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金融可得性、經(jīng)濟機會與貧困減緩
——基于四川集中連片特困地區(qū)扶貧統(tǒng)計監(jiān)測縣級門限面板模型的實證分析

2017-06-07 08:21:23單德朋
財貿(mào)研究 2017年4期
關(guān)鍵詞:減貧門限貧困人口

單德朋 王 英

(西南民族大學(xué) 1.經(jīng)濟學(xué)院2.西南民族研究院,四川 成都 610041)

金融可得性、經(jīng)濟機會與貧困減緩
——基于四川集中連片特困地區(qū)扶貧統(tǒng)計監(jiān)測縣級門限面板模型的實證分析

單德朋1王 英2

(西南民族大學(xué) 1.經(jīng)濟學(xué)院2.西南民族研究院,四川 成都 610041)

基于信貸需求內(nèi)生的視角,引入信貸約束和經(jīng)濟機會構(gòu)建理論模型,分析金融發(fā)展、經(jīng)濟機會與貧困減緩的關(guān)系,并利用門限面板模型對四川集中連片特困地區(qū)扶貧統(tǒng)計監(jiān)測縣進行實證檢驗,結(jié)果表明:金融發(fā)展和金融可得性對平均收入改善具有顯著積極作用,但金融發(fā)展和金融可得性并未體現(xiàn)出顯著的益貧性,經(jīng)濟機會對于農(nóng)村人均純收入提升和低收入人口數(shù)量減少均具有顯著積極效應(yīng)。貧困人口經(jīng)濟機會的缺乏將導(dǎo)致貧困人口生產(chǎn)性信貸需求不足,除非個人隨機能力足夠強,或者不存在消費信貸,否則貧困人口的收入將因消費信貸而停止增長,甚至體現(xiàn)為負增長。因此,在全面建成小康社會和扶貧攻堅階段,改善農(nóng)村經(jīng)濟機會是比盯住金融發(fā)展更為精準的減貧目標設(shè)定方式?!敖鹑谇藙印睉?yīng)該更傾向于瞄準對貧困人口能力和經(jīng)濟機會的撬動,并在金融扶貧過程中從信貸供給和需求兩個方面進行疏導(dǎo)和改善,增加貧困人口實際可得的信貸匹配。

金融發(fā)展;金融可得性;經(jīng)濟機會;貧困減緩

一、引言

“因為窮,所以窮”是內(nèi)生增長理論對于貧困地區(qū)和貧困人口不發(fā)達狀態(tài)的有力論斷。在貧困語境下,貧困人口由于物質(zhì)資本和人力資本的匱乏,參與經(jīng)濟增長并獲取回報的能力不足。但卻被動接受經(jīng)濟增長所帶來的物價上漲、環(huán)境污染等負外部性,從而形成貧困的自我鎖定,甚至是貧困的代際轉(zhuǎn)移和持久貧困。因此,如何通過提升貧困人口的自身能力,實現(xiàn)可持續(xù)減貧是減貧政策制定和實施過程中的重要問題?;谄平庳毨ё晕益i定困局的考量,政策層面通常在“授人以漁”的理念下,通過對資本匱乏的現(xiàn)狀進行外部沖擊來謀求貧困減緩,進行“金融扶貧”或者“金融撬動”。各級各類扶貧政策文本均對金融在減貧中的作用進行了尤為重點的強調(diào)。但與政策層面的高度熱情相比,金融與減貧的理論和實證研究結(jié)論卻并不統(tǒng)一?,F(xiàn)有研究通過大量證據(jù)表明,金融發(fā)展并不能自動引致貧困減緩。由此,值得我們反思的問題是:在理論研究對金融減貧作用并不確定的情況下,政策的制定和實施如此篤定?為了更好地實現(xiàn)金融減貧,我們應(yīng)該強調(diào)的政策盯住目標究竟是什么?如何在政策盯住目標的便利性和精準性之間體現(xiàn)權(quán)衡?

通過梳理減貧政策,我們發(fā)現(xiàn),現(xiàn)有減貧政策制定和實施的基本理念是:從宏觀層面強調(diào)經(jīng)濟增長對貧困減緩的間接作用,從微觀層面強調(diào)放松資本約束對減貧的直接作用,并進一步把減貧政策的盯住目標具體化為經(jīng)濟增長目標和金融發(fā)展目標,直接追求經(jīng)濟增長或者金融發(fā)展,寄希望于通過經(jīng)濟增長和金融發(fā)展自動實現(xiàn)貧困減緩,而非將貧困減緩作為直接盯住目標(單德朋 等,2012)。因此,此類政策在工具性目標和構(gòu)建性目標的選擇時,基于便利性考量,選擇了較為容易觀測和較為容易實現(xiàn)的目標。但是,在尚未厘清金融發(fā)展與貧困減緩關(guān)聯(lián)機制的情況下,這種便利性的政策導(dǎo)向可能會導(dǎo)致片面追求金融發(fā)展這一工具性目標,但卻無法實現(xiàn)貧困減緩這一構(gòu)建性目標,從而失去了盯住目標的精準性。因此,從理論上厘清金融扶貧的內(nèi)在機理,明析金融引致減貧的可靠路徑是金融扶貧工作中面臨的重要理論問題。對于該問題的深入研究有助于科學(xué)設(shè)定金融減貧組合目標的具體靶點和目標位序,提升金融減貧政策的精準性。

