吳慶田，王欣玲

(中南大學(xué) 商學(xué)院，湖南 長沙 410083)

一、引言

中央財經(jīng)委第十次會議指出要在“高質(zhì)量發(fā)展中促進共同富?！?，緩和相對貧困是實現(xiàn)共同富裕的必由之路，而這個過程離不開普惠金融的發(fā)展。黨的十九屆六中全會指出，過去我國主要解決量的問題，在全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化的階段，必須在質(zhì)的大幅提升中實現(xiàn)量的持續(xù)增長。2022年2月，習(xí)近平同志提出，要推進普惠金融的高質(zhì)量發(fā)展。因此，未來扶貧事業(yè)應(yīng)由普惠金融的高質(zhì)量發(fā)展，助力相對貧困的緩解。

以往學(xué)界、實務(wù)界及政府部門對普惠金融的關(guān)注多著眼于其服務(wù)數(shù)量的充足程度，呈現(xiàn)出重數(shù)量輕質(zhì)量的特點。Chakravarty & Pal[1]813-837選取銀行服務(wù)密度、存貸款占收入的比重等指標來測算普惠金融，之后學(xué)者們在開展研究時多采用類似指標，并對指標進行了相應(yīng)的創(chuàng)新和整合。近年來，焦瑾璞等[2]12-22從金融服務(wù)視角出發(fā)，將服務(wù)質(zhì)量納入了普惠金融的測算體系；王修華等[3]50-62在測算中增添了服務(wù)的可負擔(dān)性；李建軍等[4]37-52則加入了特定化配比程度以及商業(yè)可持續(xù)性指標。普惠金融的測算逐步向發(fā)展質(zhì)量靠攏，但多局限于對傳統(tǒng)普惠金融的研究。2016年，數(shù)字普惠金融概念誕生，郭峰等[5]1401-1418構(gòu)建了一套囊括覆蓋、支付、使用情況等指標的“北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)”，為學(xué)者開展數(shù)字普惠金融研究奠定了基礎(chǔ)。但是，先前學(xué)者們多對傳統(tǒng)普惠金融和數(shù)字普惠金融開展獨立研究，缺乏綜合性，且不重視發(fā)展質(zhì)量。在數(shù)字化高速發(fā)展的今天，構(gòu)建一套綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量評價體系，對于我國金融更好地服務(wù)于實體經(jīng)濟是十分必要的。

有國外學(xué)者認為，普惠金融的包容性和平等性能降低低收入人群所受的金融排斥，提升其發(fā)展空間，從而縮小貧富差距。[6]27-49，[7]19-23在國內(nèi)，趙健[8]11-15發(fā)現(xiàn)我國中部六省的普惠金融發(fā)展對減緩農(nóng)村貧困具有積極效應(yīng)，且呈現(xiàn)先弱后強的“U”形規(guī)律；鞏艷紅、薛倩[9]160-163指出，提高普惠金融發(fā)展水平可顯著緩解我國相對貧困以及收入不平等。數(shù)字普惠金融對于扶貧也具有同樣的優(yōu)勢，它能有效緩解貧困群體在資源上的不足，能提高農(nóng)戶通過網(wǎng)絡(luò)銷售產(chǎn)品的意愿、增強其健康意識、促進消費，是治理相對貧困的有效途徑。[10]65-77，[11]1104-1113此外，楊波等[12]74-87發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對中西部地區(qū)人群、低收入、低凈資產(chǎn)人群的信貸獲得情況具有更強的促進作用。

綜上，過去學(xué)者們在普惠金融的研究中存在如下不足：一是沒有將傳統(tǒng)普惠金融與數(shù)字普惠金融結(jié)合起來；二是缺乏對普惠金融發(fā)展質(zhì)量的關(guān)注；三是目前學(xué)界對普惠金融緩解相對貧困的研究還比較空白。當(dāng)下，我們必須將金融扶貧的研究視角轉(zhuǎn)移到綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量與相對貧困上來。本文采用省級層面的宏觀數(shù)據(jù)與中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2017年的數(shù)據(jù)重點解決四個問題：一是構(gòu)建一套省際綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量評價指標體系；二是探究綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量對我國相對貧困的緩解效應(yīng)；三是探究長尾效應(yīng)的存在性；四是分析其作用機制。這對于實現(xiàn)我國普惠金融的高質(zhì)量發(fā)展，達成鄉(xiāng)村振興和共同富裕目標，具有較大現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

