曾之明，舒怡翔

(湖南工商大學(xué) 地方金融研究所，湖南 長沙 410205)

一、引言

2020年是全面貫徹落實黨的十九大精神、打好脫貧攻堅戰(zhàn)的決勝年。全面脫貧的目標(biāo)時間緊、任務(wù)重，需要依靠共同努力，打好脫貧攻堅“三大戰(zhàn)役”，奮力奪取精準(zhǔn)脫貧最后勝利。截至2019年末，全國農(nóng)村貧困人口為551萬人，貧困發(fā)生率僅為0.6%，比上年末下降1.1個百分點。聯(lián)合國在2005年提出普惠金融概念，普惠金融強(qiáng)調(diào)任何人都能夠擁有平等的機(jī)會享受到金融服務(wù)。我國2016年印發(fā)的《推進(jìn)普惠金融發(fā)展規(guī)劃(2016—2020)年》意在推動我國普惠金融可持續(xù)發(fā)展，提高金融服務(wù)的覆蓋率和可得性，使人人都能享受到金融服務(wù)。習(xí)近平總書記指出，“要建設(shè)普惠金融體系，加強(qiáng)對小微企業(yè)、‘三農(nóng)’和偏遠(yuǎn)地區(qū)的金融服務(wù)，推進(jìn)金融精準(zhǔn)扶貧”。因此現(xiàn)階段積極發(fā)揮普惠金融減貧效應(yīng)十分必要。

根據(jù)聯(lián)合國2005年的定義，普惠金融是指以可負(fù)擔(dān)的成本為有金融服務(wù)需求的社會各階層和群體提供適當(dāng)、有效的金融服務(wù)，普惠金融不僅具有直接減貧機(jī)制也有間接減貧機(jī)制。普惠金融減貧的直接途徑主要是向窮人提供儲蓄、信貸以及保險等服務(wù)。普惠金融減貧的間接途徑則是普惠金融利用經(jīng)濟(jì)增長中間作用來實現(xiàn)貧困減緩，經(jīng)濟(jì)增長具有中介效應(yīng)；另一方面普惠金融通過減小收入分配差距實現(xiàn)貧困減緩，收入分配有中介效應(yīng)。當(dāng)前應(yīng)積極探討如何創(chuàng)新普惠金融服務(wù)以幫助貧困群體，增強(qiáng)貧困群體的金融可得性和適用性，從而實現(xiàn)2020年農(nóng)村人口全部脫貧目標(biāo)。

本文從理論上探究普惠金融減貧機(jī)理，構(gòu)建空間計量模型探究普惠金融和減貧效應(yīng)的空間關(guān)系，既可以豐富有關(guān)普惠金融和減貧機(jī)制的相關(guān)研究，又有利于構(gòu)建普惠金融和減貧效應(yīng)之間的邏輯框架。通過剖析普惠金融減貧機(jī)制，發(fā)現(xiàn)可以從多方面實現(xiàn)減貧。通過實證計量揭示了普惠金融減貧存在地區(qū)差異性和空間溢出效應(yīng)。因此政府制定政策時可以考慮地區(qū)之間的異質(zhì)性，因地制宜實施普惠金融扶持措施，適當(dāng)?shù)叵蛸Y源匱乏地區(qū)提供相應(yīng)的政策傾斜，同時加強(qiáng)地區(qū)之間的合作交流，加快推進(jìn)普惠金融創(chuàng)新以實現(xiàn)脫貧目標(biāo)。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于普惠金融減貧的研究，學(xué)術(shù)界存在一定爭議，主要形成了三種觀點：普惠金融與貧困減緩之間存在正相關(guān)關(guān)系，普惠金融與貧困減緩存在非正相關(guān)關(guān)系，普惠金融與貧困減緩存在非線性關(guān)系。

