金融减贫的门槛效应及其实证检验——基于中国西部省际面板数据的研究，本文主要内容关键词为：实证论文,门槛论文,中国西部论文,效应论文,面板论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
修回日期：2012-10-31
一、引言
根据中国科学院最新完成的《2012中国可持续发展战略报告》显示，我国贫困人口按2010年贫困标准(以农村居民家庭人均纯收入1274元/年为标准)计算有2688万人，按2011年提高后的贫困标准(以农村居民家庭人均纯收入2300元/年为标准)计算有1.28亿之多。从贫困县和贫困人口的分布来看，主要集中在西部地区①。
随着经济的不断发展，金融成为宏观调控的重要手段及社会资源优化配置的重要杠杆。我国西部地区的金融业经过多年改革变迁，其金融资产在总量和结构方面都取得长足进步，西部地区的银行存款余额从1978年的299.37亿元增加到2010年的125185.8亿元，提高了417倍；银行贷款余额由1978年的365.47亿元增加到2010年的87083.6亿元，增长了237倍；GDP由1978年的721.58亿元增加到81408.49亿元，增长了112倍。但是，西部地区的恩格尔系数从1978年的68.27%下降到2010年的43.41%，仅降低了24.86%，如图1所示。在金融快速发展和经济高速增长的同时，为何贫困减少的速度却如此缓慢？金融发展是否有利于贫困减缓？基于此，本文以1978-2010年中国贫困相对较严重的西部12省(市、自治区)为研究对象，试图检验金融发展对贫困减缓的作用，这对于我国制定金融政策、改善社会福利、缩小贫富差距具有重要意义。
图1 西部地区GDP、存款余额、贷款余额及恩格尔系数的变化趋势(1978-2010)
二、文献综述与理论分析
(一)文献综述
关于金融发展对贫困减缓的影响，国内外学者主要形成了两种观点，即金融发展对贫困减缓的有利论与不利论。
持金融发展有利于贫困减缓观点的学者认为，金融发展一般通过以下几种方式减缓贫困：(1)改善金融服务。Burgess和Panda(2003)通过分析印度1977-1990年穷人直接参与金融活动对贫困减缓的影响，发现银行机构在农村设立的数量每增加1%，农村贫困率将降低0.34%，农村银行业的变革将导致贫困的减少和产出的增加[1]。唐青生等(2010)对云南省农村金融服务缺失及网点空白问题进行分析研究，表明减缓贫困应首先解决金融服务缺失问题[2]。(2)创立微型金融。Remenyi和Quinones(2000)对亚太地区一些国家和地区的案例进行分析，研究表明获得微型金融信贷服务的人群，其收入可以得到明显提高[3]。谭险峰(2010)通过对孟加拉国乡村银行模式、印度尼西亚人民银行乡村信贷模式、玻利维亚阳光银行模式和国际社区资助基金会村庄银行模式的比较，分析微型金融在农民增收等多个方面起积极作用并且应将多种模式结合起来，以充分发挥不同模式的比较优势，实现反贫困的新突破[4]。(3)开展小额信贷。梁山(2003)以全国率先进行“信用镇(村)”创建的广东省高州市为个案，从需求性、安全性、盈利性和信用状况四个方面研究小额信贷的经济意义和体制意义[5]。胡金焱、张乐(2004)在非正规金融与小额信贷活动理论述评基础上，提出在发展中国家建立小额信贷机构是使低收入人群获得信贷支持的一种有效金融制度[6]。张立军、湛永(2006)通过运用中国1994-2004年的时间序列数据和小额信贷反锁定模型的研究，认为小额信贷可以提高农民家庭经营收入、减缓贫困[7]。巴曙松、栾雪剑(2009)从小额信贷可获得性方面分析小额信贷资金的获得方式，提出用小额信贷资产证券化的方法解决我国农村小额信贷可获得性不高、小额信贷资金来源有限的问题，促进农村贫困地区的经济发展[8]。段应碧(2011)提出破解贫困农户贷款难题，必须培育和发展不以盈利为目的的公益性小额信贷组织[9]。