綜合普惠金融的發(fā)展質(zhì)量不僅包含發(fā)展的方方面面，還體現(xiàn)在創(chuàng)新性和可持續(xù)性上。普惠金融能顯著縮小我國家庭的收入差距，且收入越高，影響效應(yīng)越低。[13]25-33而比起傳統(tǒng)的普惠金融，綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的提升，更能為相對貧困家庭提供有利的金融支持，提升居民的脫貧動力，從而減輕相對貧困。當(dāng)前我國相對貧困的認定多以該地區(qū)家庭收入的中位數(shù)的百分比為界，[14]16-20相對貧困線的標準越高，當(dāng)前綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量與相對貧困的匹配程度越弱，相對貧困的緩解效果越不明顯。綜上，本文提出以下假設(shè)：

H1:綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的提高能有效減緩相對貧困，且相對貧困線越高，緩解效應(yīng)越弱。

假設(shè)金融資源在人群中呈正態(tài)分布，在傳統(tǒng)金融市場，金融機構(gòu)更關(guān)注“頭部”主流群體的需求，而忽視“尾部”資源持有量較少、需求差異卻較大的群體。事實上“尾部”群體的金融需求總量龐大，若是能滿足這部分人的金融需求，就能形成一個比原有主流市場更大的金融市場，大大增加市場總量，這就是“長尾效應(yīng)”。綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的提升不僅能為人們提供更多的融資機會，還能提升風(fēng)險識別能力，提高資源配置效率。其所包含的數(shù)字普惠金融具有顯著的長尾效應(yīng)，能提升尾部人群獲得正規(guī)信貸的概率。[12]74-87相比于傳統(tǒng)普惠金融，綜合普惠金融質(zhì)量的提升，更能克服金融風(fēng)險，降低運行成本，克服地域及個體差異，從而緩解相對貧困。對此，提出以下假設(shè)：

H2:綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的提升對我國相對貧困的減緩具有長尾效應(yīng)，對尾部群體，如戶主受教育水平較低、年齡較大、健康狀況不佳、未接觸過互聯(lián)網(wǎng)等的相對貧困家庭，緩解作用更強。

相對貧困家庭由于易受金融機構(gòu)的排斥，難以獲得正規(guī)融資，家庭成員的發(fā)展受到限制。傳統(tǒng)金融機構(gòu)的借貸對抵押擔(dān)保的要求較高，而數(shù)字普惠金融能放低要求、創(chuàng)新抵押擔(dān)保方式，緩解居民的融資約束。[15]50-60而信貸可得性的提高對財富水平較低的家庭具有更好的創(chuàng)業(yè)激勵作用。[16]93-102綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的提升，能促進資源的合理配置，為相對貧困家庭提供信貸支持，提升家庭的內(nèi)生動力。對此提出以下假設(shè)：

H3：綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量通過減輕家庭貸款約束，來緩解相對貧困。

綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的提升，能帶動線上支付的發(fā)展，促進家庭消費方式由線下轉(zhuǎn)為線上，有利于緩解相對貧困。一是線上購物能為家庭提供更豐富實惠的產(chǎn)品，減少家庭因信息不對稱而產(chǎn)生的額外支出，克服因信息不對稱導(dǎo)致的多余耗費，尤其有助于偏遠地區(qū)居民擺脫地理因素的制約，提升家庭消費品質(zhì);[17]14-21二是網(wǎng)購能增進人們對電商的了解，能讓相對貧困家庭了解新興創(chuàng)業(yè)方式，激發(fā)他們的創(chuàng)業(yè)動力；[16]93-102三是線上創(chuàng)業(yè)能擺脫地理位置差異和租金波動，減輕家庭創(chuàng)業(yè)成本，且電商平臺作為交易中介，能對交易雙方的資金起到較好的保護作用。對此，提出以下假設(shè)：

H4：綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量通過改變家庭消費方式來緩解相對貧困。

普惠金融能促進家庭在金融市場的參與。[18]9-14綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的提升，能提高投資安全感和信貸便利性，提升人們內(nèi)心對風(fēng)險的接納程度，提高人們對風(fēng)險金融市場、股票及理財產(chǎn)品的熱情。其所涵蓋的數(shù)字普惠金融發(fā)展質(zhì)量，也能顯著提高家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置概率以及配置比例。[19]33-41家庭在金融市場參與熱情的提高，能提升金融市場的資源配置效率，為處于相對貧困的家庭提供獲得收入的新途徑，從而緩解相對貧困。對此，提出如下假設(shè)：