(1)普惠金融與減貧正相關(guān)。Hanning和Jansen(2010)[1]從微觀角度出發(fā)，認(rèn)為普惠金融體系通過提高金融的包容性，增強(qiáng)社會各階層尤其是低收入人群獲取信貸等金融服務(wù)的可能性，從而有利于減緩貧困。Anand和Chhikara(2013)[2]發(fā)現(xiàn)普惠金融是緩解貧困人口融資約束，實現(xiàn)增收扶貧的重要途徑。Park和Mercado(2015)[3]以亞洲發(fā)展中國家作為研究對象，實證研究普惠金融對貧困的影響，結(jié)果表明普惠金融顯著降低了貧困發(fā)生率。Park和Jr(2016)[4]從國家層面檢驗普惠金融發(fā)展對貧困和收入不平等的影響，研究表明普惠金融發(fā)展對縮小收入差距和貧困減緩具有積極效果。盧盼盼和張長全(2017)[5]采用系統(tǒng)GMM估計來研究普惠金融與貧困之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國普惠金融發(fā)展存在顯著的減貧效應(yīng)。朱一鳴和王偉(2017)[6]研究了普惠金融發(fā)展對不同收入群體減貧的作用，研究表明普惠金融對減貧具有正向促進(jìn)作用。馬彧菲和杜朝運(2017)[7]采用省級數(shù)據(jù)對普惠金融減貧效應(yīng)進(jìn)行實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)普惠金融總體上有利于貧困減緩。魏麗莉和李佩佩(2017)[8]利用西部數(shù)據(jù)，實證檢驗普惠金融與貧困之間的關(guān)系，研究表明普惠金融反貧困效應(yīng)整體顯著。譚燕芝和彭千芮(2018)[9]采用空間模型實證分析，結(jié)果表明：一個地區(qū)普惠金融發(fā)展水平高低對貧困減緩有不同程度的促進(jìn)作用。

(2)普惠金融與減貧非正相關(guān)。Maurer和Haher(2007)[10]認(rèn)為，雖然金融發(fā)展可促進(jìn)儲蓄和資本形成，但金融深化意味著為富人提供更為周全的服務(wù)，資金流向富人，勢必加劇收入分配不平等，將無益于減緩貧困。Perez-Moreno(2011)[11]利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗發(fā)展中國家金融發(fā)展與貧困之間的因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與貧困之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。王偉和朱一鳴(2018)[12]采用空間計量模型進(jìn)行實證分析發(fā)現(xiàn):如普惠金融只注重解決貧困地區(qū)對金融機(jī)構(gòu)的接觸性排斥，會進(jìn)一步加劇資金外流,對減貧產(chǎn)生負(fù)向影響，即存在顯著致貧效應(yīng)。

(3)普惠金融與減貧非線性相關(guān)。Townsend和Ueda(2006)[13]認(rèn)為金融與經(jīng)濟(jì)增長在短期內(nèi)會惡化收入分配的不平等性，但長期看會通過改善收入分配的方式影響貧困群體。羅斯丹等(2016)[14]認(rèn)為我國普惠金融與貧困減緩之間并非簡單線性關(guān)系，二者呈“U”形。短期來看普惠金融水平提高可顯著降低減貧水平，但長期看普惠金融發(fā)展抑制貧困減緩，即存在最優(yōu)的普惠金融發(fā)展水平。黃秋萍等(2017)[15]認(rèn)為我國普惠金融發(fā)展水平與貧困程度存在顯著的非線性關(guān)系，并表現(xiàn)出顯著的單一門檻特征。在跨越門檻值之前，普惠金融發(fā)展對貧困的影響表現(xiàn)為顯著抑制作用；在跨越門檻值之后，貧困減緩效應(yīng)隨著普惠金融發(fā)展水平的提高有所減弱。朱洋和劉陽(2018)[16]認(rèn)為存在最佳普惠金融指數(shù)，會對貧困減緩產(chǎn)生最大的影響。當(dāng)普惠金融處于較低水平時，普惠金融會促進(jìn)貧困減緩。但當(dāng)普惠金融發(fā)展到一定的階段，其對貧困的減緩效果就出現(xiàn)拐點。

