金融減貧效應的門檻特征分析及實證檢驗

韓芳

（浙江工商大學金融學院，浙江 杭州 310018）

金融減貧效應的門檻特征分析及實證檢驗

韓芳

（浙江工商大學金融學院，浙江 杭州 310018）

由于受金融市場進入成本以及窮人初始財富不足的限制，金融發(fā)展對貧困減緩的影響往往會表現出門檻特征。本文利用1997—2012年我國30個省市的面板數據，以經濟發(fā)展水平作為門檻變量，對金融發(fā)展與貧困減緩之間的關系進行了實證檢驗。結果表明：在不同的經濟發(fā)展水平下，金融發(fā)展減緩貧困的作用存在顯著的差異。只有當經濟發(fā)展水平越過相應的門檻、窮人達到一定的資本積累后，金融發(fā)展才對貧困減緩具有顯著的正向效應。這也進一步說明，只有實現金融與經濟的協調發(fā)展才能更好地發(fā)揮金融發(fā)展的減貧效應。

金融發(fā)展；貧困減緩；經濟發(fā)展；門檻效應

一、引言

改革開放以來，隨著經濟快速穩(wěn)定增長，我國居民生活水平得到顯著提高，尤其在反貧困事業(yè)上取得了突出的成就。從目前官方公布的農村地區(qū)的貧困數據看，我國農村貧困發(fā)生率已經從改革開放前的30%下降到現在的3%左右。這與期間我國實施的一系列扶貧助貧政策是密不可分的。金融作為現代經濟的核心，對經濟發(fā)展具有重要的促進作用。自新中國金融體制誕生以來，我國金融市場的綜合實力不斷提升，無論是金融規(guī)模還是金融體系的運行效率都在不斷擴大和改善。進入21世紀，隨著金融減貧效應的日益突出，學術界以及政策制定者開始真正關注金融發(fā)展的減貧效應。從現有的文獻來看，從金融發(fā)展的角度研究貧困減緩的文獻并不多，相關研究主要集中于金融發(fā)展減緩貧困的經濟增長效應，即所謂的“涓流（trickle down）效應”。那么我國金融發(fā)展在不同的發(fā)展階段如何作用于貧困減緩，可以通過哪些內在機制使窮人受益是值得進一步研究和驗證的問題。

二、理論分析與文獻回顧

金融發(fā)展可以通過多種方式影響貧困人口的生活狀況（奧希安博，2010），但無論以何種方式都離不開金融功能的作用。隨著金融發(fā)展的深化和金融體制的完善，金融體系在資源配置、公司治理、風險管理以及金融服務等功能上對貧困減緩的作用日益顯著。最早關于兩者關系的研究主要集中于金融減貧的經濟增長效應。國內外大量文獻從理論和實證角度證明了金融發(fā)展可以提高資本累積的速度和資本利用的效率來促進經濟增長，從而可以改善地區(qū)的貧困狀況（克雷，2006；郭熙保、羅知，2008；崔艷娟、孫剛，2012等），這些研究往往揭示了“金融發(fā)展可以促進經濟增長、經濟增長可以促進貧困減緩”這兩個過程。

也有一些研究認為金融發(fā)展對貧困減緩的影響是非線性的。格林伍德和約萬諾維奇（Greenwood和Jovanovic，1990）最早在一個內生經濟增長模型中分析得到金融發(fā)展對貧困人口的影響會存在先惡化后改善的效應，而這主要與金融中介的進入機制有關。當經濟落后時，窮人難以支付進入費用而無法從金融發(fā)展中受益。隨著經濟發(fā)展內生帶來金融發(fā)展，金融中介的運營成本減少使進入的門檻降低，越來越多的人能夠越過相應的門檻從金融發(fā)展中受益。可見，金融發(fā)展的減貧效應很大程度上受到經濟發(fā)展水平的影響。隨著經濟發(fā)展程度的上升，一方面金融體制不斷完善，另一方面窮人通過資本積累開始具備承擔金融進入成本的能力。這與發(fā)展經濟學理論的觀點是一致的，即必須通過一定的資本積累才能進入持續(xù)的經濟增長從而擺脫貧困。湯森和上田（Townsend和Ueda，2003）以一個統一的模型研究金融深化對貧困減緩的作用，也得到了類似的結論。