持金融发展不利于贫困减缓的学者认为，金融发展对于贫困减缓并无积极作用。如Banerjee和Newman(1993)、Galor和Zeira(1993)发现信用限制尤其针对穷人，使其失去投资机会，对贫困减少没有起到实质性作用[10][11]。Ranjan和Zingales(2003)指出金融体系必须是开放性的和具有竞争性的，否则金融发展仅仅使富裕阶层获益而对于贫困减缓不利[12]。Arestis和Cancer(2004)认为在发展中国家由于一些因素抑制了贫困人群获得金融服务，金融自由化使得更多的资金得不到有效使用从而导致贫困人群收入得不到提高[13]。Jeanneney和Kpodar(2005)通过建立金融发展和金融波动的贫困决定模型研究金融发展、金融波动与贫困减缓之间的关系，发现金融发展有利于减缓贫困，但是金融波动对贫困人群的打击更为显著，并且可能抵消金融发展对其所带来的好处[14]。陈银娥、师文明(2010)利用中国1980-2005年时间序列数据分析中国农村正规金融发展、金融波动和非正规金融发展对农村贫困减少的影响，研究显示农村正规金融发展对农村贫困减少的影响很小，而金融波动不利于农村贫困的减少，非正规金融发展对农村贫困减少也没有促进作用[15]。
已有研究无疑是值得肯定和借鉴的，但本文认为还需从以下四个方面做出补充和完善：(1)从研究假设来看，以往研究多是研究金融发展与贫困减缓的线性关系，而忽视了其非线性关系，即忽视了不同收入水平下金融发展对贫困减缓的差别效应。本文的研究表明，重视这种差别效应对于在消除贫困过程中如何有效地发挥金融作用更具有理论意义与实践价值。(2)从研究方法来看，以往研究多是采用时间序列分析，而针对不同省份面板数据的分析比较少，特别是缺少引入面板门槛回归模型探讨金融发展与贫困减缓关系的实证研究。(3)从研究对象来看，以往研究少有针对我国西部地区的研究，然而西部地区是双重意义上的贫困，一方面是贫困地区，另一方面是贫困主体人的贫困，因此以西部地区为研究对象更具有代表性和典型性。(4)从研究指标来看，以往研究多是将金融发展作为一个整体指标，少有对金融发展的进一步细分和引入其它非金融指标作为控制变量，本文认为金融发展是金融体系整体功能动态优化的过程，包含规模的扩张、结构的变化和效率的提高，这三方面的统一是金融发展的全部要义。基于此，本文将金融发展细分为金融规模扩张、金融结构变化和金融效率提高三个方面，同时引入其他非金融控制变量，运用面板门槛回归模型，以我国西部地区1978-2010年的省际面板数据为样本，对金融发展与贫困减缓的关系进行实证检验，以期为我国的扶贫开发及与此相关的金融改革提供有价值的参考。
(二)理论分析
20世纪40年代以来，发展经济学理论认为必须越过人均收入水平的“门槛”才能进入持续的经济增长从而摆脱贫困，其中著名学者罗森斯坦—罗丹(Paul N.Rosenstein-Rodan)、纳克斯(Nurkse，R.)、缪尔达尔(Myrdal，G.K.)等都强调了通过加速资本形成减缓贫困，指出由于规模报酬递增的存在，一国的人均收入水平只有越过“门槛”才能逐步发展起来，否则会陷入“贫困陷阱”中，形成难以摆脱的贫困恶性循环。这种情形可以通过修改后的索洛模型框架予以描述。
设生产函数为f(k)，其中f(k)＞0，
基于上述分析，我们提出本文的研究假设：金融发展对贫困减缓的影响受到人均收入水平的制约，即金融发展对贫困减缓的影响会伴随着资本积累的门槛效应而发生变化。当人均收入处于低水平均衡时，金融发展对贫困减缓的作用呈现出规模报酬递减，但具有积极的隐性累积效应；当人均收入跳越“贫困陷阱”时，金融发展对贫困减缓的作用呈现出规模报酬递增，并且具有显性加速效应；当人均收入处于高水平均衡时，金融发展对贫困减缓的作用又呈现出规模报酬递减，但此时的人均收入已处在远离贫困的高水平均衡状态。
三、模型设定、变量选取与数据来源
(一)模型设定
本文重点考察金融规模、金融结构和金融效率对贫困减缓的影响，同时考虑到贫困减缓还受到一系列非金融因素的影响，因此引入政府干预程度、城市化、公共服务、对外贸易、医疗水平、就业状况、经济发展水平和西部大开发政策的实施等因素作为控制变量，设定线性基本模型如下所示：
为了对研究假设进行检验，考察可能存在的非线性门槛效应，本文借鉴Hansen(1999，2000)[16-17]提出的门槛回归模型，该模型克服了传统门槛分析方法的缺陷②，具有不需要给定非线性方程的形式、门槛值及其数量完全由样本数据内生决定、依据渐近分布理论建立待估参数的置信区间、可运用bootstrap方法估计门槛值的统计显著性等优点，从而可以更好地检验不同收入水平下金融发展对贫困减缓的影响。因此，我们将基本模型扩展为以人均收入水平为门槛的多重门槛模型如下：
