◎岳慧詩(shī) 鄒新陽(yáng)

引言

改革開(kāi)放以來(lái)，經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展帶動(dòng)了大量貧困人口脫貧，截止到2019年末，我國(guó)農(nóng)村貧困人口從1978年的7．7億人減少至551萬(wàn)人，貧困發(fā)生率由1978年的97．5%下降到0．6%，實(shí)現(xiàn)了90%左右的人口脫貧，90%以上的貧困縣摘帽，減貧工作取得了有目共睹的成就。但不可否認(rèn)的是，地區(qū)發(fā)展不平衡、城鄉(xiāng)收入差距大等制約貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的問(wèn)題仍然存在，減貧任務(wù)依然艱巨。已有大量文獻(xiàn)證明普惠金融通過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配制度兩個(gè)方面發(fā)揮減貧作用，但忽視了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這一經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要內(nèi)在影響因素。我國(guó)由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會(huì)轉(zhuǎn)型為現(xiàn)代工業(yè)社會(huì)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大的變化，三大產(chǎn)業(yè)比值由1978年的27．7：47．7：24．6轉(zhuǎn)變?yōu)?019年的7．1：39．0：53．9，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化必然會(huì)帶來(lái)就業(yè)人口的變化，三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重由70．5：17．3：12．2轉(zhuǎn)變?yōu)?5．1：27．5：47．4。因此，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的進(jìn)程中，普惠金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入分配格局的影響可能存在差異性。另外，在經(jīng)濟(jì)全球化和區(qū)域市場(chǎng)一體化背景下，各個(gè)地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)金融互動(dòng)性逐漸加強(qiáng)，金融資源、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的跨區(qū)域流動(dòng)也會(huì)對(duì)本地區(qū)或者“鄰近”地區(qū)產(chǎn)生一定影響。我國(guó)地域遼闊，東、中、西部間存在天然的經(jīng)濟(jì)地理?xiàng)l件的差距，區(qū)域間的相對(duì)貧困將長(zhǎng)期存在，同時(shí)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)態(tài)勢(shì)也不會(huì)在短期內(nèi)消失，因此如何使城鄉(xiāng)、東中西部協(xié)同發(fā)展是治理相對(duì)貧困的重要內(nèi)容?；谏鲜隹紤]，本文在分析普惠金融減貧效應(yīng)后，討論在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的不同時(shí)期，普惠金融減貧的差異作用，將空間效應(yīng)納入分析框架中，借空間計(jì)量模型進(jìn)一步深入研究普惠金融的空間分布特征以及普惠金融減貧的空間溢出效應(yīng)。具體地講，本文利用我國(guó)2009-2017年的省際面板數(shù)據(jù)，采用門檻非線性模型，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級(jí)化為門檻變量，分析普惠金融減貧的非線性特征；另外，采用空間杜賓模型、空間自回歸模型和空間誤差模型，以地理距離權(quán)重、經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重和嵌套權(quán)重三種不同的空間矩陣，分析貧困的集聚效應(yīng)和普惠金融減貧空間分布特征，為普惠金融減貧效應(yīng)提供新的思路。