為了解析金融發(fā)展影響貧困減緩存在多樣化可能的內(nèi)在機理,我們必須考慮金融發(fā)展的現(xiàn)實特征和金融減貧的微觀基礎(chǔ)。在資本自由流動和存在集聚外部性的背景下,金融發(fā)展的減貧效應(yīng)體現(xiàn)出雙重不平衡:第一,從空間差異來看,各地區(qū)物質(zhì)資本和人力資本的存量不同,技術(shù)水平有所差異,因此資本的產(chǎn)出效率也不同,等量規(guī)模的金融發(fā)展所引致的減貧效應(yīng)存在空間差異。第二,從個體差異來看,不同群體存在稟賦差異,參與經(jīng)濟發(fā)展獲取勞動報酬的能力以及抵御風險的能力具有顯著差別,因此金融發(fā)展的減貧效應(yīng)存在個體差異。并且,上述的雙重不平衡會隨著金融發(fā)展的逐利選擇而自我強化,即金融發(fā)展具有內(nèi)生性屬性,資本產(chǎn)出效率高的地區(qū)和獲利能力更強的個體得到金融支持的可能性更大。

沿著上述思路,本文的一個洞見是,經(jīng)濟機會影響了金融發(fā)展的減貧效應(yīng),經(jīng)濟機會的提升在發(fā)揮金融減貧作用中扮演著重要角色。經(jīng)濟機會包括宏觀層面的區(qū)域經(jīng)濟機會以及微觀層面的個體經(jīng)濟機會。本文不僅能夠解釋金融發(fā)展與貧困減緩存在多樣化關(guān)聯(lián)的現(xiàn)實特征,而且可以為實現(xiàn)金融減貧提供更加可靠的盯住目標。從本文的視角來看,經(jīng)濟機會的缺乏是制約金融減貧效應(yīng)的關(guān)鍵鏈接,經(jīng)濟機會的缺乏一方面內(nèi)生導(dǎo)致了貧困人口和貧困地區(qū)的金融發(fā)展狀況較差,另一方面也限制了貧困人口分享經(jīng)濟發(fā)展的能力。因此,在金融減貧政策的制定和實施上,我們認為貧困人口經(jīng)濟機會的提升應(yīng)該是更為精準的金融減貧盯住目標。

為了對金融發(fā)展、經(jīng)濟機會與貧困減緩的關(guān)系進行實證檢驗,本文從三個方面對實證過程予以限制,以期得到更為穩(wěn)健的結(jié)果。第一,為了規(guī)避區(qū)際資本產(chǎn)出效率和金融發(fā)展的顯著差異,我們設(shè)定了相對微觀和同質(zhì)的研究樣本,以四川縣級行政區(qū)劃為基本研究單位。這不僅有效規(guī)避了背景異質(zhì)性對金融減貧效應(yīng)的擾動,而且四川作為較早進行農(nóng)村金融試點的省份,是既往金融減貧研究的重要觀測區(qū)域,對該樣本的實證研究有助于進行橫向比照。第二,金融發(fā)展的貧困效應(yīng)存在顯著的非線性特征,為此我們使用門限面板模型對金融發(fā)展的減貧效應(yīng)進行實證檢驗。第三,從多個維度對實證結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗,為了規(guī)避金融發(fā)展受經(jīng)濟機會內(nèi)生的影響問題,使用宏觀金融供給和信貸可得兩個不同的金融發(fā)展指標。在反映貧困狀況時,從農(nóng)村居民人均純收入和低收入人口數(shù)量兩個維度來反映四川集中連片特困地區(qū)扶貧統(tǒng)計監(jiān)測縣的貧困狀況演化。后文的研究結(jié)論顯示,金融發(fā)展對這兩個不同貧困代理變量的影響并不一致,金融發(fā)展更傾向于對平均收入提升有顯著積極作用,但益貧性不足,從而為理解金融與減貧的多樣化關(guān)聯(lián)提供了豐富的政策啟示。

二、文獻述評

盡管理論層面和政策層面都認為金融發(fā)展是實現(xiàn)貧困減緩的重要因素,但是已有的實證研究卻得到了金融發(fā)展與貧困減緩不相關(guān)甚至負相關(guān)的大量證據(jù)。從微觀層面看,Banerjee et al.(2009)對印度海得拉巴的隨機對照試驗,以及Hsu(2014)對中國農(nóng)村信貸項目進行的田野調(diào)查均顯示,金融發(fā)展沒有體現(xiàn)減貧效果。從宏觀層面看,Jeanneney et al.(2011)以及Fowowe et al.(2012)等的研究結(jié)果也表明金融發(fā)展沒有降低貧困狀況。鑒于政策層面對于金融減貧的高度關(guān)注和實證結(jié)論的沖突,學(xué)者們基于更好發(fā)揮金融減貧作用的考量,分析了金融發(fā)展與貧困減緩呈現(xiàn)多樣化關(guān)聯(lián)的可能原因。

