金融包容、金融穩(wěn)定與貧困減緩

崔艷娟　孫剛

摘要：本文分別以金融包容深度、寬度兩個單指標和金融包容綜合指標表示金融包容，以我國1978-2007年時間序列數(shù)據(jù)為樣本，運用適合小樣本的ARDL方法檢驗金融包容、金融穩(wěn)定對貧困減緩的影響。實證結果表明：金融包容對貧困減緩有著積極的作用，金融發(fā)展的穩(wěn)定能夠顯著提高這一效果；金融包容和金融發(fā)展的穩(wěn)定對貧困減緩具有長期的影響；經濟增長和收入分配是重要的間接影響路徑，其中經濟增長有利于貧困減緩，而收入分配差距的擴大不利于貧困減緩。

關鍵詞：金融包容；金融穩(wěn)定；貧困減緩；ARDL-ECM估計

中圖分類號：F8309文獻標識碼：A

一、引言

金融包容發(fā)展是指金融機構在可持續(xù)發(fā)展的前提下，以可承擔的成本提高貧困群體金融服務和產品的可獲得性（World Bank，2014）。作為金融發(fā)展的重要方式之一，金融包容發(fā)展對提高資源配置效率、減少社會排斥和收入不均、實現(xiàn)社會公正有著重要的積極作用（Sen，2010；Sarma and Pais，2011）。2013年G20峰會后，金融包容發(fā)展成為各國政策制定者和利益相關者關注的熱點。在我國，盡管金融包容發(fā)展的理念剛剛提出，但從早期的貼息貸款、保險服務到現(xiàn)在的村鎮(zhèn)銀行等金融減貧實踐，均為我國金融包容發(fā)展積累了重要的實踐基礎。經過多年的改革，我國的金融體系已非常龐大，但仍存在不平衡、不協(xié)調、不持續(xù)問題，特定群體（如農戶、低薪工人等）的金融需求無法滿足。因此，研究我國金融包容發(fā)展對貧困減緩影響有著重要的實際意義。

金融包容發(fā)展對貧困減緩作用的研究是金融發(fā)展理論研究的新興領域，是繼金融結構論、金融深化論和金融發(fā)展因素論之后的重要理論探索。20世紀90年代金融發(fā)展減貧作用的研究是其重要的理論基礎。很多學者從理論與實證方面證實了金融發(fā)展有利于減貧，如Li et al（1998）、Dollar & Kraay（2002）、Jeanneney & Kpodar（2005，2008）、Demirgüc-Kunt & Levine（2009）等的跨國數(shù)據(jù)研究，Burgess & Pande（2003）、Ang（2010）、Shahbaz & Islam（2011）等以特定的發(fā)展中國家時間序列數(shù)據(jù)的分析，以及我國學者蘇基溶和廖進中（2009）、崔艷娟和孫剛（2012）、姚耀軍和李明珠（2014）等以我國時間序列或省際面板數(shù)據(jù)為樣本的探討等。盡管這些研究中設置的變量、模型不同，但在金融發(fā)展對貧困減緩的影響方面取得了較為一致的觀點，即金融發(fā)展能夠緩解貧困群體在教育、醫(yī)療等方面的融資約束，能夠提高大多數(shù)貧困群體的平均收入水平。還有一部分學者考慮了金融發(fā)展的穩(wěn)定性對貧困減緩的影響，如Canavire et al（2008）的研究認為在金融開放的條件下，金融的不穩(wěn)定將不利于貧困減緩；Akhter et al（2010）利用54個發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)，通過固定效應向量分解法，證明了金融發(fā)展與金融穩(wěn)定之間具有顯著的相關性，對于金融體系穩(wěn)定的國家來講，金融發(fā)展在很大程度上有利于貧困減緩。

上述文獻為探討金融包容發(fā)展對貧困減緩影響提供了重要的理論基礎。考慮到這些研究大部分以跨國面板數(shù)據(jù)或特定發(fā)展中國家時間序列數(shù)為樣本，缺乏中國樣本的分析，本文將金融發(fā)展減貧的研究框架應用于金融包容發(fā)展的分析中，構建金融包容、金融發(fā)展與貧困減緩的模型，以中國1978-2007年時間序列數(shù)據(jù)為樣本，采用較新的更適用于小樣本的ARDL方法進行檢驗，以便為我國金融改革與金融包容發(fā)展戰(zhàn)略的實施提供政策制定的參考依據(jù)。

