金融发展对减少贫困的影响机制及其效应分析

刘新文　杨莉娟　傅怡玲

摘要：本文采用广西14个地级市2004-2014年的面板数据，就金融发展对减少贫困的影响机制及其效应进行了研究。通过研究发现，广西金融发展对减少贫困的影响机制主要通过金融服务或金融发展自身、经济发展、收入分配进而对减少贫困产生影响。进一步的，我们发现，金融发展规模对减少贫困具有显著的正向影响；但金融发展效率对减少贫困具有负向影响，作用不显著；收入分配对减少贫困具有显著的负向影响，经济发展对减少贫困具有显著的正向影响。

关键词：金融发展；贫困；广西

中图分类号：F833 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2016）012-000-04

一、引言

自上世纪80年代我国相继实施以扶贫贷款、发展资金和以工代赈等形式的扶贫开发计划以来，我国绝对贫困人口数在不断递减。农村绝对贫困人口数从1978年2.5亿下降到2014年的7017万，贫困减缓工作取得了举世瞩目的成绩。但由于我国贫困地区基础设施落后、生产生活条件较差，且自然灾害频发，给我国的减贫工作带来了诸多困难。广西由于受地理位置、资源禀赋、经济基础和历史条件等因素的影响，经济发展和减贫工作虽取得了一定的成绩，但与中、东部地区相比，仍属于经济社会欠发达和贫困地区。截止2014年，广西共有54个贫困县，5000个贫困村，538万贫困人口。可见，广西的贫困问题仍然较为严重。而我国的《十三五规划》明确指出，到2020年实现我国现行标准下农村贫困人口脱贫目标。这一目标要求我国贫困地区加大扶贫、脱贫力度，采取有效措施，实行精准扶贫。

那么，怎样采取有效的措施减少贫困？这成为当前学术界和实务界亟需解决的问题。众多的研究表明，金融发展作用于经济增长、金融服务和收入、分配进而直接或间接的对贫困减缓产生影响。但值得注意的是，已有的研究虽然从直接和间接作用机制对金融发展与贫困减缓进行了研究，却未得出一致的结论。一些学者认为，金融发展有利于贫困减缓（Remenyi and Quinones， 2000；Burgess and Panda，2003；巴曙松和栾雪剑，2009）；另一些学者则认为金融发展不利于地区贫困减缓，反而在一定程度了加剧了贫困（Banerjee and Newman，1993；Galor and Zeira，1993；Ranjan and Zingales，2003；陈银娥和师文明，2010）。可见，金融发展对贫困减缓的影响目前学术界还未有一个定论。而广西金融发展对减少贫困的影响机制以及效应如何，学术界尚未对其进行研究。同时，广西作为我国经济欠发达地区和真正意义上的贫困地区，以其作为其研究对象，其研究结果更具有代表性和典型性。鉴于此，本文以广西14个地级市2004-2014年作为其研究样本，分析金融发展对减少贫困的影响机制及其效应，进而为广西扶贫、脱贫和金融发展提供理论依据。

二、文献综述

学术界关于金融发展与贫困减缓的研究主要集中在两个方面：一是金融发展对减少贫困的影响机制。二是金融发展对减少贫困的作用：促进抑或是抑制。

具体而言，在金融发展对减少贫困的影响机制方面，目前主要从直接影响机制和间接影响机制两个方面进行分析。如直接机制方面，金融机构可以向贫困人口提供信贷服务和储蓄等金融服务，保证贫困人口有充足资金进行投资生产，获得收入；而提供储蓄则不仅可以增加穷人的收入，而且在一定程度上增强贫困人口抵御风险的能力（Burgess and Panda，2003；DFID，2004）。Shimeles（2006）的研究也表明，贫困人口更容易在宽松的金融市场环境中获得金融服务，从而有利于改善贫困人口的生活水平。Jeanneney and Kpodar（2011）指出，增加储蓄服务等金融服务的供给有助于减缓贫困。这是因为，一方面穷人能够通过储蓄逐渐为项目投资积累更多资本，另一方面储蓄所带来的利息流也增加了穷人的收入。崔艳娟和孙刚（2012）研究表明，金融服务在不同的经济和金融时期，对减缓贫困的作用不一样。汪海东等（2013）指出金融服务的充分性和金融服务的宽度是减少贫困的重要因素之一。此外，金融发展本身也可以对减缓贫困产生直接影响。如果一个国家（或地区）金融发展不稳定，会导致投资的不稳定性进而影响经济，从而不利于贫困减缓（Jeanneney and Kpodar，2005；Akhter，et al.，2010）。Kappel（2010）通过研究表明，与金融欠发达的国家相比，金融较发达国家，其贫困下降速度更快。