文獻(xiàn)綜述

普惠金融最初提出的目的是為貧困人群提供金融服務(wù)，實(shí)現(xiàn)金融的包容性。世界銀行扶貧協(xié)商小組的報(bào)告中提到，金融機(jī)構(gòu)普惠業(yè)務(wù)的目標(biāo)群體是被正規(guī)金融排斥在外的窮人。但對(duì)于普惠金融是否能夠真正起到減貧效應(yīng)，現(xiàn)有研究仍有爭(zhēng)議。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為普惠金融發(fā)展能促進(jìn)貧困減緩。普惠金融之所以具有減貧效應(yīng)，主要得益于普惠金融發(fā)展對(duì)貧困的兩大傳導(dǎo)機(jī)制：直接機(jī)制和間接機(jī)制。一方面，Burgess等（2004）認(rèn)為普惠金融通過(guò)提高金融服務(wù)的滲透度，增加金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)和從業(yè)人員數(shù)量，提高了金融服務(wù)的可得性，對(duì)弱勢(shì)群體的收入產(chǎn)生積極的影響，在一定程度上改善其生活質(zhì)量；另一方面，馬彧菲等（2017）、韓曉宇（2017）認(rèn)為普惠金融通過(guò)益貧式增長(zhǎng)間接帶動(dòng)弱勢(shì)群體和貧困地區(qū)的發(fā)展和富裕，或者改善收入分配格局，促進(jìn)社會(huì)公平，使社會(huì)各階層“雨露均沾”。第二種觀點(diǎn)就是普惠金融發(fā)展會(huì)擴(kuò)大貧富收入差距，加劇相對(duì)貧困情況，Maurer等（2007）、吳擁政等（2014）進(jìn)一步深入分析原因，得出了金融減貧過(guò)程中出現(xiàn)“信貸資金錯(cuò)配”“精英俘獲”現(xiàn)象，高收入群體獲得信貸資源能力更強(qiáng)，導(dǎo)致貧困人群無(wú)法擺脫貧困陷阱甚至貧困程度進(jìn)一步惡化的結(jié)論。結(jié)論的差異引發(fā)進(jìn)一步討論，普惠金融發(fā)揮減貧的作用在不同的發(fā)展階段存在差異，張兵等（2015）、黃敦平等（2019）通過(guò)引入普惠金融發(fā)展的二次項(xiàng)作為新的被解釋變量，而師榮蓉等（2013）、蘇靜等（2014）、龔沁宜等（2018）、任碧云等（2019）則通過(guò)面板門限模型反映其非線性影響。由于我國(guó)貧困存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，學(xué)者們逐漸開(kāi)始關(guān)注金融減貧的空間溢出效應(yīng)。譚燕芝等（2018）研究則發(fā)現(xiàn)普惠金融不僅對(duì)減貧有促進(jìn)作用，還通過(guò)空間溢出效應(yīng)顯著降低鄰近地區(qū)的貧困率。傅鵬等（2018）從收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困三個(gè)方面，得出了農(nóng)村金融發(fā)展能顯著抑制收入貧困和教育貧困，具有正的空間溢出效應(yīng)的結(jié)論，但對(duì)醫(yī)療貧困的改善作用并不顯著。

普惠金融對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否具有促進(jìn)效應(yīng)也存在較為不同的觀點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為金融發(fā)展是推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的催化劑，羅超平等（2016）實(shí)證證實(shí)了金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)促進(jìn)效應(yīng)顯著。包容性金融與傳統(tǒng)金融有類似的特征，謝家智等（2017）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)包容性金融通過(guò)“金融發(fā)展的普惠性”機(jī)制引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，白欽先等（2017）發(fā)現(xiàn)普惠金融通過(guò)提高金融服務(wù)的覆蓋面優(yōu)化了金融資源在產(chǎn)業(yè)之間的配置，從而有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。第二種觀點(diǎn)則認(rèn)為金融發(fā)展通過(guò)阻礙實(shí)體經(jīng)濟(jì)而對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)具有抑制效應(yīng)。謝家智等（2014）研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)金融化將降低制造業(yè)的創(chuàng)新能力，因此過(guò)度的經(jīng)濟(jì)金融化不利于制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為普惠金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在非線性效應(yīng)。蘇任剛等（2020）借助互聯(lián)網(wǎng)的內(nèi)在機(jī)制，分析了普惠金融對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的促進(jìn)效應(yīng)，呈現(xiàn)出非線性特征和區(qū)域異質(zhì)性的特點(diǎn)。