二、模型構建與變量說明

（一）模型構建

根據(jù)已有的文獻，這里構建如下模型，

POV=f（FIN，INS，RGP，IG，X）（1）

其中，F(xiàn)IN、INS、RGP、IG分別表示金融包容、金融發(fā)展穩(wěn)定、經濟增長和收入分配差距，X為影響貧困水平的其他因素。

將式（1）兩邊取全微分，可得式（2）：

dPOV=fFINdFIN+fINSdINS+fRGPdRGP+fIGdIG+fXdX（2）

其中，fFIN、fINS、fRGP、fIG和fX分別表示金融包容的邊際減貧傾向、金融發(fā)展穩(wěn)定的邊際減貧傾向、經濟增長的邊際減貧傾向、收入分配的邊際減貧傾向以及其他影響因素的邊際減貧傾向。這一模型解釋了金融包容、金融發(fā)展穩(wěn)定、經濟增長、收入分配影響貧困減緩的效應。

為便于進行回歸分析，以β1、β2、β3、β4、β5分別替換式（2）中的fFIN、fINS、fRGP、fIG和fX，同時以pov、fin、ins、rgp、ig和x替換相對應的變量，此時，式（2）可以改寫為：

pov=β0+β1fin+β2ins+β3rgp+β4ig+β5x+μ（3）

式（3）可以用作金融包容、金融發(fā)展穩(wěn)定與貧困減緩關系分析的一般模型。

（二）變量說明

1.被解釋變量：貧困減緩（pov）。反貧困一直是人類社會沒有停止的努力過程，學界經常使用“減少貧困”、“緩解貧困”、“消滅貧困”等詞語進行描述，這里以貧困減緩表示貧困減少、緩解至消滅的過程，采用貧困水平進行測度。在計算貧困水平時，常用的指標有貧困率（貧困人口/總人口）、貧困缺口率（貧困人口純收入與貧困線差距的總和/貧困人口總收入）和FGT指數(shù)。此外，最低20%人口的收入水平、平均消費水平等也被作為替代指標使用。相比較而言，盡管貧困率指標包含的信息較少，但表達簡單直觀，可操作性強，被世界上大多數(shù)國家和國際機構采用。鑒于此，結合數(shù)據(jù)的可獲性，本文以貧困率表示貧困程度，這意味著貧困人口數(shù)量越多，貧困率指標越大，說明國家（地區(qū)）的貧困程度越大，而用以測度的貧困減緩水平越低。

2.解釋變量：

（1）金融包容（fin）。現(xiàn)有的指標都是在金融發(fā)展實踐基礎上提出的，如Beck et al（2005）首次采用銀行機構覆蓋度（如ATM數(shù)量/千平方公里）和銀行金融服務使用度（如貸款額/千人）對其進行測度，Honohan（2006）以擁有銀行賬戶的家庭數(shù)量比率來對其進行衡量。這兩個研究是最早的，但部分數(shù)據(jù)因來源于銀行統(tǒng)計資料，很難獲取，且指標的設計主要用于跨國數(shù)據(jù)分析，在我國的適用性上具有一定的限制。此外，Sarma（2008）首次給出了金融包容指數(shù)（Index of Financial Inclusion）測度金融包容的方法，這一指數(shù)以銀行滲透程度（擁有銀行賬戶人數(shù)）、銀行服務的可用性（銀行機構數(shù)/千人）和銀行業(yè)務利用程度（存貸款總額/GDP）三個指標加權測量計算，并將數(shù)值轉換為0、1表示包容金融發(fā)展水平。

