耿慶峰,潘長(zhǎng)風(fēng),李昊澤

(1. 閩江學(xué)院 新華都商學(xué)院,福建 福州 350121; 2. 海西財(cái)政與金融發(fā)展研究中心,福建 福州 350121))

一、引言

隨著改革開放進(jìn)程的深化，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展增長(zhǎng)迅速，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的記錄數(shù)據(jù)，我國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值從1978年的0.37萬億元增長(zhǎng)到2016年的74.41萬億元，達(dá)到了202.21倍的增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)總量次于美國(guó)排世界第二位[1]。經(jīng)濟(jì)發(fā)展使人民收入水平明顯提高，推動(dòng)了我國(guó)扶貧事業(yè)的發(fā)展。根據(jù)2010年，我國(guó)貧困標(biāo)準(zhǔn)，我國(guó)農(nóng)村貧困發(fā)生率由1978年的97.5%減少到2016年的4.5%，貧困人口減少了7.3億，取得了舉世公認(rèn)的巨大成就。城鄉(xiāng)居民收入也在不斷提高，城鎮(zhèn)居民可支配收入從1978年的343元到2015年的31790元，實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)92.68倍，農(nóng)村居民純收入由1978年的133元增長(zhǎng)到2015年的10772元，實(shí)現(xiàn)了80.99倍的增長(zhǎng)。但是，因?yàn)槲覈?guó)地域幅員廣闊，自然、人才等資源有著分割的二元結(jié)構(gòu)，仍然存在著突出的貧困問題[2]。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的公告顯示，我國(guó)目前仍存在著4335萬的貧困人口，我國(guó)的扶貧工作依舊任重而道遠(yuǎn)。解決貧困人口的貧困問題，縮小城鄉(xiāng)差距，實(shí)現(xiàn)共同富裕，是實(shí)現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興夢(mèng)的重要一環(huán)。另外，貧困地區(qū)的中小企業(yè)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力較為單薄，地區(qū)金融業(yè)發(fā)展水平也較低，農(nóng)村地區(qū)更是存在金融機(jī)構(gòu)覆蓋率低等問題，這在一定程度上都嚴(yán)重制約了我國(guó)扶貧事業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展。金融發(fā)展能不能有效破解扶貧問題？金融發(fā)展的扶貧效應(yīng)如何？這些都是值得研究的問題。本研究對(duì)中外學(xué)者相關(guān)研究進(jìn)行了梳理分析，并通過選取1978-2016年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)金融發(fā)展的扶貧效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證，研究結(jié)論為我國(guó)制定扶貧政策具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

二、金融發(fā)展與貧困問題的相關(guān)理論

(一)金融發(fā)展對(duì)扶助貧困的間接影響

金融發(fā)展對(duì)貧困的間接影響主要是通過對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來表現(xiàn)。有大量實(shí)證研究表明金融發(fā)展能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。金融發(fā)展深化可以推進(jìn)科技發(fā)展技術(shù)進(jìn)步，促進(jìn)資源的有效配置，使公司的治理提高，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的管理能力提高，從而增加整個(gè)金融體系的質(zhì)量，這些功能作用將直接影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展、收入分配，金融機(jī)構(gòu)提供金融服務(wù)的能力，對(duì)居民的收入和生活水平產(chǎn)生重要影響[3]。Ranian和Zingales(2003)注意到健康的金融體系可以成為一個(gè)強(qiáng)有力的反壟斷工具，有利于新出現(xiàn)的競(jìng)爭(zhēng)者打破現(xiàn)有企業(yè)壟斷，同時(shí)有助于貧困家庭和小規(guī)模生產(chǎn)者脫離被剝削的境地[4]。

由國(guó)外的研究表明，很多國(guó)家在長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致收入分配惡化，收入差距擴(kuò)大化，會(huì)減弱經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來的緩解貧困的作用。高收入人群會(huì)有更多的渠道接受經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的益處從而獲取更多的收入，而低收入相對(duì)獲得較少的收益。由于收入分配不會(huì)急劇惡化，所以貧困人口仍舊能從中得到一定的收益，對(duì)貧困有一定的減緩作用。