關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與減貧效應(yīng)之間的關(guān)系，大多數(shù)文獻(xiàn)都認(rèn)為生產(chǎn)要素會(huì)由低效的產(chǎn)業(yè)部門向高效的產(chǎn)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，勞動(dòng)力會(huì)由第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，從而提高要素和勞動(dòng)力配置效率，使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更合理，進(jìn)而減緩貧困。分別從三次產(chǎn)業(yè)的角度展開(kāi)研究二者的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)三次產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)村貧困減緩的效果存在差異，Montalvo等（2010）、汪三貴等（2014）認(rèn)為第一產(chǎn)業(yè)的效應(yīng)大于第二、三產(chǎn)業(yè)，張鳳華等（2011）認(rèn)為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的減貧效果隨著經(jīng)濟(jì)的深入發(fā)展，由第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)榈诙a(chǎn)業(yè)，也有學(xué)者得出了不同的結(jié)論：張箤（2011）指出第二產(chǎn)業(yè)減貧效應(yīng)之所以遠(yuǎn)不及第一、第三產(chǎn)業(yè)，是由于第二產(chǎn)業(yè)是勞動(dòng)密集程度最低的部門。結(jié)論的差異可能是由于選用的數(shù)據(jù)、模型、研究方法有所不同。王漢杰等（2018）基于縣域貧困地區(qū)，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)存在門檻值，即存在一個(gè)臨界值使得兩側(cè)的減貧效應(yīng)存在異質(zhì)性。由于地理經(jīng)濟(jì)學(xué)的影響和空間計(jì)量方法的發(fā)展，部分學(xué)者開(kāi)始利用空間計(jì)量模型研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)減貧的空間溢出效應(yīng)。例如譚昶（2019）從空間維度實(shí)證檢驗(yàn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平和高度化水平對(duì)農(nóng)村貧困影響的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)二者均能促進(jìn)本地區(qū)和鄰近地區(qū)的貧困減緩。張玉昌等（2018）發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距存在一定的空間關(guān)聯(lián)性，結(jié)構(gòu)合理化不利于減緩本地區(qū)和關(guān)聯(lián)地區(qū)的相對(duì)貧困水平，而高度化則相反。

表1：普惠金融發(fā)展水平指標(biāo)體系

上述研究為普惠金融與貧困減緩提供了多樣化的視角和可借鑒的有用結(jié)論，但仍然存在些許不足：1．從空間視角聚焦二者的文獻(xiàn)還相對(duì)較少，大多數(shù)還假定各省份之間相互獨(dú)立；2．大量文獻(xiàn)是從公平與效率兩個(gè)視角來(lái)探討普惠金融減貧效應(yīng)，而將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、普惠金融、貧困三者相聯(lián)系的文獻(xiàn)較少；3．在研究金融發(fā)展減貧的空間溢出效應(yīng)的文獻(xiàn)中，采用的是地區(qū)是否相鄰的簡(jiǎn)單權(quán)重進(jìn)行分析，并未反映各地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)的相互依賴關(guān)系。因此，本文從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的視角，著重分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的不同時(shí)期，普惠金融減貧的異質(zhì)性，并且探討了貧困是否存在聚集的特點(diǎn)、普惠金融對(duì)本地區(qū)貧困程度的影響，以及對(duì)地理、經(jīng)濟(jì)相互“鄰近”地區(qū)的貧困程度所產(chǎn)生的影響。

數(shù)據(jù)與模型選取

（一）變量選取、測(cè)量

本文主要研究普惠金融減貧的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)門檻效應(yīng)以及減貧的空間溢出效應(yīng)，選取以下變量進(jìn)行實(shí)證分析。

1．收入不平等是相對(duì)貧困的直接原因

大多數(shù)文獻(xiàn)用基尼系數(shù)或城鄉(xiāng)收入差距來(lái)衡量貧富差距，但這兩種方法未考慮人口變動(dòng)因素。因此，本文借鑒萬(wàn)廣華等（2013）的做法，用泰爾指數(shù)衡量貧富差距，考慮了人口變動(dòng)因素。泰爾指數(shù)具體計(jì)算方法為：

式（1）中，yt為第t年城鎮(zhèn)和農(nóng)村總可支配收入，y1t和y2t分別表示城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民純收入；xt為第t年城鎮(zhèn)和農(nóng)村年末總?cè)藬?shù)，x1t和x2t分別表示城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人口數(shù)。

2．關(guān)鍵解釋變量

關(guān)鍵解釋變量為普惠金融指數(shù)（IFI），普惠金融是一個(gè)多維度概念，考慮到中國(guó)具體情況以及數(shù)據(jù)的可得性，參考李建軍等（2018）構(gòu)建普惠金融體系，本文從金融服務(wù)滲透性、可得性、效用性、質(zhì)量性以及對(duì)“三農(nóng)”的金融支持5個(gè)方面來(lái)構(gòu)建普惠金融指數(shù)。具體指標(biāo)解釋如表1所示。

