◎岳慧詩 鄒新陽

引言

改革開放以來，經(jīng)濟的快速發(fā)展帶動了大量貧困人口脫貧，截止到2019年末，我國農(nóng)村貧困人口從1978年的7．7億人減少至551萬人，貧困發(fā)生率由1978年的97．5%下降到0．6%，實現(xiàn)了90%左右的人口脫貧，90%以上的貧困縣摘帽，減貧工作取得了有目共睹的成就。但不可否認的是，地區(qū)發(fā)展不平衡、城鄉(xiāng)收入差距大等制約貧困地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的問題仍然存在，減貧任務依然艱巨。已有大量文獻證明普惠金融通過經(jīng)濟增長和收入分配制度兩個方面發(fā)揮減貧作用，但忽視了產(chǎn)業(yè)結構這一經(jīng)濟發(fā)展的重要內(nèi)在影響因素。我國由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會轉型為現(xiàn)代工業(yè)社會，產(chǎn)業(yè)結構發(fā)生了巨大的變化，三大產(chǎn)業(yè)比值由1978年的27．7：47．7：24．6轉變?yōu)?019年的7．1：39．0：53．9，產(chǎn)業(yè)結構的變化必然會帶來就業(yè)人口的變化，三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重由70．5：17．3：12．2轉變?yōu)?5．1：27．5：47．4。因此，在產(chǎn)業(yè)結構變遷的進程中，普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入分配格局的影響可能存在差異性。另外，在經(jīng)濟全球化和區(qū)域市場一體化背景下，各個地區(qū)之間的經(jīng)濟金融互動性逐漸加強，金融資源、產(chǎn)業(yè)結構的跨區(qū)域流動也會對本地區(qū)或者“鄰近”地區(qū)產(chǎn)生一定影響。我國地域遼闊，東、中、西部間存在天然的經(jīng)濟地理條件的差距，區(qū)域間的相對貧困將長期存在，同時城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟態(tài)勢也不會在短期內(nèi)消失，因此如何使城鄉(xiāng)、東中西部協(xié)同發(fā)展是治理相對貧困的重要內(nèi)容?；谏鲜隹紤]，本文在分析普惠金融減貧效應后，討論在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的不同時期，普惠金融減貧的差異作用，將空間效應納入分析框架中，借空間計量模型進一步深入研究普惠金融的空間分布特征以及普惠金融減貧的空間溢出效應。具體地講，本文利用我國2009-2017年的省際面板數(shù)據(jù)，采用門檻非線性模型，以產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化為門檻變量，分析普惠金融減貧的非線性特征；另外，采用空間杜賓模型、空間自回歸模型和空間誤差模型，以地理距離權重、經(jīng)濟距離權重和嵌套權重三種不同的空間矩陣，分析貧困的集聚效應和普惠金融減貧空間分布特征，為普惠金融減貧效應提供新的思路。

文獻綜述

普惠金融最初提出的目的是為貧困人群提供金融服務，實現(xiàn)金融的包容性。世界銀行扶貧協(xié)商小組的報告中提到，金融機構普惠業(yè)務的目標群體是被正規(guī)金融排斥在外的窮人。但對于普惠金融是否能夠真正起到減貧效應，現(xiàn)有研究仍有爭議。第一種觀點認為普惠金融發(fā)展能促進貧困減緩。普惠金融之所以具有減貧效應，主要得益于普惠金融發(fā)展對貧困的兩大傳導機制：直接機制和間接機制。一方面，Burgess等（2004）認為普惠金融通過提高金融服務的滲透度，增加金融機構網(wǎng)點和從業(yè)人員數(shù)量，提高了金融服務的可得性，對弱勢群體的收入產(chǎn)生積極的影響，在一定程度上改善其生活質量；另一方面，馬彧菲等（2017）、韓曉宇（2017）認為普惠金融通過益貧式增長間接帶動弱勢群體和貧困地區(qū)的發(fā)展和富裕，或者改善收入分配格局，促進社會公平，使社會各階層“雨露均沾”。第二種觀點就是普惠金融發(fā)展會擴大貧富收入差距，加劇相對貧困情況，Maurer等（2007）、吳擁政等（2014）進一步深入分析原因，得出了金融減貧過程中出現(xiàn)“信貸資金錯配”“精英俘獲”現(xiàn)象，高收入群體獲得信貸資源能力更強，導致貧困人群無法擺脫貧困陷阱甚至貧困程度進一步惡化的結論。結論的差異引發(fā)進一步討論，普惠金融發(fā)揮減貧的作用在不同的發(fā)展階段存在差異，張兵等（2015）、黃敦平等（2019）通過引入普惠金融發(fā)展的二次項作為新的被解釋變量，而師榮蓉等（2013）、蘇靜等（2014）、龔沁宜等（2018）、任碧云等（2019）則通過面板門限模型反映其非線性影響。由于我國貧困存在明顯的區(qū)域異質性，學者們逐漸開始關注金融減貧的空間溢出效應。譚燕芝等（2018）研究則發(fā)現(xiàn)普惠金融不僅對減貧有促進作用，還通過空間溢出效應顯著降低鄰近地區(qū)的貧困率。傅鵬等（2018）從收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困三個方面，得出了農(nóng)村金融發(fā)展能顯著抑制收入貧困和教育貧困，具有正的空間溢出效應的結論，但對醫(yī)療貧困的改善作用并不顯著。