H5：綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量通過促進家庭在金融市場的參與度來緩解相對貧困。

三、變量選擇、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

(一)變量構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

1.解釋變量的構(gòu)建與測算

本文的解釋變量為綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量?；诮硅钡萚2]12-22、鄒偉和凌江懷[20]34-45構(gòu)建的普惠金融指數(shù)進行如下設(shè)計：一是納入北大數(shù)字普惠金融指數(shù)；二是為保證客觀性，參考李建軍等[4]37-52的特定化配比指標，采用涉農(nóng)貸款占比/農(nóng)村人口占比來衡量對三農(nóng)的支持情況，以克服地區(qū)間城市化差異，避免與小額貸款數(shù)據(jù)重復(fù)；三是添加可持續(xù)性維度，形成四維的評價體系，選用貸款上浮利率平均占比來體現(xiàn)可負擔(dān)性，[21]75-84用數(shù)字征信、不良貸款率以及保費支出占保費收入之比來代表金融機構(gòu)的商業(yè)可持續(xù)性，[4]37-52受數(shù)據(jù)可得性限制，將地區(qū)環(huán)境污染投資/GDP來表示各省的生態(tài)可持續(xù)性。以上數(shù)據(jù)來自中國人民銀行、各省金融運行報告、中國銀保監(jiān)會、北大數(shù)字金融研究中心及WIND數(shù)據(jù)庫。

表1 綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的指標體系

續(xù)表

(1)

接著計算出各維度的權(quán)重wi，并使用歐式距離法由IFIi計算得出各省的綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量：

(2)

2017年CHFS數(shù)據(jù)調(diào)查的是上一年的情況，因此本文測算了2016年我國29個省(自治區(qū)、直轄市)(1)不包括新疆、西藏、香港、澳門和臺灣。后同。的綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量。從圖1可知，我國綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的整體水平不高，地區(qū)間差距較大，上海市遠高于其他地區(qū)。東部地區(qū)內(nèi)部的省間差距較大，且普遍高于中西部地區(qū)。中部地區(qū)間差異較小，且部分省份相比于西部的重慶、四川并無明顯優(yōu)勢。因此我國普惠金融的發(fā)展，應(yīng)在向中西部地區(qū)傾斜的同時，縮小各地區(qū)間的質(zhì)量發(fā)展差距，為實現(xiàn)共同富裕目標奠定基礎(chǔ)。

圖1 各省綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量指數(shù)

2.被解釋變量的構(gòu)建

相對貧困是指雖能維持家庭食物保障，但無法滿足當(dāng)?shù)刈罨镜钠渌钚枨蟮臓顟B(tài)。由于各國發(fā)展階段不同，目前國際上尚無統(tǒng)一的相對貧困衡量標準。由于我國區(qū)域發(fā)展不平衡，本文基于2017年CHFS的數(shù)據(jù)，采用孫繼國等[15]50-60的方法，以各省家庭收入中位數(shù)的40%作為相對貧困線，低于此線的家庭賦值為1，代表處于相對貧困，反之賦值為0。

3.控制變量

本文基于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)的數(shù)據(jù)，從戶主、家庭和地區(qū)三個層面選取控制變量。戶主層面包含戶主年齡(2017-出生年份)、婚姻狀況(已婚=1)、受教育水平、健康狀況(與同齡人相比，身體狀況在一般及以上的樣本設(shè)置為1，反之為0)；家庭層面選用家庭人口數(shù)、家庭中大于65歲的人口占比、家庭中小于18歲的人口占比；地區(qū)層面采用各地區(qū)GDP的自然對數(shù)。

(二)變量統(tǒng)計及分析(2)受篇幅限制，描述性統(tǒng)計表略去。

本文研究了CHFS中29個省(自治區(qū)、直轄市)的34 580個家庭樣本。由描述性統(tǒng)計可知，本文相對貧困均值靠近處于非相對貧困的人群，衡量尺度合理；IFI的極差較大，地區(qū)不平衡現(xiàn)象明顯；戶主的平均年齡為58歲，多處于已婚、健康狀態(tài)，平均受教育水平在初高中之間；家庭平均人口數(shù)為3人，65歲以上人口平均占比約為30%，18歲以下的平均占比約為10%；各省的GDP不平衡現(xiàn)象較為突出。