基于上述的理論分析可知，金融減貧效應的發(fā)揮很大程度上受到經濟發(fā)展水平的制約。為了更加準確地認識金融減貧效應的門檻特征，本文接下來將以經濟發(fā)展水平作為門檻變量，運用門檻回歸模型進行實證分析。

三、計量模型構建與指標數據選擇

（一）門檻回歸模型構建

門檻模型主要有兩個需要解決的問題：一是估計門檻值和相應的系數；二是對門檻效應進行相關檢驗。為了確定門檻模型的具體形式，首先需要對模型的門檻效應進行檢驗。從表1可以看出，雙門檻效應通過顯著性檢驗，因此接受雙門檻模型的原假設。具體的雙門檻模型設定如下：

其中，η1、η2分別為雙門檻模型的第一個門檻值和第二個門檻值；I(GDP≤η1)等為相應的分段函數以表示不同經濟發(fā)展水平區(qū)間；POV用來測度貧困減緩的力度；FD用來衡量金融發(fā)展水平；GDP是代表經濟發(fā)展水平的門檻變量；X表示其他影響貧困減緩的控制變量；j是控制變量的序號；i與t表示地區(qū)和年份變量； μi是未觀測到的地區(qū)效應；εi,t是隨機擾動項。

表1：門檻效應檢驗

（二）指標說明與數據來源

1.貧困減緩指標 （POV）：本文參考夸泰（Quartey，2005）以及師榮蓉、徐璋勇等（2013）的做法，用相對貧困指標①衡量。恩格爾系數是食品支出占個人消費支出總額的比重，是國際上通用的衡量居民生活水平高低與劃分貧富的一項指標。一般來說，恩格爾系數越高，表明該地區(qū)或家庭越貧困。由于目前我國的貧困人口主要集中在農村，所以用各省農村家庭恩格爾系數衡量貧困減緩的力度（POV）。該指標越低則貧困減緩力度越大，反之亦然。

2.金融發(fā)展指標（FD）：考慮本文研究的是金融發(fā)展對貧困減緩的影響，涉及對窮人生活的改善，如果繼續(xù)沿用傳統的金融發(fā)展指標，可能無法真實地反映出金融發(fā)展的減貧效應。參考貝克（Beck）等（2007）的研究，以私人信貸比率即非國有部門貸款/GDP表示。該指標能夠較準確地衡量金融中介引導資金到生產部門的效率。由于目前省級層面的統計資料并沒有對貸款企業(yè)的產權屬性分類，因此本文參照趙勇和雷達（2010）的方法，利用一個基于AR（1）過程調整的固定效應法進行估算。

3.經濟發(fā)展指標（GDP）：本文選取人均實際GDP衡量（莫納漢，2004）各地的經濟發(fā)展水平。為降低數據變動幅度過大帶來的影響，本文對該指標做了對數處理。

4.其他控制變量（X）：（1）金融波動指標（FDR）。在考察金融發(fā)展的減貧效應時，如果忽略金融波動的影響，可能會低估金融發(fā)展的減貧效應。本文采用金融發(fā)展的波動率衡量，對各省的金融發(fā)展指標（FD）通過HP濾波（設定平滑系數λ= 100）得到其波動成分，并取絕對值作為金融不穩(wěn)定（FDR）的衡量指標。（2）人力資本（HUM）。人力資本投資可以為窮人提供職業(yè)選擇的機會，是其脫離貧困的重要渠道之一，用高等學校在校人數占總人口比重表示。（3）貿易開放度（TRA）。用進出口總額與GDP的比值衡量。（4）產業(yè)結構（SEC）。用第二、三產業(yè)產值/GDP衡量。（5）城鎮(zhèn)化水平（CITY）。用城鎮(zhèn)人口占全部人口的比重衡量。（6）財政支出（GOV）。由于缺少各省市政府財政支貧支出的數據，而研究主要針對農村地區(qū)的貧困減緩程度，大多數的貧困人口和低收入人群的經濟來源仍以傳統的農耕為主，因此用財政支農支出/財政總支出來衡量財政支出結構對貧困減緩的影響。（7）通貨膨脹率（INF）。通貨膨脹的波動率會直接影響居民的生活水平，也可以反映宏觀經濟環(huán)境的穩(wěn)定程度。用CPI定基指數的變化率衡量。

本文實證部分的時間跨度為1997—2012年。由于西藏地區(qū)的部分數據缺失，最終涉及的省級行政單位共有30個。以上變量的基礎數據來源于歷年《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》以及各省市統計年鑒。