關(guān)于普惠金融減貧效應(yīng)存在地區(qū)差異的文獻(xiàn)不多，研究其空間溢出效應(yīng)的更少。杜強(qiáng)和潘怡(2016)[17]發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)普惠金融抑制了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而中西部地區(qū)普惠金融對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有明顯促進(jìn)作用。韓曉宇(2017)[18]發(fā)現(xiàn)我國普惠金融減貧的邊際效應(yīng)中西部最大，中部其次，東部最小。郝依梅等(2017)[19]從地區(qū)層面分析得出不同縣(市)普惠金融發(fā)展對農(nóng)村貧困減緩的效應(yīng)不同。黃永興和陸鳳芝(2017)[20]實證研究表明普惠金融減貧的效應(yīng)在東部地區(qū)表現(xiàn)為先加劇后放緩的動態(tài)特征，在中部地區(qū)表現(xiàn)為持續(xù)拉大的線性特征，在西部地區(qū)影響不顯著。杜莉和潘曉健(2017)[21]證實，普惠金融可促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，但作用效果存在地區(qū)差異，即呈東、中、西部遞減趨勢。劉華珂(2018)[22]認(rèn)為普惠金融減貧的作用呈現(xiàn)出區(qū)域性差異。其中西部地區(qū)普惠金融的減貧效應(yīng)最強(qiáng)，中部地區(qū)次之，東部地區(qū)最弱。

綜上所述：第一，學(xué)者對于普惠金融能否減貧存在爭議。第二，較少學(xué)者考慮到地區(qū)之間的異質(zhì)性，只是簡單地對省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。個別學(xué)者認(rèn)為研究普惠金融減貧應(yīng)考慮空間效應(yīng)，地區(qū)不同，結(jié)果可能存在不同，并且鄰近地區(qū)可能存在空間溢出效應(yīng)。第三，不少研究構(gòu)建普惠金融指標(biāo)確定權(quán)重時采用主觀方法，結(jié)果可能會受到個人認(rèn)知影響，導(dǎo)致研究結(jié)論偏差。因此本文采用客觀法構(gòu)建普惠金融指標(biāo)，并采用空間計量分析測度普惠金融對減貧的異質(zhì)化影響。

三、研究設(shè)計與識別方法

(一)構(gòu)建計量模型

為檢驗普惠金融對貧困減緩的影響，首先構(gòu)建基礎(chǔ)模型：

(1)

povi,t為貧困水平，IFI為普惠金融發(fā)展水平，IFI為控制變量，μi表示不隨時間變化的個體固定效應(yīng)，γt為時間固定效應(yīng)，εi,t為隨機(jī)擾動項。考慮到各省之間可能存在相互影響，因此構(gòu)建拓展模型，如下所示：

(2)

Vi,t=λEVi,t+εi,t

(3)

其中：被解釋變量povi,t為貧困水平；ρWpovi,t表示貧困水平的空間滯后項，ρ為空間滯后項的系數(shù)，W為權(quán)重矩陣；Xj,i,t既包含解釋變量，又包含控制變量；WXi,tθ表示解釋變量的空間滯后，θ為解釋變量空間滯后項的系數(shù)；μi為地區(qū)固定效應(yīng)，γt為時間效應(yīng)；λEVi,t為擾動項的空間滯后，E為擾動項的空間權(quán)重矩陣，λ為對應(yīng)的系數(shù)。該模型為空間計量的一般模型，通常有以下具體形式：

(1)若λ=0，則該模型為空間杜賓模型(SDM)；(2)若λ=0且θ=0，則該模型為空間滯后模型(SAR)；(3)若ρ=0且θ=0，則該模型為空間誤差模型(SEM)。

(二)設(shè)計變量指標(biāo)體系

1.被解釋變量

本文研究2005—2018年普惠金融發(fā)展水平對貧困減緩的影響，被解釋變量為貧困水平。對貧困的衡量，學(xué)者們有不同觀點，崔艷娟和孫剛(2012)[23]，馬彧菲等(2017)[7]，朱洋等(2018)[16]采用居民人均消費水平來衡量各省市自治區(qū)(市區(qū))貧困水平。邵漢華和王凱月(2017)[24]采用貧困發(fā)生率和貧困差距來衡量貧困。王偉和朱一鳴(2018)[12]采用農(nóng)村人均純收入來表示貧困。譚艷芝和彭千芮(2018)[9]采用低保人數(shù)占農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎祦砗饬控毨Оl(fā)生率。師榮蓉等(2013)[25]，張兵和翁辰(2015)[26]，劉宏霞等(2018)[27]采用恩格爾系數(shù)來衡量貧困水平。本文考慮到數(shù)據(jù)的可得性問題，采用居民人均消費水平來衡量貧困。居民人均消費水平與貧困呈反向關(guān)系，人均消費水平越大，貧困程度越低。

