我國金融發展的扶貧效應實證研究

耿慶峰,潘長風,李昊澤

(1. 閩江學院 新華都商學院,福建 福州 350121; 2. 海西財政與金融發展研究中心,福建 福州 350121))

一、引言

隨著改革開放進程的深化，我國經濟發展增長迅速，根據國家統計局的記錄數據，我國的國內生產總值從1978年的0.37萬億元增長到2016年的74.41萬億元，達到了202.21倍的增長，經濟總量次于美國排世界第二位[1]。經濟發展使人民收入水平明顯提高，推動了我國扶貧事業的發展。根據2010年，我國貧困標準，我國農村貧困發生率由1978年的97.5%減少到2016年的4.5%，貧困人口減少了7.3億，取得了舉世公認的巨大成就。城鄉居民收入也在不斷提高，城鎮居民可支配收入從1978年的343元到2015年的31790元，實現增長92.68倍，農村居民純收入由1978年的133元增長到2015年的10772元，實現了80.99倍的增長。但是，因為我國地域幅員廣闊，自然、人才等資源有著分割的二元結構，仍然存在著突出的貧困問題[2]。根據國家統計局的公告顯示，我國目前仍存在著4335萬的貧困人口，我國的扶貧工作依舊任重而道遠。解決貧困人口的貧困問題，縮小城鄉差距，實現共同富裕，是實現中華民族偉大復興夢的重要一環。另外，貧困地區的中小企業的經濟實力較為單薄，地區金融業發展水平也較低，農村地區更是存在金融機構覆蓋率低等問題，這在一定程度上都嚴重制約了我國扶貧事業的進一步發展。金融發展能不能有效破解扶貧問題？金融發展的扶貧效應如何？這些都是值得研究的問題。本研究對中外學者相關研究進行了梳理分析，并通過選取1978-2016年的時間序列數據，對我國金融發展的扶貧效應進行實證，研究結論為我國制定扶貧政策具有重要現實意義。

二、金融發展與貧困問題的相關理論

(一)金融發展對扶助貧困的間接影響

金融發展對貧困的間接影響主要是通過對于經濟增長來表現。有大量實證研究表明金融發展能夠促進經濟增長。金融發展深化可以推進科技發展技術進步，促進資源的有效配置，使公司的治理提高，對風險的管理能力提高，從而增加整個金融體系的質量，這些功能作用將直接影響經濟發展、收入分配，金融機構提供金融服務的能力，對居民的收入和生活水平產生重要影響[3]。Ranian和Zingales(2003)注意到健康的金融體系可以成為一個強有力的反壟斷工具，有利于新出現的競爭者打破現有企業壟斷，同時有助于貧困家庭和小規模生產者脫離被剝削的境地[4]。

由國外的研究表明，很多國家在長期經濟發展的過程中，經濟增長會導致收入分配惡化，收入差距擴大化，會減弱經濟增長帶來的緩解貧困的作用。高收入人群會有更多的渠道接受經濟發展帶來的益處從而獲取更多的收入，而低收入相對獲得較少的收益。由于收入分配不會急劇惡化，所以貧困人口仍舊能從中得到一定的收益，對貧困有一定的減緩作用。

金融發展和經濟增長也是相輔相成的，金融發展所形成的穩定具有一定抗風險能力的市場會吸引更多的資金進入，促進經濟的增長。經濟增長使得居民的收入增加，有更多的資金進行投資理財類活動，對于金融服務的需求增加，也會促進金融的進步和發展，使金融體系更加健全穩定。

