金融减贫效应的门槛特征实证检验

摘 要：由于受金融市场进入成本以及穷人初始财富不足的限制,金融发展对贫困减缓的影响往往会表现出门槛特征.本文利用1997―2012年我国30个省市的面板数据,以经济发展水平作为门槛变量,对金融发展与贫困减缓之间的关系进行了实证检验.结果表明：在不同的经济发展水平下,金融发展减缓贫困的作用存在显著的差异.只有当经济发展水平越过相应的门槛、穷人达到一定的资本积累后,金融发展才对贫困减缓具有显著的正向效应.这也进一步说明,只有实融与经济的协调发展才能更好地发挥金融发展的减贫效应.

关 键 词 ：金融发展,贫困减缓,经济发展,门槛效应

中图分类号：F833 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2014）11-0022-05

一、引言

改革开放以来,随着经济快速稳定增长,我国居民生活水平得到显著提高,尤其在反贫困事业上取得了突出的成就.从目前公布的农村地区的贫困数据看,我国农村贫困发生率已经从改革开放前的30%下降到现在的3%左右.这与期间我国实施的一系列扶贫助贫政策是密不可分的.金融作为现代经济的核心,对经济发展具有重要的促进作用.自新中国金融体制诞生以来,我国金融市场的综合实力不断提升,无论是金融规模还是金融体系的运行效率都在不断扩大和改善.进入21世纪,随着金融减贫效应的日益突出,学术界以及政策制定者开始真正关注金融发展的减贫效应.从现有的文献来看,从金融发展的角度研究贫困减缓的文献并不多,相关研究主要集中于金融发展减缓贫困的经济增长效应,即所谓的“涓流（trickle down）效应”.那么我国金融发展在不同的发展阶段如何作用于贫困减缓,可以通过哪些内在机制使穷人受益是值得进一步研究和验证的问题.

二、理论分析与文献回顾

金融发展可以通过多种方式影响贫困人口的生活状况（奥希安博,2010）,但无论以何种方式都离不开金融功能的作用.随着金融发展的深化和金融体制的完善,金融体系在资源配置、公司治理、风险管理以及金融怎么写作等功能上对贫困减缓的作用日益显著.最早关于两者关系的研究主要集中于金融减贫的经济增长效应.国内外大量文献从理论和实证角度证明了金融发展可以提高资本累积的速度和资本利用的效率来促进经济增长,从而可以改善地区的贫困状况（克雷,2006,郭熙保、罗知,2008,崔艳娟、孙刚,2012等）,这些研究往往揭示了“金融发展可以促进经济增长、经济增长可以促进贫困减缓”这两个过程.

也有一些研究认为金融发展对贫困减缓的影响是非线性的.格林伍德和约万诺维奇（Greenwood和Jovanovic,1990）最早在一个内生经济增长模型中分析得到金融发展对贫困人口的影响会存在先恶化后改善的效应,而这主要与金融相似度检测的进入机制有关.当经济落后时,穷人难以支付进入费用而无法从金融发展中受益.随着经济发展内生带来金融发展,金融相似度检测的运营成本减少使进入的门槛降低,越来越多的人能够越过相应的门槛从金融发展中受益.可见,金融发展的减贫效应很大程度上受到经济发展水平的影响.随着经济发展程度的上升,一方面金融体制不断完善,另一方面穷人通过资本积累开始具备承担金融进入成本的能力.这与发展经济学理论的观点是一致的,即必须通过一定的资本积累才能进入持续的经济增长从而摆脱贫困.汤森和上田（Townsend和Ueda,2003）以一个统一的模型研究金融深化对贫困减缓的作用,也得到了类似的结论.

基于上述的理论分析可知,金融减贫效应的发挥很大程度上受到经济发展水平的制约.为了更加准确地认识金融减贫效应的门槛特征,本文接下来将以经济发展水平作为门槛变量,运用门槛回归模型进行实证分析.

三、计量模型构建与指标数据选择

(一)门槛回归模型构建

门槛模型主要有两个需要解决的问题：一是估计门槛值和相应的系数,二是对门槛效应进行相关检验.为了确定门槛模型的具体形式,首先需要对模型的门槛效应进行检验.从表1可以看出,双门槛效应通过显著性检验,因此接受双门槛模型的原检测设.具体的双门槛模型设定如下：

[POVit等于β1FDitI（GDP≤η1）+β2FDitI（η1η2）+γjXitj+μi+εit （1）]

其中,[η1]、[η2]分别为双门槛模型的第一个门槛值和第二个门槛值,[I（GDP≤η1）]等为相应的分段函数以表示不同经济发展水平区间,POV用来测度贫困减缓的力度,FD用来衡量金融发展水平,GDP是代表经济发展水平的门槛变量,X表示其他影响贫困减缓的控制变量,j是控制变量的序号,i与t表示地区和年份变量,[μi]是未观测到的地区效应,[εi,t]是随机扰动项.