金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是相輔相成的，金融發(fā)展所形成的穩(wěn)定具有一定抗風(fēng)險(xiǎn)能力的市場(chǎng)會(huì)吸引更多的資金進(jìn)入，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)使得居民的收入增加，有更多的資金進(jìn)行投資理財(cái)類活動(dòng)，對(duì)于金融服務(wù)的需求增加，也會(huì)促進(jìn)金融的進(jìn)步和發(fā)展，使金融體系更加健全穩(wěn)定。

經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)對(duì)于扶貧的效果有兩方面的認(rèn)識(shí)：一是由Dollar提出的“涓流效應(yīng)”，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來的收入增加會(huì)通過高收入階層自然得向低收入貧困階層傳遞[5]。雖然貧困階層所收到的益處總小于高收入階層，但隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)貧困會(huì)逐漸減少。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)使經(jīng)濟(jì)更有活力，促使企業(yè)進(jìn)行更多的生產(chǎn)投資活動(dòng)，為政府貢獻(xiàn)更多的財(cái)政收入。也會(huì)創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位，為貧困群體緩解就業(yè)問題。增加的政府財(cái)政收入還會(huì)為政府提供資金，對(duì)貧困人口制定政策來使貧困人口獲益。二是由Kakwani提出的“親貧經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)”，該效應(yīng)支持者認(rèn)為通過間接的經(jīng)濟(jì)發(fā)展減緩貧困，不如使貧困人口參與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中來直接獲取收益來減緩貧困[6]。政府應(yīng)制定偏向于貧困人口的發(fā)展戰(zhàn)略，使其能從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中獲得更多的收益，從而減小貧富差距。

綜上所述，金融發(fā)展對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)提高整體的收入水平、創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)、改善收入分配情況，從而為貧困減緩提供積極效應(yīng)，政府支出及政策實(shí)施也對(duì)于貧困人口生活收入的改善有重要作用[7]。

(二)金融發(fā)展對(duì)扶助貧困的直接影響

金融發(fā)展通過資本來對(duì)貧困產(chǎn)生直接影響。亞當(dāng)斯密在《國(guó)富論》中曾指出影響國(guó)民產(chǎn)出的因素有資本積累和社會(huì)的分工。資本的積累對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要意義[8]。李嘉圖認(rèn)為資本是一種間接的勞動(dòng)，是實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)的動(dòng)力。英國(guó)的哈羅德和美國(guó)的多馬提出的增長(zhǎng)模型發(fā)現(xiàn)，在資本和產(chǎn)出比不變時(shí)，儲(chǔ)蓄比率決定了產(chǎn)出的增長(zhǎng)。故只有資本在穩(wěn)定形成時(shí)，才能有經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。此處從金融服務(wù)，金融體系來衡量資本在扶助貧困的作用[9]。

從金融服務(wù)的角度來看，金融發(fā)展能夠促進(jìn)金融服務(wù)能力提高，一是金融發(fā)展緩解了信息不對(duì)稱的情況，使居民可以獲得更多貸款渠道以提供貧困人口獲得足以保障其生活的資金。二是通過儲(chǔ)蓄功能，為貧困人口提供利息收入，增加可支配收入。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期階段，社會(huì)貸款資金稀少，需要較高的成本來獲取資金，貧困人口由于缺乏基本的資本，以及缺乏抵押物來獲取貸款。并且，信息不對(duì)稱現(xiàn)象嚴(yán)重，約束了窮人的融資能力。所以難以改善其生活質(zhì)量，脫離貧困。金融發(fā)展降低了交易成本，增加了各種金融機(jī)構(gòu)，國(guó)有商業(yè)銀行分行網(wǎng)點(diǎn)，農(nóng)村信用社，使貧困人口能夠減少信貸約束的情況，獲得了更多的融資機(jī)會(huì)。也有研究者認(rèn)為存在著“渠道效應(yīng)”，即無論信息對(duì)稱情況是否影響到貧困人口的貸款情況，金融發(fā)展都能通過儲(chǔ)蓄的方式為貧困人口增加收入，減緩貧困情況。