經濟的增長對于扶貧的效果有兩方面的認識：一是由Dollar提出的“涓流效應”，認為經濟增長帶來的收入增加會通過高收入階層自然得向低收入貧困階層傳遞[5]。雖然貧困階層所收到的益處總小于高收入階層，但隨著經濟的增長貧困會逐漸減少。經濟增長使經濟更有活力，促使企業進行更多的生產投資活動，為政府貢獻更多的財政收入。也會創造更多的就業崗位，為貧困群體緩解就業問題。增加的政府財政收入還會為政府提供資金，對貧困人口制定政策來使貧困人口獲益。二是由Kakwani提出的“親貧經濟發展效應”，該效應支持者認為通過間接的經濟發展減緩貧困，不如使貧困人口參與經濟活動中來直接獲取收益來減緩貧困[6]。政府應制定偏向于貧困人口的發展戰略，使其能從經濟增長中獲得更多的收益，從而減小貧富差距。

綜上所述，金融發展對于經濟發展具有重要作用，經濟增長會提高整體的收入水平、創造就業機會、改善收入分配情況，從而為貧困減緩提供積極效應，政府支出及政策實施也對于貧困人口生活收入的改善有重要作用[7]。

(二)金融發展對扶助貧困的直接影響

金融發展通過資本來對貧困產生直接影響。亞當斯密在《國富論》中曾指出影響國民產出的因素有資本積累和社會的分工。資本的積累對于經濟增長具有重要意義[8]。李嘉圖認為資本是一種間接的勞動，是實現增長的動力。英國的哈羅德和美國的多馬提出的增長模型發現，在資本和產出比不變時，儲蓄比率決定了產出的增長。故只有資本在穩定形成時，才能有經濟的持續增長。此處從金融服務，金融體系來衡量資本在扶助貧困的作用[9]。

從金融服務的角度來看，金融發展能夠促進金融服務能力提高，一是金融發展緩解了信息不對稱的情況，使居民可以獲得更多貸款渠道以提供貧困人口獲得足以保障其生活的資金。二是通過儲蓄功能，為貧困人口提供利息收入，增加可支配收入。在經濟發展的初期階段，社會貸款資金稀少，需要較高的成本來獲取資金，貧困人口由于缺乏基本的資本，以及缺乏抵押物來獲取貸款。并且，信息不對稱現象嚴重，約束了窮人的融資能力。所以難以改善其生活質量，脫離貧困。金融發展降低了交易成本，增加了各種金融機構，國有商業銀行分行網點，農村信用社，使貧困人口能夠減少信貸約束的情況，獲得了更多的融資機會。也有研究者認為存在著“渠道效應”，即無論信息對稱情況是否影響到貧困人口的貸款情況，金融發展都能通過儲蓄的方式為貧困人口增加收入，減緩貧困情況。

從金融體系角度看，其直接作用于扶貧是通過金融發展水平對于國家或地區貧困問題產生的影響。由于金融體系的發展對于貧困的影響的具有滯后作用，在金融發展水平較高的國家，其緩解貧困的效率要明顯高于發展水平低的國家。因為在初期金融發展的水平較低，持有資金的集團可以滿足生產的需求，并且可以與銀行建立合作關系獲取資金，而貧困人口則不行。金融發展水平的提高，使金融機構能夠承受更低的成本向外貸款，為貧困人口獲取貸款提供機會。也有理論認為是大型金融機構為了獲取更多金融發展的益處，所以擴大其業務范圍，創造更多的收益來源。從而將業務擴展到貧困人口，達到了減緩貧困的作用。金融發展還會通過促進產業競爭來扶助貧困，由于金融機構提供了更多資金，使更多公司加入到各個行業中，增加了就業崗位，也為貧困人口提供了就業機會。

也有學者認為發展中國家的金融體系還不夠完善，金融發展程度低，將資金大量借貸給貧困人口會降低資金的利用效率，扭曲資金配置，不能緩解貧困情況。但從Inoue和Hamori(2010)在對印度農村數據進行研究后得到金融發展對于貧困減緩具有積極效應的結論，對其進行了反駁[10]。

三、金融發展的扶貧效應實證分析

(一)模型構建

本文選取金融發展規模、金融發展效率、經濟增長和收入分配四個角度作為扶助貧困的解釋變量。提出下列基本模型如式(1)：

POV=f(FS,FE,RGP,IG)

