí)字或很少識(shí)字農(nóng)村居民家庭勞動(dòng)力與農(nóng)村居民家庭勞動(dòng)力總量之比來表示；選取農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平EMP作為控制變量，用農(nóng)村就業(yè)人口與農(nóng)村總?cè)丝谥缺硎荆贿x取農(nóng)村固定投資水平INV作為控制變量，用農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值之比表示。

（二）主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)，包括除西藏、北京、天津、上海等26個(gè)省、自治區(qū)2005—2011年的數(shù)據(jù)。

表1的數(shù)據(jù)顯示，被解釋變量貧困廣度的平均值為5.9%，最大值是30.69%，最小值為0.61%；主解釋變量非正規(guī)金融發(fā)展水平INF的平均值為0.2868，最大值為1.4085，最小值為0.0427；控制變量中，正規(guī)金融發(fā)展水平FIC平均值為0.0437，最大值為0.2931，最小值為0.0018，可以看出正規(guī)金融發(fā)展水平在不同省份是存在差異的，而且從平均值來看，非正規(guī)金融的發(fā)展水平是正規(guī)金融發(fā)展水平的7倍之多；財(cái)政支農(nóng)水平FCE平均值為0.1011，最大值為0.4538，最小值為0.011，受教育程度STU平均水平為6.7721，最大值為24.1000，最小值為0.7000，農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平EMP平均值為0.5302，最小值為0.4082，最大值為0.6277，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平INV平均值為0.3528，最大值為1.8237，最小值為0.0509；通過以上分析，可以看出我國各省之間農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展非常不平衡，導(dǎo)致上述解釋變量存在較大差異。

表2為解釋變量的相關(guān)性分析，結(jié)果表明貧困發(fā)生率H與非正規(guī)金融發(fā)展水平INF、正規(guī)金融發(fā)展水平FIC、財(cái)政支農(nóng)水平FCE和農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著負(fù)相關(guān)，與受教育程度STU顯著正相關(guān)，與固定資產(chǎn)投資 水平INV相關(guān)關(guān)系不顯著。

實(shí)證分析

本節(jié)在控制省級(jí)正規(guī)金融發(fā)展水平、財(cái)政支農(nóng)水平、受教育程度、農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平以及固定資產(chǎn)投資水平的基礎(chǔ)上，著重研究非正規(guī)金融對(duì)我國農(nóng)村貧困減緩所起到的作用。經(jīng)過豪斯曼檢驗(yàn)（Hausman test），樣本數(shù)據(jù)應(yīng)采用固定效應(yīng)（fixed effect）模型進(jìn)行多元回歸分析。計(jì)量模型如下：

其中，Hit表示第i省份在第t年的農(nóng)村貧困發(fā)生率；Infit表示第i省份在第t年的非正規(guī)金融發(fā)展水平；Conit表示控制變量，包括正規(guī)金融發(fā)展水平Finit、財(cái)政支農(nóng)水平Fceit、受教育程度Stuit、農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平Empit、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平Invitit，μit表示誤差項(xiàng)，εi為地區(qū)固定效應(yīng)。

對(duì)模型（1）進(jìn)行雙向固定效應(yīng)估計(jì)，檢驗(yàn)時(shí)間變量的聯(lián)合顯著性，得到的p值為0.07，接受無時(shí)間效應(yīng)的原假設(shè)，因此本文采用固定效應(yīng)模型僅需要控制地區(qū)固定效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果如表3。

表3前兩列的估計(jì)結(jié)果顯示非正規(guī)金融發(fā)展水平與貧困發(fā)生率負(fù)相關(guān)，非正規(guī)金融發(fā)展水平每增加1個(gè)單位會(huì)帶來貧困發(fā)生率下降7.7%，說明非正規(guī)金融發(fā)展水平越高越有利于降低貧困。當(dāng)正規(guī)金融作為控制變量加入模型后，非正規(guī)金融發(fā)展水平每增加1個(gè)單位會(huì)帶來貧困發(fā)生率下降4.1%，而正規(guī)金融發(fā)展水平每增加1個(gè)單位會(huì)帶來貧困發(fā)生率下降51.2%，表明非正規(guī)金融和正規(guī)金融的發(fā)展均有利于減輕農(nóng)村貧困，只是在作用程度上不同，正規(guī)金融的減貧效應(yīng)顯著強(qiáng)于非正規(guī)金融。