從金融體系角度看，其直接作用于扶貧是通過金融發(fā)展水平對(duì)于國(guó)家或地區(qū)貧困問題產(chǎn)生的影響。由于金融體系的發(fā)展對(duì)于貧困的影響的具有滯后作用，在金融發(fā)展水平較高的國(guó)家，其緩解貧困的效率要明顯高于發(fā)展水平低的國(guó)家。因?yàn)樵诔跗诮鹑诎l(fā)展的水平較低，持有資金的集團(tuán)可以滿足生產(chǎn)的需求，并且可以與銀行建立合作關(guān)系獲取資金，而貧困人口則不行。金融發(fā)展水平的提高，使金融機(jī)構(gòu)能夠承受更低的成本向外貸款，為貧困人口獲取貸款提供機(jī)會(huì)。也有理論認(rèn)為是大型金融機(jī)構(gòu)為了獲取更多金融發(fā)展的益處，所以擴(kuò)大其業(yè)務(wù)范圍，創(chuàng)造更多的收益來源。從而將業(yè)務(wù)擴(kuò)展到貧困人口，達(dá)到了減緩貧困的作用。金融發(fā)展還會(huì)通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)來扶助貧困，由于金融機(jī)構(gòu)提供了更多資金，使更多公司加入到各個(gè)行業(yè)中，增加了就業(yè)崗位，也為貧困人口提供了就業(yè)機(jī)會(huì)。

也有學(xué)者認(rèn)為發(fā)展中國(guó)家的金融體系還不夠完善，金融發(fā)展程度低，將資金大量借貸給貧困人口會(huì)降低資金的利用效率，扭曲資金配置，不能緩解貧困情況。但從Inoue和Hamori(2010)在對(duì)印度農(nóng)村數(shù)據(jù)進(jìn)行研究后得到金融發(fā)展對(duì)于貧困減緩具有積極效應(yīng)的結(jié)論，對(duì)其進(jìn)行了反駁[10]。

三、金融發(fā)展的扶貧效應(yīng)實(shí)證分析

(一)模型構(gòu)建

本文選取金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配四個(gè)角度作為扶助貧困的解釋變量。提出下列基本模型如式(1)：

POV=f(FS,FE,RGP,IG)

(1)

其中POV是貧困水平，F(xiàn)S是金融發(fā)展規(guī)模，F(xiàn)E是金融發(fā)展效率，RGP代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)，IG是收入分配指標(biāo)。

(二)指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

1. 衡量貧困水平的指標(biāo)

對(duì)貧困的衡量是本文主要的指標(biāo)，貧困是一種多維的概念，是一種社會(huì)現(xiàn)象，受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)結(jié)構(gòu)變化的影響，對(duì)貧困的認(rèn)識(shí)也不同。在《2000年世界發(fā)展報(bào)告》中“貧困”被定義為物質(zhì)資源的匱乏，健康水平低，無法享受教育資源，并且有面臨風(fēng)險(xiǎn)的無助感和和脆弱性。

