普惠金融對農村減貧的效應研究

■劉華珂

一、引言與文獻綜述

普惠金融作為傳統金融的重要補充，有利于完善金融結構體系，滿足低收入群體的融資需求，激發經濟活力，促進經濟增長。特別是近些年，我國普惠金融的服務范圍不斷擴大，服務主體日趨多元化，服務方式日益多樣化。短期而言，發展普惠金融有助于鞏固脫貧攻堅成果，實現鄉村振興；長期而言，發展普惠金融有助于增進社會公平，促進經濟社會的可持續發展（貝多廣和李焰，2016）。

關于普惠金融與貧困的關系，理論研究方面，Duflo et al.（2013）認為普惠金融是減貧的直接有效手段。普惠金融致力于服務被正規金融排斥的低收入群體，使低收入群體能夠以公平合理的價格獲得金融產品和服務，提升其參與經濟活動的機會和能力，減緩貧困的發生（Murari&Didwania，2013）。Bruhn&Love（2014）認為普惠金融對低收入群體以及金融機構滲透率低的地區勞動者的融資渠道產生較大影響。因此，普惠金融可以平衡不同群體和不同地區的發展，有助于推進包容性經濟增長，是實現脫貧攻堅的重要手段（羅斯丹等，2016）。實證研究方面，Nanda&Kaur（2016）通過對68個國家的實證分析發現，樣本期間內發展水平落后國家的普惠金融增長速度要高于發達國家，并趨同于發達國家。邵漢華和王凱月（2017）使用跨國面板數據進行的研究認為普惠金融有助于貧困減緩，但從減貧內容看，普惠金融對貧困廣度的減緩作用要大于對貧困深度的作用。朱一鳴和王偉（2017）從縣域層面進行研究，結果表明普惠金融雖然有助于農村貧困減緩，但對不同收入階層的增收存在異質性，對非貧困縣農村居民的減貧效應要大于貧困縣農村居民的減貧效應。也有學者從微觀層面進行研究，使用模糊斷點回歸方法利用農戶調查數據對普惠金融的減貧效應進行分析，結果也證實了普惠金融具有明顯的減貧效應（武麗娟和徐璋勇，2018）。

關于普惠金融減緩貧困機制，Ana&Julia（2013）指出普惠金融主要是通過以下三種途徑減緩貧困的發生：第一，降低貧困居民的資金借貸成本，提升其參與經濟活動的能力；第二，保證貧困居民的基本生活需求，提升其人力資本水平和在勞動市場中的競爭力；第三，以低成本貸款給中小企業，促進中小企業發展，從而為貧困居民創造較多的就業崗位。部分學者從信貸方法改進、發展數字技術等方面揭示普惠金融的減貧機制。宋曉玲和候金辰（2017）對65個國家的研究表明互聯網的使用促進了普惠金融的發展，而獲得金融服務是減少不平等和消除貧困的重要前提。我國正處在經濟轉型的關鍵階段，產業結構調整是經濟轉型的重要任務。產業結構的優化升級離不開金融的支持，普惠金融的發展為產業結構優化升級創造了良好的條件。一方面，普惠金融通過信貸調節各產業間資金的增長，促進產業結構的合理化。另一方面，普惠金融能夠有效緩解高新技術產業在發展初期面臨的資金困難問題，推動產業結構向高級化轉變（黃明清，2019），而產業間的協調發展又能夠提升居民收入水平，加快減貧步伐（Kay，2009）。特別是多樣化的第三產業發展，具有較強的就業帶動效應，能夠明顯地減緩貧困（單德朋等，2017）。

現有研究主要集中在普惠金融與農村貧困的關系和作用機制，卻少有研究從產業結構變遷視角研究普惠金融的農村減貧效應。為此，本文將基于產業結構變遷視角從理論和實證方面考察普惠金融農村減貧效應，以期為普惠金融的發展和農村脫貧攻堅成果的鞏固提供參考借鑒。