普惠金融對產(chǎn)業(yè)結構是否具有促進效應也存在較為不同的觀點。第一種觀點認為金融發(fā)展是推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的催化劑，羅超平等（2016）實證證實了金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構升級率之間存在長期均衡關系，對產(chǎn)業(yè)結構升級促進效應顯著。包容性金融與傳統(tǒng)金融有類似的特征，謝家智等（2017）通過研究發(fā)現(xiàn)包容性金融通過“金融發(fā)展的普惠性”機制引導產(chǎn)業(yè)結構升級，白欽先等（2017）發(fā)現(xiàn)普惠金融通過提高金融服務的覆蓋面優(yōu)化了金融資源在產(chǎn)業(yè)之間的配置，從而有利于產(chǎn)業(yè)結構升級。第二種觀點則認為金融發(fā)展通過阻礙實體經(jīng)濟而對產(chǎn)業(yè)升級具有抑制效應。謝家智等（2014）研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟金融化將降低制造業(yè)的創(chuàng)新能力，因此過度的經(jīng)濟金融化不利于制造業(yè)的轉型升級。第三種觀點認為普惠金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響存在非線性效應。蘇任剛等（2020）借助互聯(lián)網(wǎng)的內(nèi)在機制，分析了普惠金融對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的促進效應，呈現(xiàn)出非線性特征和區(qū)域異質性的特點。

關于產(chǎn)業(yè)結構與減貧效應之間的關系，大多數(shù)文獻都認為生產(chǎn)要素會由低效的產(chǎn)業(yè)部門向高效的產(chǎn)業(yè)部門轉移，勞動力會由第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉移，從而提高要素和勞動力配置效率，使得產(chǎn)業(yè)結構更合理，進而減緩貧困。分別從三次產(chǎn)業(yè)的角度展開研究二者的關系，發(fā)現(xiàn)三次產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村貧困減緩的效果存在差異，Montalvo等（2010）、汪三貴等（2014）認為第一產(chǎn)業(yè)的效應大于第二、三產(chǎn)業(yè)，張鳳華等（2011）認為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的減貧效果隨著經(jīng)濟的深入發(fā)展，由第一產(chǎn)業(yè)轉變?yōu)榈诙a(chǎn)業(yè)，也有學者得出了不同的結論：張箤（2011）指出第二產(chǎn)業(yè)減貧效應之所以遠不及第一、第三產(chǎn)業(yè)，是由于第二產(chǎn)業(yè)是勞動密集程度最低的部門。結論的差異可能是由于選用的數(shù)據(jù)、模型、研究方法有所不同。王漢杰等（2018）基于縣域貧困地區(qū)，進一步研究發(fā)現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)存在門檻值，即存在一個臨界值使得兩側的減貧效應存在異質性。由于地理經(jīng)濟學的影響和空間計量方法的發(fā)展，部分學者開始利用空間計量模型研究產(chǎn)業(yè)結構減貧的空間溢出效應。例如譚昶（2019）從空間維度實證檢驗了產(chǎn)業(yè)結構合理化水平和高度化水平對農(nóng)村貧困影響的直接效應和空間溢出效應，發(fā)現(xiàn)二者均能促進本地區(qū)和鄰近地區(qū)的貧困減緩。張玉昌等（2018）發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距存在一定的空間關聯(lián)性，結構合理化不利于減緩本地區(qū)和關聯(lián)地區(qū)的相對貧困水平，而高度化則相反。