對(duì)于貧困的認(rèn)識(shí)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者基本一致認(rèn)為貧困既是一個(gè)相對(duì)概念又是一個(gè)絕對(duì)概念。這兩種概念分別是：絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困。絕對(duì)貧困是指?jìng)€(gè)人或家庭的收入不足以維持支付基本生活必需品的經(jīng)濟(jì)能力的狀態(tài)。相對(duì)貧困是與社會(huì)平均水平相比其個(gè)人收入水平低到一定程度維持的社會(huì)生活狀況。對(duì)于如何衡量，目前很多學(xué)者在研究時(shí)有選取貧困發(fā)生率和貧困強(qiáng)度指數(shù)(FGT指標(biāo))等絕對(duì)貧困指標(biāo)，以及基尼系數(shù)、人均消費(fèi)水平等相對(duì)貧困水平指標(biāo)進(jìn)行。由于貧困發(fā)生率和FGT會(huì)根據(jù)貧困線的設(shè)定而變動(dòng)，而我國(guó)在1978、2008和2010年變更過貧困標(biāo)準(zhǔn)，且都只統(tǒng)計(jì)了農(nóng)村的貧困發(fā)生率，故在本研究不予考慮。在考慮了數(shù)據(jù)的可獲得性后，借鑒林茹和欒敬東(2014)的研究[11]，本研究選取人均消費(fèi)水平作為度量貧困水平，該指標(biāo)越大說明人民生活得到了改善，以為貧困一定程度上得到改善，如式(2)。

POV=人均消費(fèi)水平

(2)

2. 衡量金融發(fā)展的指標(biāo)

本研究通過衡量金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率兩個(gè)指標(biāo)來衡量金融發(fā)展。研究金融發(fā)展規(guī)模上經(jīng)常用麥?zhǔn)现笜?biāo)和金融相關(guān)系數(shù)作為指標(biāo)。麥?zhǔn)现笜?biāo)由麥金農(nóng)(1973)提出，是廣義貨幣和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值(M2/GDP)，該指標(biāo)越大表明貨幣參與經(jīng)濟(jì)交易比重越大，說明經(jīng)濟(jì)貨幣化程度越大，可以衡量金融市場(chǎng)的流動(dòng)性和吸收存款的能力[12]。但由于我國(guó)存在著大型銀行政策性強(qiáng)，資本受到管制等現(xiàn)象，直接融資渠道較單一等問題會(huì)導(dǎo)致麥?zhǔn)现笜?biāo)不能很好反映我國(guó)的金融深化情況。另外一個(gè)金融相關(guān)系數(shù)指標(biāo)，是整個(gè)經(jīng)濟(jì)體的總金融和國(guó)民收入的比值。目前我國(guó)貧困人口接觸最多的金融服務(wù)是銀行貸款，且銀行仍在金融體系中處于重要地位，本研究用金融機(jī)構(gòu)貸款/GDP來衡量金融發(fā)展規(guī)模，如式(3)所示。

FS=金融機(jī)構(gòu)貸款/GDP

(3)

對(duì)于金融發(fā)展效率，我國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期處于國(guó)有經(jīng)濟(jì)占據(jù)主體地位，因而不適用國(guó)外常用作法用私人部門貸款/GDP。本研究用金融機(jī)構(gòu)的貸款存款比來衡量我國(guó)儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率，指標(biāo)越大表示效率越高，如式(4)所示。

FE=金融機(jī)構(gòu)貸款/金融機(jī)構(gòu)存款

(4)

3. 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)

本研究選用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)。人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值可以衡量國(guó)民的生活水平及富裕程度，如式(5)所示。

RGP=人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值

(5)

4. 收入分配指標(biāo)

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的成果要通過收入分配惠及貧困人口。經(jīng)濟(jì)研究中最常用基尼系數(shù)來作為衡量收入分配是否平等，基尼系數(shù)值越大，其貧富差距越大，收入越不平等。但基尼系數(shù)對(duì)于統(tǒng)計(jì)數(shù)值的真實(shí)性要求高，且計(jì)算復(fù)雜，很容易失去其有效性。故研究采用城鄉(xiāng)收入比來衡量收入分配是否公平，如式(6)所示。

IG=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均純收入

(6)

5. 數(shù)據(jù)來源

本研究實(shí)證數(shù)據(jù)從1978年到2016年，主要數(shù)據(jù)來源來自《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及2009到2017年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為降低異方差和波動(dòng)幅度過大帶來的影響，將各變量取自然對(duì)數(shù)。