將普惠金融指標(biāo)體系中的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)降維成一個(gè)綜合指數(shù)的方法主要包括層次分析法、因子分析法、變異系數(shù)法等。本文借鑒王修華等（2013）、楊艷琳等（2019）的方法，采用較為客觀的變異系數(shù)法計(jì)算普惠金融指數(shù)。首先對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行無(wú)量綱化處理，具體方法如下：

ui表示第i個(gè)指標(biāo)的權(quán)重，通過(guò)變異系數(shù)法確定，即每個(gè)指標(biāo)的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差之比，wi為指標(biāo)經(jīng)過(guò)無(wú)量綱化處理后對(duì)應(yīng)的數(shù)值。普惠金融指數(shù)（IFI）計(jì)算公式如下：

表2：2009～2017年中國(guó)各地普惠金融發(fā)展指數(shù)平均值及排名

表3：各變量名稱與計(jì)算方法

表2報(bào)告了2009～2017年普惠金融指數(shù)的平均值及排名水平，從中可以看出東部地區(qū)普惠金融發(fā)展水平明顯高于中西部地區(qū)。

3．門檻變量

門檻變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS），包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（RIS）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化（AIS）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是指各產(chǎn)業(yè)的投入結(jié)構(gòu)與產(chǎn)出結(jié)構(gòu)之間的均衡和關(guān)聯(lián)協(xié)調(diào)程度。借鑒孟維福等（2020）的測(cè)量方法，對(duì)我國(guó)省域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化進(jìn)行測(cè)算，具體計(jì)算公式如下：

Yt為第t年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，Y1、Y2、Y3分別表示第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值；Lt為第t年就業(yè)總?cè)藬?shù)，L1、L2、L3分別表示第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)。RIS為逆向指標(biāo)，其數(shù)值越大表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平越低。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化是指在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從較低水平向高水平演進(jìn)的過(guò)程，即第一產(chǎn)業(yè)比重會(huì)下降，第二、三產(chǎn)業(yè)比重會(huì)上升。借鑒譚昶等（2019）的測(cè)量方法，對(duì)我國(guó)省域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化進(jìn)行測(cè)算，具體計(jì)算公式如下：

Yijt為第t年第i地區(qū)j產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重。AIS為正向指標(biāo)，取值范圍為[1，3]，其值越大說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平越高。

4．控制變量

考慮到普惠金融發(fā)展減緩貧困還可以通過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)渠道，因此本文選取人均GDP（pgdp）作為控制變量，同時(shí)還引入農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資水平（invest）、政府干預(yù)程度（gov）和人力資本（edu）水平作為控制變量。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平用各省農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額與農(nóng)村人數(shù)之比衡量，政府干預(yù)程度用財(cái)政支出與地區(qū)GDP之比衡量，人力資本水平用平均受教育年限衡量。各個(gè)變量具體計(jì)算方法見(jiàn)表3。

表4：各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

選取2009～2017年除西藏、港澳臺(tái)以外的中國(guó)30個(gè)?。ㄊ小^(qū)）為研究樣本，城鎮(zhèn)可支配收入、農(nóng)村純收入、各省人均GDP、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額、各省財(cái)政支出數(shù)據(jù)來(lái)源2010-2018年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，普惠金融相關(guān)指標(biāo)來(lái)源于2010-2018年《中國(guó)金融年鑒》、《區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表4。

（三）計(jì)量模型設(shè)定

1． 普惠金融減貧效應(yīng)模型

為了研究普惠金融減貧效應(yīng)，結(jié)合我國(guó)省域發(fā)展實(shí)際情況，建立如下模型：

其中，gap表示相對(duì)貧困，用泰爾指數(shù)衡量。IFI表示普惠金融指數(shù)，Control表示控制變量。下標(biāo)i表示省份，t表示年份，β為待估參數(shù)，γi為個(gè)體固定效應(yīng)，t為時(shí)間固定效應(yīng)，it為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2． 普惠金融減貧非線性門檻效應(yīng)模型

根據(jù)前文的理論分析，可以得到在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的過(guò)程中，普惠金融減緩貧困可能存在不同的效應(yīng)，其原因就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在門檻效應(yīng)，導(dǎo)致減貧效應(yīng)存在非線性，因此借鑒王漢文等（2018）構(gòu)建了如下模型：