2.解釋變量

解釋變量為普惠金融發(fā)展水平，根據(jù)下文方法計算出的普惠金融指數(shù)IFI作為解釋變量。

3.控制變量

表1 變量定義

考慮到一些其他因素也會影響貧困，因此設(shè)定控制變量?？刂谱兞恐饕校哼M(jìn)出口總額占GDP的比重代表貿(mào)易開放程度，進(jìn)出口總額單位為美元，乘以當(dāng)年的平均匯率轉(zhuǎn)化為人民幣計價。每省、市、自治區(qū)公路里程數(shù)的對數(shù)代表各省的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，實際人均GDP對數(shù)代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎卮沓擎?zhèn)化率水平，具體如表1所示。

(三)數(shù)據(jù)來源

所有數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、Wind數(shù)據(jù)庫、各省、市、自治區(qū)統(tǒng)計年鑒和區(qū)域金融運行報告。

四、實證研究

(一)普惠金融發(fā)展水平的測度

1.構(gòu)建普惠金融指數(shù)

Sarma和Pais(2008)[28]從金融使用滲透性、金融可用性、金融使用性三個方面構(gòu)建普惠金融指數(shù)。Gupte等(2012)[29]從金融滲透性、金融使用性、金融交易便利程度和金融交易成本四個維度構(gòu)建普惠金融指數(shù)。王修華和陳茜茜(2016)[30]選取了滲透性、使用效用性和可擔(dān)負(fù)性三個維度測量普惠金融水平。借鑒學(xué)者們的研究，結(jié)合我國實際情況，考慮到數(shù)據(jù)的可得性問題，從金融服務(wù)的地理滲透性、金融服務(wù)的可得性以及金融服務(wù)的使用效用性三個維度構(gòu)建普惠金融指標(biāo)，具體如表2所示。

表2 普惠金融指標(biāo)體系

(1)數(shù)據(jù)的無量綱化處理

由于普惠金融構(gòu)建指標(biāo)的各維度單位不同，不能直接進(jìn)行分析，所以進(jìn)行無量綱化處理。具體公式如下：

Ai代表第i(1≤i≤6)個指標(biāo)的實際值，mi代表第i個指標(biāo)的最小值，Mi代表第i個指標(biāo)的最大值，di代表第i個指標(biāo)無量綱化處理后的值，通過無量綱化處理實現(xiàn)歸一化。

(2)權(quán)重的確定

權(quán)重表示各個維度在構(gòu)建普惠金融指數(shù)時所起的作用，權(quán)重越大，對于IFI影響越大?？紤]到主觀法構(gòu)建權(quán)重會受到個人因素的影響，本文參考王婧和胡國暉(2013)[31]，魏麗莉和李佩佩(2017)[8]，朱洋和劉陽(2018)[16]等學(xué)者的研究，采用變異系數(shù)法確定權(quán)重。

(3)歐式距離法

通過測算第i個維度的測算值與最理想值間的差距，進(jìn)而將每個差距整合起來成為一個數(shù)值，該數(shù)值就是普惠金融發(fā)展指數(shù)，具體計算公式如下:

pi=wi·di

IFI=1-

IFI的取值范圍為[0,1]，IFI為0時代表普惠金融發(fā)展最差的情況，當(dāng)IFI為1時表示普惠金融發(fā)展最好的情況。

(4)測算結(jié)果及分析

根據(jù)前面所提到的方法，從三個維度六個指標(biāo)，利用變異系數(shù)法和歐式距離法計算我國2005年到2018年31個省、市、自治區(qū)的普惠金融指數(shù)，具體的計算結(jié)果如表3所示。其中原始數(shù)據(jù)來源于《Wind數(shù)據(jù)庫》、金融運行報告和各省統(tǒng)計年鑒。