從金融發(fā)展歷程看，我國的金融改革不同于其他發(fā)達國家，并且在改革中逐步形成了以銀行為主導的金融體系特征。盡管如此，金融包容發(fā)展仍不能忽略非銀行金融業(yè)務對貧困群體的作用。因此，本文以金融發(fā)展深度（fd）和金融發(fā)展寬度（fs）兩個維度測量金融包容發(fā)展。其中，金融發(fā)展深度以銀行業(yè)務利用程度表示，用存貸款總額/GDP計算；金融發(fā)展寬度以非銀行業(yè)務覆蓋面表示，用（國內債券余額+股票市值+保費收入）/金融總資產計算。需要強調的是，本文參考易綱和宋旺（2008）的做法將存款和貸款計入金融總資產，因此金融總資產以現(xiàn)金、存款余額、貸款余額、債券余額、股票市值以及保費收入和值計算。借鑒Sarma（2008）的方法設置兩個指標的權重，加權計算后作為金融包容發(fā)展的綜合測度指標。

（2）金融穩(wěn)定（ins）。金融包容對貧困減緩的作用與金融發(fā)展是否穩(wěn)定密切相關。參考相關文獻的做法，這里以金融發(fā)展增長率的標準差計算金融發(fā)展的穩(wěn)定性。Goldsmith（1969）和Mckinnon（1973）的金融相關比率和貨幣化指數(shù)是最早測算金融發(fā)展的指標，并被廣泛應用于國家層面的研究。鑒于金融發(fā)展是否穩(wěn)定與其規(guī)模的擴大有著重要的關系，并且金融規(guī)模的擴大也能夠反映金融體系的支付中介和動員儲蓄職能，本文選擇貨幣化指數(shù)測度金融發(fā)展水平，具體以M2/GDP計算。

（3）經濟增長（rgp）。經濟增長是宏觀經濟研究中經常使用的變量，通常以GDP、人均GDP或實際人均GDP衡量。作為金融發(fā)展減貧的間接路徑之一，人均GDP比GDP表現(xiàn)出更好的適用性。同時，由于物價的高低在一定程度上會降低居民的收入水平，對貧困群體收入更為不利，因此需要考慮物價水平的影響。鑒于此，本文采用人均實際GDP增長率來衡量經濟增長，各年數(shù)據(jù)以1978年為基期。

（4）收入分配（ig）。在相關的研究中，收入分配經常以基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、城鄉(xiāng)居民人均收入比率計算。其中，基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)分別對中間階層和底層收入的變化更為敏感，在使用上具有一定的限制。相比較而言，城鄉(xiāng)居民人均收入比率這種方法計算方法簡單，容易獲取數(shù)據(jù)，使用更方便。鑒于此，本文用城鄉(xiāng)居民人均收入比率表示收入分配，計算方法為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農村居民人均純收入。

3.控制變量：

（1）農業(yè)收入水平（agr）。從地區(qū)分布看，我國貧困人口主要分布在農村地區(qū)，地理位置、氣候等自然因素往往通過代際傳遞直接影響貧困水平，如因自然因素導致的谷物歉收、生產能力下降、疾病等都會導致貧困水平的加深。盡管當前我國的城鎮(zhèn)化政策對貧困減緩具有一定的作用（崔艷娟，2014），但農業(yè)收入仍然是貧困群體的重要收入來源。同時，在一定程度上，農業(yè)產值的變化也能夠反映自然因素對貧困減緩的影響。這一變量以農業(yè)總產值/GDP計算。

（2）人力資本（edu）。教育水平是地區(qū)人力資本差異的重要反映指標。在金融包容發(fā)展實現(xiàn)貧困減緩的過程中，家庭人力資本的匱乏往往使得經濟主體缺乏財富稟賦，并使其在就業(yè)和收入方面欠缺，進而加劇貧困程度。張建華等（2010）的研究表明，人力資本豐裕的家庭貧困發(fā)生率為047%，而匱乏的家庭為676%。人力資源的匱乏往往會造成貧困的惡性循環(huán)和代際相傳。人力資本可以教育水平進行測度，常用中小學入學率（升學率）、中小學教育的財政支出等表示。考慮到目前我國實施的是9年義務教育，且教育經費主要來源于財政支出這一實際，這里以教育支出/財政總支出計算。

（3）貿易開放度（open）。根據(jù)國際貿易理論，地區(qū)資源稟賦所形成的比較優(yōu)勢，能夠促進地區(qū)經濟發(fā)展、提高收入水平，進而有利于減貧。因此，本文將貿易開放度作為控制變量之一，反映貿易帶動的比較優(yōu)勢對貧困減緩的影響；此外，貿易開放也是市場化這一制度環(huán)境的重要構成，可以以之反映制度對貧困減緩的影響，以對外進出口總額/GDP測度。