上述模型中，threit是為門檻變量，即表3中所示的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，δ為門檻值；I為示性函數(shù)，其他指標(biāo)與（7）式相同。

3． 空間效應(yīng)模型

考慮到各地區(qū)經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展存在異質(zhì)性，傳統(tǒng)的空間同質(zhì)性可能無(wú)法充分揭示普惠金融與貧困減緩之間的聯(lián)系，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)所需生產(chǎn)要素的跨區(qū)域流動(dòng)使普惠金融發(fā)展和城鄉(xiāng)貧困差距在區(qū)域上存在空間相關(guān)性，因此借鑒顧寧等（2019）為從空間視角探究普惠金融減貧效應(yīng)，構(gòu)建了如下一般的空間回歸模型：

其中，ρWgapit表示貧困的空間滯后項(xiàng)，ρ為空間滯后項(xiàng)的系數(shù)，W為空間矩陣；Xj，it解釋變量（也包括控制變量）；θWXit為解釋變量的空間滯后項(xiàng)，θ為解釋變量空間滯后項(xiàng)的系數(shù)；λEVit為擾動(dòng)項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)，λ為對(duì)應(yīng)的系數(shù)。

當(dāng)λ=0時(shí)，上述模型轉(zhuǎn)變?yōu)榭臻g杜賓模型（SDM），不僅可以度量被解釋變量的空間關(guān)聯(lián)關(guān)系，還能反映解釋變量的空間效應(yīng)；當(dāng)λ=0且θ=0時(shí)，退化為空間自回歸模型（SAR），刻畫(huà)被解釋變量的空間效應(yīng)；當(dāng)θ=0且ρ=0時(shí)，退化為空間誤差模型（SEM），刻畫(huà)隨機(jī)誤差項(xiàng)所引起的空間關(guān)聯(lián)關(guān)系。在本研究中，一方面需要考察貧困在省際區(qū)域的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，還需要分析普惠金融發(fā)展對(duì)于貧困減緩是否存在空間溢出效應(yīng)，所以本文選用空間杜賓模型（SDM）作為后續(xù)分析的基礎(chǔ)模型，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中也報(bào)告了空間自回歸（SAR）和空間誤差模型（SEM）的估計(jì)結(jié)果。

實(shí)證結(jié)果與分析

（一）普惠金融減貧效應(yīng)

表5為普惠金融發(fā)展對(duì)相對(duì)貧困的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，為使模型更穩(wěn)健，研究中采用了固定效應(yīng)的最小二乘虛擬估計(jì)（LSDV）、以普惠金融的滯后項(xiàng)作為工具變量的面板工具變量估計(jì)（IV）和動(dòng)態(tài)面板差分估計(jì)（dif-GMM），以緩解普通最小二乘法（OLS）可能造成的估計(jì)結(jié)果有偏的誤差?；诖?，本文選用LSDV作為基本估計(jì)方法?？梢钥闯觯煌墓烙?jì)方法均表明普惠金融能顯著縮小收入分配差距。其他控制變量中，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平、人力資本水平對(duì)貧困減緩均起了負(fù)向作用。人均GDP、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、人力資本投入是農(nóng)業(yè)綜合能力提升的重要來(lái)源，其投入越大，可使本地區(qū)在資源競(jìng)爭(zhēng)上處于優(yōu)勢(shì)地位，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而實(shí)現(xiàn)減貧。政府干預(yù)程度與相對(duì)貧困呈現(xiàn)正相關(guān)，并沒(méi)有產(chǎn)生減貧作用，其可能原因是政府將更多的支出用于行政事務(wù)，在一定程度上阻礙貧困減緩。另外，表5利用農(nóng)村恩格爾系數(shù)（pov）作為貧困程度的替代變量，其減貧作用也與預(yù)期相符。

表5：普惠金融對(duì)貧困減緩的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表6： 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

（二）普惠金融減貧的門檻非線性效應(yīng)

1．門檻檢驗(yàn)