二、理論分析與研究假設

由于傳統金融具有較高的門檻限制，導致很多有真正資金需求的貧困群體很難享受到金融產品和服務，而普惠金融則能夠有效補充傳統金融未能服務到的對象。普惠金融通過增加在農村地區ATM機、網上銀行、電話銀行等的建設，減少資金供需雙方信息不對稱問題，拓寬金融服務的范圍，有效提升農村地區金融服務的可獲性。另外，和傳統金融貸款需要有擔保抵押物相比，普惠金融的擔保抵押要求較低，并且擔保抵押的方式多樣，降低了交易成本，提升農村貧困群體資金的可獲得性。普惠金融的發展也有利于改善金融生態環境，激發貧困群體內生發展的動力，提高他們的知識水平和勞動技能，增強其社會生存能力和風險抵御能力，有助于實現貧困群體的“造血式”脫貧，促進可持續發展（何學松和孔榮，2017）。基于此，提出以下假設：

H1：普惠金融能夠通過增加資金供給直接減緩農村貧困。

根據金融深化理論，普惠金融能夠解決信息不對稱與交易成本問題，并提供充足的、多樣化的金融產品滿足產業發展的需求。對一些處于發展初期的高新技術產業，由于存在不可預見的風險，很難從金融機構獲得資金支持，而普惠金融則能夠通過風險投資基金、信貸支持等方式緩解高新技術產業在發展初期面臨的資金困境，促進高新技術產業發展，有效地推動產業結構升級。此外，普惠金融通過以銀行為主導的信貸調節機制調配各產業間的資金存量和資金增量變化狀況，為經濟效益高，競爭力強的產業募集資金，增加資金供給，而對經濟效應差，競爭力弱的產業提高資金借貸門檻，通過資金在產業間的調配促進產業結構合理地發展。而產業結構變遷對農村貧困減緩具有積極作用。一方面，產業結構高級化會促進勞動力流向生產效率更高的部門，從而有助于收入水平的提升。根據產業發展的變遷規律，產業會從第一產業向第二三產業發展，特別是第三產業的發展，由于門類多、行業全的特點，能夠吸納較多的勞動力就業。第三產業中的生活性服務業對勞動技能沒有較高的要求，適合低學歷和低技能水平的農村貧困群體，對減緩農村貧困具有重要作用（譚昶等，2019）。另一方面，產業結構合理化能夠實現生產要素的合理配置，促進產業間的協調發展和經濟效應的提高，經濟發展的涓滴效應又能夠普惠貧困地區和貧困居民，最終減緩農村貧困?；诖耍岢鲆韵录僭O：

H2：普惠金融通過促進產業結構變遷減緩農村貧困，產業結構變遷在普惠金融的農村減貧中具有中介效應。

根據以上理論假設，普惠金融促進農村減貧的作用機理如圖1所示。

三、變量選取與模型設定

（一）變量選取

1.核心變量

普惠金融（HFI）：普惠金融注重服務對象的廣泛性以及服務產品的多樣性。為此，本文在構建普惠金融指數從普惠金融的深度和普惠金融的廣度兩個方面構建（劉華珂，2020），如表1所示。

表1 普惠金融測度指標體系

續表1

借鑒多數學者的做法，采用Sarma（2008）提出的“CP編制法”對普惠金融指數進行測算，該方法是對各評價指標賦予一定比重，假定給每個評價指標賦予相同的權重，然后進行加權求和。首先進行標準化處理，公式為：

其中，dij為標準化處理后的值，xij為樣本值，aij為i項指標最小值，Aij為i項指標最大值，xij∈[aij，Aij]。

其中，HFI為普惠金融指數，k為指標維度，r為一常數，反映dij對HFI的敏感程度，這里取r=0.5。

農村貧困（Poverty）：FGT貧困指數是目前采用最多的，也是最具影響力的反映貧困的指標，不僅能夠反映貧困發生狀況，而且能夠深層次地反映貧困內部結構特征。本文采用FGT指數對農村貧困進行測量，公式為：