(三)模型設(shè)定

本文的被解釋變量為虛擬變量，為防止估計的偏差，選用Probit二值選擇模型進行分析，模型如下：

Povi=β1·IFIi+β2·Xi+εi

(3)

其中Povi為相對貧困，IFIi為綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量，Xi為控制變量,i為每個樣本，εi為隨機誤差項。

四、實證檢驗及分析

(一)綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量對相對貧困的影響

表2為本文的全樣本回歸結(jié)果。列(1)的主回歸中，IFI的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明IFI的提升能有效緩解相對貧困。控制變量中(3)受篇幅限制，略去控制變量結(jié)果。，戶主年齡越大、婚姻處于存續(xù)狀態(tài)，越能促進家庭財富的積累，從而顯著緩解相對貧困；受教育水平更高、健康狀況更好的戶主所在家庭具備更好的抗風(fēng)險性與工作能力，能顯著緩解相對貧困。家庭總?cè)藬?shù)與相對貧困顯著負相關(guān)，家庭中老齡、低齡人口的占比均與相對貧困顯著正相關(guān)。地區(qū)GDP與相對貧困呈正相關(guān)關(guān)系但不顯著，這是由于地區(qū)GDP越高，居民收入差距越大，當(dāng)?shù)厥杖胫形粩?shù)提高，致使相對貧困人數(shù)增多。

此外，本文分別以各省家庭收入中位數(shù)的50%、60%、70%、80%作為相對貧困線，檢驗IFI對相對貧困的影響差異。如表2所示，在40%到70%的分位點上，IFI均在1%的水平上顯著為負，且相關(guān)系數(shù)的絕對值依次變??；在80%的分位點上IFI為正且不顯著。說明IFI對相對貧困的緩解作用會隨著相對貧困標準的提高而降低，因此當(dāng)前相對貧困線的設(shè)定標準不宜過高。綜上，假設(shè)1成立。

表2 普惠金融發(fā)展質(zhì)量對相對貧困影響的回歸結(jié)果

(二)綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量對相對貧困影響的長尾效應(yīng)

為探究IFI對相對貧困的長尾效應(yīng)，本文分別以戶主受教育水平高低、年齡高低、是否健康、是否使用互聯(lián)網(wǎng)進行分樣本回歸。其中，受教育水平高低以是否上過初中為界；年齡以樣本中位數(shù)58歲為界；戶主健康狀況以“一般以下”為不佳；互聯(lián)網(wǎng)使用情況采用CHFS中“您使用過互聯(lián)網(wǎng)嗎”這一問題的回答。

由表3可知，IFI對受教育水平較低、年齡較大、身體狀況不佳以及未曾接觸互聯(lián)網(wǎng)的戶主所在家庭的貧困緩解作用更強，且效果提高了一倍以上。因此IFI對相對貧困的緩解具有“長尾效應(yīng)”，假設(shè)2成立。尾部家庭由于自身條件較弱，過去未能得到金融機構(gòu)的關(guān)注，因此他們具有更大的收入提升空間。[22]75-83所以，我國在提升綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量時，要關(guān)注“尾部”人群的金融服務(wù)獲得情況，從而更好地緩解相對貧困，促進共同富裕。

表3 綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量對相對貧困影響的長尾效應(yīng)

(三)綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量對相對貧困影響的中介效應(yīng)

為探究綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量對相對貧困減緩的作用機理，結(jié)合前文分析，本文選用家庭貸款約束、家庭消費方式的改變、金融市場參與三個中介變量，通過中介效應(yīng)模型進行分析。模型如下：

Y=cX+e1

(4)

M=aX+e2

(5)

Y=c′X+bM+e3

(6)

式(4)為主回歸模型。c為IFI對相對貧困的影響系數(shù)；M為中介變量，a為IFI對中介變量的影響系數(shù)；c′、b分別為加入中介變量后，IFI和中介變量對相對貧困的影響系數(shù)。由于被解釋變量和中介變量為二元變量，本文采用Hicks[23]605-619的Medeff方法進行中介效應(yīng)檢驗，結(jié)果如表4所示。