在具體估計(jì)PTR模型之前需要對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的門檻效應(yīng)是否存在進(jìn)行檢驗(yàn)，以判斷是否存在非線性特征（即是否適合構(gòu)建PTR模型）。一般采用Hansen（1999）年提出的“自主抽樣法（Bootstrap）”獲得了F統(tǒng)計(jì)量以及門限值。表6報(bào)告了單一門檻、雙門檻、三門檻的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化僅單一門檻在1%的水平下顯著，門檻值分別為0．0385和2．2668。同樣，對(duì)貧困的替代變量pov進(jìn)行同樣的檢驗(yàn)，結(jié)果也顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化僅單一門檻在1%的水平下顯著，門檻值分別為0．0385和2．2858。這說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的不同時(shí)期，普惠金融減貧效應(yīng)存在非線性關(guān)系。

表7：普惠金融對(duì)相對(duì)貧困程度的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

2．門檻回歸結(jié)果

在得到門檻值后，采用面板門限回歸模型（PTR）實(shí)證檢驗(yàn)普惠金融減貧的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果如表7所示。具體而言，當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化低于0．0385時(shí)，普惠金融的系數(shù)為-0．119，并且顯著；當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化高于0．0385時(shí)，普惠金融的系數(shù)顯著為-0．241。可見(jiàn)，隨著產(chǎn)業(yè)合理化水平的提高，普惠金融在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的作用下，減貧的效應(yīng)有所收斂。究其原因，我國(guó)農(nóng)村大量的剩余勞動(dòng)力最初由傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門轉(zhuǎn)移時(shí)，這些轉(zhuǎn)移的勞動(dòng)力成本相對(duì)較為低廉，在降低企業(yè)成本的同時(shí)也能為企業(yè)帶來(lái)利潤(rùn)，會(huì)出現(xiàn)“結(jié)構(gòu)紅利”，有利于轉(zhuǎn)移人口收入的提高，進(jìn)而有利于緩解貧困程度。但隨著合理化水平的提高，這些剩余勞動(dòng)力邊際報(bào)酬的提高，與城鎮(zhèn)勞動(dòng)力相比，競(jìng)爭(zhēng)力不足，減貧效果有所放緩。當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化低于2．668時(shí)，普惠金融的系數(shù)顯著為-0．173；當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化高于2．668時(shí)，普惠金融的系數(shù)顯著為-0．24，說(shuō)明普惠金融隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平的提高，減貧效應(yīng)有所加強(qiáng)。隨著國(guó)民經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重心由第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，生產(chǎn)要素也由低效部門向高效部門轉(zhuǎn)移，有利于資源的高效配置，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)會(huì)為農(nóng)村居民提供大量的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，由于從事第二、三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力的邊際報(bào)酬遠(yuǎn)大于第一產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而提高了其收入水平，減緩了貧困的發(fā)生。

（三）普惠金融減貧的空間溢出效應(yīng)

1．空間自相關(guān)

為檢驗(yàn)普惠金融減貧的空間溢出效應(yīng)，首先采用全局Moran I指數(shù)來(lái)檢驗(yàn)2009-2017年普惠金融發(fā)展和相對(duì)貧困的空間相關(guān)性是否存在。關(guān)于空間權(quán)重矩陣Wij的設(shè)定，借鑒譚昶等（2019）選取鄰接權(quán)重、地理權(quán)重和經(jīng)濟(jì)權(quán)重三種方法來(lái)構(gòu)建。但是考慮到這三種空間權(quán)重均為對(duì)稱矩陣，可能不符合經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)與經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)之間的空間關(guān)系不對(duì)稱的現(xiàn)實(shí)情況，因此，本文參考傅鵬等（2018）以鄰接權(quán)重和經(jīng)濟(jì)權(quán)重為基礎(chǔ)，構(gòu)建嵌套矩陣能更好的反映各省份之間的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。各權(quán)重矩陣的定義及設(shè)定方法如表8所示。

表9報(bào)告了我國(guó)2009-2017年普惠金融發(fā)展和相對(duì)貧困的空間相關(guān)性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，普惠金融指數(shù)與相對(duì)貧困的Moran"s I指數(shù)正態(tài)統(tǒng)計(jì)量z值均在1%的水平上顯著，這表明普惠金融和相對(duì)貧困都呈現(xiàn)明顯的空間相關(guān)性，普惠金融發(fā)展（相對(duì)貧困）較高的省份相互鄰近，即普惠金融發(fā)展和相對(duì)貧困在空間分布上呈現(xiàn)“高-高”和“低-低”集聚的空間特征。因此，有必要從空間層面考察普惠金融減貧效應(yīng)。