在現(xiàn)有研究中,很多學(xué)者認為金融發(fā)展未能體現(xiàn)出顯著減貧效應(yīng)的主要原因在于不平等。金融發(fā)展影響貧困減緩的機制被設(shè)定為“金融發(fā)展—經(jīng)濟增長—收入分配—貧困減緩”,即金融發(fā)展能夠通過刺激經(jīng)濟增長間接影響貧困減緩(Levine et al.,2007)。因此金融發(fā)展的減貧效應(yīng)取決于金融發(fā)展所引致的經(jīng)濟增長對貧困人口就業(yè)和低技能勞動力要素回報率的影響,并且可以通過不平等程度的變化,捕捉金融發(fā)展的異質(zhì)性減貧效應(yīng)。基于中國樣本的實證研究表明,金融發(fā)展顯著加劇了中國的不平等程度(余玲錚 等,2012;蘇鵬 等,2014)。因而,金融發(fā)展引致的不平等構(gòu)成了金融未能體現(xiàn)出顯著減貧效應(yīng)的重要原因(蘇基溶 等,2009)。從不平等的角度分析金融與貧困減緩的多樣化關(guān)聯(lián)既符合金融發(fā)展引致貧困減緩的理論關(guān)聯(lián),也符合中國不平等程度擴大的事實,是分析金融發(fā)展與貧困減緩的重要視角。但值得深思的是,為何金融發(fā)展會導(dǎo)致收入不平等程度的加?。考毦吭搯栴},我們發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展之所以引致區(qū)際收入不平等和人口統(tǒng)計特征的收入不平等,是因為各地區(qū)和不同人口之間的經(jīng)濟機會存在差異,在同等金融發(fā)展背景下,參與經(jīng)濟發(fā)展的能力有所不同。因此,不平等程度的變化是個內(nèi)生變量,內(nèi)生于經(jīng)濟機會的差異,經(jīng)濟機會是解釋金融發(fā)展導(dǎo)致收入不平等惡化,以及金融發(fā)展無法體現(xiàn)有效減貧效應(yīng)的關(guān)鍵變量。

現(xiàn)有研究在解釋金融與減貧多樣化關(guān)聯(lián)時,經(jīng)常提及的另一個原因是與金融發(fā)展的指標選擇以及金融可得性有關(guān)。從指標選擇與金融減貧關(guān)系的實證研究來看,金融發(fā)展與貧困減緩的關(guān)系對金融發(fā)展指標選擇的敏感度較高。如果以廣義貨幣供給作為金融發(fā)展測度指標,金融發(fā)展與貧困減緩的統(tǒng)計顯著性和經(jīng)濟顯著性均較低,相對而言,私人部門的信貸供給卻能更好地反映貧困人口面臨的金融供給約束,并且私人部門信貸的相對值要優(yōu)于絕對規(guī)模指標(Khan et al.,2012)。金融發(fā)展的減貧效應(yīng)受指標選擇影響的原因在于,不同指標反映的金融可得性存在差異,金融部門的發(fā)展并不意味著金融可得性的提升。為使金融發(fā)展更好地服務(wù)于貧困減緩,在提升金融規(guī)模的同時,還需要構(gòu)建金融規(guī)模擴張與貧困人口金融服務(wù)獲取的通道,即提升金融可得性(Bae et al.,2012)。因此,金融可得性是金融發(fā)展未能顯著體現(xiàn)減貧效應(yīng)的關(guān)鍵因素(溫濤 等,2016)。但我們需要進一步探究的問題是,不同地區(qū)和個體金融可得性存在差異的原因是什么?很多學(xué)者認為,金融分支機構(gòu)的數(shù)量以及金融服務(wù),尤其是貸款服務(wù)的門檻是影響金融可得性的重要因素。但實際上金融分支機構(gòu)的數(shù)量和貸款服務(wù)的門檻都是內(nèi)生的,金融服務(wù)的供給內(nèi)生于金融服務(wù)對象的經(jīng)濟機會和金融需求。因此,經(jīng)濟機會才是影響金融可得性差異的根本原因。

沿著上述思路,我們認為從經(jīng)濟機會的角度來理解金融發(fā)展與貧困減緩的多樣化關(guān)聯(lián),是更為貼近微觀機制的視角。與本文視角相接近的是卡爾蘭等(2014)的研究,他們從行為經(jīng)濟學(xué)的角度認為影響金融減貧作用的關(guān)鍵因素是貧困人口的信貸需求不足而非信貸供給不匹配?;谥袊膶嵶C研究也表明,貧困人口缺乏有效信貸需求,破解貧困人口的金融需求障礙是發(fā)揮金融減貧作用的關(guān)鍵(林萬龍 等,2012;謝玉梅 等,2016)。從金融需求角度展開的研究,確實豐富了金融與減貧多樣化關(guān)聯(lián)的解釋,但卻未能闡明金融需求不足的原因,也未能考慮金融需求的動態(tài)變化。本文基于經(jīng)濟機會的視角,對既往金融發(fā)展與貧困減緩的多樣化關(guān)聯(lián)進行統(tǒng)一,將金融與減貧的關(guān)系更為直接地界定為“金融發(fā)展—經(jīng)濟機會—金融可得—經(jīng)濟機會—精準扶貧”,如此既考慮了經(jīng)濟機會對貧困人口分享經(jīng)濟發(fā)展能力的影響,又考慮了經(jīng)濟機會對于貧困人口金融可得性以及金融需求的內(nèi)生影響。

三、理論模型與經(jīng)驗假說

(1)

