普惠金融對(duì)農(nóng)村減貧的門(mén)檻效應(yīng)研究①

王金安, 何茹婷

(集美大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院,福建 廈門(mén) 361000)

0 引 言

金融在減貧工作中發(fā)揮著重要作用，但是傳統(tǒng)金融存在的金融排斥現(xiàn)象對(duì)農(nóng)村低收入人群形成了金融門(mén)檻。因此，2013年，我國(guó)正式提出大力發(fā)展普惠金融的戰(zhàn)略目標(biāo)。旨在緩解金融排斥，為農(nóng)村低收入群體提供平等的機(jī)會(huì)。2013年以來(lái)，累計(jì)超過(guò)7000萬(wàn)人在政府的關(guān)注和幫助下脫離貧困隊(duì)伍。在我國(guó)已經(jīng)消滅絕對(duì)貧困的“后2020”時(shí)代，此時(shí)對(duì)普惠金融進(jìn)行剖析不僅能總結(jié)過(guò)往的發(fā)展特征還能為以后的減貧政策提供參考。為了更貼合目前普惠金融的發(fā)展特征，本文選取我國(guó)31省市2011-2020年的最新數(shù)據(jù)考察減貧效果及門(mén)檻特征。

1 文獻(xiàn)綜述

在金融與貧困減緩關(guān)系的研究上，大多數(shù)學(xué)者從線性框架入手，Montgomery(2003)為了分析兩者的關(guān)系使用了亞洲37個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)，得出了普惠金融的正向減貧功能[1]。徐強(qiáng)(2017)從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一切入點(diǎn)證實(shí)了金融發(fā)展的減貧效應(yīng)正向有效[2]。邵漢華和王凱月(2017) 在采用 90 個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上不僅證實(shí)了其顯著的減貧效應(yīng)，還比較了普惠金融在貧困廣度和貧困深度上的減貧力度大小，結(jié)論是對(duì)貧困廣度的減貧效力更好[3]。部分學(xué)者在肯定減貧效應(yīng)存在的基礎(chǔ)上，提出兩者間可能并不僅僅是單純的線性關(guān)系。Dhrifi( 2014)通過(guò)對(duì)不同國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究分析，發(fā)現(xiàn)其減貧在低收入?yún)^(qū)間不顯著，而在高收入?yún)^(qū)間效果顯著[4]。傅鵬和張鵬(2016)基于全國(guó)31省的數(shù)據(jù)證實(shí)了減貧的U型關(guān)系和門(mén)檻特征。普惠金融的減貧效力在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越過(guò)門(mén)檻值后更加明顯[5]。羅斯丹 (2016)從人均收入水平的研究視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)減貧效應(yīng)與人均收入水平有關(guān)，在收入的約束下存在門(mén)檻[6]。劉芳和劉明(2017)研究了435個(gè)貧困縣，證實(shí)這種非線性關(guān)系是先抑后揚(yáng)的[7]。綜上，可能由于ifi測(cè)度方法的差別和時(shí)間跨度的不同，國(guó)內(nèi)外學(xué)者在對(duì)兩者關(guān)系估計(jì)上出現(xiàn)差異?；谏鲜龇治鎏岢鋈缦卵芯考僭O(shè)：

假設(shè)H1：普惠金融與貧困減緩之間是先抑后揚(yáng)的非線性關(guān)系。

假設(shè)H2：普惠金融的減貧效應(yīng)存在門(mén)檻特征。

2 普惠金融指數(shù)的構(gòu)建與測(cè)度

2.1 指標(biāo)選取

借鑒黃秋萍[8]的做法，從滲透性、可得性、使用情況三個(gè)方面來(lái)建立普惠金融指標(biāo)體系。

表1 普惠金融指標(biāo)體系

2.2 普惠金融指數(shù)的計(jì)算

第一，計(jì)算各指標(biāo)的變異系數(shù)：

(1)

第二，計(jì)算各項(xiàng)指標(biāo)權(quán)重：

(2)

第三，指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化處理：

(3)

第四，普惠金融指數(shù)計(jì)算。

IFI=1-

(4)

3 普惠金融減貧效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

變量數(shù)據(jù)來(lái)自2011—2020年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各地區(qū)《統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》、中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心。

3.2 模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證H1建立非線性模型：

povit=αi+α1ifiit+α1′ifi2it+αX+εit

(5)

如果α1為正，α1′ 為負(fù)，說(shuō)明二者之間為先揚(yáng)后抑的關(guān)系。如果α1為負(fù)，α1′為正，則反之。

為了驗(yàn)證H2建立門(mén)檻面板模型：

povit=α0+α11ifiitI(ecoit≤θ1)+

α12ifiitI(θ1≤ecoit≤θ2)+

…α1nifiitI(ecoit〉θn)+α′X+μit

(6)

θ為待估計(jì)的門(mén)檻值，I(·)為示性函數(shù)，α1i為待估系數(shù)，μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.3 變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

3.3.1 被解釋變量：貧困程度。

選取農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平作為衡量貧困程度的代理指標(biāo)。

3.3.2 解釋變量：普惠金融指數(shù)。前文測(cè)算得出 。

3.3.3 控制變量：

參考譚燕芝[9](2018)等的指標(biāo)選擇，引入以下控制變量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平：采用各地區(qū)的人均 GDP 來(lái)衡量其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。政府財(cái)政支出水平：以各地區(qū)人均財(cái)政支出來(lái)衡量政府財(cái)政支出水平。受教育水平：以高校學(xué)生總數(shù)/十萬(wàn)人來(lái)衡量受教育水平。收入分配：采取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均可支配收入來(lái)衡量收入分配?；ヂ?lián)網(wǎng)普及率：以使用寬帶上網(wǎng)人數(shù)/地區(qū)總?cè)藬?shù)來(lái)衡量互聯(lián)網(wǎng)普及率。