表8：權(quán)重矩陣的定義及設(shè)定方法

表9：普惠金融發(fā)展和相對(duì)貧困水平的Moran"s I指數(shù)

2．空間面板模型回歸結(jié)果

為了使結(jié)果更穩(wěn)健，表10分別報(bào)告了SAR、SEM、SDM的估計(jì)結(jié)果，若Hausman檢驗(yàn)結(jié)果為拒絕原假設(shè)，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型，反之，則選擇固定效應(yīng)模型。最優(yōu)模型的選取依據(jù)是根據(jù)對(duì)數(shù)似然函數(shù)值和擬合優(yōu)度值等統(tǒng)計(jì)量確定的。根據(jù)估計(jì)結(jié)果，空間杜賓模型（SDM）的擬合優(yōu)度最高，對(duì)數(shù)似然函數(shù)值最大，因此本文著重分析空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果?？臻g自回歸系數(shù)ρ在不同的權(quán)重下，均顯著大于0，也就是說(shuō)普惠金融減緩相對(duì)貧困存在顯著的空間正向關(guān)效應(yīng)，這種效應(yīng)在地理權(quán)重的影響下更加顯著，即我國(guó)存在明顯的地區(qū)聚集貧困效應(yīng)。從關(guān)鍵解釋變量來(lái)看，普惠金融的估計(jì)系數(shù)在不同的空間權(quán)重下均顯著為負(fù)，這也意味著普惠金融發(fā)展水平的提高不僅有利于減緩本地區(qū)的貧困水平，也對(duì)其相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)有所關(guān)聯(lián)地區(qū)的貧困也有抑制作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平、人力資本水平對(duì)減緩相對(duì)貧困程度起到一定的促進(jìn)作用，人均實(shí)際GDP與貧困之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，可能原因受到“相鄰”地區(qū)的影響，以及資源稟賦等因素限制，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“涓滴效應(yīng)”獲益不及非貧人口，從而導(dǎo)致了弱勢(shì)群體收入的增長(zhǎng)速度低于城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)速度，不利于貧富差距的縮小，進(jìn)而不利于減貧。

3．空間溢出效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

由于空間相關(guān)系數(shù)顯著為正，因此解釋變量對(duì)貧困的邊際效應(yīng)并不是這些系數(shù)，為了進(jìn)一步判斷普惠金融等變量對(duì)本地區(qū)、相鄰地區(qū)以及經(jīng)濟(jì)相依賴地區(qū)的貧困所產(chǎn)生的影響，采用偏微分方法分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，其結(jié)果如表11。

表10：普惠金融減貧效應(yīng)的空間面板模型回歸結(jié)果

表11：普惠金融減貧的空間溢出效應(yīng)分解

不管采用何種權(quán)重矩陣形式，普惠金融發(fā)展均呈現(xiàn)出顯著的減貧效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)權(quán)重的總效應(yīng)、間接效應(yīng)要大于單純的地理權(quán)重和嵌套權(quán)重的總效應(yīng)和間接效應(yīng)，也就是說(shuō)在經(jīng)濟(jì)上相互“依賴”的地區(qū)，減貧的空間作用更明顯，地區(qū)間的金融資本要素流動(dòng)為農(nóng)村地區(qū)發(fā)展創(chuàng)造了良好的條件，緩解了金融資本要素的區(qū)域局限性問(wèn)題，總效應(yīng)大部分歸因于間接效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化能促進(jìn)貧困減緩，總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以嵌套距離為權(quán)重的計(jì)算方式影響最大，其系數(shù)分別為0．089、0．073、0．016，說(shuō)明本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化每提升1%，本地區(qū)的相對(duì)貧困減少0．073%，地理和經(jīng)濟(jì)“相鄰”地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化每提升1%，相對(duì)貧困減少0．016%，總效應(yīng)很大程度上歸因于直接效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化進(jìn)程中，使農(nóng)村貧困人口由經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)向經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移就業(yè)，由第一產(chǎn)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移就業(yè)，促進(jìn)勞動(dòng)力的跨區(qū)域、跨產(chǎn)業(yè)流動(dòng)，從而起到增收減貧的作用。農(nóng)村固定投資水平、人力資本水平的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為負(fù)，也是抑制相對(duì)貧困發(fā)生的推動(dòng)力。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化對(duì)相對(duì)貧困的總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)均為負(fù)值，說(shuō)明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的減貧作用具有輻射效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)，在嵌套權(quán)重下的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的系數(shù)分別為-0．107、-0．087、-0．0195，本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化提升1%，貧困減少0．087%，地理和經(jīng)濟(jì)同時(shí)“相鄰”的地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化提升1%，貧困減少0．0195%。第二、第三產(chǎn)業(yè)的收入彈性和投資收益大于第一產(chǎn)業(yè)，引導(dǎo)生產(chǎn)要素向更高效的部門流動(dòng)，提高了勞動(dòng)力要素配置效率，從而達(dá)到縮小城鄉(xiāng)收入差距的目的。