企業(yè)j可使用的最大資本量為kj=ηjej, kj與初始資本ej以及獲得的信貸支持正相關(guān),其中η不僅反映了企業(yè)的經(jīng)濟機會,而且能夠正向反映企業(yè)所能獲得的信貸可得性。企業(yè)j的信貸缺口為kj-ej。假定利率水平為r,則企業(yè)信貸成本為r(kj-ej)。企業(yè)選擇資本使用量kj以最大化利潤π。

(2)

利潤最大化的約束條件為kj≤ηjej。企業(yè)利潤最大化時的資本使用量取決于式(2)的一階條件,即資本邊際產(chǎn)出mpkj與實際利率r的比較。具體而言,如果mpkj>r,企業(yè)將會持續(xù)借貸,直到形成信貸約束,此時企業(yè)的資本使用量為kj=ηjej;如果mpkj

(3)

本模型將經(jīng)濟環(huán)境設(shè)定為貧困地區(qū),鑒于貧困地區(qū)資本的總體存量和個體的資本占有量相對較少,因此貧困地區(qū)無論是貧困人口還是非貧困人口的資本邊際產(chǎn)出均尚未體現(xiàn)顯著的資本邊際產(chǎn)出遞減,資本邊際產(chǎn)出遞減不能夠影響個體的信貸決策。但信貸決策受不同個體經(jīng)濟機會差異的影響,如果個體經(jīng)濟機會高于某個臨界值,則該個體將根據(jù)其信貸上限使用資本,此時kj=ηjej;如果經(jīng)濟機會低于該臨界值,那么該個體僅需必要信貸量,并且我們假定所有經(jīng)濟機會低于臨界值的個體的總體必要信貸量為km,該臨界值為:

(4)

在信貸供給總量固定時,各主體使用的總資本量等于初始資本與固定的信貸供給之和,于是均衡條件為:

(5)

引入個體的經(jīng)濟機會和信貸約束后,各行為主體的收入增長率取決于個體的生產(chǎn)能力狀況。

(6)

收入增長率與經(jīng)濟機會正相關(guān),除非個人隨機能力足夠強,使得新增資本大于資本折舊和利息,或者不存在消費信貸,否則該主體的收入將因消費信貸而停止增長,甚至為負增長。因此,經(jīng)濟機會將影響貧困人口的信貸需求,經(jīng)濟機會缺乏的貧困人口無投資性信貸需求,但存在消費性信貸需求。生產(chǎn)能力不足和消費信貸的存在對貧困人口的收入改善產(chǎn)生了負面影響。

(7)

將總資本使用的均衡條件式(5)帶入式(7),得到總產(chǎn)出的最終表達式為:

(8)

根據(jù)式(6)和式(8),可以得到:

經(jīng)驗假說一:給定其他條件,貧困人口的收入水平受總體信貸供給的影響,用信貸規(guī)模表示的金融發(fā)展水平與貧困人口的收入改善正相關(guān)。

經(jīng)驗假說二:給定其他條件,貧困人口的經(jīng)濟機會能夠正向影響貧困人口的信貸需求和信貸可得性,經(jīng)濟機會越多則金融發(fā)展的減貧效應(yīng)越顯著。

接下來,將針對這兩個經(jīng)驗假說進行實證檢驗。此外,由于信貸供給的投向能夠更為明確地反映信貸需求的動機是消費信貸還是投資性信貸,因此我們還將細分不同的信貸投向,分析金融可得、經(jīng)濟機會與貧困減緩的關(guān)系。

四、計量模型與變量選擇

(一)計量模型設(shè)定

根據(jù)現(xiàn)有研究,金融發(fā)展與貧困減緩的關(guān)系呈非線性特征,但在設(shè)定門限變量時有兩種不同的方法:一種方法是將經(jīng)濟發(fā)展設(shè)定為門限變量(張兵 等,2015),認為金融發(fā)展的減貧效應(yīng)在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段具有不同表現(xiàn);另一種方法則以金融發(fā)展為門限變量(蘇靜 等,2014)。鑒于四川集中連片特困地區(qū)扶貧統(tǒng)計監(jiān)測縣金融發(fā)展離散程度更小,且金融發(fā)展的門檻效應(yīng)內(nèi)生于經(jīng)濟發(fā)展不同階段的事實,本文將經(jīng)濟發(fā)展作為門限變量,后文在實證檢驗中給出了門限效應(yīng)和門限數(shù)量的統(tǒng)計檢驗,結(jié)果表明金融發(fā)展的減貧效應(yīng)普遍存在兩個門限值。本文使用的實證模型為:

(9)

下標t表示某個時間點。yit表示被解釋變量,qit表示門限變量,xit表示由解釋變量構(gòu)成的k維向量。I(·)為示性函數(shù),εit為隨機擾動項,且服從均值為0、方差為σ2的獨立正態(tài)分布,即εit~iid(0,σ2)。如果存在門檻效應(yīng),則當qit小于或大于某個特定值γ時,解釋變量的參數(shù)估計值β1≠β2≠β3。