(三)實(shí)證分析

1. 單位根檢驗(yàn)

由于本文對(duì)1978年到2016年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)金融發(fā)展的扶貧效應(yīng)進(jìn)行研究。因?yàn)槠椒€(wěn)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析才能避免“偽回歸”，所以先對(duì)貧困減緩水平、金融發(fā)展效益、金融規(guī)模、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配指標(biāo)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(表1)。得出結(jié)果為各變量均為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，且都為一階單整時(shí)間序列。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)類型(C，T，L)其中C表示常數(shù)項(xiàng)，T表示趨勢(shì)項(xiàng)，L表示滯后階數(shù)；其中*表示10%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，***表示1%的顯著性水平；D表示該變量的一階差分.

2. 估計(jì)VAR模型

首先對(duì)VAR模型進(jìn)行滯后期進(jìn)行確定，考慮樣本數(shù)量限制，設(shè)定最大滯后期數(shù)為3，利用eviews7運(yùn)行結(jié)果如表2所示，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為3。

表2 模型滯后階數(shù)確定

以最優(yōu)滯后階數(shù)3進(jìn)行估計(jì)，VAR(3)的輸出結(jié)果如表3所示。

表3 VAR(3)模型估計(jì)結(jié)果

表3(續(xù))

POVFEFSRGPIGIG(-3)-0.091751-0.289317-0.012888-0.163940-0.141347(0.15872)(0.15727)(0.28426)(0.14759)(0.18440)[-0.57805][-1.83958][-0.04534][-1.11076][-0.76654]C0.3010970.569856-0.8508801.3618670.431479(0.38078)(0.39152)(0.70764)(0.36742)(0.45904)[0.79074][1.45549][-1.20242][3.70654][0.93995]R-squared0.9997510.9937450.9697750.9998060.981031Adj.R-squared0.9995630.9890540.9471070.9996610.966805Akaike AIC-4.000169-3.944514-2.760727-4.071572-3.626304Schwarz SC-3.296383-3.240727-2.056941-3.367786-2.922518

圖1 VAR(3)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

POV對(duì)其他變量滯后項(xiàng)擬合優(yōu)度及調(diào)整后的擬合優(yōu)度都達(dá)到了99%，且存在相互影響的效應(yīng)。且AIC和SC值都很小，說明模型的擬合程度很好，用于實(shí)證分析的可靠性高。為對(duì)模型估計(jì)參數(shù)進(jìn)行較好的解釋本部分將進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)研究變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如圖1所示，模型的特征根都在單位圓內(nèi)，因此模型具有較好的穩(wěn)定性。

3. 格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)只能說明變量之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，沒有說明變量之間存在因果關(guān)系。本部分利用格蘭杰因果檢驗(yàn)來確定被解釋變量和解釋變量之間的關(guān)系。在VAR模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表4。

由表4可以看出，在最優(yōu)滯后期時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果在10%的顯著水平上拒絕了FS不是VAR的格蘭杰原因，F(xiàn)E不是POV的格蘭杰原因，RGP不是POV的格蘭杰原因，IG不是POV的格蘭杰原因這四個(gè)原假設(shè)。說明金融規(guī)模、金融發(fā)展效率、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配指標(biāo)都是影響減緩貧困的重要因素。其中經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)與貧困減緩具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系，說明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮扶助貧困的效果的同時(shí)，貧困的減緩也促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

表4 變量POV、FS、FE、RGP、IG的因果檢驗(yàn)

4. 方差分解分析

在向量自回歸模型的基礎(chǔ)上進(jìn)一步做方差分解分析，得到如下表5。

表5 對(duì)POV的方差分解

從表5可以看出，金融發(fā)展效率對(duì)于貧困水平減緩的解釋程度為5%左右；金融發(fā)展規(guī)模對(duì)于貧困水平減緩的解釋程度為50%左右；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于貧困水平減緩的解釋程度在15%左右；收入分配對(duì)于貧困減緩的解釋程度為4%左右。

5. 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是對(duì)非平穩(wěn)數(shù)據(jù)確定其長(zhǎng)期均衡關(guān)系的重要方法。由于單位根檢驗(yàn)結(jié)果都為一階單整時(shí)間序列，故對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)，對(duì)金融發(fā)展水平惡化貧困減緩之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)(表6)。

表6 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè).