表3 農(nóng)村非正規(guī)金融對(duì)貧困廣度的影響程度

表3的第三列到第六列的估計(jì)結(jié)果顯示非正規(guī)金融發(fā)展水平與貧困發(fā)生率存在著顯著正向相關(guān)關(guān)系，表明逐一加入控制變量財(cái)政支農(nóng)水平、受教育程度、農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平后，非正規(guī)金融減貧效應(yīng)為負(fù)。其中，第三列的估計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)財(cái)政支農(nóng)水平作為控制變量加入模型后，非正規(guī)金融發(fā)展水平每增加1個(gè)單位會(huì)帶來貧困發(fā)生率增加4.5%，財(cái)政支農(nóng)水平、正規(guī)金融發(fā)展水平每增加1單位會(huì)帶來貧困發(fā)生率下降35.3%、31.4%，表明財(cái)政支農(nóng)對(duì)非正規(guī)金融的減貧效應(yīng)是有影響的，正規(guī)金融的發(fā)展和財(cái)政支農(nóng)均有利于減輕農(nóng)村貧困。第四列的估計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平作為控制變量加入模型后，非正規(guī)金融發(fā)展水平每增加1個(gè)單位會(huì)帶來貧困發(fā)生率增加5.5%，財(cái)政支農(nóng)水平、正規(guī)金融發(fā)展水平、農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平每增加1單位會(huì)帶來貧困發(fā)生率下降38.2%、25.7%、45.1%，表明非正規(guī)金融的減貧效應(yīng)為負(fù)，而農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平、正規(guī)金融和財(cái)政支農(nóng)的發(fā)展有利于減輕貧困。

對(duì)比第3列和第4列的結(jié)果，正規(guī)金融發(fā)展水平的減貧效應(yīng)由35.3%上升到38.2%，表明農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平會(huì)影響到正規(guī)金融的減貧效應(yīng)，這也印證了當(dāng)農(nóng)民進(jìn)入工廠成為農(nóng)民工，其收入來源主要是工資性收入后，更容易從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得貸款，從而降低貧困發(fā)生率（曲小剛等，2014）這一觀點(diǎn)。當(dāng)剔除模型4里的財(cái)政支農(nóng)水平后，非正規(guī)金融的減貧效應(yīng)由負(fù)變正，說明財(cái)政支農(nóng)水平的增加是影響非正規(guī)金融減貧效應(yīng)由正變負(fù)的主要原因。