表1：普惠金融發(fā)展水平指標體系

上述研究為普惠金融與貧困減緩提供了多樣化的視角和可借鑒的有用結論，但仍然存在些許不足：1．從空間視角聚焦二者的文獻還相對較少，大多數(shù)還假定各省份之間相互獨立；2．大量文獻是從公平與效率兩個視角來探討普惠金融減貧效應，而將產(chǎn)業(yè)結構、普惠金融、貧困三者相聯(lián)系的文獻較少；3．在研究金融發(fā)展減貧的空間溢出效應的文獻中，采用的是地區(qū)是否相鄰的簡單權重進行分析，并未反映各地區(qū)之間經(jīng)濟的相互依賴關系。因此，本文從產(chǎn)業(yè)結構的視角，著重分析產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的不同時期，普惠金融減貧的異質性，并且探討了貧困是否存在聚集的特點、普惠金融對本地區(qū)貧困程度的影響，以及對地理、經(jīng)濟相互“鄰近”地區(qū)的貧困程度所產(chǎn)生的影響。

數(shù)據(jù)與模型選取

（一）變量選取、測量

本文主要研究普惠金融減貧的產(chǎn)業(yè)結構門檻效應以及減貧的空間溢出效應，選取以下變量進行實證分析。

1．收入不平等是相對貧困的直接原因

大多數(shù)文獻用基尼系數(shù)或城鄉(xiāng)收入差距來衡量貧富差距，但這兩種方法未考慮人口變動因素。因此，本文借鑒萬廣華等（2013）的做法，用泰爾指數(shù)衡量貧富差距，考慮了人口變動因素。泰爾指數(shù)具體計算方法為：

式（1）中，yt為第t年城鎮(zhèn)和農(nóng)村總可支配收入，y1t和y2t分別表示城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民純收入；xt為第t年城鎮(zhèn)和農(nóng)村年末總人數(shù)，x1t和x2t分別表示城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人口數(shù)。

2．關鍵解釋變量

關鍵解釋變量為普惠金融指數(shù)（IFI），普惠金融是一個多維度概念，考慮到中國具體情況以及數(shù)據(jù)的可得性，參考李建軍等（2018）構建普惠金融體系，本文從金融服務滲透性、可得性、效用性、質量性以及對“三農(nóng)”的金融支持5個方面來構建普惠金融指數(shù)。具體指標解釋如表1所示。

將普惠金融指標體系中的統(tǒng)計指標降維成一個綜合指數(shù)的方法主要包括層次分析法、因子分析法、變異系數(shù)法等。本文借鑒王修華等（2013）、楊艷琳等（2019）的方法，采用較為客觀的變異系數(shù)法計算普惠金融指數(shù)。首先對原始數(shù)據(jù)進行無量綱化處理，具體方法如下：

ui表示第i個指標的權重，通過變異系數(shù)法確定，即每個指標的平均數(shù)和標準差之比，wi為指標經(jīng)過無量綱化處理后對應的數(shù)值。普惠金融指數(shù)（IFI）計算公式如下：

表2：2009～2017年中國各地普惠金融發(fā)展指數(shù)平均值及排名

表3：各變量名稱與計算方法

表2報告了2009～2017年普惠金融指數(shù)的平均值及排名水平，從中可以看出東部地區(qū)普惠金融發(fā)展水平明顯高于中西部地區(qū)。

3．門檻變量

門檻變量為產(chǎn)業(yè)結構（IS），包括產(chǎn)業(yè)結構合理化（RIS）和產(chǎn)業(yè)結構高度化（AIS）。產(chǎn)業(yè)結構合理化是指各產(chǎn)業(yè)的投入結構與產(chǎn)出結構之間的均衡和關聯(lián)協(xié)調(diào)程度。借鑒孟維福等（2020）的測量方法，對我國省域產(chǎn)業(yè)結構合理化進行測算，具體計算公式如下：

Yt為第t年國內(nèi)生產(chǎn)總值，Y1、Y2、Y3分別表示第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值；Lt為第t年就業(yè)總人數(shù)，L1、L2、L3分別表示第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)。RIS為逆向指標，其數(shù)值越大表明產(chǎn)業(yè)結構合理化水平越低。