表3 2005—2018年普惠金融指數(shù)IFI

從表中可以看出2005—2018年，普惠金融指數(shù)IFI整體呈上升水平，各省、市、自治區(qū)之間普惠金融水平差異較大。2005年普惠金融指數(shù)最高的是上海，為0.473，普惠金融指數(shù)最低的是西藏，為0.012；2018年普惠金融指數(shù)最高的是上海，為0.852，普惠金融指數(shù)最低的是新疆，為0.019。2018年普惠金融發(fā)展指數(shù)排名前五的是上海、北京、天津、浙江、江蘇，排名后五的分別是西藏、云南、青海、內(nèi)蒙古、新疆。東中西部普惠金融發(fā)展水平差異很大。整體來說東部普惠金融指數(shù)較高，中部居中，西部最低。

表4 區(qū)域普惠金融指數(shù)

對我國東、中、西三個區(qū)域進(jìn)行對比分析，可以看出區(qū)域之間有差異。東部的普惠金融發(fā)展水平高于中部，中部普惠金融發(fā)展水平高于西部。主要原因可能是東部經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，能獲取更多的金融資源，而中西部經(jīng)濟(jì)較為落后，尤其是一些西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不夠完善等一些原因使得金融資源流入少，企業(yè)和居民的金融可得性比較低，從而導(dǎo)致了普惠金融發(fā)展緩慢。

對整體進(jìn)行分析可知，我國在2005年到2018年間普惠金融得到了提升，但是增加幅度不大。2005年普惠金融水平的平均值約為0.071，到2018年平均值達(dá)到0.106，由此看出我國普惠金融發(fā)展還處于初始階段，并沒有顯著突破性增長，表明我國普惠金融仍需進(jìn)一步發(fā)展。

2.構(gòu)建空間權(quán)重矩陣

本文研究中國31個省、市、自治區(qū)普惠金融發(fā)展水平對減貧的影響，考慮到各省、市、自治區(qū)之間可能存在相互依賴或者相互影響，因此本文采用空間計量模型。首先需要構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，本文采用鄰接關(guān)系空間矩陣，構(gòu)造的權(quán)重矩陣如下：

將設(shè)立的矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后得到空間權(quán)重矩陣W。其中海南和各省、市、自治區(qū)都不相鄰，參考其他學(xué)者的做法，將海南和廣東視為相鄰省。

(二)空間相關(guān)性檢驗

空間相關(guān)性是指經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)存在空間上的相互影響作用，在進(jìn)行空間計量分析之前，需要檢驗數(shù)據(jù)是否存在空間相關(guān)性。如存在空間相關(guān)性，則應(yīng)使用空間計量模型將空間效應(yīng)納入計量分析中；如果不存在空間相關(guān)性，則可以使用一般的計量模型進(jìn)行分析。檢驗空間相關(guān)性通常是采用空間自相關(guān)系數(shù)Moran’s I指數(shù)，該指數(shù)可以檢驗全局空間自相關(guān)(Global Spatial Autocorrelation)，具體定義為：

表5 普惠金融和貧困Moran’s I

從上表可知，2005—2018年的普惠金融Moran’sI指數(shù)和貧困Moran’sI指數(shù)都大于0，普惠金融Moran’sI和貧困Moran’sI呈現(xiàn)出空間正相關(guān)。普惠金融水平較高省份彼此相鄰，貧困水平較高的省份也相鄰近。為進(jìn)一步分析貧困的空間相關(guān)性變化，本文制作了2005年和2018年的Moran’sI散點圖以及2005年，2018年的空間模式相關(guān)表，如圖1和表6所示。

圖2 2005年、2018年貧困Moran’s I散點圖

表5 空間相關(guān)模式表

從表中可以看出2005年共有27個省份呈現(xiàn)正的空間相關(guān)性，其中有11個位于第一象限，為HH模式，有16個位于第三象限，為LL模式，共有4個省份呈現(xiàn)負(fù)的空間相關(guān)性，都為LH模式；2018年共有24個省份呈現(xiàn)正的空間相關(guān)性，其中有8個位于第一象限，為HH模式，有16個位于第三象限，為LL模式，共有7個省份呈現(xiàn)負(fù)的空間相關(guān)性，其中5個省份位于第二象限，為LH模式，2個省份位于第四象限，為HL模式。