由表6可知，跡統(tǒng)計(jì)量顯示在5%的顯著水平下不拒絕POV、FS、FE、RGP、IG之間最多存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，表明各變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，見表7。

表7 標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整系數(shù)

則長(zhǎng)期均衡關(guān)系式(7)。

POV=1.32FS-1.04FE+0.54RGP-0.15IG

(7)

式(7)表明在1978年到2016年金融發(fā)展和貧困減緩水平存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。其中金融發(fā)展規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)扶助貧困具有正向效應(yīng)，金融發(fā)展效率和收入分配指標(biāo)對(duì)扶助貧困具有負(fù)向效應(yīng)。從系數(shù)上看，金融規(guī)模對(duì)于扶助貧困具有最大積極作用，說明金融規(guī)模的增加使貧困人口有更多機(jī)會(huì)獲得信貸從而改善生活水平從而緩解貧困。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)通過“涓流效應(yīng)”也使貧困可能人口獲得了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果從而減緩了貧困情況。金融發(fā)展效應(yīng)指標(biāo)按預(yù)想應(yīng)該對(duì)于扶助貧困具有積極作用，但是系數(shù)為負(fù)，原因應(yīng)為資本具有逐利性的特點(diǎn)。貧困地區(qū)的貸款相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)較高，且成本較高，造成了貧困地區(qū)資金出逃到其他地區(qū)的高盈利的部門，惡化了貧困人口獲取信貸難的情況，對(duì)扶助貧困造成負(fù)面效應(yīng)。這就要求政府要制定專門的扶貧政策對(duì)貧困地區(qū)人口提供信貸機(jī)會(huì)來減緩貧困。收入分配指標(biāo)說明了城鄉(xiāng)收入的擴(kuò)大不利于貧困的減緩，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果較多的被城市人口所獲得，收入差距拉大使貧困問題惡化。

6. 向量誤差修正模型

向量誤差模型是在非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，利用長(zhǎng)期的均衡關(guān)系估計(jì)誤差修正項(xiàng)，并且將誤差修正項(xiàng)與其他反映短期波動(dòng)的變量作為解釋變量建立短期模型。此模型可以對(duì)長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行修正得到短期波動(dòng)關(guān)系。在本文通過協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)解釋變量和被解釋變量都為一階平穩(wěn)，且存在協(xié)整關(guān)系，滿足構(gòu)建向量誤差模型的條件。在VAR模型中最佳滯后階數(shù)是3，根據(jù)研究VEC模型最佳滯后階數(shù)經(jīng)驗(yàn)確定滯后階數(shù)為2，誤差修正模型結(jié)果如表8所示。

得到估計(jì)方程式(8)。

表8 誤差修正項(xiàng)和變量一階差分的滯后項(xiàng)

ΔPOV=-0.37CointEq1-0.12ΔPOVt-1+0.55ΔPOVt-2-0.58ΔFEt-1-0.33ΔFEt-2+0.41ΔFSt-1+0.03ΔFSt-2+1.22ΔRGPt-1-0.86ΔGRPt-2+0.20ΔIGt-1+0.39ΔIGt-2

(8)

由上述估計(jì)結(jié)果可知，誤差修正系數(shù)為0.367604，t值為-2.91585，在樣本數(shù)為39時(shí)，5%置信水平下，t值臨界值為2.023，通過顯著性檢驗(yàn)，變量之間存在誤差修正機(jī)制。當(dāng)POV在短期波動(dòng)中偏離了長(zhǎng)期均衡關(guān)系，該公式將以0.367604的程度進(jìn)行調(diào)整，使其拉回到長(zhǎng)期均衡關(guān)系中。