其中，z為貧困線，x為收入，f（x）為收入的分布密度，α反映收入對貧困的敏感強度，當α=0，1，2，FGT指數分別代表貧困發生率（HC），貧困深度（PG），貧困強度（SPG）。具體做法如下：首先，確定農村貧困標準，以我國2011年農村貧困標準（2300元）為基礎，利用農村居民消費者價格指數進行平減得到歷年農村貧困標準，然后采用農村居民收入分組數據和計算出的貧困標準利用世界銀行網站提供的POVCAL軟件計算各省份的農村貧困程度（何春和劉榮增，2020）。

2.中介變量

產業結構高級化（TS）：產業高級化反映了產業的發展演變過程。本文采用第三產業產值與第二產業產值之比衡量產業結構高級化。計算公式為：

其中，TS表示產業高級化，Y3代表第三產業產值，Y2代表第二產業產值。TS值越大，表明產業高級化程度越高。

產業結構合理化（TL）：產業結構合理化反映資源在不同產業間的配置狀況。通常采用泰爾熵指數、產業結構偏離度等指標反映產業中資源的配置均衡問題。由于勞動力資源是產業發展過程中最為重要的資源，而泰爾熵指數能夠綜合測量勞動力資源在不同產業間的配置狀況。為此，借鑒戴魁早（2014）的做法，采用泰爾熵指數對產業結構合理化進行測量，計算公式為：

其中，TL為泰爾熵指數，Y為產業產值，L為從業人數，i為三次產業。

3.控制變量

城鎮化（urban）：城鎮化的發展增加了農村居民的工資性收入，有利于農村貧困緩解。本文采用城鎮人口占比衡量城鎮化水平。

城鄉分割程度（segment）：城鄉分割程度反映了城鄉間資源要素的流動情況，城鄉分割程度嚴重會阻礙城鄉間資源要素的流動，不利于農村貧困的緩解。通常采用城市分割系數進行衡量。城鄉分割系數是城鄉人口分割和城鄉就業分割的平均值，城鄉人口分割采用城鎮人口與農村人口的比值，城鄉就業分割采用城鎮就業與農村就業的比值。

收入水平（disaposable）：本文采用消除物價指數的農村居民可支配收入衡量收入水平。

社會救濟（assistance）：一般而言，社會救濟支出能夠為貧困居民參與社會勞動提供物質基礎，有利于其收入的增加和貧困的減少。本文采用農村社會救濟支出占第一產業比重衡量農村社會救濟水平。

本文選取了2000—2018年26個省份的面板數據（天津、吉林、山東、西藏、寧夏缺失），數據主要來源于《中國金融年鑒》《中國人口與就業年鑒》《中國環境統計年鑒》等，個別缺失的數據采用插值法進行補充，變量的統計性描述如表2所示。

表2 變量的統計性描述

表3 時間分組下變量的描述性統計

為更好地觀察普惠金融與農村貧困等關鍵變量的變化狀態，本文將樣本數據劃分為2000—2005年、2006—2011年、2012—2018年三個時間段進行描述性分析，結果見表3。從平均值看，2000—2005年的農村貧困水平為11.09，2006—2011年的農村貧困水平為6.224，2012—2018年的農村貧困水平為1.364，呈現出不斷下降態勢。普惠金融水平在這三段時間呈現出不斷提高的趨勢，由2000—2005年的0.428一直增加到2012—2018年的0.471。從分布均衡程度看，農村貧困水平和普惠金融的分布均衡狀態依次增強，在2012—2018年分布最為均衡。

（二）模型設定

設定以下模型檢驗假設1：

其中，Povertyi，t-1為滯后期的農村貧困，HFIi，t為普惠金融指數，Xi，t為控制變量，包括農村居民可支配收入、城鄉分割程度、城鎮化、農村社會救濟水平，β0，β1，β2，β3為待估參數，εi，t為隨機擾動項。