(二)變量選擇與數(shù)據(jù)來源

1.主要被解釋變量

貧困狀況是本文的主要被解釋變量,我們分別用農(nóng)村居民人均純收入和低收入人口數(shù)量從不同維度來反映貧困狀況。農(nóng)村居民人均純收入來源于歷年《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》,低收入人口數(shù)據(jù)來源于2005—2012年《四川省扶貧統(tǒng)計監(jiān)測年表》。由于低收入人口在2011年和2012年無統(tǒng)計,故缺少兩年共計114個樣本。在實證分析中,我們以農(nóng)村居民人均純收入作為基本被解釋變量,而將低收入人口數(shù)量在穩(wěn)健性檢驗中作為貧困的對照指標。

2.金融發(fā)展指標

現(xiàn)有研究通常從金融發(fā)展規(guī)模和金融可得性兩個方面反映地區(qū)間金融發(fā)展差異,本文沿襲國內(nèi)同類研究,使用金融機構(gòu)存貸款余額反映地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模,數(shù)據(jù)來源于歷年《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。現(xiàn)有研究在反映金融可得性時使用金融機構(gòu)數(shù)量作為代理變量,但從四川集中連片特困地區(qū)扶貧統(tǒng)計監(jiān)測縣來看,其金融機構(gòu)以信用合作社為主,金融機構(gòu)數(shù)量標準差極小。為此,我們使用金融機構(gòu)貸款量作為金融可得性的代理變量,數(shù)據(jù)來源于2005—2012年《四川統(tǒng)計年鑒》。

3.經(jīng)濟機會指標

本文從農(nóng)村經(jīng)濟機會、政府經(jīng)濟機會和宏觀經(jīng)濟機會三個方面來反映經(jīng)濟機會。農(nóng)村經(jīng)濟機會用鄉(xiāng)村從業(yè)人員中的非農(nóng)林牧漁就業(yè)比重表示,計算方式為“1-(農(nóng)林牧漁就業(yè)/鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù))”;政府經(jīng)濟機會用政府預(yù)算收入占預(yù)算支出的比值表示;宏觀經(jīng)濟機會則用經(jīng)濟密度表示,計算方式為“地區(qū)生產(chǎn)總值/面積”。其中,農(nóng)林牧漁就業(yè)和鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)來源于2005—2012年《四川省扶貧統(tǒng)計監(jiān)測年表》,政府預(yù)算收入、預(yù)算支出、地區(qū)生產(chǎn)總值以及行政區(qū)劃面積來源于歷年《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。

4.控制變量

參照既往研究中的其他減貧因素,我們選取的控制變量包括:(1)經(jīng)濟增長,用人均地區(qū)生產(chǎn)總值表示,數(shù)據(jù)來源于歷年《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。(2)城市化率,用非農(nóng)人口比重表示,數(shù)據(jù)來源于2005—2012年《四川省扶貧統(tǒng)計監(jiān)測年表》。(3)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),用第二產(chǎn)業(yè)占工農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重表示,數(shù)據(jù)來源于《四川省扶貧統(tǒng)計監(jiān)測年表》。

本文涉及變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

資料來源:作者計算得到。

五、實證檢驗與結(jié)果說明

(一)實證檢驗過程

本文實證檢驗使用的數(shù)據(jù)為57×8的面板數(shù)據(jù),由于時間較短,故不進行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗。在實證檢驗過程中,首先以農(nóng)民人均純收入作為貧困的代理變量,分析金融發(fā)展規(guī)模與貧困減緩的關(guān)系,檢驗結(jié)果見表2,其中模型一、模型二和模型三分別在固定效應(yīng)、單門限和雙門限的模型設(shè)定下得到。

針對現(xiàn)有研究中體現(xiàn)出的金融漏損可能,我們還區(qū)別了金融發(fā)展規(guī)模與金融可得性在減貧效應(yīng)上的差異,金融可得性與貧困減緩的實證分析結(jié)果見表3,其中模型七、模型八和模型九同樣依次基于固定效應(yīng)、單門限和雙門限的模型設(shè)定得到。

我們在所有實證模型中都納入了經(jīng)濟機會變量,并從農(nóng)村經(jīng)濟機會、政府經(jīng)濟機會和宏觀經(jīng)濟機會三個不同維度對經(jīng)濟機會進行細分,以識別不同經(jīng)濟機會對貧困減緩的影響。同時,為了考察經(jīng)濟機會對金融減貧效應(yīng)的影響,我們還在實證檢驗中納入經(jīng)濟機會與金融發(fā)展的交互項,其中模型四和模型十中分別納入經(jīng)濟增長與金融發(fā)展規(guī)模以及經(jīng)濟增長與金融可得性的交互項。

農(nóng)村居民人均純收入只是貧困減緩的其中一個代理變量,我們還使用低收入人口數(shù)作為貧困的代理變量基于門限面板模型進行實證檢驗。金融發(fā)展以及金融可得性與低收入人口數(shù)的門限回歸結(jié)果見表2模型五、模型六和表3模型十一、模型十二。需要說明的是,由于研究樣本2011年和2012年低收入人口數(shù)據(jù)缺失,以低收入人口為被解釋變量的實證模型使用57×6的面板數(shù)據(jù)。由于樣本量不同,因此在穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果比照中,只比較變量參數(shù)估計值的方向和顯著性,而不對大小進行橫向比較。但依然可以通過對比表2和表3的結(jié)果,來比較金融發(fā)展規(guī)模和金融可得性減貧效應(yīng)的區(qū)別。