在本公式中顯示，在短期內(nèi)金融規(guī)模、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配指標(biāo)對(duì)扶助貧困具有正面效應(yīng)，且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用明顯。說明短期扶貧的重點(diǎn)是金融規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面。

7. 參數(shù)估計(jì)和回歸分析

為進(jìn)一步驗(yàn)證協(xié)整結(jié)果和誤差修正模型結(jié)果是否可靠，進(jìn)行回歸分析驗(yàn)證各變量對(duì)于貧困水平的影響。本文采用人均消費(fèi)水平作為因變量，金融發(fā)展效率、金融發(fā)展規(guī)模、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配指標(biāo)作為自變量，進(jìn)行多元線性回歸，結(jié)果如表9所示。

表9 多元線性回歸結(jié)果

得出具體模型如下式(9)：

POV=0.507946-0.144186FE+0.271916FS+0.873662RGP-0.225882IG

(9)

由上述估計(jì)結(jié)果可知，模型擬合結(jié)果很好，模型各系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，各系數(shù)顯著。F值很大，其P值小于0.05，模型顯著。金融發(fā)展效率和收入分配指標(biāo)對(duì)于貧困減緩具有負(fù)面效應(yīng)，金融發(fā)展規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)對(duì)于扶助貧困具有積極的正面效應(yīng)，和長(zhǎng)期均衡模型的結(jié)果一致。但DW值較小可能存在自相關(guān)問題。

表10 標(biāo)準(zhǔn)差

表11 T統(tǒng)計(jì)量

根據(jù)查表得到，在樣本為39，解釋變量數(shù)量為4時(shí)DW值的下限值為1.273，上限值為1.722，由估計(jì)結(jié)果DW=0.499333小于下限值，所以模型存在著正自相關(guān)問題，運(yùn)用HAC(Newey-West)法對(duì)標(biāo)準(zhǔn)差和T值進(jìn)行修正來消除模型的自相關(guān)。

四、結(jié)論及政策建議

(一)結(jié)論

第一， 金融發(fā)展是貧困減緩水平的格蘭杰原因，兩者之間存在著緊密聯(lián)系。從長(zhǎng)期和短期的公式來看金融發(fā)展是有助于扶助貧困的。

第二， 從長(zhǎng)期看，我國(guó)的貧困減緩，金融發(fā)展效率，金融發(fā)展規(guī)模，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。金融規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)扶助貧困具有積極的效應(yīng)，且金融規(guī)模對(duì)于扶助貧困的影響最大。

第三， 金融發(fā)展效率對(duì)于貧困的減緩具有弱化效果，金融機(jī)構(gòu)會(huì)自發(fā)的追逐高收益低成本的項(xiàng)目進(jìn)行投資，使得貧困人口進(jìn)行信貸更加困難，需要政府制定政策來引導(dǎo)扶助貧困。