表1：门槛效应检验

[模型＼&,F值＼&,P值＼&,BS次数＼&,1%＼&,5%＼&,10%＼&,单一门槛＼&,33.934**＼&,0.013＼&,300＼&,36.241＼&,23.331＼&,17.508＼&,双重门槛＼&,49.368***＼&,0.000＼&,300＼&,34.769＼&,13.724＼&,7.448＼&,]

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的显著水平下显著.

(二)指标说明与数据来源

1. 贫困减缓指标（POV）：本文参考夸泰（Quartey,2005）以及师荣蓉、徐璋勇等（2013）的做法,用相对贫困指标①衡量.恩格尔系数是食品支出占个人消费支出总额的比重,是国际上通用的衡量居民生活水平高低与划分贫富的一项指标.一般来说,恩格尔系数越高,表明该地区或家庭越贫困.由于目前我国的贫困人口主要集中在农村,所以用各省农村家庭恩格尔系数衡量贫困减缓的力度（POV）.该指标越低则贫困减缓力度越大,反之亦然. 2. 金融发展指标（FD）：考虑本文研究的是金融发展对贫困减缓的影响,涉及对穷人生活的改善,如果继续沿用传统的金融发展指标,可能无法真实地反映出金融发展的减贫效应.参考贝克（Beck）等（2007）的研究,以私人信贷比率即非国有部门贷款/GDP表示.该指标能够较准确地衡量金融相似度检测引导资金到生产部门的效率.由于目前省级层面的统计资料并没有对贷款企业的产权属性分类,因此本文参照赵勇和雷达（2010）的方法,利用一个基于AR（1）过程调整的固定效应法进行估算.

3. 经济发展指标（GDP）：本文选取人均实际GDP衡量（莫纳汉,2004）各地的经济发展水平.为降低数据变动幅度过大带来的影响,本文对该指标做了对数处理.

4. 其他控制变量（X）：（1）金融波动指标（FDR）.在考察金融发展的减贫效应时,如果忽略金融波动的影响,可能会低估金融发展的减贫效应.本文采用金融发展的波动率衡量,对各省的金融发展指标（FD）通过HP滤波（设定平滑系数[λ]等于100）得到其波动成分,并取绝对值作为金融不稳定（FDR）的衡量指标.（2）人力资本（HUM）.人力资本投资可以为穷人提供职业选择的机会,是其脱离贫困的重要渠道之一,用高等学校在校人数占总人口比重表示.（3）贸易开放度（TRA）.用进出口总额与GDP的比值衡量.（4）产业结构（SEC）.用第二、三产业产值/GDP衡量.（5）城镇化水平（CITY）.用城镇人口占全部人口的比重衡量.（6）财政支出（GOV）.由于缺少各省市政府财政支贫支出的数据,而研究主要针对农村地区的贫困减缓程度,大多数的贫困人口和低收入人群的经济来源仍以传统的农耕为主,因此用财政支农支出/财政总支出来衡量财政支出结构对贫困减缓的影响.（7）通货膨胀率（INF）.通货膨胀的波动率会直接影响居民的生活水平,也可以反映宏观经济环境的稳定程度.用CPI定基指数的变化率衡量.

本文实证部分的时间跨度为1997―2012年.由于西藏地区的部分数据缺失,最终涉及的省级行政单位共有30个.以上变量的基础数据来源于历年《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》以及各省市统计年鉴.

表2：变量描述性统计

[变量＼&,均值＼&,标准差＼&,最小值＼&,最大值＼&,样本容量＼&,POV＼&,0.4596＼&,0.076＼&,0.2972＼&,0.6960＼&,480＼&,FD＼&,0.9310＼&,0.3153＼&,0.3809＼&,2.2995＼&,480＼&,FDR＼&,0.0625＼&,0.0564＼&,0.0001＼&,0.3885＼&,480＼&,GDP＼&,9.4119＼&,0.7323＼&,7.6695＼&,11.154＼&,480＼&,HUM＼&,0.0116＼&,0.0081＼&,0.0011＼&,0.0366＼&,480＼&,TRA＼&,0.3218＼&,0.3954＼&,0.0321＼&,1.7222＼&,480＼&,SEC＼&,0.8554＼&,0.0753＼&,0.6360＼&,0.9940＼&,480＼&,CITY＼&,0.4346＼&,0.1577＼&,0.1404＼&,0.8976＼&,480＼&,GOV＼&,0.0776＼&,0.0327＼&,0.0135＼&,0.1708＼&,480＼&,INF＼&,2.1742＼&,2.6046＼&,-3.6＼&,12.3＼&,480＼&,]

(三)实证结果分析

表3中报告了GDP的门槛估计值和置信区间.借助于图1和图2门槛变量与似然比的函数图,我们可以清楚地理解门槛值的估计和置信区间的构造过程.其中虚线是似然比统计量的临界值.从图中可以看出,当GDP为8.550和9.428时,此时的似然比值接近于0,门槛估计值的真实性通过检验.