(三)回歸估計和穩(wěn)健性檢驗

1.基礎(chǔ)模型

本文先對基礎(chǔ)模型進(jìn)行實證分析，列出了OLS、FE、RE三種回歸結(jié)果進(jìn)行比較，結(jié)果如表7所示。

表7 基礎(chǔ)模型實證結(jié)果

估計結(jié)果表明，無論采用以上哪種方法，普惠金融指數(shù)的系數(shù)和顯著性水平大體上保持一致。計量模型的系數(shù)顯著為正，說明普惠金融的發(fā)展不僅能促進(jìn)本地區(qū)消費水平提高，對鄰近省市消費水平同樣具有正向溢出作用。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率的系數(shù)均為正，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鎮(zhèn)化推進(jìn)對居民消費支出的增加具有積極推動作用。

為判斷固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)哪個更好，采用豪斯曼檢驗，結(jié)果顯示豪斯曼值為150.9，在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，因此采用固定效應(yīng)。從固定效應(yīng)中看出普惠金融對貧困減緩在1%的水平上顯著。具體來說，IFI的系數(shù)為2.685，表明IFI每增加1%，貧困減緩2.685%?？刂谱兞抠Q(mào)易開放程度，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，城鎮(zhèn)化率以及教育水平都顯著，表明對貧困減緩都有顯著的影響。

2.空間模型

為研究拓展模型，采用空間杜賓模型分析普惠金融發(fā)展影響貧困的空間效應(yīng)。對于空間杜賓模型，有固定和隨機(jī)兩種效應(yīng)，首先采用Hausman檢驗得出使用固定效應(yīng)，因此建立模型時采用具有固定效應(yīng)的空間滯后模型。但是對于固定效應(yīng)又存在個體固定、時間固定和雙固定，結(jié)果如表8所示。

表8 三種固定空間滯后模型

雖然從擬合度來說個體固定效應(yīng)更好，但總體來看時間固定效應(yīng)各指標(biāo)更為顯著，因此本文重點分析時間固定效應(yīng)空間滯后模型。普惠金融在1%的水平上顯著，且系數(shù)為0.248，表明普惠金融對貧困減緩有顯著的正向作用，普惠金融每增加1%，貧困減緩0.248%。貿(mào)易開放程度系數(shù)為0.265，表明貿(mào)易程度每增加1%，貧困減緩0.265%；基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的系數(shù)為0.062，表明基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)每增加1%，貧困減緩0.062%；城鎮(zhèn)化率系數(shù)為0.988，表明城鎮(zhèn)化率每增加1%，貧困減緩0.988%；教育水平系數(shù)為0.116，表明教育水平每增加1%，貧困減緩0.116%。

3.直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)分析

從空間滯后模型中得到普惠金融減貧的直接效應(yīng)，溢出效應(yīng)和總效應(yīng)，具體如表9所示。

表9 直接效應(yīng)、溢出效應(yīng)和總效應(yīng)

具體來看普惠金融對減貧的直接效應(yīng)在5%的水平下顯著，普惠金融對周邊區(qū)域的貧困減緩存在空間溢出效應(yīng)，這與大部分學(xué)者的研究結(jié)果一致。張兵和翁辰(2015)[26]、譚艷芝和彭干芮(2018)[9]等的研究結(jié)果均表明普惠金融有利于減貧，并且存在空間溢出效應(yīng)。普惠金融對貧困減緩的總效應(yīng)系數(shù)為0.362，在5%水平下顯著。具體來說，普惠金融水平每增加1%，貧困降低約為0.362%，其中對減緩當(dāng)?shù)刎毨郊s為0.258%，對鄰近地區(qū)貧困減緩約為0.104%，表明本地區(qū)通過普惠金融發(fā)展水平實現(xiàn)減貧比鄰近地區(qū)的減貧效果更好，從而證明普惠金融的直接效應(yīng)大于鄰近地區(qū)的溢出效應(yīng)。

4. 空間效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗

本文為了結(jié)果的可靠性進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，采用空間杜賓模型和空間誤差模型再次進(jìn)行回歸，結(jié)果如表10所示。

表10 空間杜賓模型和空間誤差模型

續(xù)表

從表10中可以看出，空間杜賓模型、空間誤差模型和空間滯后模型結(jié)果基本一樣。普惠金融在1%的水平上顯著為正，表明普惠金融對貧困減緩存在正向作用，同時可以看出控制變量貿(mào)易開放程度，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，城鎮(zhèn)化率以及教育水平都顯著，表明對貧困減緩均有顯著的影響，與空間滯后模型基本一致，因此表明空間滯后模型結(jié)果的可靠性，證明普惠金融發(fā)展有利于減貧。

