新疆普惠金融对农村贫困减缓作用的实证分析

赵燕，李季刚（新疆财经大学，新疆乌鲁木齐830012）

一、引言

2019年1月3日发布的《中共中央国务院关于坚持农业农村优先发展做好“三农”工作的若干意见》中指出，今明两年是全面建成小康社会的决胜期，使全国人民脱贫致富是全面建成小康社会中最艰巨的任务。2018年，新疆共有3 个贫困县摘帽、513 个贫困村退出和53.7 万人脱离贫困，全区贫困发生率降至6.51%。 2019年，新疆更是发放逾131 亿元资金用于专项扶贫，以确保2020年实现12 个贫困县摘帽、976个贫困村退出和60.61 万人脱离贫困的总目标。在金融服务中，普惠金融有解决金融服务“最后一公里”之称。 世界银行发布的《2017年全球普惠金融指数报告》中指出，金融服务可以帮助人们在健康、教育和商业上投资以达到脱离贫困，然后推进经济发展。 2018年10月，我国银保监会发布的《中国普惠金融发展报告》中指出，农村金融服务机构的覆盖率明显提高，金融服务也在不断加大力度支持三农领域；信贷和保险对减缓贫困的效果显著可见。 所以，新疆普惠金融的发展对农村贫困减缓的作用是值得我们深入研究的问题。

二、文献综述

在贫困减缓的研究中，学者们主要是从金融发展和普惠金融两个角度进行探讨。 关于金融发展对贫困减缓的作用，不同学者基于不同的角度，采用不同的方法得出了不同的结论。 师荣蓉（2013）基于1978-2010年西部地区省级面板数据，得出金融发展对贫困减缓并不是简单的线性关系而具有门槛效应的结论。 田银华和李晟（2014）对农村金融与农村地区贫困问题的研究发现，通过提高农村金融发展水平可以间接地对中部和西部农村贫困减缓起到显著的积极作用，但是东部地区却不明显。 崔艳娟和孙刚（2015）认为提高金融发展的稳定性能使金融包容对贫困减缓的积极影响更加显著，且具有长期作用。 刘芳等（2015）从金融发展的规模和效率两个层面，探讨了贫困县金融发展的减贫效果，发现金融发展对减缓贫困具有稳健的正向非线性关系。 张莹莹和辛立秋（2018）以金融发展规模和金融发展效率作为衡量金融发展的指标，发现可以通过提高金融发展水平改善贫困状况，整体金融发展水平的提高有助于长期贫困减缓。 Beck et al.（2004）使用跨国数据发现，金融发展通过减少收入不公平和不成比例地增加穷人收入的途径，使人们脱离贫困。

关于普惠金融减贫方面，不同学者的观点也是有所差异的。 如马彧菲和杜朝运（2017） 通过将普惠金融指标结合包容性增长指数的构建和普惠金融对贫困减缓直接和间接两个方面作用机制的探讨，认为普惠金融有利于贫困减缓，还通过促进包容性增长间接作用于贫困减缓。 朱洋和刘阳（2018）从直接和间接层面阐述了普惠金融对减贫的作用机理，构建普惠金融发展指数并实证检验各省的面板数据，得出普惠金融发展对减贫效应存在最优解。 罗斯丹等（2016）从四个维度构建普惠金融指标体系对普惠金融发展水平进行衡量，并利用加权几何平均法计算各省2005-2014年的普惠金融指数，得出普惠金融对减贫效应的影响存在短期和长期的区别。 罗荷花和骆伽利（2018）基于多维角度并采用面板模型实证检验普惠金融发展对贫困的作用，检验结果表明，普惠金融可以从总体、收入、教育和权利多维角度对贫困减缓起着积极的作用。 刘玉丽和马正兵（2018）发现普惠金融发展在助力贫困减缓方面存在“U”型的多重门槛效应，且无论在哪个门槛期间，普惠金融发展都显著正向作用于贫困减缓的福利增益。

综上所述，国内外学者围绕金融减贫和普惠金融减贫做了大量的工作，也取得了较为丰富的研究成果；在减贫效应上，学者们无论是从普惠金融指数的变化还是多维的角度都验证了普惠金融对减贫是有一定影响的。 但现有的研究，很少通过测算新疆普惠金融发展指数，实证检验其对农村减缓贫困的作用。 鉴于此，本文通过构建新疆普惠金融发展体系，利用变异系数法赋予各指标权重，利用欧式距离法计算出普惠金融发展指数，然后采用GMM 回归实证检验新疆普惠金融发展对农村减缓贫困的作用。