在對參數(shù)估計結(jié)果進行分析之前,還需要對門限效應(yīng)是否存在以及門限值的真實性進行檢驗。本文首先基于殘差平方和最小原則依次確定兩個門限值,然后使用Bootstrap方法模型F統(tǒng)計量的漸進分布及其在各個常用顯著性水平上的臨界值,從而對不存在門限效應(yīng)的原假設(shè)進行檢驗。門限回歸檢驗結(jié)果見表4,從中可見,表2模型五、模型六和表3模型十一、模型十二由于雙門限檢驗無法在常用顯著性水平上統(tǒng)計顯著,故在這四個實證模型中以單門限結(jié)果作為分析依據(jù)。

表2 金融發(fā)展規(guī)模、經(jīng)濟機會對貧困減緩的影響

注:括號內(nèi)為各參數(shù)估計值的統(tǒng)計量;*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著;金融發(fā)展(1)表示在金融減貧非線性效應(yīng)的第一階段,其他依次為第二階段和第三階段。

數(shù)據(jù)來源:作者計算得到。

表3 金融可得性、經(jīng)濟機會對貧困減緩的影響

注:括號內(nèi)為各參數(shù)估計值的統(tǒng)計量;*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著; 金融發(fā)展(1)表示在金融減貧非線性效應(yīng)的第一階段,其他依次為第二階段和第三階段。

數(shù)據(jù)來源:作者計算得到。

表4 金融效應(yīng)的門限效應(yīng)檢驗

注:*和***分別表示在10%和1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。

數(shù)據(jù)來源:作者計算得到。

(二)實證結(jié)果說明

1.金融發(fā)展規(guī)模與貧困減緩的關(guān)系

無論采用一個電周期3種開關(guān)狀態(tài)的控制,DSEM還是一個電周期6種開關(guān)狀態(tài)的控制,DSEM都有兩相串聯(lián)繞組導(dǎo)通,因此本方法對不同開關(guān)狀態(tài)(開關(guān)組合為S3和S4,S5和S6,S1和S2)分別注入脈沖信號。其中,開關(guān)S1,S3,S5在各組合中分別一直保持導(dǎo)通狀態(tài);開關(guān)S2,S4,S6在注入時開通,續(xù)流時關(guān)斷,分別由二極管D5,D1,D3續(xù)流。由此得到的電流響應(yīng)分別為

金融發(fā)展規(guī)模對平均收入改善具有顯著積極作用,但金融發(fā)展規(guī)模并未體現(xiàn)出顯著的益貧性。如果將農(nóng)村居民人均純收入作為貧困狀況的代理變量,金融發(fā)展規(guī)模具有顯著的減貧效應(yīng),并且金融減貧效應(yīng)體現(xiàn)出明顯的非線性特征,隨著經(jīng)濟發(fā)展水平改善,金融減貧效應(yīng)更為顯著。根據(jù)模型四,金融減貧效應(yīng)存在兩個門限,在經(jīng)濟發(fā)展的三個階段金融減貧效應(yīng)的參數(shù)估計值分別為0.2178、0.2360和0.2489,且均在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。該結(jié)論與師榮蓉等(2013)的研究一致,表明隨著經(jīng)濟發(fā)展水平和平均回報率的不斷提升,金融發(fā)展帶來的信貸約束放松能夠發(fā)揮更有效的收入改進作用。但如果將低收入人口數(shù)量作為貧困狀況的代理變量,模型五則得到了不同的結(jié)論。金融發(fā)展對低收入人口數(shù)量影響的參數(shù)估計值顯著為正,且隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高,金融發(fā)展的負向減貧效應(yīng)更為顯著,從0.3993提高到0.4234,且在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著,這與其他金融減貧研究的結(jié)論相沖突??赡艿脑蛟谟?,現(xiàn)有研究未能找到反映貧困的更準確變量,而是將恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民人均純收入等消費或收入指標作為貧困的代理變量。鑒于金融發(fā)展與居民收入相關(guān)的內(nèi)生性問題,金融發(fā)展對農(nóng)村居民人均純收入提高的正向作用并不能作為金融減貧效應(yīng)的有力證據(jù)。相較于收入指標,低收入人口數(shù)量更能準確反映貧困狀況。因此,本文實證結(jié)果傾向于表明金融發(fā)展規(guī)模雖然對于四川集中連片特困地區(qū)扶貧統(tǒng)計監(jiān)測縣農(nóng)村居民人均純收入具有正向影響,但該種影響是非均質(zhì)的,對于中等及以上收入水平的農(nóng)村居民的收入提升作用更為顯著。金融發(fā)展并未體現(xiàn)足夠益貧性的備選解釋為:一方面,金融發(fā)展規(guī)模是金融機構(gòu)存貸款余額的表征,但金融發(fā)展與減貧之間還需要依賴金融可得性這一中間通道的通暢,所以要進一步分析金融可得性與貧困減緩的關(guān)系;另一方面,這與貧困人口的金融服務(wù)需求和可得的信貸供給匹配有關(guān)(黃祖輝 等,2007),如果貧困人口金融服務(wù)需求不足則無法發(fā)揮金融發(fā)展對于貧困人口資本跨期優(yōu)化配置的作用(馬曉青 等,2012),貧困人口可得的信貸供給匹配也會因資本的趨利屬性而無法被貧困人口真正使用。因此,后文我們也將從經(jīng)濟機會角度分析經(jīng)濟機會不足引致的金融服務(wù)需求不足問題,這將導(dǎo)致金融發(fā)展任務(wù)和貧困減緩目標的偏離。