為檢驗假設普惠金融對農村減貧的中介效應，本文采用溫忠麟（2004）提出的中介效應模型進行檢驗，設定如下模型：

式（7）中的β2為普惠金融農村減貧的總效應，式（9）中的系數η2代表普惠金融農村減貧的直接效應，α2η3為普惠金融農村減貧的中介效應。具體步驟如下：

第一步，對式（7）進行回歸，檢驗β2的顯著性，若顯著，表明普惠金融對農村貧困有明顯影響，檢驗繼續，若不顯著則停止檢驗。第二步，對式（8）進行回歸，檢驗α2的顯著性，若顯著，表明普惠金融對產業結構變遷有明顯作用。第三步，對式（9）進行回歸，若系數η2，η3顯著，且η2系數絕對值小于β2系數絕對值，表明存在部分中介效應，若η2不顯著，η3顯著，則說明存在完全中介效應。

四、實證檢驗與結果分析

（一）普惠金融農村減貧的直接效應分析

為減緩內生性問題的影響，本文采用包含滯后期的系統GMM方法進行估計，提高估計結果的準確性。同時為增強數據的平穩性，對變量進行了對數化處理。表4是以農村貧困發生率（HC）為被解釋變量估計的普惠金融農村減貧的直接效應。式（1）是僅包含普惠金融和農村貧困發生率的基本方程回歸結果。式（2）—（5）是依次加入控制變量的擴展方程回歸結果。根據表4所示，滯后期的農村貧困系數顯著為正，意味著農村貧困的持續性，貧困惡性循環理論也表明當一個人處于貧困時，他的基本生活得不到保障，身體健康狀況受到影響，進一步影響到工作能力，從而又會導致較低的收入水平，陷入一種惡性循環。普惠金融的系數顯著為負，表明普惠金融對農村貧困具有減緩效應，與假設1的結論一致。

表4 普惠金融農村減貧的基本回歸結果

此外，各控制變量的結果也基本符合預期。農村居民可支配收入的系數顯著為負，表明農村居民可支配收入能夠減緩農村貧困。收入水平提升是減緩農村貧困的最直接途徑，同時農村居民收入水平提升有助于農村消費的增加，進一步刺激經濟增長，提升農村居民收入水平。城鄉分割能夠加劇農村貧困。城鄉分割意味著城鄉間資源要素的流動受到阻礙，無論是勞動力還是資金、技術資源都無法在城鄉之間得到優化配置，阻礙著農村經濟的發展，不利于農村減貧。城鎮化的系數為負，且通過了1%水平下的顯著性檢驗，表明城鎮化水平的提升能夠減緩農村貧困。農村社會救濟支出增加也有利于減緩農村貧困，這是由于社會救濟為貧困居民提供了基本的物質基礎，增加他們參與工作的熱情，有利于擺脫貧困。

（二）穩健性檢驗

1.替換方法

本文采用另一種動態面板回歸方法差分GMM進行穩健性檢驗，結果見表5所示。其中列（1）普惠金融對農村貧困的基本方程回歸結果，列（2）—（5）為普惠金融對農村貧困擴展方程的，普惠金融的系數顯著為負，表明本文的結論具有穩健性。

表5 穩健性檢驗：替換方法

2.替換變量

下面采用替換被解釋變量考察結果的穩健性，分別采用反映農村貧困人口內部的平均貧困程度貧困深度（PG）和農村居民收入分配狀況的貧困強度（SPG）為被解釋變量檢驗結果的穩健性。結果顯示①限于篇幅，結果留存備索。，無論是將貧困深度作為被解釋變量還是將貧困強度作為被解釋變量，普惠金融的系數和前文一致，顯著為負，表明結果具有穩健性。