3.4 非線性關(guān)系的驗(yàn)證

運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)判斷模型使用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，得到P值均小于 0.01，故使用固定效應(yīng)。結(jié)果如表：

表2 回歸結(jié)果一覽表

通過(guò)比較(2)中ifi和ifi?倕的回歸系數(shù)驗(yàn)證了兩者之間的關(guān)系是非線性的。H1得到驗(yàn)證。之所以兩者之間存在先抑后揚(yáng)的關(guān)系，因?yàn)樵谄栈萁鹑诘牡退降貐^(qū)，貧民能享受的更多是存款服務(wù)，而貸款等金融服務(wù)屬于稀有資源，只有具有資源稟賦優(yōu)勢(shì)的高收入群體才能使用這些資源，資金由低收入人群流向高收入人群的這種情況拉大了貧富群體的收入差距。隨著普惠金融進(jìn)程的推進(jìn)，普惠金融跨過(guò)其拐點(diǎn)開(kāi)始發(fā)揮本身的普惠作用，此時(shí)，貧民也能夠通過(guò)銀行等金融中介享受其金融服務(wù)，普惠金融開(kāi)始造福貧民。在控制變量中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平系數(shù)為0.0588，說(shuō)明貧困群體受益于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“涓滴效應(yīng)”。政府財(cái)政支出的系數(shù)為0.648，說(shuō)明財(cái)政支出中的教育和醫(yī)療等基本社會(huì)保障支出以及針對(duì)脫貧的轉(zhuǎn)移性支出能有效緩解貧困。由edu系數(shù)和顯著性可得教育提升貧困者的技能，使收入得到改善。收入分配顯著為負(fù)，說(shuō)明通過(guò)縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距確實(shí)對(duì)貧困減緩具有積極的促進(jìn)作用。互聯(lián)網(wǎng)普及率系數(shù)顯著，數(shù)值為0.709。一方面，互聯(lián)網(wǎng)的普及可以通過(guò)緩解存在的信息不對(duì)稱問(wèn)題，為農(nóng)民提供就業(yè)崗位，另一方面，通過(guò)近些年興起的新型互聯(lián)網(wǎng)金融降低農(nóng)戶金融服務(wù)成本。

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性處理

農(nóng)村恩格爾系數(shù)代替原被解釋變量進(jìn)行回歸分析。由上表2模型(4)回歸結(jié)果可知通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。借鑒翟仁祥(2022)[10]的做法，將全國(guó)內(nèi)除自身省域以外的其他省份普惠金融指數(shù)平均值的滯后一期作為普惠金融發(fā)展水平的工具變量。在解決內(nèi)生性的情況下，由上表2模型(5)回歸結(jié)果可知，該回歸結(jié)果與上述結(jié)果較為一致。

3.6 門(mén)檻特征分析

通過(guò)門(mén)檻效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)得，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在單一門(mén)檻。門(mén)檻變量的門(mén)檻估計(jì)值θ1為10.6433?；貧w結(jié)果如表3：

表3 門(mén)檻面板模型回歸結(jié)果

估計(jì)結(jié)果如上表3，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指數(shù)值超出門(mén)檻值時(shí)，此階段普惠金融水平每提高1%，貧困程度降低0.427%。由上述結(jié)論可知，H2得到驗(yàn)證。說(shuō)明在高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)，隨著資本的不斷積累，普惠金融跨過(guò)其拐點(diǎn)開(kāi)始發(fā)揮本身的普惠作用。結(jié)合上述門(mén)檻變量及其門(mén)檻值可將各省區(qū)劃分為兩個(gè)區(qū)間，僅選取 2011 年、2020年進(jìn)行分析。

表4 門(mén)檻值及省區(qū)分布

總體來(lái)看，2020年低區(qū)間的主要為中西部欠發(fā)達(dá)省區(qū)。因此站在減貧角度，更應(yīng)該鼓勵(lì)中西部省區(qū)加大力度發(fā)展經(jīng)濟(jì)水平，提高普惠金融水平。

4 研究結(jié)論與對(duì)策建議

第一，根據(jù)門(mén)檻效應(yīng)，普惠金融的門(mén)檻特點(diǎn)阻礙其在落后地區(qū)發(fā)揮普惠功能，同時(shí)也無(wú)法有力帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的統(tǒng)籌發(fā)展。因此站在減貧角度，更應(yīng)該鼓勵(lì)中西部省區(qū)加大力度發(fā)展經(jīng)濟(jì)水平，提高普惠金融的普惠性，從地理層面上加快普惠金融機(jī)構(gòu)的普及和建設(shè)。第二，各地區(qū)都應(yīng)該重視政府財(cái)政支出和互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)貧困的減緩作用。財(cái)政支出中的教育和醫(yī)療等基本社會(huì)保障支出以及針對(duì)脫貧的轉(zhuǎn)移性支出能有效緩解貧困?；ヂ?lián)網(wǎng)的普及不僅可以通過(guò)緩解存在的信息不對(duì)稱問(wèn)題，為農(nóng)民提供就業(yè)崗位，還可以通過(guò)近些年興起的新型互聯(lián)網(wǎng)金融降低農(nóng)戶金融服務(wù)成本。