(二)变量选取与数据来源
(1)被解释变量。目前关于贫困衡量的指标主要有贫困发生率、贫困线指数和森指数等，但由于本文研究数据时间跨度大，受到数据可得性限制，故使用西部各省区的恩格尔系数来衡量贫困水平。恩格尔系数在国际上被公认为判定生活水平高低与划分贫富的重要标准③，恩格尔系数越大意味着贫困程度越高。
(2)核心解释变量。本文将金融发展界定为金融规模扩张、金融结构变化及金融效率提高三方面的统一。
金融规模的衡量指标。衡量金融规模的常用指标是麦氏指标和戈氏指标，本文选用戈氏指标，同时考虑到证券和保险对贫困减缓的影响不大，省略证券和保险后更能真实地反映金融规模对贫困减缓的作用，故采用各省区金融机构的存贷款之和与其GDP的比率即金融相关比率来表示金融规模。
金融结构的衡量指标。现有研究一般将金融中介结构或金融市场结构作为金融结构的衡量指标。由于本文研究的是金融发展对贫困减缓的影响，而贫困地区的农业产值所占比重较大，贫困人口也主要集中于农村，同时考虑到部分省份金融数据的缺失和1992年前中国资本市场还没有建立，因此选用农业贷款余额占贷款余额的比例来代表金融结构。
金融效率的衡量指标。现有学者对金融效率的衡量一般使用非国有经济获得银行贷款的比率。但是，王志强、孙刚(2003)[18]认为，考虑到我国经济结构中国有经济占主导地位的客观现实，照搬发达国家衡量指标来反映金融效率存在着一定的缺陷。另外，我国西部地区主要是以银行为主导的金融体系，而银行的基本职能在于发挥其中介功能，将吸收的存款转化为贷款，实现储蓄向投资的转化。因此，本文使用金融机构年末贷款余额与存款余额的比值即贷存比来反映金融效率。
(3)门槛变量。由于金融发展对贫困减缓的影响受到人均收入水平的制约，故本文选取各地区人均收入作为门槛变量。
(4)控制变量。由于政府干预程度、城市化、公共服务、对外贸易、医疗水平、就业状况、经济发展水平和西部大开发政策的实施等因素都有可能对贫困减缓产生影响，本文将上述因素设置为控制变量。具体变量描述与衡量如表1所示。
本文研究涵盖中国西部12省(市、自治区)④，时间跨度为1978-2010年，共取得396个研究样本。相关研究数据来自《新中国60年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》和西部各省(市、自治区)的统计年鉴。
四、实证结果及分析
(一)平稳性检验
由于本文使用面板数据进行估计，有必要对各个变量进行平稳性检验。面板数据平稳性检验的方法有多种，如LLC检验、Breitung检验、IPS检验、MW检验等，各种方法由于其假定、统计量设置的不同，对检验结果也有一定的影响。为避免单一方法可能存在的缺陷，本文同时选择了Fisher-ADF检验和LLC检验，检验结果如表2所示。从单位根检验结果可以看出，水平值和一阶差分值不能拒绝单位根假设，二阶差分值均拒绝单位根假设，说明所有变量的二阶差分值都是平稳的，表现为二阶单整。
(二)协整检验
考虑到本文所采用的是静态面板模型，协整检验选择Kao检验，检验结果如表3所示。
从表3可以看出，模型中解释变量与被解释变量之间存在着协整关系。因此，可以接受回归方程的设定形式，并进一步使用门槛回归模型进行分析。
(三)模型估计与检验
首先，本文采用Stata统计软件进行门槛效应检验，表4报告了检验结果。不难发现：三重门槛效应在1%的显著性水平下显著，故选用三重门槛模型进行分析。
其次，对三个门槛值进行估计和检验，表5报告了三重门槛模型门槛值的估计结果以及每个门槛值在95%的置信区间。
最后，本文分别采用线性基本模型和非线性门槛模型进行估计，估计结果如表6所示。
从基本模型估计结果可以看出，金融规模与恩格尔系数之间存在显著负相关关系，表明金融规模扩张对贫困减缓有显著正向作用⑤，金融结构变化和金融效率提高均对贫困减缓起负向作用，但统计检验不显著。控制变量中城市化、公共服务、对外贸易、经济发展水平和西部大开发政策的实施均对贫困减缓有显著促进作用。