表2：變量描述性統計

（三）實證結果分析

表3中報告了GDP的門檻估計值和置信區(qū)間。借助于圖1和圖2門檻變量與似然比的函數圖，我們可以清楚地理解門檻值的估計和置信區(qū)間的構造過程。其中虛線是似然比統計量的臨界值。從圖中可以看出，當GDP為8.550和9.428時，此時的似然比值接近于0，門檻估計值的真實性通過檢驗。

表3：門檻估計值及置信區(qū)間

圖1：經濟發(fā)展第一個門檻的估計值和置信區(qū)間

表4報告了雙門檻面板模型的估計結果，從結果可以看出，在不同的經濟發(fā)展水平下，金融發(fā)展對貧困減緩的作用存在顯著的差異。對應的門檻值η1=8.550、η2=9.428。因為回歸的時候采用的是人均實際GDP的對數值，故人均實際GDP分別為5167元和12432元。當人均實際GDP低于第一個門檻值5167元時，金融發(fā)展對貧困減緩存在顯著的負面影響，在這一階段，金融發(fā)展對貧困減緩是不利的。當人均實際GDP處于5167元和12432元之間時，金融發(fā)展對貧困減緩的負向效應相比第一階段減弱，且不顯著。當人均實際GDP越過第二個門檻值12432元時，此時金融發(fā)展可以顯著地促進貧困減緩。這說明金融發(fā)展的減貧效應與地區(qū)經濟發(fā)展水平密切相關，在不同的經濟發(fā)展水平下，金融發(fā)展對貧困減緩的作用呈現出鮮明的非線性“門檻特征”。此外，金融波動對貧困減緩存在不顯著的負向作用，這主要與現階段我國金融發(fā)展仍兼具金融抑制的特征有關。在這種利率非市場化的背景下，我國金融發(fā)展一定程度上可以減少金融波動給窮人帶來的負面影響。人力資本的提高、產業(yè)結構的調整可以顯著地促進貧困減緩。貿易開放和通貨膨脹率對貧困減緩是不利的。城鎮(zhèn)化水平以及政府財政支出與貧困減緩之間沒有重要的聯系。

以下根據實證結果，對樣本進行進一步分析。觀察各省市1997—2012年的經濟發(fā)展水平，我們可以將樣本進行細分。東部的所有省市在樣本初始期1997年已經跨越第一個門檻值，進入第二個階段。最早跨越第二個門檻值的有北京、天津和上海。這三個直轄市在1997年的人均實際GDP已經高于12432元。較晚越過第二個門檻值進入改善區(qū)域的省市主要是西部地區(qū)的安徽、四川、廣西、貴州、云南、甘肅。值得一提的是，截至2012年底，樣本內所有省市均已跨過第二個門檻值。這說明目前樣本內全部省市已經從低水平均衡跨越“貧困陷阱”，正在向高水平的均衡階段過渡，此時金融發(fā)展可以顯著地促進貧困減緩。

表4：門檻面板模型回歸結果

圖2：經濟發(fā)展第二個門檻的估計值和置信區(qū)間

四、結論及政策建議

本文的實證結果表明，在不同的經濟發(fā)展水平區(qū)間，金融發(fā)展對貧困減緩的影響存在顯著的差異，這主要與金融市場的進入機制和窮人初始財富的限制有關。因此，為了更好地發(fā)揮金融發(fā)展的減貧效應，本文提出如下政策建議：

第一，擴大貧困地區(qū)金融服務覆蓋面，增加貧困人口金融服務的可得性，改善城鄉(xiāng)金融發(fā)展的不平衡。一方面，從長遠看，只有放開農村金融市場、繼續(xù)進行相關的市場化改革、發(fā)展多元化的農村金融組織機構，才能有效擴大金融服務的品種、數量和范圍，滿足農村特別是貧困地區(qū)對金融服務的需求。另一方面，對金融監(jiān)管機構而言，應適當放寬中小金融機構進入農村尤其是貧困地區(qū)金融市場的準入條件，增設或升級鄉(xiāng)鎮(zhèn)以下營業(yè)網點；對金融機構而言，應對農民及低收入人群適當降低進入門檻，給予一定的優(yōu)惠政策，加大“三農”的信貸扶持力度，防止農村金融資源不合理地流向城市和工業(yè)領域。