2.金融可得性與貧困減緩的關(guān)系

金融可得性與貧困減緩的關(guān)系和金融發(fā)展規(guī)模的減貧效應(yīng)類似,如果將農(nóng)村居民人均純收入作為貧困的代理變量,模型九表明金融可得性體現(xiàn)出逐漸增強的減貧效應(yīng)。但如果將低收入人口數(shù)作為貧困的代理變量,模型十一的結(jié)果則表明金融可得性與低收入人口數(shù)正相關(guān),但并沒有體現(xiàn)出正向減貧效應(yīng)。這意味著基于農(nóng)村人均純收入提升的目的,增加金融機構(gòu)在貧困縣的貸款投放是改善經(jīng)濟發(fā)展和提升平均收入水平的重要因素,但這并不會帶來農(nóng)村人口收入結(jié)構(gòu)的改善。值得注意的是,金融發(fā)展規(guī)模和金融可得性的減貧效應(yīng)存在顯著區(qū)別,比較模型三和模型九以及模型六和模型十二,我們發(fā)現(xiàn)金融可得性對于農(nóng)村居民人均純收入提升的正向影響小于金融規(guī)模,金融可得性對于低收入人口數(shù)量的負向減貧效應(yīng)則更大。但現(xiàn)有研究結(jié)論普遍表明,金融可得性比金融發(fā)展規(guī)模具有更直接和顯著的減貧效應(yīng)。為了解釋本文實證結(jié)論與現(xiàn)有研究結(jié)論的不一致,我們考察了互助資金信貸以及信貸扶貧資金中的扶貧到戶貸款情況,試圖從更為微觀的金融可得性來分析金融可得性的減貧效應(yīng),結(jié)果見表5。2011年四川集中連片特困地區(qū)57個扶貧統(tǒng)計監(jiān)測縣中僅有27個縣有互助借款,占總體的47%,扶貧戶和扶貧低保戶獲得的借款占互助借款的29%,扶貧到戶貸款占扶貧信貸資金的35%。四川集中連片特困地區(qū)貧困人口可得的信貸比重較小,并且人均信貸規(guī)模較小也意味著互助信貸有較高的集中度,即少數(shù)規(guī)模較大的借款占總體借款的份額較大。因此,宏觀層面的金融可得性與貧困人口的金融可得并非水漲船高的線性相關(guān),而是具有高集中度和非益貧的特征,這也是金融可得未能有效體現(xiàn)減貧的重要原因。結(jié)合金融發(fā)展規(guī)模與貧困減緩的關(guān)系,實證證據(jù)更傾向于認為金融減貧效應(yīng)受限于貧困人口的金融服務(wù)需求,而非取決于金融機構(gòu)基于市場行為在貧困縣的信貸活動。接下來,我們從經(jīng)濟機會的視角考察貧困人口金融服務(wù)需求不足的問題,以期理解金融減貧績效的更深層機理。

表5 四川集中連片特困地區(qū)扶貧統(tǒng)計監(jiān)測縣信貸可得性(2011年)

注:缺失數(shù)據(jù)表示數(shù)據(jù)不可得。

數(shù)據(jù)來源:作者根據(jù)2011年《四川省扶貧統(tǒng)計監(jiān)測年表》整理得到。

3.經(jīng)濟機會與貧困減緩的關(guān)系

金融服務(wù)不足的一個重要原因是經(jīng)濟機會的缺乏(卡爾蘭 等,2014;林萬龍 等,2012),本文實證結(jié)果表明,以經(jīng)濟密度表征的宏觀經(jīng)濟機會對于貧困減緩的經(jīng)濟影響不顯著,以財政收入支出比表征的政府經(jīng)濟機會對于農(nóng)村居民人均純收入提升具有顯著負向影響,但以農(nóng)村非農(nóng)林牧漁就業(yè)表征的農(nóng)村經(jīng)濟機會則表現(xiàn)出顯著的減貧效應(yīng)。如果以農(nóng)村居民人均純收入為貧困代理變量,模型四和模型十的結(jié)果顯示,無論是將金融發(fā)展規(guī)模還是將金融可得性作為金融發(fā)展指標,農(nóng)村經(jīng)濟機會均體現(xiàn)出顯著的減貧效應(yīng),參數(shù)估計值分別為0.8816和0.9740,且在常用顯著性水平上統(tǒng)計顯著。如果以低收入人口數(shù)量為貧困的代理變量,模型六和模型十二的實證結(jié)果顯示,農(nóng)村經(jīng)濟機會對農(nóng)村人均純收入和低收入人口數(shù)量影響的參數(shù)估計值分別為-4.5930和-4.4708,農(nóng)村經(jīng)濟機會的減貧效應(yīng)統(tǒng)計顯著。因此,改善農(nóng)村經(jīng)濟機會是比盯住金融發(fā)展更為可靠的減貧目標設(shè)定方式,這與申云等(2016)的研究結(jié)論一致。金融發(fā)展能夠在貧困人口已經(jīng)開始發(fā)展的情況下發(fā)展的更好,但無法作為貧困人口發(fā)展的初始動力。因此,“金融撬動”更傾向于是對發(fā)展速度的撬動,能夠讓年收入中速增長的群體以更快的速度增長,但無法有效解決因貧困人口經(jīng)濟機會不足而導(dǎo)致的增長停滯問題。