(1)

其中POV是貧困水平，FS是金融發展規模，FE是金融發展效率，RGP代表經濟增長指標，IG是收入分配指標。

(二)指標選取及數據來源

1. 衡量貧困水平的指標

對貧困的衡量是本文主要的指標，貧困是一種多維的概念，是一種社會現象，受到經濟發展、社會結構變化的影響，對貧困的認識也不同。在《2000年世界發展報告》中“貧困”被定義為物質資源的匱乏，健康水平低，無法享受教育資源，并且有面臨風險的無助感和和脆弱性。

對于貧困的認識，國內外學者基本一致認為貧困既是一個相對概念又是一個絕對概念。這兩種概念分別是：絕對貧困和相對貧困。絕對貧困是指個人或家庭的收入不足以維持支付基本生活必需品的經濟能力的狀態。相對貧困是與社會平均水平相比其個人收入水平低到一定程度維持的社會生活狀況。對于如何衡量，目前很多學者在研究時有選取貧困發生率和貧困強度指數(FGT指標)等絕對貧困指標，以及基尼系數、人均消費水平等相對貧困水平指標進行。由于貧困發生率和FGT會根據貧困線的設定而變動，而我國在1978、2008和2010年變更過貧困標準，且都只統計了農村的貧困發生率，故在本研究不予考慮。在考慮了數據的可獲得性后，借鑒林茹和欒敬東(2014)的研究[11]，本研究選取人均消費水平作為度量貧困水平，該指標越大說明人民生活得到了改善，以為貧困一定程度上得到改善，如式(2)。

POV=人均消費水平

(2)

2. 衡量金融發展的指標

本研究通過衡量金融發展規模和金融發展效率兩個指標來衡量金融發展。研究金融發展規模上經常用麥氏指標和金融相關系數作為指標。麥氏指標由麥金農(1973)提出，是廣義貨幣和國內生產總值的比值(M2/GDP)，該指標越大表明貨幣參與經濟交易比重越大，說明經濟貨幣化程度越大，可以衡量金融市場的流動性和吸收存款的能力[12]。但由于我國存在著大型銀行政策性強，資本受到管制等現象，直接融資渠道較單一等問題會導致麥氏指標不能很好反映我國的金融深化情況。另外一個金融相關系數指標，是整個經濟體的總金融和國民收入的比值。目前我國貧困人口接觸最多的金融服務是銀行貸款，且銀行仍在金融體系中處于重要地位，本研究用金融機構貸款/GDP來衡量金融發展規模，如式(3)所示。

FS=金融機構貸款/GDP

(3)

對于金融發展效率，我國經濟長期處于國有經濟占據主體地位，因而不適用國外常用作法用私人部門貸款/GDP。本研究用金融機構的貸款存款比來衡量我國儲蓄轉化為投資的效率，指標越大表示效率越高，如式(4)所示。

FE=金融機構貸款/金融機構存款

(4)

3. 經濟增長指標

本研究選用人均國內生產總值作為衡量經濟增長的指標。人均國內生產總值可以衡量國民的生活水平及富裕程度，如式(5)所示。

RGP=人均國內生產總值

(5)

4. 收入分配指標

經濟增長的成果要通過收入分配惠及貧困人口。經濟研究中最常用基尼系數來作為衡量收入分配是否平等，基尼系數值越大，其貧富差距越大，收入越不平等。但基尼系數對于統計數值的真實性要求高，且計算復雜，很容易失去其有效性。故研究采用城鄉收入比來衡量收入分配是否公平，如式(6)所示。

IG=城鎮居民人均可支配收入/農村居民人均純收入

(6)

5. 數據來源

本研究實證數據從1978年到2016年，主要數據來源來自《新中國60年統計資料匯編》以及2009到2017年的《中國統計年鑒》。為降低異方差和波動幅度過大帶來的影響，將各變量取自然對數。

(三)實證分析

1. 單位根檢驗

由于本文對1978年到2016年的時間序列數據對金融發展的扶貧效應進行研究。因為平穩的數據進行分析才能避免“偽回歸”，所以先對貧困減緩水平、金融發展效益、金融規模、經濟增長和收入分配指標進行單位根檢驗(表1)。得出結果為各變量均為非平穩數據，且都為一階單整時間序列。

表1 單位根檢驗結果

注：檢驗類型(C，T，L)其中C表示常數項，T表示趨勢項，L表示滯后階數；其中*表示10%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，***表示1%的顯著性水平；D表示該變量的一階差分.