从门槛模型估计结果可以看出，相对于基本模型，其拟合优度得到大幅度提高，说明使用门槛模型可以更好地解释金融发展与贫困减缓之间的关系。当人均收入水平处于不同的门槛区间时，金融发展对贫困减缓的影响系数有所不同，金融发展与贫困减缓的关系并不是简单的线性关系，更倾向于以人均收入水平为门槛划分区间的分段函数关系。
首先，从金融规模来看，当人均收入低于1649.54元时，金融规模扩大对贫困减缓起显著负向作用；当人均收入在1649.54元-2591.87元之间时，金融规模扩大对贫困减缓作用不显著；当人均收入高于2591.87元时，金融规模扩大对贫困减缓起正向作用，但统计检验不显著。
其次，从金融结构来看，当人均收入低于1649.54元时，金融结构变化对贫困减缓的作用不显著；当人均收入在1649.54元-2591.87元之间时，金融结构变化对贫困减缓起显著正向作用，其影响系数为5.5179；当人均收入高于2591.87元时，金融结构变化对贫困减缓的作用不显著。
再次，从金融效率来看，当人均收入低于367.97元时，金融效率提高对贫困减缓起显著负向作用；当人均收入在367.97元-1649.54元之间时，金融效率提高对贫困减缓起显著正向作用，其影响系数为1.6623；当人均收入高于1649.54元时，金融效率提高对贫困减缓起正向作用，但统计检验不显著。
最后，从控制变量来看，城市化、公共服务、对外贸易、经济发展水平和西部大开发政策的实施均与贫困减缓呈显著正相关关系。城市化水平提高1%，贫困程度降低14.4573%；公共服务提高1%，贫困程度降低8.7477%；对外贸易提高1%，贫困程度降低60.7137%；经济发展水平提高1%，贫困程度降低0.0010%；西部大开发政策实施后，贫困程度降低6.5657%。政府干预程度、医疗水平和就业状况与贫困减缓关系不显著。
(四)检验结果的解释
以上实证检验结果表明，金融发展对贫困减缓的影响并不是简单的线性关系，而是伴随着资本积累的门槛效应而发生变化。
当人均收入处于低水平均衡时，由于低收入群体的金融资产主要以银行存款为主，但负利率时代⑥存款的实际收益较低，金融规模的扩张只会从贫困地区“抽血”，而不是“输血”，更不是“造血”；农业贷款的增加使低收入群体的贫困状况有所改善，但仅有助于解决温饱问题，而不会增加收入，自然也不会降低恩格尔系数；金融效率的提高增加低收入群体的生活性贷款，其贷款越多，还贷压力越大。
当人均收入跳越“贫困陷阱”时，贫困人口因其自身资本积累达不到财富门槛而得不到高收益回报；农业贷款的增加使农产品进入市场交易，并成为农民收入提高的重要来源；金融效率的提高增加低收入者的生产性贷款，有助于低收入者投资人力资本和高收益项目，促进贫困减缓。
当人均收入处于高水平均衡时，金融规模的扩张带来金融服务质量的提高和服务内容的扩大，有利于已越过享受金融服务门槛的低收入群体增加收入；农业已不再是农民收入的主要来源，故农业贷款的增加对恩格尔系数影响不显著；低收入群体一般具有较高的储蓄倾向，这使得金融效率的提高对贫困减缓的作用不显著。
因此，当人均收入处于低水平均衡时，金融发展对贫困减缓的影响不显著或呈现负作用，但具有积极的隐性累积效应，即有助于贫困程度的缓解；当人均收入跳越“贫困陷阱”时，金融发展对贫困减缓的影响是显性的，并且具有加速效应；当人均收入处于高水平均衡时，金融发展对贫困减缓的影响又逐渐变缓。值得注意的是，本文研究涉及中国西部改革开放以来的发展阶段，西部地区的人均收入正处于从低水平均衡跳越“贫困陷阱”并逐渐向高水平均衡的过渡阶段；与此对应，西部地区金融发展对贫困减缓的影响也从不显著或负作用(对应于低水平均衡阶段)，变化为显著正向作用(对应于跳越“贫困陷阱”的阶段)，再变化为不显著作用(对应于高水平均衡阶段)。实证检验结果与研究假设相吻合。
五、研究结论与政策建议
(一)研究结论
第一，从金融发展来看，金融发展与贫困减缓的关系并不是简单的线性关系，更倾向于以人均收入水平为门槛划分区间的分段函数关系。当人均收入处于低水平均衡时，金融发展对贫困减缓的影响是隐性的，但具有积极的累积效应；当人均收入跳越“贫困陷阱”时，金融发展对贫困减缓的影响是显性的，并且具有加速效应；当人均收入处于高水平均衡时，金融发展对贫困减缓的影响又呈现隐性减速效应。