在间接影响机制方面，一些学者主要从收入分配和经济增长角度进行系统、详尽的分析。如Ravallion（1997）对23个发展中国家研究表明，当一个国家出现收入分配不平等现象时，即使经济呈现高速增长，也不能减少贫困。进一步研究发现，由于收入差距的差异，不同国家或地区的贫困人口从经济中所获利益也不尽相同（Ravallion，2001）。Li et al.（1998）对112个国家1947-1994年的基尼系数进行分析发现，金融发展水平较好的国家，可以降低因信息非对称而引起的信贷约束，进而进行生产活动，提高收入，最终减少贫困。Dollar and Kraay（2002）的研究表明，金融发展能够通过经济增长促进贫困减缓。这主要是因为金融发展可以将储蓄转化为贷款进而形成投资，促进经济的增长。而经济增长的同时，进一步促进企业的发展与成长，为穷人提供更多的就业机会。此外，穷人在高的经济增长中可以获得更多的资金和人力资源的投入，进而提升其技能水平，有利于减缓贫困。Beck et al.（2004）发现金融发展会通过提高穷人的收入而降低收入不平等，金融中介更发达的国家的贫困率和收入不平等下降得更快。苏基溶和廖进中（2009）利用我国2001-2007年省级面板数据，对我国金融发展对收入分配和贫困关系进行了研究。结果发现，我国的金融发展有利于贫困家庭收入水平的提升，减少收入分配不公平现象。田银华和李晟（2014）采用2004-2013年中国省级面板数据就金融发展对农村地区贫困关系的问题进行研究发现，地区金融发展水平的提升，通过金融机构农村信贷资金投放进而促进经济增长，从而形成对农村居民收入的拉动最终减缓农村贫困。可见，金融发展对贫困减缓具有促进作用。但另外一些学者则得出了相反的结论，认为金融发展并没有促进贫困减缓，相反存在一定的抑制作用。如Greenwoodand Jovanovic（1990）研究表明，随着经济发展的阶段性变化，金融发展对贫困的影响呈现出先恶化后改善的非线性关系。而这一观点也得到了我国学者崔艳娟和孙刚（2012）的证实。杨俊等（2008）利用向量自回归模型对中国金融发展与贫困减缓进行经验分析指出，中国整体金融的发展在短期内缓解了贫困状况和收入情况，但从长期来看，并没有成为贫困减缓的因素之一。师荣蓉等（2013）对我国西部12个省、自治区和直辖市进行研究发现，金融发展对贫困减缓表现出明显的门槛效应：当人均收入处于低水平均衡时，金融发展对贫困减缓具有隐性累积效应；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具有隐性减速效应。苏静等（2014）的研究也表明，我国农村金融发展对收入贫困具有抑制作用。

综上所述，金融发展对减少贫困的作用机制主要通过金融服务、金融发展等直接影响，以及通过对经济增长和收入分配等间接影响。究竟是促进贫困减缓抑或是抑制贫困减缓，则不同的学者得出了不同的结论。同时，我们发现，已有研究大都基于跨国或省级层面，较少涉及到某一地区内部金融发展对贫困减缓的具体影响。因此，这为本文的研究提供了机会。

三、模型设定、变量选择与数据说明

为了研究广西金融发展对减少贫困的影响机制及其效应，本文参照崔艳娟和孙刚（2012）、师荣蓉等（2013）基本思路建立金融发展对减少贫困的静态面板模型：

其中pov为贫困减缓，fin为金融发展，且以金融发展规模fin1和金融发展效率fin2两个指标来衡量目前广西金融发展水平，X为控制变量。在这里，我们借鉴崔艳娟和孙刚（2012）、崔艳娟（2014）、张冰和冉光和（2013）、师荣蓉等（2013）等人的相关研究选取经济发展rgdp、产业结构ind、收入分配inc、基础设施水平inf、对外开放度open、财政政策gov和城镇化水平urb作为本文的控制变量。I为时间编码，t为地区编码，代表不可观测到地区效应，代表不可观测到年度效应，为随机扰动项。具体变量定义如表1所示。

本文采用广西2004-2014年14个地级市作为其研究样本，相关数据均来源于历年《广西统计年鉴》。以美元表示的进出口总额我们以当年人民币兑美元的中间价进行换算，其汇率数据来自于历年《中国统计年鉴》。需要说明的是，对于缺失的数据，我们采用拉格朗日线性插值法得出。同时，本文在进行计量分析时，均采用stata11.2软件，在此说明。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计分析

表2给出了各变量的统计特征。从表2可知，主要变量贫困减缓pov的平均值为0.6755，最大值为1.2875，最小值为0.2864，标准差为0.2533。金融发展fin1的平均值为1.6148，标准差为0.7474，最大值为4.5347，最小值为0.8044，金融发展fin2的平均值为0.6301，标准差为0.1463，最大值为1.1080，最小值为0.3027。收入分配inc的平均值为3.3475，标准差为0.4558，最大值为4.9501，最小值为2.525。经济发展rgdp的平均值为1.9131，标准差为1.2417，最大值为6.5179，最小值为0.3585。可见，广西各地级市的贫困减缓、金融发展、收入分配和经济发展均存在一定差异，尤其是在金融发展fin1和经济发展方面，各地级市差别较大。