五、結(jié)論與啟示

本文利用我國2005—2018年31個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，首先運用變異系數(shù)法和歐式距離法從金融服務(wù)的地理滲透性、金融服務(wù)的可得性和金融服務(wù)的使用效用性三個維度構(gòu)建普惠金融指標(biāo)；采用空間計量模型，實證分析了普惠金融對貧困減緩的作用，并分析普惠金融的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)?？傻萌缦轮饕Y(jié)論：(1)我國貧困狀況存在聚集效應(yīng)，即在空間上較貧困的省份彼此相聚集，較富裕的省份也相聚集。整體來看東部較高，中部居中，西部較低。我國普惠金融減貧存在地區(qū)差異性，從整體上來看，西部的減貧效果最好，其次是中部，最后是東部。這可能是因為東部區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體水平要更高，因此普惠金融水平的提高對貧困的減緩效應(yīng)較??；而中西部地區(qū)相對較落后，金融資源少，甚至西部一些地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較差，在一定程度上都導(dǎo)致了中西部地區(qū)的貧困，因此提高普惠金融水平影響貧困的邊際效應(yīng)較大，所以減貧效果更為顯著。(2)普惠金融系數(shù)顯著為正，表明普惠金融對減貧有顯著的正向作用，同時鄰近地區(qū)的普惠金融系數(shù)也顯著為正，表明周邊地區(qū)的普惠金融有利于本地區(qū)減貧，表現(xiàn)出空間溢出效應(yīng)。因此可以進(jìn)一步發(fā)展普惠金融，或可提高周邊地區(qū)的普惠金融水平來實現(xiàn)本地區(qū)的金融減貧。(3)從直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)可看出，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化率直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)的系數(shù)都顯著為正，表明基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化率不僅有利于本地區(qū)減貧，還能通過溢出效應(yīng)幫助周邊地區(qū)減貧。

基于以上研究結(jié)果，得到以下啟示：(1)我國普惠金融發(fā)展不均衡，出現(xiàn)了區(qū)域性失衡現(xiàn)象。從整體上來看，西部的減貧效果最好，其次是中部，最后是東部。這可能是因為東部區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體水平要更高，因此普惠金融水平的提高對貧困的減緩效應(yīng)較?。欢形鞑康貐^(qū)相對較落后，金融資源少，甚至西部一些地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較差，在一定程度上都導(dǎo)致了中西部地區(qū)的貧困，因此提升普惠金融水平減緩貧困的邊際效應(yīng)較大，所以減貧效果更為顯著。因此在政策制定上對金融發(fā)展水平較低的地方加大支持力度，降低信貸門檻，促進(jìn)信息透明對稱，提升金融服務(wù)水平。(2)可相應(yīng)加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，使貧困地區(qū)能分享到便利條件，同時提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率，使人們收入水平增加，有利于減貧、自治區(qū)。(3)考慮空間效應(yīng)。注重各省市之間的聯(lián)動關(guān)系，各省、市、自治區(qū)出臺普惠金融政策措施，推進(jìn)扶貧減貧時，不能只是簡單地考慮對本省、市、自治區(qū)的影響，還有必要考慮對周邊鄰近省份的影響，應(yīng)打破省份與省份之間割據(jù)的局面，加強(qiáng)省域之間的溝通，確保普惠金融發(fā)展更好地支持扶貧、減貧工作?？傊嵘栈萁鹑跍p貧效應(yīng)是一項系統(tǒng)工程。應(yīng)考慮培養(yǎng)和提高居民金融素養(yǎng)，推廣普惠金融理念；創(chuàng)新金融產(chǎn)品和服務(wù)，提高普惠金融運作效率；提升普惠金融直接和間接減貧效應(yīng)；實現(xiàn)金融分層次差異化發(fā)展，政策支持向中西部地區(qū)傾斜；完善法規(guī)，加強(qiáng)金融監(jiān)管，發(fā)揮貨幣政策導(dǎo)向引領(lǐng)作用，完善普惠金融生態(tài)環(huán)境，多管齊下推進(jìn)普惠金融減貧脫貧效應(yīng)積極發(fā)揮。