第二，从非金融发展来看，按照控制变量影响程度从大到小，对外贸易、城市化、公共服务、西部大开发政策的实施和经济发展水平对贫困减缓有显著正向影响。这表明国家的贸易支持政策和外贸企业的生产通过解决低收入者就业减缓贫困；农村贫困人口进入工业或第三产业增加了自身收入⑦；加强公共服务，提高低收入者的科学文化素质，可以改善低收入者的生活状况；西部大开发政策的实施效果显著，并有效减缓了西部地区的贫困；经济发展是贫困减缓的必要条件，但它并非是充分条件，经济发展成果的共享性仍有待提升。
(二)政策建议
第一，从金融视角来看，要根据不同地区的贫困程度，合理选择不同类型的金融机构参与扶贫开发过程，区分政策性金融、开发性金融和商业性金融的作用范围，在有序、有效、平稳的原则下推动金融体制改革。(1)在人均收入处于低水平均衡的地区，对低收入者的商业性贷款不仅不符合商业银行的信贷原则，损害股东利益，而且会使低收入者陷于更加贫困的状态。因此，应充分发挥政策性金融的减贫作用，一方面扩大对低收入者金融服务的覆盖面，广泛开展普惠制金融；另一方面，加快非正规金融机构的健康发展，开展针对低收入群体的小额信贷，使更多的低收入者享受到金融服务，弥补商业性金融的不足。(2)在人均收入处于跳越“贫困陷阱”的地区，要重视开发性金融功能的发挥，通过信贷融资支持，扩大低收入者增加自身收入的渠道，使低收入者更快地达到商业金融的服务门槛。同时引导信贷资金流向“三农”，加强金融支农力度，实现农民由低水平温饱向高水平温饱，并进一步向小康的转变。(3)在人均收入处于高水平均衡的地区，要重视发挥商业性金融的作用，体现金融的“加速器”效应，创新金融服务产品，加速金融深化，帮助低收入群体更好更快地脱贫致富。另外，由于西部不同区域之间收入水平存在差异，国家的信贷政策要因地制宜，在坚持以总量调控为主的统一货币政策前提下，积极探索并实施符合实际经济情况的差别化的货币政策工具以及优惠信贷政策，注意不同类型金融机构在不同地区的差异化发展，从而有效解决西部地区的贫困问题。
第二，从非金融视角来看，贫困减缓主要来自于农村低收入者有机会移民进入城市或者在非农部门就业、公共服务的改善、国家政策的扶持以及国民经济发展水平的提高。在中国西部地区，贫困减缓不仅仅是通过贷款的增加，更重要的是通过大力发展二三产业，吸收农业剩余劳动力，拓宽低收入者的收入来源渠道，增加收入水平降低贫困。因此，贫困减缓的关键在于使低收入者获得更多的发展机会，从经济制度、教育制度、户籍制度、社会保障制度等多方面采取更多的政策扶持，使其公平地获得发展、公平地享有经济增长的各种成果。
注释：
①从贫困县的分布来看，我国现有592个国家级贫困县，其中民族自治贫困县341个，国家级贫困县以云南省最多，其次为贵州省、陕西省和甘肃省，民族自治区贫困县以西藏自治区最多，其次为云南省和贵州省；从贫困人口的分布来看，根据国家统计局贫困监测数据显示，2001-2009年西部地区贫困人口占全国贫困人口比例从61%增加到66%，其中贵州、云南和甘肃的贫困人口从29%增加到41%。
②传统门槛分析通常基于外生样本分离方法，存在以下缺陷：分异区间和样本分离点都是任意选择的，而不是经济内在机制决定的，故不能推导出门槛值的置信区间；参数估计值对门槛值相当敏感；门槛分析的回归树算法通过数据排序来内生地求得门槛值及其数据，不能提供相应的分布理论检验门槛值的统计显著性。
③恩格尔系数判定标准为：60%以上为绝对贫困，50%-60%为温饱，40%-50%为小康，20%-40%为富裕，20%以下为最富有。
④西部12省(市、自治区)包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。
⑤恩格尔系数越小，贫困程度越低，故当回归系数为负时对贫困减缓起正向作用；恩格尔系数越大，贫困程度越高，故当回归系数为正时对贫困减缓起负向作用。
⑥从1990年9月-2010年8月这240个月中，我国约有80个月出现负利率现象，平均持续20个月左右。
⑦2010年西部地区的农村居民家庭人均纯收入构成中工资性收入占32.20%，家庭经营纯收入占55.15%，财产性收入占9.85%，转移性收入占2.79%。
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