除了上面提到的控制變量外，基礎設施、公共服務水平以及微觀的個人健康程度、有無不良嗜好等也都是影響貧困減緩的原因，但為了避免多重共線性，并考慮到數(shù)據(jù)的可獲性，本文不予考慮。

（三）樣本數(shù)據(jù)來源

根據(jù)官方設定的貧困標準，我國貧困人口從1978年25億下降到2007年的1 479萬，貧困率也由1978年的307%下降到2007年的16%。2008年我國將農村低收入人口納入貧困人口統(tǒng)計中，貧困人口為4 007萬，貧困率為42%。2011年我國將貧困標準重新調整為年人均純收入2 300元（2010年不變價），貧困人口為1224億。為保證數(shù)據(jù)的可比性和減少異常值的影響，樣本數(shù)據(jù)的時間范圍設定為1978-2007年。此外，1986年以前，我國金融資產是單一的銀行類資產，在1986年后才逐步出現(xiàn)了其他金融機構的存款、貸款以及債券余額、股票市值、保費等金融資產，故金融包容寬度指標（fs）的時間范圍為1986-2007年。

樣本數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、歷年《金融統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。為降低變量的內生性、異方差以及數(shù)據(jù)變動幅度過大帶來的影響，除貧困率和金融發(fā)展穩(wěn)定兩個變量外，其他變量均取自然對數(shù)形式，樣本變量基本統(tǒng)計特征如表1所示。

（四）研究方法

考慮本文使用的樣本為時間序列數(shù)據(jù)且樣本量較小，故采用適合小樣本估計的ARDL估計方法進行檢驗。ARDL估計即自回歸分布滯后回歸模型檢驗，是Charemza & Deadman（1992）最初提出的，后經Pesaran，Shin & Smith（2001）等逐步完善起來。與傳統(tǒng)的用于時間序列分析的殘差協(xié)整檢驗、極大似然檢驗等方法相比較，ARDL估計特別適合小樣本，其最為重要的優(yōu)點是：（1）在回歸分析時，所有的變量序列不需要同階單整，也就是說無論變量序列是I（0）或I（1），ARDL估計方法都適用；（2）不需要考慮變量內生性問題，并保證了估計結果的有效性。

三、估計結果分析

盡管ARDL估計不需要所有數(shù)據(jù)序列同階單整，但為避免出現(xiàn)二階單整而導致F值失效，仍要首先確定變量單整的階數(shù)，檢驗結果如表2所示。從檢驗結果可知，貧困減緩、金融包容發(fā)展、金融穩(wěn)定以及其他變量即使表現(xiàn)為I（0）非平穩(wěn)序列，經過一階差分后也是I（1）平穩(wěn)序列。根據(jù)ARDL檢驗原理，所有變量均達到了要求，可以運用ARDL估計對時間序列數(shù)據(jù)進行檢驗。

（一）主要估計結果

1.ARDL模型的選擇。為避免偽回歸現(xiàn)象，首先根據(jù)式（4）判斷變量是否存在長期協(xié)整關系。根據(jù)統(tǒng)計值最小準則，確定以fd、fs和fin分別表示金融包容發(fā)展時，序列最優(yōu)滯后階數(shù)依次為2、2和1。根據(jù)F檢驗值判斷金融包容發(fā)展、金融穩(wěn)定和其他變量對貧困減緩的影響是否存在長期關系。鑒于本文樣本數(shù)量少，以Narayan（2005）給出的臨界值①判斷。表3分別列出了金融包容發(fā)展取不同指標時的F檢驗值②，其中F（pov|fd，rgp，ig，fdin，edu，open，agr）=5323，大于5%顯著水平下臨界值的上限；F（pov|fs，rgp，ig，fdin，edu，open，agr）=9871，大于1%顯著水平下臨界值的上限；F（pov|fin，rgp，ig，fdin，edu，open，agr）=5120，大于5%顯著水平下臨界值的上限。因此，均可以拒絕原假設，即金融包容發(fā)展、金融穩(wěn)定與其他變量對貧困減緩的影響存在長期協(xié)整關系。