2. 估計VAR模型

首先對VAR模型進行滯后期進行確定，考慮樣本數量限制，設定最大滯后期數為3，利用eviews7運行結果如表2所示，確定最優滯后階數為3。

表2 模型滯后階數確定

以最優滯后階數3進行估計，VAR(3)的輸出結果如表3所示。

表3 VAR(3)模型估計結果

表3(續)

POVFEFSRGPIGIG(-3)-0.091751-0.289317-0.012888-0.163940-0.141347(0.15872)(0.15727)(0.28426)(0.14759)(0.18440)[-0.57805][-1.83958][-0.04534][-1.11076][-0.76654]C0.3010970.569856-0.8508801.3618670.431479(0.38078)(0.39152)(0.70764)(0.36742)(0.45904)[0.79074][1.45549][-1.20242][3.70654][0.93995]R-squared0.9997510.9937450.9697750.9998060.981031Adj.R-squared0.9995630.9890540.9471070.9996610.966805Akaike AIC-4.000169-3.944514-2.760727-4.071572-3.626304Schwarz SC-3.296383-3.240727-2.056941-3.367786-2.922518

圖1 VAR(3)穩健性檢驗

POV對其他變量滯后項擬合優度及調整后的擬合優度都達到了99%，且存在相互影響的效應。且AIC和SC值都很小，說明模型的擬合程度很好，用于實證分析的可靠性高。為對模型估計參數進行較好的解釋本部分將進行Johansen檢驗研究變量間的長期均衡關系。

對模型進行穩健性檢驗，結果如圖1所示，模型的特征根都在單位圓內，因此模型具有較好的穩定性。

3. 格蘭杰因果檢驗

協整檢驗只能說明變量之間存在著長期均衡關系，沒有說明變量之間存在因果關系。本部分利用格蘭杰因果檢驗來確定被解釋變量和解釋變量之間的關系。在VAR模型的基礎上進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如下表4。

由表4可以看出，在最優滯后期時，檢驗結果在10%的顯著水平上拒絕了FS不是VAR的格蘭杰原因，FE不是POV的格蘭杰原因，RGP不是POV的格蘭杰原因，IG不是POV的格蘭杰原因這四個原假設。說明金融規模、金融發展效率、經濟增長和收入分配指標都是影響減緩貧困的重要因素。其中經濟發展指標與貧困減緩具有雙向的格蘭杰因果關系，說明在經濟發展發揮扶助貧困的效果的同時，貧困的減緩也促進了經濟的發展。

表4 變量POV、FS、FE、RGP、IG的因果檢驗

4. 方差分解分析

在向量自回歸模型的基礎上進一步做方差分解分析，得到如下表5。

表5 對POV的方差分解

從表5可以看出，金融發展效率對于貧困水平減緩的解釋程度為5%左右；金融發展規模對于貧困水平減緩的解釋程度為50%左右；經濟增長對于貧困水平減緩的解釋程度在15%左右；收入分配對于貧困減緩的解釋程度為4%左右。

5. 協整檢驗

協整檢驗是對非平穩數據確定其長期均衡關系的重要方法。由于單位根檢驗結果都為一階單整時間序列，故對數據進行Johansen檢驗，對金融發展水平惡化貧困減緩之間的長期均衡關系進行檢驗(表6)。

表6 協整檢驗結果

注：**表示在5%的顯著水平下拒絕原假設.