三、新疆普惠金融发展指数的测算

（一）指标的选取

关于普惠金融指标的选取和构建普惠金融指标体系方面，不同学者有不同的见解。Sarma（2008）建议使用UNDP 的方法从银行的网点数、可接触的银行服务和可使用性的角度来计算普惠金融指数；Cámara and Tuesta（2014）使用PCA 法从普惠金融的可使用性、 壁垒以及可获得性三个方面估计普惠金融指数；王婧和胡国晖（2013）从供给与需求角度，选取六个可以代表各维度普惠金融状况的指标，采用变异系数法确定各指标权重并利用欧式距离法计算出普惠金融指数。众多学者已经为选取普惠金融指标和计算普惠金融指数提供了宝贵的经验。 本文在借鉴刘亦文等（2018）选取的普惠金融发展指标上，考虑社会现实状况与数据的获得性，从渗透性、服务可得性和使用效用性三个维度中选取十三个具体指标来衡量新疆普惠金融发展水平。

（二）计算方法

本文主要参考王婧和胡国晖（2013）计算普惠金融指数的方法。 该方法的主要原理是先通过变异系数法计算出各评价维度的权重，然后再使用欧式距离法计算普惠金融发展指数，以此来衡量普惠金融的发展水平。 由于各评价指标的量纲不同，需要对指标进行标准化处理，得到0～1 的标准化数据。 由于本文所选取的指标皆为正向指标，故计算公式为：

dij为标准化后的指标值，aij为第i 项指标的最小观测值，Aij为第i 项指标的最大观测值，Xij为地区的实际观测值，Xij∈［aij，Aij］。

根据欧式距离法对普惠金融指数ifi 计算，可得：

在公式（2）中，ifiij指第i 个维度在第j年的普惠金融发展情况，ifiij的计算结果在0～1，数值越大说明普惠金融发展程度越高；n 代表具体指标的个数，为标准化后的指标值，ωn为变异系数法计算出的普惠金融发展体系中各指标的权重。

继续根据变异系数法计算各维度的权重，用公式（3）进行最终的普惠金融发展指数ifi 的计算：

在公式（3）中，p1、p2、p3分别是维度为普惠金融渗透性、服务可得性和使用效用性的发展情况，ω1、ω2、ω3表示变异系数法计算出的各维度所占的比重。

（三）新疆普惠金融发展指数的测算与结果分析

1.新疆普惠金融发展指标体系的构建

新疆普惠金融发展整体情况主要通过计算新疆2007-2017年普惠金融指数衡量。 考虑到数据的可获得性和可操作性，本文从普惠金融的渗透性、服务可得性和使用效用性三个维度构建新疆普惠金融发展指数体系，详情见表1。

表1 新疆普惠金融发展指数体系

2.新疆普惠金融测算结果与分析

根据上述计算方法，测算出新疆普惠金融的发展水平，具体指数见表2。

表2 新疆普惠金融发展指数

images/BZ_26_360_486_419_554.png2009 0.346 0.118 0.201 0.192 2010 0.463 0.222 0.321 0.303 2011 0.595 0.298 0.323 0.359 2012 0.584 0.407 0.435 0.451 2013 0.686 0.521 0.533 0.555 2014 0.712 0.621 0.604 0.632 2015 0.700 0.718 0.734 0.720 2016 0.992 0.840 0.958 0.893 2017 0.957 0.998 0.997 0.980

根据测算的新疆普惠金融发展指数可以看出，无论是分维度还是总体，新疆普惠金融从初期开始发展一直到现在处于明显上升的趋势；那么一直处于发展着的新疆普惠金融水平对农村贫困减缓起到怎样的作用？ 下面，本文进行实证研究。

四、模型建立与实证检验

（一）模型构建及变量选取

本文主要针对新疆2007-2017年的宏观数据研究普惠金融对减缓贫困是否有显著影响。 参考崔艳娟和孙刚（2012）对金融发展如何使得贫困得以减缓的研究基础上构建模型，由于贫困是具有滞后效应的，故在模型中加入贫困水平的滞后项为解释变量。 考虑到现实环境的复杂性，并且要使贫困得到有效缓解需要多方面的共同努力，因此在解释变量方面，还引入了经济增长和基层文化建设。构建模型如下：

在模型中，t 代表年份，β0代表常数项，ε 代表随机误差项；pov 为贫困水平，povt-1衡量的是滞后一期的贫困水平，ifi 为上部分测算的普惠金融发展水平，x 为其他的解释变量（主要是经济增长和基层文化建设）。 模型（4）用来检验普惠金融发展对贫困减缓的作用；模型（5）在模型（4）的基础上引入变量ifiˆ2，用来检验普惠金融发展对贫困减缓是否具有“U 型”特征，普惠金融的建设对贫困减缓有没有出现初期抑制后期促进的效应。