從其它解釋變量與貧困減緩的關(guān)系來看,經(jīng)濟增長對于農(nóng)村居民人均純收入有顯著正向影響,工業(yè)占工農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重和人口城市化率對農(nóng)村居民人均純收入體現(xiàn)出顯著的負向作用,但上述三個指標對于低收入人口數(shù)量均沒有體現(xiàn)出統(tǒng)計顯著的減貧作用。這表明四川集中連片特困地區(qū)扶貧統(tǒng)計監(jiān)測縣經(jīng)濟增速加快是平均收入提升的重要保障,但由于產(chǎn)業(yè)發(fā)育的滯后、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演化和城市化的推進尚未能體現(xiàn)出減貧效應(yīng)。表1顯示,工業(yè)占工農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重的最小值為0.09,平均值為0.48,四川集中連片特困地區(qū)扶貧統(tǒng)計監(jiān)測縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以農(nóng)業(yè)為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè),這也是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城市化在當前階段尚未體現(xiàn)顯著減貧效應(yīng)的主要原因。

六、結(jié)語

本文基于內(nèi)生增長理論構(gòu)建理論模型對金融發(fā)展與貧困減緩的關(guān)系進行了理論分析,認為經(jīng)濟機會是制約金融發(fā)展減貧效應(yīng)的關(guān)鍵中間變量。在此基礎(chǔ)上,基于四川集中連片特困地區(qū)扶貧統(tǒng)計監(jiān)測縣面板數(shù)據(jù),使用門限面板模型對金融發(fā)展、經(jīng)濟機會與貧困減緩的關(guān)系進行實證研究,并區(qū)分金融發(fā)展規(guī)模和金融可得性,以及區(qū)分不同的貧困代理變量進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果表明:

第一,理論模型顯示,若貧困人口的經(jīng)濟機會不足以使其信貸行為獲得足夠的回報以補償利息支出,即資本使用的邊際成本小于利率,則該行為主體無投資性信貸需求,但為了維持必要的消費支出,會有消費性信貸需求。因此,貧困人口的收入增長與經(jīng)濟機會正相關(guān),除非個人隨機能力足夠強,使得新增資本大于資本折舊和利息,或者不存在消費信貸,否則該主體的收入將因消費信貸而停止增長,甚至呈負增長。所以,經(jīng)濟機會將影響貧困人口的信貸需求,而信貸需求不足則影響金融可得的減貧效應(yīng),金融發(fā)展規(guī)模所表征的信貸約束將對資本邊際產(chǎn)出大于信貸成本的有能力主體產(chǎn)生制約作用。

當前階段金融發(fā)展能夠在貧困人口已經(jīng)開始發(fā)展的情況下發(fā)展得更好,但卻無法作為貧困人口發(fā)展的初始動力。因此,在全面建成小康社會和扶貧攻堅階段,改善農(nóng)村經(jīng)濟機會是比盯住金融發(fā)展更為精準的減貧目標設(shè)定方式?!敖鹑谇藙印睉?yīng)該更傾向于瞄準對貧困人口能力和經(jīng)濟機會的撬動,并在金融扶貧過程中從信貸供給和需求兩個方面進行疏導(dǎo)和改善,增加貧困人口實際可得的信貸匹配。

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(責任編輯 彭 江)

Finance Accessibility, Economic Opportunity and Poverty Reduction: On Data of Sichan Concentrated Destitute Poverty Areas

SHAN DePeng1WANG Ying2

(1.School of Economics 2.Southwest Nationalities Research Institute, Southwest University for Nationalities, Chengdu 610041)

Using threshold panel model on credit constraint and economic opportunity, this paper makes an empirical study of the role of financial development and economic opportunity on poverty reduction based on data of Sichan concentrated destitute poverty areas from the view of endogenous credit demand. The result shows that finance development and finance accessibility have significant positive effect on income improvement and are not obviously beneficial to the poor, and economic opportunity has significant positive effect on per capita net income improvement and poverty reduction. Poverty people are lack of economic opportunity which can restrain credit demand. So enhancing rural economic opportunity is a better poverty reduction target than finance development in the context of constructing all-well society. Finance development should improve rural economic opportunity and capacity of poverty people to increase the matchup of finance demand and supply.

finance development; finance availability; economic opportunity; poverty reduction

2017-01-11

單德朋(1985--),男,山東濟南人,西南民族大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院副教授,碩士生導(dǎo)師。 王 英(1983--),女,四川資陽人,西南民族大學(xué)西南民族研究院博士生。

國家社科基金青年項目“民族地區(qū)實現(xiàn)2020年減貧目標的距離估算與精準扶貧政策研究”(15CMZ029),四川省教育廳人文社科重點研究基地西南減貧與發(fā)展研究中心2017年度重點項目“四川集中連片特困地區(qū)金融扶貧績效改善路徑研究”,并得到西南民族大學(xué)應(yīng)用經(jīng)濟學(xué)學(xué)位點項目(XWD-2014S0202)的支持。

F061.5

A

1001-6260(2017)04-0050-11

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.04.006

財貿(mào)研究 2017.4

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