(二)政策建議

第一，加強(qiáng)國(guó)有銀行在扶貧中的作用，推進(jìn)金融的進(jìn)一步發(fā)展。目前銀行業(yè)在我國(guó)金融體系中仍處于重要地位，國(guó)有銀行也是我國(guó)銀行業(yè)的主體。國(guó)有銀行的發(fā)展有助于我國(guó)金融體制的進(jìn)步和發(fā)展。目前我國(guó)進(jìn)行了國(guó)有商業(yè)銀行的股份制改革，建立了市場(chǎng)化的資本金補(bǔ)充機(jī)制，改善規(guī)范了信息披露機(jī)制，加強(qiáng)了高層管理層的履職約束，受到了現(xiàn)代市場(chǎng)對(duì)于金融機(jī)構(gòu)的監(jiān)管和促進(jìn)作用，取得了很大成就[12]。但是，公司的治理仍然不完善，基礎(chǔ)部分管理能力比較薄弱，內(nèi)部控制機(jī)制不健全，在分支機(jī)構(gòu)和網(wǎng)點(diǎn)的改革效果滯后，與現(xiàn)代化的銀行制度以及國(guó)外銀行仍然有差距。在扶助貧困的方面，國(guó)有銀行應(yīng)該開發(fā)在農(nóng)村地區(qū)個(gè)人金融業(yè)務(wù)，關(guān)注貧困地區(qū)發(fā)展的新需求。做好助學(xué)貸款，解決貧困家庭學(xué)生的就學(xué)問題，通過使下一代接受更好的教育來扶助貧困。并且為有意向進(jìn)行投資經(jīng)營(yíng)進(jìn)行脫貧的人群提供基本的資金。為農(nóng)民提供多樣化的理財(cái)產(chǎn)品，如開放式的債券、基金、保險(xiǎn)等。在對(duì)外開放的競(jìng)爭(zhēng)壓力下，國(guó)有銀行更應(yīng)該貼近群眾擴(kuò)展業(yè)務(wù)，創(chuàng)造新的市場(chǎng)和利潤(rùn)點(diǎn)，推進(jìn)改革。

第二，鼓勵(lì)支持地方性銀行等中小型金融機(jī)構(gòu)，擴(kuò)大貧困地區(qū)的金融規(guī)模。國(guó)內(nèi)外研究都表明金融發(fā)展能夠有效地減緩貧困，大型金融機(jī)構(gòu)在其中發(fā)揮著重要作用，在其擴(kuò)展業(yè)務(wù)，分設(shè)網(wǎng)點(diǎn)為貧困人口提供了獲得信貸的機(jī)會(huì)。但是，也同樣需要加強(qiáng)支持中小型金融機(jī)構(gòu)和地方性銀行，這些機(jī)構(gòu)對(duì)于地區(qū)性的獨(dú)特性有著更詳細(xì)了解，能夠?qū)Φ貐^(qū)的貧困人口的實(shí)際情況推出適宜的金融產(chǎn)品和服務(wù)。因?yàn)樾畔⒏咏∪?，如貸款人的信用和還款能力，地方性金融機(jī)構(gòu)還能夠降低風(fēng)險(xiǎn)。相比大型金融機(jī)構(gòu)，中小型金融機(jī)構(gòu)還具備貸款手續(xù)更加便捷，效率更高。故政府因?qū)ζ溥M(jìn)行鼓勵(lì)支持，放寬中小型金融機(jī)構(gòu)在農(nóng)村和貧困地區(qū)的準(zhǔn)入條件，并對(duì)扶貧貸款和涉農(nóng)貸款數(shù)額達(dá)到一定標(biāo)準(zhǔn)的金融機(jī)構(gòu)給予稅收優(yōu)惠等政策性支持。從而達(dá)到通過擴(kuò)大貧困地區(qū)的金融規(guī)模來促進(jìn)扶助貧困。

第三，優(yōu)化收入分配給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加了社會(huì)的收入，但有結(jié)果得到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的成果大多被城鎮(zhèn)人口所分享，所以需要政府發(fā)揮其作用。首先應(yīng)加強(qiáng)對(duì)于農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加大推進(jìn)村官政策，為農(nóng)村的發(fā)展提供人才技術(shù)，從而推動(dòng)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)升級(jí)，推進(jìn)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)建設(shè)。政府要引導(dǎo)資金向貧困地區(qū)流入，為貧困人口提供獲取資金的機(jī)會(huì)。要在合理的范圍內(nèi)推進(jìn)收入分配，防止出現(xiàn)忽視效率公平的現(xiàn)象。城鄉(xiāng)收入差距過大會(huì)弱化金融發(fā)展的扶貧效應(yīng)，要健全收入分配機(jī)制，防止收入差距繼續(xù)加大，拉大貧富差距，形成社會(huì)不安因素。