第二，完善針對農民及貧困人口的抵押擔保體系，鼓勵和支持農村金融產品創(chuàng)新。農戶和貧困人口往往由于缺乏相應的抵押物難以獲得信貸支持，因此必須針對這類人群建立和完善相應的抵押擔保體系。具體來說，可以根據各地的經濟發(fā)展狀況，實行差異化政策，探尋更多的諸如“集合資金委托貸款”、“土地儲備貸款”等針對農民和貧困人口的新型融資方式，以形成更加有效的抵押擔保組織及形式。此外，除了傳統的儲蓄、信貸等業(yè)務，金融機構應該針對貧困人口進行金融產品創(chuàng)新以提供更加全面普惠的金融服務，如提供保險、結算以及金融知識講座等綜合性金融服務。

第三，加快推進金融體制改革進程，實現金融與經濟協調發(fā)展。穩(wěn)定的宏觀經濟環(huán)境是反貧困進程順利推進的保障，因此要充分發(fā)揮金融發(fā)展的減貧效應必須加快資本積累的涓流效應，以整體經濟水平的改善帶動貧困地區(qū)人口收入的增長。一個合理有效的金融體系首先應該服務于經濟發(fā)展，通過提高資本運用的效率加快經濟發(fā)展的步伐。因此，要大力推進金融體制改革，建立高效的金融體系，滿足不同市場主體的金融需求，增加各種金融機構的市場競爭力，盡快形成金融與經濟互動互利的雙贏局面，讓金融與經濟發(fā)展惠及更多的人。

注：

①絕對貧困與相對貧困是建立在不同標準上的概念，所強調的重點不同。絕對貧困從客觀上定義，主要強調“延續(xù)生命的基本需求”；相對貧困是從主觀上定義，突出的是“生活水平的比較”，通常包括對社會總體平均水平的測度（阿爾科克，1993）。

[1]Greenwood，J.and Jovanovic，B.，1990，Financial Development，Grow th，and the Distribution of Income[J]. Journalof Political Economy，98.

[2]Honohan，P.，2004，Financial Development，grow th，and poverty：how close are the links?[Z].World Bank Policy ResearchWorking Paper，NO.3203.

[3]Jeanneney，A.G.and Kpodar，K.，2008，Financial Development and Poverty Reduction：Can there be a Benefitw ithouta Cost?[Z].IMFWorking Paper，WP/08/62.

[4]Kraay，A.，2006，When is Grow th Pro Poor?Evidence from a Panel of Countries[J].Journal of Development Econom ics，80.

[5]Odhiambo，N.M.，2010，Is Financial Development a Spur to Poverty Reduction?Kenya’s Experience[J].Journal of Econom ic Studies，37（4）.

[6]Quartey P.，2005，“Financial Sector Development，Savings Mobilisation and Poverty Reduction in Ghana[A]. UNU-W IDER Research Paper：No.2005/71，United Nations University，Helsinki，Finland.

[7]崔艷娟，孫剛.金融發(fā)展是貧困減緩的原因嗎？—來自中國的證據[J].金融研究，2012，（11）.

[8]師榮蓉，徐璋勇，趙彥嘉.金融減貧的門檻效應及其實證檢驗—基于中國西部省際面板數據的研究[J].中國軟科學，2013，（3）.

Analysis on the Threshold Effect of Financial Development on Poverty A lleviation and Relevant Em pirical Test

Han Fang
（Schoolof Financeof Zhejiang University of Industry and Commerce，Zhejiang Hangzhou 310018）

Due to the lim itation of entrance cost into the financialmarketand initial capitalof the poor，the impact of financial developmenton the poverty alleviation tends to show the threshold effect.This paper uses the level of econom ic development as the threshold variable to empirically investigate the relationship between the financial developmentand poverty alleviation w ith the paneldata of 30 provinces in China from 1997 to 2012.The empirical results suggest that there is a significant threshold effect of financial development on poverty alleviation.When the level of econom ic developmentcrosses the threshold leveland the poorhaveaccumulated a certain amountof capital，financial developmenthas an obviously positive effecton poverty alleviation.In order to utilize the effectof financial development on poverty alleviation，it is important to coordinate the developmentofeconomy and finance.

financialdevelopment，poverty alleviation，econom ic development，threshold effect

F833

1674-2265（2014）11-0022-05

（責任編輯 孫 軍；校對 YJ，SJ）

2014-9-15

韓芳，女，浙江工商大學金融學院，E-mail：gshf1989@126.com。