產(chǎn)業(yè)結構高度化是指在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展過程中，產(chǎn)業(yè)結構從較低水平向高水平演進的過程，即第一產(chǎn)業(yè)比重會下降，第二、三產(chǎn)業(yè)比重會上升。借鑒譚昶等（2019）的測量方法，對我國省域產(chǎn)業(yè)結構高度化進行測算，具體計算公式如下：

Yijt為第t年第i地區(qū)j產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重。AIS為正向指標，取值范圍為[1，3]，其值越大說明產(chǎn)業(yè)結構高度化水平越高。

4．控制變量

考慮到普惠金融發(fā)展減緩貧困還可以通過經(jīng)濟增長渠道，因此本文選取人均GDP（pgdp）作為控制變量，同時還引入農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資水平（invest）、政府干預程度（gov）和人力資本（edu）水平作為控制變量。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平用各省農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額與農(nóng)村人數(shù)之比衡量，政府干預程度用財政支出與地區(qū)GDP之比衡量，人力資本水平用平均受教育年限衡量。各個變量具體計算方法見表3。

表4：各變量的描述性統(tǒng)計

（二）數(shù)據(jù)來源

選取2009～2017年除西藏、港澳臺以外的中國30個?。ㄊ?、區(qū)）為研究樣本，城鎮(zhèn)可支配收入、農(nóng)村純收入、各省人均GDP、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額、各省財政支出數(shù)據(jù)來源2010-2018年《中國統(tǒng)計年鑒》，普惠金融相關指標來源于2010-2018年《中國金融年鑒》、《區(qū)域金融運行報告》。各變量的描述性統(tǒng)計見表4。

（三）計量模型設定

1． 普惠金融減貧效應模型

為了研究普惠金融減貧效應，結合我國省域發(fā)展實際情況，建立如下模型：

其中，gap表示相對貧困，用泰爾指數(shù)衡量。IFI表示普惠金融指數(shù)，Control表示控制變量。下標i表示省份，t表示年份，β為待估參數(shù)，γi為個體固定效應，t為時間固定效應，it為隨機擾動項。

2． 普惠金融減貧非線性門檻效應模型

根據(jù)前文的理論分析，可以得到在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的過程中，普惠金融減緩貧困可能存在不同的效應，其原因就是產(chǎn)業(yè)結構存在門檻效應，導致減貧效應存在非線性，因此借鑒王漢文等（2018）構建了如下模型：

上述模型中，threit是為門檻變量，即表3中所示的產(chǎn)業(yè)結構，δ為門檻值；I為示性函數(shù)，其他指標與（7）式相同。

3． 空間效應模型

考慮到各地區(qū)經(jīng)濟、金融發(fā)展存在異質性，傳統(tǒng)的空間同質性可能無法充分揭示普惠金融與貧困減緩之間的聯(lián)系，產(chǎn)業(yè)轉型升級所需生產(chǎn)要素的跨區(qū)域流動使普惠金融發(fā)展和城鄉(xiāng)貧困差距在區(qū)域上存在空間相關性，因此借鑒顧寧等（2019）為從空間視角探究普惠金融減貧效應，構建了如下一般的空間回歸模型：

其中，ρWgapit表示貧困的空間滯后項，ρ為空間滯后項的系數(shù)，W為空間矩陣；Xj，it解釋變量（也包括控制變量）；θWXit為解釋變量的空間滯后項，θ為解釋變量空間滯后項的系數(shù)；λEVit為擾動項的空間滯后項，λ為對應的系數(shù)。

當λ=0時，上述模型轉變?yōu)榭臻g杜賓模型（SDM），不僅可以度量被解釋變量的空間關聯(lián)關系，還能反映解釋變量的空間效應；當λ=0且θ=0時，退化為空間自回歸模型（SAR），刻畫被解釋變量的空間效應；當θ=0且ρ=0時，退化為空間誤差模型（SEM），刻畫隨機誤差項所引起的空間關聯(lián)關系。在本研究中，一方面需要考察貧困在省際區(qū)域的空間關聯(lián)效應，還需要分析普惠金融發(fā)展對于貧困減緩是否存在空間溢出效應，所以本文選用空間杜賓模型（SDM）作為后續(xù)分析的基礎模型，在穩(wěn)健性檢驗中也報告了空間自回歸（SAR）和空間誤差模型（SEM）的估計結果。