被解释变量贫困水平，本文主要是用农村人均纯收入，农村人均收入越高，贫困水平越低。 借鉴崔艳娟和孙刚（2012）的做法，贫困是具有时间效应的，前一年的贫困水平会影响当年贫困的水平，所以在解释变量中引入贫困水平的滞后一项。 核心解释变量为上文中测算的普惠金融发展指数，普惠金融的发展水平是随着指数的越大而越高的。其他解释变量，经济增长用人均GDP 表示，由于本文只是对农村的贫困减缓进行研究，故衡量基层文化建设，采取每万人乡村文化站个数来进行衡量。

（二）新疆农村贫困减缓的实证检验

1.数据来源与描述性统计

本文实证检验部分所使用变量的数据皆来源于2007-2017年《新疆统计年鉴》、《中国统计年鉴》、中经网数据库和Wind 数据库。 各个变量的描述性统计见表3。

表3 各变量的描述性统计

2.普惠金融的贫困减缓

（1）普惠金融指数对农村贫困减缓的实证检验。 为解决扰动项存在异方差和数据过大的问题，pov 和rgdp 变量取对数值。 在随机误差项存在异方差和序列相关时，GMM 估计具有一定的优势，所以本文在计量方法上选择使用GMM 回归。 首先对模型进行2SLS 回归并对工具变量进行过度识别检验，随后对各个变量进行GMM 回归，回归结果见表4。

表4 回归结果

由以上估计结果可以看出，本文所使用的工具变量通过了过度识别检验，检验结果没有拒绝“所有工具变量均外生”的假设，认为工具变量是外生的，与扰动项无关。 DWH 检验的结果在显著水平为5%的条件上显著，拒绝“所有的解释变量均为外生”的假设，以上检验证明本文所使用的工具变量有效。 核心解释变量普惠金融发展指数在10%的显著水平上显著，系数为正，说明普惠金融发展水平对农村贫困减缓具有积极的作用。 滞后一期的贫困水平对当前的贫困水平有显著的正向影响，也就是说贫困具有时滞性和累积效应；用来衡量经济发展水平的lnrgdp 在1%的显著水平上显著，且系数为正，说明经济发展水平对农村贫困减缓具有显著且积极的影响；解释变量cul 系数为负，并且是在1%水平上显著，可能是因为乡村文化站建设并没有达到理想的结果，对乡村文化站的使用效率不高。

（2）普惠金融指数对农村贫困减缓的“U 型”特征实证检验。本文尝试验证普惠金融发展指数对农村贫困减缓是否有“U 型”特征，加入核心变量ifi 的平方进行GMM回归，若ifiˆ2 的系数为负，说明普惠金融发展指数对减缓贫困具有“U 型”特征。 回归结果见表5。

表5 “U 型”特征回归结果

回归结果表明，加入解释变量ifiˆ2 后，工具变量通过外生性和有效性检验，本文所使用的工具变量是合理的。ifiˆ2 系数为负，在5%的显著水平上显著，普惠金融发展指数对减缓贫困具有显著“U 型”特征。此时解释变量cul（每万人的乡村文化站个数）却不显著，没有通过假设检验；因此，我们在这里对普惠金融发展指数对减缓贫困是否有“U 型”特征进行进一步检验。 首先剔除解释变量cul，接着采取上述同样的方法检验工具变量是否合理，最后进行GMM 回归。 回归结果见表6。

表6 “U 型”特征进一步的回归结果

注：***、**、* 分别表示回归结果在1%、5%、10%显著水平上显著。

回归结果表明，剔除解释变量cul 后，本文所使用的工具变量通过了过度检验和DWH 检验，选取的工具变量是合理的。 ifi 系数显著为正，普惠金融指数对农村贫困减缓具有显著的正向作用。 ifiˆ2 的系数与上述结果一样，系数为负且通过了1%的显著性检验，强烈拒绝零假设，说明普惠金融的发展对农村贫困减缓具有明显“U 型”特征效应。 其他解释变量同样显著拒绝零假设，且系数为正，正向作用于农村贫困减缓。

3.稳健性检验

（1）普惠金融指数对农村贫困减缓的稳健性检验。 本文进行了普惠金融指数对农村贫困减缓回归结果的稳健性检验，分别进行了OLS 回归、2SLS 回归、LIML 回归与GMM 回归结果的分析比较。 回归结果见表7。