（二）金融发展对减少贫困的实证分析

表3给出了金融发展规模对减少贫困的计量结果。需要说明的是，本文在进行计量分析时，采用面板数据常用的固定效应模型和随机效应模型。在选择固定效应模型还是随机效应模型，主要通过Hausman test （豪斯曼检验）对其进行判断。通过检验我们发现，金融发展规模对减少贫困的影响模型（1）-（6）均为固定效应模型。同时，我们在进行回归时，采用逐步回归的方法：在金融发展、收入分配和经济增长三个变量的基础上，逐步增加控制变量，分析其金融发展对其减少贫困的稳健性，其结果如表3中的（1）-（6）。从表3可知，金融发展规模（fin1）的系数在模型（1）-（6）中均通过了1%的显著性检验，说明金融发展规模对减少贫困具有显著的正向影响。这验证了已有学者的相关研究。收入分配（inc）对减少贫困在模型（1）-（6）中均呈现负向影响，且在控制相关变量之后，收入分配对减少贫困的负向影响得到加强。这表明收入在城乡居民间的分配的差异，使得广西各地级市贫困现象进一步恶化。经济发展在模型（1）-（6）中均呈现显著的正向影响，表明广西各地级市通过发展经济进而金融机构存款向贷款转化，储蓄向投资转化，从而有利于穷人获得工作、收入和技能，进而减少贫困。产业结构（ind）对减少贫困具有显著的负向影响。而从表3模型（1）-（6）可知，基础设施建设和财政政策对减少贫困均具有显著的正向影响，说明基础设施如公路、交通的改善，有利于贫困的减缓，而财政政策由于直接采取向贫困人口和家庭进行扶贫贷款、专项资金大力扶持农村发展种植业等农业产业，从而促进地区贫困减缓。

此外，从表3可知，可决系数R-sq在逐步加入控制变量后，最终达到0.867.说明方程的建立具有一定的合理性。

表4给出了金融发展效率对减少贫困的影响的回归结果。同样地，我们采用面板数据的固定效应和随机效应模型，并进行hausman test，最后发现固定效应模型要由于随机效应模型，因此我们选择固定效应模型进行回归。从表4模型（1）-（6）可知，金融发展效率（fin2）对减少贫困具有负向影响，但作用不明显。这有可能因为在广西地区，由于经济发展水平还较为落后，由于金融中介成本的限制，使得贫困人口由于不能支付获得金融支持的中介成本，从而不能从金融发展和经济发展中获益，进一步拉大了收入分配差距，对贫困减缓呈现负相关关系。而其他变量如收入分配（inc）、经济发展（rgdp）、产业结构（ind）、基础设施水平（inf）、城镇化水平（urb）、财政政策（gov）和对外开放度（open）对减少贫困的影响方向和显著性与表3基本一致，在此不作论述。

五、结论

本文采用广西14个地级市2004-2014年的面板数据，就金融发展对减少贫困的影响机制及其效应进行了研究。通过研究发现，广西金融发展对减少贫困的影响机制主要有直接影响机制和间接影响机制。直接影响机制则通过金融服务或金融发展自身对减少贫困产生影响；而在间接影响机制方面，主要通过经济发展、收入分配进而影响金融中介资金投放对减少贫困产生影响。进一步的，我们发现，广西金融发展对减少贫困的影响存在差异：金融发展规模对减少贫困具有显著的正向影响；但金融发展效率对减少贫困具有负向影响，作用不显著。收入分配则对减少贫困具有显著的负向影响，经济增长对减少贫困具有显著的正向影响。而这与全国层面或省级层面研究结果不尽不同。因此，本文的研究结果对广西金融发展和扶贫开发具有一定的指导意义。

参考文献：

[1]巴曙松、栾雪剑.农村小额信贷可获得性问题分析与对策[J].经济学家，2009，（4）：37-43.

[2]陈银娥、文明.中国农村金融发展与贫困减少的经验研究[J].中国地质大学学报（社会科学版），2010，10（6）：100-105.

[3]崔艳娟、孙刚.金融发展是贫困减缓的原因吗？——来自中国的证据[J].金融研究，2012，（11）：116-127.

[4]崔艳娟，金融发展、城镇化与贫困减缓——基于系统GMM的估计[J].兰州学刊，2014，（8）：152-158.

[5]师荣蓉、徐璋勇、赵彦嘉.金融减贫的门槛效应及其实证检验——基于中国西部省级面板数据的研究[J].中国软科学，2013，（3）：32-41.

作者简介：刘新文，男（1986-），汉族，湖南人，硕士研究生，助教，研究方向：法律与金融。

杨莉娟（1996-），女，汉族，广西人，本科。

傅怡玲（1995-），女，广西人，本科。

基金项目：本文受钦州学院大学生创新创业项目：“广西金融市场化进程对减少贫困的影响机制及其数量测度研究”的资助，在此表示感谢。