實證結果與分析

（一）普惠金融減貧效應

表5為普惠金融發(fā)展對相對貧困的基準回歸結果，為使模型更穩(wěn)健，研究中采用了固定效應的最小二乘虛擬估計（LSDV）、以普惠金融的滯后項作為工具變量的面板工具變量估計（IV）和動態(tài)面板差分估計（dif-GMM），以緩解普通最小二乘法（OLS）可能造成的估計結果有偏的誤差?；诖?，本文選用LSDV作為基本估計方法。可以看出，不同的估計方法均表明普惠金融能顯著縮小收入分配差距。其他控制變量中，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平、人力資本水平對貧困減緩均起了負向作用。人均GDP、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、人力資本投入是農(nóng)業(yè)綜合能力提升的重要來源，其投入越大，可使本地區(qū)在資源競爭上處于優(yōu)勢地位，促進經(jīng)濟發(fā)展，從而實現(xiàn)減貧。政府干預程度與相對貧困呈現(xiàn)正相關，并沒有產(chǎn)生減貧作用，其可能原因是政府將更多的支出用于行政事務，在一定程度上阻礙貧困減緩。另外，表5利用農(nóng)村恩格爾系數(shù)（pov）作為貧困程度的替代變量，其減貧作用也與預期相符。

表5：普惠金融對貧困減緩的基準回歸結果

表6： 門檻效應檢驗

（二）普惠金融減貧的門檻非線性效應

1．門檻檢驗

在具體估計PTR模型之前需要對產(chǎn)業(yè)結構的門檻效應是否存在進行檢驗，以判斷是否存在非線性特征（即是否適合構建PTR模型）。一般采用Hansen（1999）年提出的“自主抽樣法（Bootstrap）”獲得了F統(tǒng)計量以及門限值。表6報告了單一門檻、雙門檻、三門檻的估計結果，結果顯示產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化僅單一門檻在1%的水平下顯著，門檻值分別為0．0385和2．2668。同樣，對貧困的替代變量pov進行同樣的檢驗，結果也顯示產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化僅單一門檻在1%的水平下顯著，門檻值分別為0．0385和2．2858。這說明產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展的不同時期，普惠金融減貧效應存在非線性關系。

表7：普惠金融對相對貧困程度的門檻效應檢驗

2．門檻回歸結果

在得到門檻值后，采用面板門限回歸模型（PTR）實證檢驗普惠金融減貧的產(chǎn)業(yè)結構效應，實證結果如表7所示。具體而言，當產(chǎn)業(yè)結構合理化低于0．0385時，普惠金融的系數(shù)為-0．119，并且顯著；當產(chǎn)業(yè)結構合理化高于0．0385時，普惠金融的系數(shù)顯著為-0．241?？梢姡S著產(chǎn)業(yè)合理化水平的提高，普惠金融在產(chǎn)業(yè)結構合理化的作用下，減貧的效應有所收斂。究其原因，我國農(nóng)村大量的剩余勞動力最初由傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門轉移時，這些轉移的勞動力成本相對較為低廉，在降低企業(yè)成本的同時也能為企業(yè)帶來利潤，會出現(xiàn)“結構紅利”，有利于轉移人口收入的提高，進而有利于緩解貧困程度。但隨著合理化水平的提高，這些剩余勞動力邊際報酬的提高，與城鎮(zhèn)勞動力相比，競爭力不足，減貧效果有所放緩。當產(chǎn)業(yè)結構高度化低于2．668時，普惠金融的系數(shù)顯著為-0．173；當產(chǎn)業(yè)結構高度化高于2．668時，普惠金融的系數(shù)顯著為-0．24，說明普惠金融隨著產(chǎn)業(yè)結構高度化水平的提高，減貧效應有所加強。隨著國民經(jīng)濟快速發(fā)展，產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重心由第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉移，生產(chǎn)要素也由低效部門向高效部門轉移，有利于資源的高效配置，從而促進經(jīng)濟增長。經(jīng)濟增長的同時會為農(nóng)村居民提供大量的非農(nóng)就業(yè)機會，由于從事第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力的邊際報酬遠大于第一產(chǎn)業(yè)，進而提高了其收入水平，減緩了貧困的發(fā)生。