確定變量存在長期協(xié)整關系后，選擇回歸使用的ARDL模型。ARDL估計時，判斷的準則有R2、AIC、SBC和HQC，不同的準則下的ARDL模型往往不同，因此判斷長期系數(shù)前，需要根據(jù)估計參數(shù)進行模型選擇。當金融發(fā)展深度（fd）作為金融包容發(fā)展指標時，根據(jù)R2、AIC、SBC和HQC準則可以獲得共同的ARDL模型：ARDL（2，2，0，2，1，0，2，1），可以直接用于ARDL的長期系數(shù)估計；當以金融發(fā)展寬度（fs）表示金融包容發(fā)展時，可得R2、AIC準則下ARDL（1，1，1，1，0，0，1，1）模型和SBC、HQC準則下ARDL（0，1，1，1，0，0，0，1）模型，這兩個模型和參數(shù)都很相似，但ARDL（1，1，1，1，0，0，1，1）模型的標準差較小③，故選用ARDL（1，1，1，1，0，0，1，1）為最優(yōu)模型進行長期系數(shù)估計；當以金融包容指標（fin）表示金融包容發(fā)展時，得到R2、AIC與HQC準則下的ARDL（1，2，0，2，1，1，2，1）模型和SBC準則下的ARDL（1，2，0，0，2，0，0，2），前一個模型誤差較小，確定其為最優(yōu)模型，并進行長期系數(shù)估計。

2.長期均衡關系估計結果。根據(jù)確定的ARDL模型對式（9）進一步進行長期系數(shù)估計，估計結果如表4所示。從模型參數(shù)上看，模型整體回歸結果較好。列（1）、（2）、（3）分別給出了金融發(fā)展深度（fd）、金融發(fā)展寬度（fs）、金融包容指標（fin）作為金融包容發(fā)展時的估計結果。從結果看，金融包容發(fā)展與貧困減緩顯著負相關，說明銀行存貸業(yè)務和金融基礎服務類別的擴大，有利于貧困率的下降，這一關系具有長期性。金融穩(wěn)定（ins）的系數(shù)顯著為負，說明金融發(fā)展越穩(wěn)定，越有利于降低貧困水平，同樣，這一關系具有長期性。金融包容發(fā)展穩(wěn)定對貧困減緩有利的這一結論驗證了金融發(fā)展對貧困減緩的導管作用。根據(jù)新古典經濟學的觀點，金融穩(wěn)定能夠更大程度地動員儲蓄，從而能更有效率的分配資本，促進經濟發(fā)展和收入增長。

此外，經濟增長（rgp）的估計系數(shù)為負，說明經濟增長有利于降低貧困率，也就是說經濟增長有利于貧困減緩，這一作用具有顯著性。經濟增長作為降低貧困的間接途徑，主要通過創(chuàng)造就業(yè)機會等使貧困群體從中受益。Kraay（2006）以中國為例的分析表明，改革開放后，中國經濟快速增長而農村貧困人口在大幅度下降，這即是利貧的經濟增長。收入分配（ig）的估計系數(shù)為正，說明收入分配差距的擴大，會導致貧困率的上升，不利于貧困減緩。教育水平（edu）與貧困率負相關，說明教育水平的提高能夠降低貧困水平，有利于貧困減緩。農業(yè)發(fā)展（agr）和貿易開放（open）的估計符號在列（1）、（2）、（3）中不同，說明農業(yè)發(fā)展和貿易開放對貧困減緩的影響是不確定的，這可能與我國早期所實施的產業(yè)非農化政策有關，而“政府趕超”政策之下的對外貿易也不符合比較優(yōu)勢和資源稟賦的國際貿易基礎（林毅夫等，1994）。同時，貿易開放影響的不確定這一結論也與崔艷娟和孫剛（2012）的面板數(shù)據(jù)分析結果保持了一致。