由表6可知，跡統計量顯示在5%的顯著水平下不拒絕POV、FS、FE、RGP、IG之間最多存在三個協整關系的原假設，表明各變量之間存在長期均衡關系，見表7。

表7 標準化協整系數

則長期均衡關系式(7)。

POV=1.32FS-1.04FE+0.54RGP-0.15IG

(7)

式(7)表明在1978年到2016年金融發展和貧困減緩水平存在著長期均衡關系。其中金融發展規模和經濟增長對扶助貧困具有正向效應，金融發展效率和收入分配指標對扶助貧困具有負向效應。從系數上看，金融規模對于扶助貧困具有最大積極作用，說明金融規模的增加使貧困人口有更多機會獲得信貸從而改善生活水平從而緩解貧困。經濟增長通過“涓流效應”也使貧困可能人口獲得了經濟發展的成果從而減緩了貧困情況。金融發展效應指標按預想應該對于扶助貧困具有積極作用，但是系數為負，原因應為資本具有逐利性的特點。貧困地區的貸款相對風險較高，且成本較高，造成了貧困地區資金出逃到其他地區的高盈利的部門，惡化了貧困人口獲取信貸難的情況，對扶助貧困造成負面效應。這就要求政府要制定專門的扶貧政策對貧困地區人口提供信貸機會來減緩貧困。收入分配指標說明了城鄉收入的擴大不利于貧困的減緩，經濟發展的成果較多的被城市人口所獲得，收入差距拉大使貧困問題惡化。

6. 向量誤差修正模型

向量誤差模型是在非平穩時間序列數據存在協整關系時，利用長期的均衡關系估計誤差修正項，并且將誤差修正項與其他反映短期波動的變量作為解釋變量建立短期模型。此模型可以對長期關系進行修正得到短期波動關系。在本文通過協整檢驗發現解釋變量和被解釋變量都為一階平穩，且存在協整關系，滿足構建向量誤差模型的條件。在VAR模型中最佳滯后階數是3，根據研究VEC模型最佳滯后階數經驗確定滯后階數為2，誤差修正模型結果如表8所示。

得到估計方程式(8)。

表8 誤差修正項和變量一階差分的滯后項

ΔPOV=-0.37CointEq1-0.12ΔPOVt-1+0.55ΔPOVt-2-0.58ΔFEt-1-0.33ΔFEt-2+0.41ΔFSt-1+0.03ΔFSt-2+1.22ΔRGPt-1-0.86ΔGRPt-2+0.20ΔIGt-1+0.39ΔIGt-2

(8)

由上述估計結果可知，誤差修正系數為0.367604，t值為-2.91585，在樣本數為39時，5%置信水平下，t值臨界值為2.023，通過顯著性檢驗，變量之間存在誤差修正機制。當POV在短期波動中偏離了長期均衡關系，該公式將以0.367604的程度進行調整，使其拉回到長期均衡關系中。

在本公式中顯示，在短期內金融規模、經濟增長和收入分配指標對扶助貧困具有正面效應，且經濟增長的作用明顯。說明短期扶貧的重點是金融規模和經濟增長方面。

7. 參數估計和回歸分析

為進一步驗證協整結果和誤差修正模型結果是否可靠，進行回歸分析驗證各變量對于貧困水平的影響。本文采用人均消費水平作為因變量，金融發展效率、金融發展規模、經濟增長和收入分配指標作為自變量，進行多元線性回歸，結果如表9所示。

表9 多元線性回歸結果

得出具體模型如下式(9)：

POV=0.507946-0.144186FE+0.271916FS+0.873662RGP-0.225882IG

(9)

由上述估計結果可知，模型擬合結果很好，模型各系數的T統計量在10%的顯著水平下拒絕原假設，各系數顯著。F值很大，其P值小于0.05，模型顯著。金融發展效率和收入分配指標對于貧困減緩具有負面效應，金融發展規模和經濟增長指標對于扶助貧困具有積極的正面效應，和長期均衡模型的結果一致。但DW值較小可能存在自相關問題。