（三）普惠金融減貧的空間溢出效應

1．空間自相關

為檢驗普惠金融減貧的空間溢出效應，首先采用全局Moran I指數(shù)來檢驗2009-2017年普惠金融發(fā)展和相對貧困的空間相關性是否存在。關于空間權重矩陣Wij的設定，借鑒譚昶等（2019）選取鄰接權重、地理權重和經(jīng)濟權重三種方法來構建。但是考慮到這三種空間權重均為對稱矩陣，可能不符合經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)與經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)之間的空間關系不對稱的現(xiàn)實情況，因此，本文參考傅鵬等（2018）以鄰接權重和經(jīng)濟權重為基礎，構建嵌套矩陣能更好的反映各省份之間的空間關聯(lián)效應。各權重矩陣的定義及設定方法如表8所示。

表9報告了我國2009-2017年普惠金融發(fā)展和相對貧困的空間相關性檢驗。結果顯示，普惠金融指數(shù)與相對貧困的Moran"s I指數(shù)正態(tài)統(tǒng)計量z值均在1%的水平上顯著，這表明普惠金融和相對貧困都呈現(xiàn)明顯的空間相關性，普惠金融發(fā)展（相對貧困）較高的省份相互鄰近，即普惠金融發(fā)展和相對貧困在空間分布上呈現(xiàn)“高-高”和“低-低”集聚的空間特征。因此，有必要從空間層面考察普惠金融減貧效應。

表8：權重矩陣的定義及設定方法

表9：普惠金融發(fā)展和相對貧困水平的Moran"s I指數(shù)

2．空間面板模型回歸結果

為了使結果更穩(wěn)健，表10分別報告了SAR、SEM、SDM的估計結果，若Hausman檢驗結果為拒絕原假設，選擇隨機效應模型，反之，則選擇固定效應模型。最優(yōu)模型的選取依據(jù)是根據(jù)對數(shù)似然函數(shù)值和擬合優(yōu)度值等統(tǒng)計量確定的。根據(jù)估計結果，空間杜賓模型（SDM）的擬合優(yōu)度最高，對數(shù)似然函數(shù)值最大，因此本文著重分析空間杜賓模型的估計結果?？臻g自回歸系數(shù)ρ在不同的權重下，均顯著大于0，也就是說普惠金融減緩相對貧困存在顯著的空間正向關效應，這種效應在地理權重的影響下更加顯著，即我國存在明顯的地區(qū)聚集貧困效應。從關鍵解釋變量來看，普惠金融的估計系數(shù)在不同的空間權重下均顯著為負，這也意味著普惠金融發(fā)展水平的提高不僅有利于減緩本地區(qū)的貧困水平，也對其相鄰地區(qū)經(jīng)濟有所關聯(lián)地區(qū)的貧困也有抑制作用。產(chǎn)業(yè)結構合理化水平、產(chǎn)業(yè)結構高度化水平、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平、人力資本水平對減緩相對貧困程度起到一定的促進作用，人均實際GDP與貧困之間呈現(xiàn)正相關關系，可能原因受到“相鄰”地區(qū)的影響，以及資源稟賦等因素限制，從經(jīng)濟發(fā)展的“涓滴效應”獲益不及非貧人口，從而導致了弱勢群體收入的增長速度低于城鎮(zhèn)居民收入增長速度，不利于貧富差距的縮小，進而不利于減貧。

3．空間溢出效應、直接效應和間接效應

由于空間相關系數(shù)顯著為正，因此解釋變量對貧困的邊際效應并不是這些系數(shù)，為了進一步判斷普惠金融等變量對本地區(qū)、相鄰地區(qū)以及經(jīng)濟相依賴地區(qū)的貧困所產(chǎn)生的影響，采用偏微分方法分解為直接效應和間接效應，其結果如表11。