分析結(jié)果表明，非正規(guī)金融的減貧效應(yīng)是不斷變化的，當(dāng)正規(guī)金融不能為農(nóng)戶提供服務(wù)時(shí)，非正規(guī)金融的減貧效應(yīng)是有效的；當(dāng)正規(guī)金融能夠?yàn)檗r(nóng)戶提供服務(wù)與支持時(shí)，二者對(duì)于減輕貧困的作用也是十分顯著地，這也印證了農(nóng)村正規(guī)金融與非正規(guī)金融垂直合作在一定約束條件下可以提高農(nóng)村正規(guī)金融、非正規(guī)金融和農(nóng)戶的期望收益（范香梅等，2013）這一觀點(diǎn)。當(dāng)非正規(guī)金融、正規(guī)金融、財(cái)政支農(nóng)同時(shí)為減輕農(nóng)村貧困提供服務(wù)與支持時(shí)，非正規(guī)金融水平越高，貧困發(fā)生率越高，這也印證了政府的財(cái)政支出阻礙了非正規(guī)金融發(fā)展的速度，并且中國正規(guī)金融部門的金融資源對(duì)非正規(guī)金融部門存在泄露效應(yīng)（Susan，2009）這一觀點(diǎn)。可能的原因在于：第一，當(dāng)農(nóng)民可以從正規(guī)金融、以及財(cái)政補(bǔ)貼中獲得資金時(shí)，考慮到資金使用成本，非正規(guī)金融的作用就不再那么明顯了。具體來說，非正規(guī)金融最為主要的形式是民間借貸，其成本遠(yuǎn)高于正規(guī)金融，對(duì)于貧困的地區(qū)，他只會(huì)使貧困的人口更多；第二，財(cái)政支農(nóng)水平嚴(yán)重負(fù)向影響到非正規(guī)金融的減貧效應(yīng)，這也印證了政府一味大規(guī)模擴(kuò)大財(cái)政支農(nóng)支出來促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策未必時(shí)刻有效，整合財(cái)政支農(nóng)與金融支農(nóng)兩股力量，促進(jìn)財(cái)政支農(nóng)與金融支農(nóng)的有效互動(dòng)，才能夠從根本上提高總體支農(nóng)資金配置效率（胡宗義等，2014）這一觀點(diǎn)，也說明我國的財(cái)政支農(nóng)、非正規(guī)金融、正規(guī)金融在促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的過程中是需要相互協(xié)調(diào)的。

結(jié)論

本文在已有的理論和實(shí)證研究基礎(chǔ)之上，利用我國2005-2011年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了農(nóng)村非正規(guī)金融的發(fā)展是否具有減貧效應(yīng)。得到如下結(jié)論：第一，非正規(guī)金融的減貧效應(yīng)是不穩(wěn)定的，隨著控制變量的逐一加入，非正規(guī)金融發(fā)展水平與貧困發(fā)生率的關(guān)系由負(fù)變正，非正規(guī)金融的減貧效應(yīng)容易受到正規(guī)金融發(fā)展水平、財(cái)政支農(nóng)水平、農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平等因素的影響；第二，正規(guī)金融呈現(xiàn)出的減貧效應(yīng)非常顯著，隨著其他控制變量的加入，正規(guī)金融的減貧效應(yīng)非但沒有受到影響，反而其作用更加突出；第三，財(cái)政支農(nóng)水平呈現(xiàn)出的減貧效應(yīng)是穩(wěn)定的，并且對(duì)非正規(guī)金融的減貧效應(yīng)產(chǎn)生極大的影響，使其減貧效應(yīng)有正變負(fù)，可以看出非正規(guī)金融的發(fā)展與政府的財(cái)政支農(nóng)水平是密切相關(guān)的；第四，農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平的減貧效應(yīng)是顯著的，而且當(dāng)它作為控制變量加入時(shí)，正規(guī)金融的減貧效應(yīng)更加突出。

本文的研究結(jié)論為推進(jìn)我國農(nóng)村貧困減緩工作提供了有益的政策啟示：第一，給予農(nóng)村非正規(guī)金融更清晰地發(fā)展定位與政策的支持，合理推進(jìn)非正規(guī)金融的發(fā)展；第二，進(jìn)一步推進(jìn)我國農(nóng)村正規(guī)金融的發(fā)展，加快正規(guī)金融的改革步伐，使其能夠?yàn)檗r(nóng)村的貧困減緩工作提供更有效的金融服務(wù)與支持；第三，政府一方面要對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展給予補(bǔ)貼和扶持，同時(shí)要兼顧財(cái)政支農(nóng)與金融支農(nóng)二者之間的關(guān)系，找到最優(yōu)結(jié)構(gòu)，就可以更好地起到減緩農(nóng)村貧困的作用；第四，鑒于農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平有利于減緩農(nóng)村貧困，政府可以通過各種途徑加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民的技術(shù)和上崗的培訓(xùn)，提高農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)水平。

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