表10 標準差

表11 T統計量

根據查表得到，在樣本為39，解釋變量數量為4時DW值的下限值為1.273，上限值為1.722，由估計結果DW=0.499333小于下限值，所以模型存在著正自相關問題，運用HAC(Newey-West)法對標準差和T值進行修正來消除模型的自相關。

四、結論及政策建議

(一)結論

第一， 金融發展是貧困減緩水平的格蘭杰原因，兩者之間存在著緊密聯系。從長期和短期的公式來看金融發展是有助于扶助貧困的。

第二， 從長期看，我國的貧困減緩，金融發展效率，金融發展規模，經濟增長和收入分配存在著長期均衡關系。金融規模和經濟增長對扶助貧困具有積極的效應，且金融規模對于扶助貧困的影響最大。

第三， 金融發展效率對于貧困的減緩具有弱化效果，金融機構會自發的追逐高收益低成本的項目進行投資，使得貧困人口進行信貸更加困難，需要政府制定政策來引導扶助貧困。

(二)政策建議

第一，加強國有銀行在扶貧中的作用，推進金融的進一步發展。目前銀行業在我國金融體系中仍處于重要地位，國有銀行也是我國銀行業的主體。國有銀行的發展有助于我國金融體制的進步和發展。目前我國進行了國有商業銀行的股份制改革，建立了市場化的資本金補充機制，改善規范了信息披露機制，加強了高層管理層的履職約束，受到了現代市場對于金融機構的監管和促進作用，取得了很大成就[12]。但是，公司的治理仍然不完善，基礎部分管理能力比較薄弱，內部控制機制不健全，在分支機構和網點的改革效果滯后，與現代化的銀行制度以及國外銀行仍然有差距。在扶助貧困的方面，國有銀行應該開發在農村地區個人金融業務，關注貧困地區發展的新需求。做好助學貸款，解決貧困家庭學生的就學問題，通過使下一代接受更好的教育來扶助貧困。并且為有意向進行投資經營進行脫貧的人群提供基本的資金。為農民提供多樣化的理財產品，如開放式的債券、基金、保險等。在對外開放的競爭壓力下，國有銀行更應該貼近群眾擴展業務，創造新的市場和利潤點，推進改革。

第二，鼓勵支持地方性銀行等中小型金融機構，擴大貧困地區的金融規模。國內外研究都表明金融發展能夠有效地減緩貧困，大型金融機構在其中發揮著重要作用，在其擴展業務，分設網點為貧困人口提供了獲得信貸的機會。但是，也同樣需要加強支持中小型金融機構和地方性銀行，這些機構對于地區性的獨特性有著更詳細了解，能夠對地區的貧困人口的實際情況推出適宜的金融產品和服務。因為信息更加健全，如貸款人的信用和還款能力，地方性金融機構還能夠降低風險。相比大型金融機構，中小型金融機構還具備貸款手續更加便捷，效率更高。故政府因對其進行鼓勵支持，放寬中小型金融機構在農村和貧困地區的準入條件，并對扶貧貸款和涉農貸款數額達到一定標準的金融機構給予稅收優惠等政策性支持。從而達到通過擴大貧困地區的金融規模來促進扶助貧困。

第三，優化收入分配給經濟增長增加了社會的收入，但有結果得到經濟增長的成果大多被城鎮人口所分享，所以需要政府發揮其作用。首先應加強對于農村的基礎設施建設，加大推進村官政策，為農村的發展提供人才技術，從而推動農村產業升級，推進現代化農業建設。政府要引導資金向貧困地區流入，為貧困人口提供獲取資金的機會。要在合理的范圍內推進收入分配，防止出現忽視效率公平的現象。城鄉收入差距過大會弱化金融發展的扶貧效應，要健全收入分配機制，防止收入差距繼續加大，拉大貧富差距，形成社會不安因素。