由以上检验结果对比可以看出，首先我们先剔除ifi 对其他解释变量进行ols 回归，在没有变量ifi 的情况下，各解释变量对农村贫困减缓具有显著的正向作用；随后加入变量ifi 进行OLS 回归，ifi 没有通过显著性检验，说明对农村贫困减缓的积极作用不明显，此时其他解释变量对农村贫困减缓依然具有显著的正向作用，cul 的显著性却是降低的，说明采用OLS 回归不是合适的回归方法；紧接着采用在球形扰动下最有效的2SLS 回归检验ifi 对农村贫困减缓的作用，加入工具变量后，ifi 对农村贫困减缓通过了显著性检验，解释变量cul 的显著性增强；最后进行了对弱工具变量更不敏感的LIML 回归，回归结果与2SLS 回归一致，表明不仅不存在弱工具变量，而且ifi对农村贫困减缓具有显著的积极作用；以上回归结果，解释变量系数符号符合预期，带有ifi 的OLS 回归、2SLS 回归和LIML 回归与GMM 回归结果一致。 本文对普惠金融指数的农村贫困减缓分析结果具有稳健性。

（2）普惠金融发展指数对农村贫困减缓的“U 型”特征稳健性检验。这一部分对上述普惠金融发展指数对农村贫困减缓是否有“U 型”特征进行稳健性检验，采取有ifi无ifiˆ2 的OLS 回归、有ifi 和ifiˆ2 的OLS 回归、2SLS 回归、LIML 回归与GMM 回归相对比的方法。 回归结果见表8。

表8 “U 型”特征稳健性检验回归结果

根据回归结果可以发现，变量ifiˆ2 的系数符合都为负，说明普惠金融发展对农村贫困减缓具有“U 型”特征，且LIML 回归结果与2SLS 回归一致，表明不存在弱工具变量；但是解释变量cul 在加入变量ifiˆ2 后变得不显著了，与GMM 回归结果一致。 说明本文回归结果具有稳健性。

（3）“U 型”特征的进一步稳健性检验。因为加入变量ifiˆ2 后解释变量cul 不显著了，所以本文在剔除解释变量cul 后，对普惠金融发展指数对农村贫困减缓是否具有“U 型”特征进行进一步的检验。于是本文对这一部分也进行了稳健性检验，采用与上述稳健性检验同样的回归方法。 回归结果见表9。

表9 “U 型”特征的进一步稳健性检验

显然回归结果与上述检验结果一致，本文对“U 型”特征进一步的检验结果具有稳健性。

五、结论

本文在渗透性、 服务可得性和使用效用性三个维度构建新疆普惠金融发展指标体系，采用变异系数法测度新疆普惠金融发展指数，结果表明2007-2017年新疆普惠金融的发展无论是从渗透性、服务可得性还是使用效用性都是逐年增长的。 接着本文对2007-2017年新疆的普惠金融发展指数数据进行GMM 回归，分别从普惠金融发展是否能够正向影响农村贫困减缓、对农村贫困减缓具有“U 型”特征和对“U 型”特征的进一步研究进行实证检验。

根据检验结果可以得出以下结论： ①普惠金融发展对农村贫困的减缓具有显著的正向作用；②滞后一期的贫困正向显著影响当期贫困；③经济增长可以带动农村贫困的减缓；④每万人乡村文化站个数显著负向影响农村贫困减缓，猜想可能因为乡村文化站建设并没有达到理想效果；⑤本文加入变量ifiˆ2 后，实证检验了普惠金融发展指数对农村贫困减缓具有显著的“U 型”特征；⑥由于检验结果解释变量cul 不显著，本文在剔除变量cul 后进一步对“U 型”特征进行检验；检验结果表明，普惠金融发展指数依然对农村贫困减缓具有显著的“U 型”特征。 在以上检验结果的基础上，最后采取OLS 回归、2SLS 回归和LIML 回归对实证检验结果进行稳健性检验，结果显示本文对普惠金融影响农村贫困减缓的分析结果是稳健的。

基于本文的实证检验结果，为推进新疆普惠金融减缓农村贫困，主要提出以下建议：①在普惠金融支持贫困减缓方面，构建精准到以“户”或“人”为单位的点对点金融服务体系。 政府在支持普惠金融方面，提高农村基本医疗保险和基本养老保险的覆盖率与扶贫资金的有效利用，提供更为完善的金融服务。 加强农村网络覆盖率，利用“互联网+”的模式，将金融概念渗入村民生活中。②为村民普及简单易懂的金融知识理论与应用操作，尤其是对金融知识不了解的居民；平时通过广播、讲座等宣传方式加大居民对金融知识的了解；实施以“金融进校园”为主题的活动，在初中高中进行最基本的金融服务模拟。 ③在资金方面，政府实行具有针对性的资金应用，将扶贫资金更加细化和精准化；对涉农方面的贷款实行利率补贴，降低农户贷款成本；提供扶贫专项基金；建立扶贫专项保险。 ④加大乡村文化站的利用率；对旧书进行收集并放入文化站中；改善乡村文化站的环境，定点定时在乡村文化站播放以“金融”为主题的视频，使居民对金融知识有最基本的了解。