表3：门槛估计值及置信区间

[门槛变量（GDP）＼&,门槛估计值＼&,95%置信区间＼&,第1个门槛值（[η1]）＼&,8.550＼&,[8.507,8.556]＼&,第2个门槛值（[η2]）＼&,9.428＼&,[9.187,9.481]＼&,]

表4报告了双门槛面板模型的估计结果,从结果可以看出,在不同的经济发展水平下,金融发展对贫困减缓的作用存在显著的差异.对应的门槛值[η1等于8.550]、[η2等于9.428].因为回归的时候采用的是人均实际GDP的对数值,故人均实际GDP分别为5167元和12432元.当人均实际GDP低于第一个门槛值5167元时,金融发展对贫困减缓存在显著的负面影响,在这一阶段,金融发展对贫困减缓是不利的.当人均实际GDP处于5167元和12432元之间时,金融发展对贫困减缓的负向效应相比第一阶段减弱,且不显著.当人均实际GDP越过第二个门槛值12432元时,此时金融发展可以显著地促进贫困减缓.这说明金融发展的减贫效应与地区经济发展水平密切相关,在不同的经济发展水平下,金融发展对贫困减缓的作用呈现出鲜明的非线性“门槛特征”.此外,金融波动对贫困减缓存在不显著的负向作用,这主要与现阶段我国金融发展仍兼具金融抑制的特征有关.在这种利率非市场化的背景下,我国金融发展一定程度上可以减少金融波动给穷人带来的负面影响.人力资本的提高、产业结构的调整可以显著地促进贫困减缓.贸易开放和通货膨胀率对贫困减缓是不利的.城镇化水平以及政府财政支出与贫困减缓之间没有重要的联系. 以下根据实证结果,对样本进行进一步分析.观察各省市1997―2012年的经济发展水平,我们可以将样本进行细分.东部的所有省市在样本初始期1997年已经跨越第一个门槛值,进入第二个阶段.最早跨越第二个门槛值的有北京、天津和上海.这三个直辖市在1997年的人均实际GDP已经高于12432元.较晚越过第二个门槛值进入改善区域的省市主要是西部地区的安徽、四川、广西、贵州、云南、甘肃.值得一提的是,截至2012年底,样本内所有省市均已跨过第二个门槛值.这说明目前样本内全部省市已经从低水平均衡跨越“贫困陷阱”,正在向高水平的均衡阶段过渡,此时金融发展可以显著地促进贫困减缓.

四、结论及政策建议

本文的实证结果表明,在不同的经济发展水平区间,金融发展对贫困减缓的影响存在显著的差异,这主要与金融市场的进入机制和穷人初始财富的限制有关.因此,为了更好地发挥金融发展的减贫效应,本文提出如下政策建议：

第一,扩大贫困地区金融怎么写作覆盖面,增加贫困人口金融怎么写作的可得性,改善城乡金融发展的不平衡.一方面,从长远看,只有放开农村金融市场、继续进行相关的市场化改革、发展多元化的农村金融组织机构,才能有效扩大金融怎么写作的品种、数量和范围,满足农村特别是贫困地区对金融怎么写作的需求.另一方面,对金融监管机构而言,应适当放宽中小金融机构进入农村尤其是贫困地区金融市场的准入条件,增设或升级乡镇以下营业网点,对金融机构而言,应对农民及低收入人群适当降低进入门槛,给予一定的优惠政策,加大“三农”的信贷扶持力度,防止农村金融资源不合理地流向城市和工业领域.

第二,完善针对农民及贫困人口的抵押担保体系,鼓励和支持农村金融产品创新.农户和贫困人口往往由于缺乏相应的抵押物难以获得信贷支持,因此必须针对这类人群建立和完善相应的抵押担保体系.具体来说,可以根据各地的经济发展状况,实行差异化政策,探寻更多的诸如“集合资金委托贷款”、“土地储备贷款”等针对农民和贫困人口的新型融资方式,以形成更加有效的抵押担保组织及形式.此外,除了传统的储蓄、信贷等业务,金融机构应该针对贫困人口进行金融产品创新以提供更加全面普惠的金融怎么写作,如提供保险、结算以及金融知识讲座等综合性金融怎么写作.

第三,加快推进金融体制改革进程,实融与经济协调发展.稳定的宏观经济环境是反贫困进程顺利推进的保障,因此要充分发挥金融发展的减贫效应必须加快资本积累的涓流效应,以整体经济水平的改善带动贫困地区人口收入的增长.一个合理有效的金融体系首先应该怎么写作于经济发展,通过提高资本运用的效率加快经济发展的步伐.因此,要大力推进金融体制改革,建立高效的金融体系,满足不同市场主体的金融需求,增加各种金融机构的市场竞争力,尽快形成金融与经济互动互利的双赢局面,让金融与经济发展惠及更多的人.

注：

①绝对贫困与相对贫困是建立在不同标准上的概念,所强调的重点不同.绝对贫困从客观上定义,主要强调“延续生命的基本需求”,相对贫困是从主观上定义,突出的是“生活水平的比较”,通常包括对社会总体平均水平的测度（阿尔科克,1993）.