（三）普惠金融農村減貧的中介效應分析

采用中介效應模型檢驗普惠金融對農村貧困的中介效應，檢驗結果如表6所示。其中第一步是檢驗普惠金融對農村貧困的影響，普惠金融的系數為-16.078，且通過了5%水平的顯著性檢驗，說明普惠金融能夠減緩農村貧困。第二步中的兩個方程分別檢驗了普惠金融對產業結構高級化和產業結構合理化的影響，結果表明，普惠金融能夠促進產業高級化的發展，這是因為普惠金融能夠為處于起步期的綠色產業和高新技術產業提供資金支持，促進產業升級。同時普惠金融還能通過資金在不同產業的調配，促進產業結構的合理化的發展。但從系數大小看，普惠金融更有利于產業結構優化，充分體現了普惠金融的資金調配功能。第三步是在基準模型中加入了產業結構高級化和產業結構合理化變量后重新進行的回歸，可以看出，普惠金融的系數變為-11.938，表明普惠金融的農村減貧效應存在中介效應，并且這種中介效應是由產業結構高級化和產業結構合理化帶來的，驗證了假設2。普惠金融能對不同企業和產業的成長能力進行識別，通過信貸調節控制產業增量，促進產業結構的變遷（黃明清，2019），而產業結構變遷會對資本、技術、勞動力資源進行重新配置，有助于經濟增長效率的提升。經濟增長的“擴散效應”和“涓滴效應”都能夠使城鎮貧困得到緩解，主要是通過增加政府對貧困群體的轉移支付，提高貧困群體的受教育程度，提升貧困群體的健康人力資本，這些均有助于貧困居民收入水平的增加和生活條件的改善（譚昶等，2019）。通過進一步的計算可知，由產業結構高級化帶來的中介效應為-0.391（0.128×（-3.052）），由產業結構合理化帶來的中介效應為-4.161，由此可以看出，在普惠金融農村減貧效應中產業結構合理化產生的中介效應更大。可能的解釋是，雖然產業高級化中的生活服務業發展能夠為貧困居民帶來更多的就業機會，但同時人工智能、高新技術產業的發展也會對勞動力素質提出更高的要求，而貧困居民的學歷技能水平偏低，無法勝任這些高技術含量的工作，最終導致產業結構高級化的中介效應相對較小。而產業結構合理化則能實現產業間的協調發展，更有利于促進經濟增長和居民生活水平提高。

表6 普惠金融農村減貧的中介效應檢驗結果

五、研究結論與啟示

本文首先從理論上分析了普惠金融對農村貧困的影響，然后利用我國2000—2018年的省際面板數據進行檢驗，研究表明普惠金融對農村貧困減緩存在直接效應和中介效應，并且普惠金融通過產業結構合理化產生的農村減貧效應要高于通過產業結構高級化產生的農村減貧效應。據此得到以下政策啟示：

第一，聚焦農村相對貧困問題，全面推動普惠金融發展。首先，加快農村地區金融基礎設施建設，擴大普惠金融的覆蓋范圍，針對農村相對貧困群體，要進行重點幫扶，增加他們的金融產品和服務的可獲得性，其次，加快數字普惠金融的發展，推進5G基站、大數據中心等數字基礎設施建設，特別是在落后的中西部農村地區，更需要普及電子化支付形式，增強普惠金融便利化程度，同時降低相對貧困群體獲得金融服務的成本，為金融減貧效應的發揮提供堅實的硬件保障。最后，大力普及普惠金融相關知識，讓貧困群體認識到普惠金融發展給他們生產生活帶來的深刻變化，從而產生創業意愿和金融需求，進而提升他們參加工作的積極性，加快減貧的步伐。

第二，探索產融模式，促進產業結構變遷。豐富普惠金融產品和工具，滿足產業轉型發展的多方面需求，提升資金的配置效率，探索出普惠金融發展與產業結構變遷協同發展的路徑。同時要以市場化為導向，引導信貸資金流向高新技術、生物制藥、先進制造業等新興產業，不斷促進產業結構高級化和產業結構合理化，進而創造出更多的就業崗位，助力脫貧攻堅。

第三，城鎮化、農村居民收入水平、農村社會救濟水平在一定程度有利于農村貧困的減緩。為此，要進一步加快推進城鎮化水平建設，促進城鄉融合發展，激發農村發展活力，提升農村居民收入水平。此外，要改善農村貧困群體就業難的困境，通過免費技能培訓等增強他們的職業技能，并更大程度地促進教育公平。最后，加強農村社會保障和社會救濟建設，保障老、弱、病、殘群體的基本生活。