表10：普惠金融減貧效應的空間面板模型回歸結果

表11：普惠金融減貧的空間溢出效應分解

不管采用何種權重矩陣形式，普惠金融發(fā)展均呈現(xiàn)出顯著的減貧效應，經(jīng)濟權重的總效應、間接效應要大于單純的地理權重和嵌套權重的總效應和間接效應，也就是說在經(jīng)濟上相互“依賴”的地區(qū)，減貧的空間作用更明顯，地區(qū)間的金融資本要素流動為農(nóng)村地區(qū)發(fā)展創(chuàng)造了良好的條件，緩解了金融資本要素的區(qū)域局限性問題，總效應大部分歸因于間接效應。產(chǎn)業(yè)結構合理化能促進貧困減緩，總效應、直接效應、間接效應以嵌套距離為權重的計算方式影響最大，其系數(shù)分別為0．089、0．073、0．016，說明本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化每提升1%，本地區(qū)的相對貧困減少0．073%，地理和經(jīng)濟“相鄰”地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化每提升1%，相對貧困減少0．016%，總效應很大程度上歸因于直接效應。產(chǎn)業(yè)結構的合理化進程中，使農(nóng)村貧困人口由經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)向經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)轉移就業(yè)，由第一產(chǎn)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉移就業(yè)，促進勞動力的跨區(qū)域、跨產(chǎn)業(yè)流動，從而起到增收減貧的作用。農(nóng)村固定投資水平、人力資本水平的總效應、直接效應和間接效應均顯著為負，也是抑制相對貧困發(fā)生的推動力。產(chǎn)業(yè)結構高度化對相對貧困的總效應、直接效應、間接效應均為負值，說明產(chǎn)業(yè)結構高度化的減貧作用具有輻射效應和擴散效應，在嵌套權重下的總效應、直接效應和間接效應的系數(shù)分別為-0．107、-0．087、-0．0195，本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構高度化提升1%，貧困減少0．087%，地理和經(jīng)濟同時“相鄰”的地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高度化提升1%，貧困減少0．0195%。第二、第三產(chǎn)業(yè)的收入彈性和投資收益大于第一產(chǎn)業(yè)，引導生產(chǎn)要素向更高效的部門流動，提高了勞動力要素配置效率，從而達到縮小城鄉(xiāng)收入差距的目的。

結論與政策建議

基于2009-2017年中國各種普惠金融發(fā)展的測算，本文以面板線性模型為基礎模型，進一步研究普惠金融減貧的產(chǎn)業(yè)結構門檻效應，并構建了地理權重矩陣、經(jīng)濟權重矩陣和嵌套權重矩陣，結合空間計量模型考察了普惠金融減貧的空間溢出效應，得出以下結論：第一，我國普惠金融發(fā)展對各地區(qū)的貧困減緩發(fā)揮一定的促進作用，但存在明顯的區(qū)域差異特征。第二，產(chǎn)業(yè)調(diào)整的不同時期，普惠金融發(fā)展的減貧效應呈現(xiàn)非線性特征。隨著產(chǎn)業(yè)結構合理化水平的提高，普惠金融對貧困程度的抑制作用有所收斂；而隨著產(chǎn)業(yè)結構高度化水平的提高，普惠金融對貧困的抑制作用在跨越門檻值后有所加強。第三，我國普惠金融發(fā)展和相對貧困具有明顯的空間集聚特征和空間依賴性：普惠金融發(fā)展水平較高的省份之間相互“鄰近”；采用不同的空間矩陣，普惠金融減貧都呈現(xiàn)顯著的空間溢出效應；產(chǎn)業(yè)結構合理化和高度化具有顯著的空間溢出效應，不僅促進本地區(qū)貧困減緩，也有助于“鄰近”地區(qū)貧困減緩。據(jù)此，提出以下政策啟示：其一，充分發(fā)揮普惠金融的減貧作用。我國貧困人口的溫飽問題已基本解決，金融扶貧的重點在于縮小城鄉(xiāng)和區(qū)域差距，各級政府應鼓勵和引導金融機構加大對弱勢群體提供金融服務，創(chuàng)新金融產(chǎn)業(yè)，不斷提升金融的普惠性。其二，要重視產(chǎn)業(yè)調(diào)整在普惠金融發(fā)展與貧困減緩之間的門限特征，根據(jù)各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展優(yōu)勢，充分發(fā)揮地區(qū)的特色資源稟賦，調(diào)整勞動力要素和生產(chǎn)要素來實現(xiàn)最優(yōu)的金融資源配置，使普惠金融的減貧效應發(fā)揮最大作用。其三，各地區(qū)政府要摒除“本位主義”的執(zhí)政理念，加強各區(qū)域之間的經(jīng)濟金融互動性，促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，有效利用普惠金融、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的空間溢出效應，發(fā)揮金融資源、勞動力資源等的跨區(qū)域流動性優(yōu)勢，形成“金融—產(chǎn)業(yè)—減貧”三位一體的空間格局，促進普惠金融與鄉(xiāng)村振興協(xié)同發(fā)展，更有效地實現(xiàn)減貧目的。