比較列（1）、（2）和（3）中的三個金融包容發(fā)展變量系數(shù)，當以金融發(fā)展深度（fd）表示金融包容發(fā)展時，其對貧困率的作用為426%；以金融發(fā)展寬度（fs）作為代理變量時，其對貧困率的作用為28%；而以金融包容綜合指標計算時，其對貧困率的作用程度為303%，也就是說，金融包容發(fā)展每變化1%，能帶到貧困減少303%。顯然，當金融包容發(fā)展測算方法不同時，作用效果差異明顯。比較金融包容發(fā)展的兩個單指標回歸結果，二者的作用程度相差近30%，金融發(fā)展深度（fd）對貧困減緩的作用遠遠超過了金融發(fā)展寬度（fs）的作用，這與我國以銀行為主的金融體系特征有著密切的關聯(lián)。雖然保險等基礎金融服務對貧困群體有著直接的影響，能夠幫助其平滑消費、分散風險，但是從我國現(xiàn)有的發(fā)展看，金融包容發(fā)展仍是以銀行業(yè)務為主，貧困群體主要分布在農村和偏遠地區(qū)，受成本、風險等因素的限制，他們主要使用銀行業(yè)務，而很少使用非銀行金融業(yè)務。

為了進一步了解金融穩(wěn)定在金融包容發(fā)展對貧困減緩中的影響，以金融包容綜合指數(shù)作為金融包容發(fā)展的代理變量，同時去掉金融穩(wěn)定變量，重復上述檢驗過程，確定以ARDL（1，2，0，1，2，0，2）作為最優(yōu)模型進行估計④，估計結果如表4列（4）所示。主要變量的估計系數(shù)符號未發(fā)生變化，金融包容發(fā)展有利于貧困減緩，但其對貧困減緩的作用降低到215%。可見，金融穩(wěn)定有利于提高金融包容發(fā)展的貧困減緩作用。與列（3）檢驗結果相比，金融穩(wěn)定大致能使得金融包容發(fā)展的貧困減緩作用提高大約9%。

3.短期均衡關系檢驗。在長期均衡關系估計基礎上，根據(jù)式（10）利用Microfit軟件對序列進行短期均衡關系檢驗，結果如表5所示。由于短期均衡關系是在長期關系檢驗的基礎上進行的，因此所使用的ARDL模型不變，表5列（1）、（2）和（3）分別給出了金融包容發(fā)展的兩個單指標和綜合指標的ARDL-ECM估計結果。從檢驗結果看，三列中ECM（-1）的系數(shù)均為負數(shù)，具有正確的符號，且統(tǒng)計上高度顯著。這說明當受到外界沖擊時，短期對長期均衡的偏離可以在下一時期得到快速修正，但修正速度與金融包容發(fā)展代理變量有關。

當以fd作為金融包容發(fā)展測量維度時，dfd的系數(shù)為正，也就是說，短期來看金融包容發(fā)展的深度會增加貧困率水平，對貧困減緩不利；但結合表4的結論，長期來看，仍有利于貧困減緩。換言之，當以金融發(fā)展深度測度金融包容發(fā)展時，其對貧困減緩的影響是先惡化后改善，這可能與以銀行業(yè)務利用程度（存貸總額/GDP）進行測度有關。短期內存貸總額的增長可能更多的來源于交通便利地區(qū)，這不一定與貧困群體有關，但隨著時間的推移，這一效應會逐步覆蓋到貧困群體。dfd、dfs和dfin的系數(shù)都為負數(shù)，這說明短期內，金融包容發(fā)展也能降低貧困率，有利于貧困減緩，但作用程度不明顯。從ECM（-1）估計結果可知，這一作用會很快表現(xiàn)出來，并長期影響貧困減緩。整體上看，dins的系數(shù)為負數(shù)，說明短期內金融發(fā)展的穩(wěn)定也是有利于貧困減緩的，即便出現(xiàn)了不利影響，也會快速地向長期均衡回歸，發(fā)揮其對貧困減緩的作用。

（二）穩(wěn)定性檢驗

ARDL方法對小樣本時間序列數(shù)據(jù)進行回歸估計時，通常以遞歸殘差累計（CUSUM）和遞歸殘差平方累計（CUSUMSQ）對模型參數(shù)的穩(wěn)定性進行驗證（Brown，Durbin & Evans，1975）。在5%顯著水平下，利用Microfit軟件對上述用于分析長期均衡關系和短期均衡關系的ARDL（2，2，0，2，1，0，2，1）模型、ARDL（1，1，1，1，0，0，1，1）模型和ARDL（1，2，0，2，1，1，2，1）模型進行穩(wěn)定性檢驗，檢驗結果如圖1、圖2和圖3所示。從圖中可以看出三個模型的CUSUM和CUSUMSQ的統(tǒng)計量都在給定邊界范圍之內，也就是說，用于金融包容、金融發(fā)展穩(wěn)定與貧困減緩分析的ARDL模型是穩(wěn)健且可信的，相關的估計結果可以作為相關政策制定的參考依據(jù)。