結(jié)論與政策建議

基于2009-2017年中國(guó)各種普惠金融發(fā)展的測(cè)算，本文以面板線性模型為基礎(chǔ)模型，進(jìn)一步研究普惠金融減貧的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)門檻效應(yīng)，并構(gòu)建了地理權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣和嵌套權(quán)重矩陣，結(jié)合空間計(jì)量模型考察了普惠金融減貧的空間溢出效應(yīng)，得出以下結(jié)論：第一，我國(guó)普惠金融發(fā)展對(duì)各地區(qū)的貧困減緩發(fā)揮一定的促進(jìn)作用，但存在明顯的區(qū)域差異特征。第二，產(chǎn)業(yè)調(diào)整的不同時(shí)期，普惠金融發(fā)展的減貧效應(yīng)呈現(xiàn)非線性特征。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化水平的提高，普惠金融對(duì)貧困程度的抑制作用有所收斂；而隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平的提高，普惠金融對(duì)貧困的抑制作用在跨越門檻值后有所加強(qiáng)。第三，我國(guó)普惠金融發(fā)展和相對(duì)貧困具有明顯的空間集聚特征和空間依賴性：普惠金融發(fā)展水平較高的省份之間相互“鄰近”；采用不同的空間矩陣，普惠金融減貧都呈現(xiàn)顯著的空間溢出效應(yīng)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高度化具有顯著的空間溢出效應(yīng)，不僅促進(jìn)本地區(qū)貧困減緩，也有助于“鄰近”地區(qū)貧困減緩。據(jù)此，提出以下政策啟示：其一，充分發(fā)揮普惠金融的減貧作用。我國(guó)貧困人口的溫飽問(wèn)題已基本解決，金融扶貧的重點(diǎn)在于縮小城鄉(xiāng)和區(qū)域差距，各級(jí)政府應(yīng)鼓勵(lì)和引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)加大對(duì)弱勢(shì)群體提供金融服務(wù)，創(chuàng)新金融產(chǎn)業(yè)，不斷提升金融的普惠性。其二，要重視產(chǎn)業(yè)調(diào)整在普惠金融發(fā)展與貧困減緩之間的門限特征，根據(jù)各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展優(yōu)勢(shì)，充分發(fā)揮地區(qū)的特色資源稟賦，調(diào)整勞動(dòng)力要素和生產(chǎn)要素來(lái)實(shí)現(xiàn)最優(yōu)的金融資源配置，使普惠金融的減貧效應(yīng)發(fā)揮最大作用。其三，各地區(qū)政府要摒除“本位主義”的執(zhí)政理念，加強(qiáng)各區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)金融互動(dòng)性，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，有效利用普惠金融、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的空間溢出效應(yīng)，發(fā)揮金融資源、勞動(dòng)力資源等的跨區(qū)域流動(dòng)性優(yōu)勢(shì)，形成“金融—產(chǎn)業(yè)—減貧”三位一體的空間格局，促進(jìn)普惠金融與鄉(xiāng)村振興協(xié)同發(fā)展，更有效地實(shí)現(xiàn)減貧目的。