五、結論與啟示

本文將金融包容發(fā)展與金融穩(wěn)定相結合構建分析模型，以我國1978-2007年時間序列數(shù)據(jù)為樣本，采用適合小樣本的ARDL方法考察了金融包容（金融包容深度、金融包容寬度和金融包容綜合指標）、金融發(fā)展穩(wěn)定與貧困減緩關系，得到如下主要結論：

1.作為金融發(fā)展的重要實踐方式，金融包容可以通過經濟增長、收入分配的途徑間接影響貧困減緩，這與蘇基溶和廖進中（2009）、崔艷娟和孫剛（2012）的金融發(fā)展影響減貧的結論保持了一致。但由于所使用的樣本數(shù)據(jù)和估計方法的差異，這兩個間接途徑的作用程度不完全相同。金融發(fā)展穩(wěn)定有利于這一作用的發(fā)揮，而金融發(fā)展不穩(wěn)定則會消減金融包容對貧困減緩的作用。此外，教育水平的提高有利于貧困減緩，但農業(yè)發(fā)展和貿易開放對貧困減緩的影響是不確定的。

2.金融包容能夠顯著降低貧困水平，而且這一關系具有長期穩(wěn)定性，但其作用的程度與采用的指標有關。相比較而言，銀行金融機構金融服務覆蓋面的擴大對貧困減緩的作用較明顯。短期來看，金融包容發(fā)展也有利于貧困減緩，但效果沒有長期效果明顯。這一短期效果對長期均衡的偏離能夠以一定的速度向長期均衡收斂，但收斂的速度與金融包容的指標有關。

根據(jù)上述研究結論，本文建議：（1）在完善銀行業(yè)務的同時，促進非銀行類金融業(yè)務的發(fā)展，提高銀行信貸質量和基礎金融服務的覆蓋面；（2）保持金融政策的持續(xù)，在促進金融規(guī)模、效率等穩(wěn)定提高的同時，降低金融波動的幅度，保持穩(wěn)定健康的金融環(huán)境；（3）發(fā)揮公共財政對金融包容發(fā)展的作用，創(chuàng)新包容的金融產品，提高金融服務產品供給的支持技術（如手機銀行）；（4）搭建金融服務宣傳平臺，降低信息不對稱的影響，提高貧困群體對金融減貧的正確認識。

注釋：

①相比較而言，Narayan（2005）的臨界值比Pesaran，Shin & Smith（2001）給出的臨界值更適合小樣本。

②本文主要分析的是金融包容發(fā)展、金融穩(wěn)定對貧困減緩的影響，而不考慮其他影響，因此僅給出金融發(fā)展與其他變量對貧困減緩影響的F檢驗值。

③ARDL（1，1，1，1，0，0，1，1）和ARDL（0，1，1，1，0，0，0，1）的模型標準差分別為000528和000533。

④R2、AIC與HQC準則下ARDL（1，2，0，1，2，0，2）的模型誤差為00053，比SBC準則下ARDL（0，2，0，1，0，0，2）模型誤差值00056較小。

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Abstract： This paper investigates the impacts of inclusive financial development and financial stability on poverty alleviation using inclusive financial development depth， width and synthetic index as inclusive financial development indicator with the time series data of China from 1978 to 2007 by ARDL method suited for small samples. The results suggest that inclusive financial has a positive effect on poverty alleviation， financial stability can improve the effect significantly； financial inclusion and financial stability have a long term effect on poverty alleviation； economic growth and income distribution are important indirect effect paths， among which economic growth is conducive to poverty alleviation， and the income gap is not conducive to poverty alleviation.

Key words：financial inclusion； financial stability； poverty alleviation； ARDL-ECM estimation

（責任編輯：張曦）