1.家庭貸款約束。“截止到目前，您家是否曾向銀行/信用社申請貸款，但是被拒絕？”，回答“是”則賦值為1，否則為0。列(1)中總體效應(yīng)顯著，列(2)中IFI能顯著減輕家庭貸款約束，列(3)中IFI的系數(shù)顯著為負且家庭貸款約束的系數(shù)顯著為正，說明綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的提升能減輕家庭的貸款約束，進而緩解相對貧困，中介效應(yīng)存在，假設(shè)3成立。

2.家庭消費方式?！澳慵沂欠裼羞^網(wǎng)上購物的經(jīng)歷”，回答“是”則賦值為1，反之為0。如表4列(4)、列(5)所示，在主回歸顯著的前提下，IFI的提升能顯著促進家庭消費方式的改變，加入中介變量后，IFI和家庭消費方式對相對貧困的影響都顯著為負，說明IFI能通過促進家庭消費方式的改變來緩解相對貧困，中介效應(yīng)存在，假設(shè)4成立。

3.家庭的金融市場參與?！伴_通股票賬戶后，您是否有炒股經(jīng)歷”，回答“是”則賦值為1，反之為0。如表4所示，總體效應(yīng)顯著，列(6)中IFI能在1%的水平上促進家庭的金融市場參與，且列(7)中IFI和金融市場參與的系數(shù)都顯著為負，說明IFI能通過促進家庭在金融市場的參與來緩解相對貧困，假設(shè)5成立。

表4 中介效應(yīng)檢驗

五、內(nèi)生性分析及穩(wěn)健性檢驗(4)受篇幅限制，相關(guān)結(jié)果已省略。

本文使用工具變量法來處理可能存在的內(nèi)生性問題。由于地理距離不易受經(jīng)濟發(fā)展的影響，參考傅秋子和黃益平[24]68-84在數(shù)字普惠金融的研究中將各地級市到杭州的距離取自然對數(shù)作為工具變量的做法，本文結(jié)合IFI的排序，采用各省省會城市到上海的距離取自然對數(shù)作為工具變量，進行IV-Probit回歸。結(jié)果表明，各省省會城市到上海的距離與IFI在1%的水平上呈負相關(guān)，且F值大于10，不存在弱工具變量問題；加入工具變量后，IFI對相對貧困仍負相關(guān)且在1%的水平上顯著，工具變量有效。

為檢驗實證的可靠性，本文采用三種方式來進行穩(wěn)健性檢驗：(1)單獨對城鎮(zhèn)樣本進行檢驗；(2)替換被解釋變量，在全國分城鄉(xiāng)設(shè)立相對貧困線，[17]16-20基于CHFS 2017年的數(shù)據(jù)，分別以城鎮(zhèn)、農(nóng)村家庭收入中位數(shù)的40%(26 680元和9 612.8元)作為相對貧困線進行檢驗；(3)替換解釋變量，用北大數(shù)字普惠金融指數(shù)替代綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量指數(shù)。以上三個檢驗的解釋變量的回歸系數(shù)均為負且在1%的水平上顯著，因此本文的研究結(jié)果可靠。

六、研究結(jié)論與啟示

本文設(shè)計了一套綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的測算體系，對各省的綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量進行了測度，在此基礎(chǔ)上實證檢驗了綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量對相對貧困的影響，并對其長尾效應(yīng)與作用機制進行了探索。結(jié)果表明，我國整體綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的水平較低，地區(qū)不平衡現(xiàn)象明顯；綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量的提升能顯著緩解相對貧困，且緩解效應(yīng)會隨著相對貧困線設(shè)立標準的提高而減弱；關(guān)注尾部家庭的金融需求更有利于緩解相對貧困；綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量能通過減輕家庭貸款約束、改變家庭消費方式及促進家庭的金融市場參與來緩解相對貧困。最后通過內(nèi)生性分析及穩(wěn)健性檢驗，驗證了結(jié)果的可靠性。對此提出以下建議：

1.繼續(xù)提升我國整體綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量，縮小地區(qū)間差異。一是要持續(xù)提升實體和數(shù)字金融服務(wù)的可獲得性，促進多種金融業(yè)務(wù)的發(fā)展；二是要對小微企業(yè)和相對貧困人群提供更多支持，降低相對貧困人群的信貸成本；三是建立權(quán)威的信用評價體系，并促進資金向綠色金融傾斜，提升普惠金融的可持續(xù)性。對于綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量較高的地區(qū)，要注重金融產(chǎn)品和服務(wù)的創(chuàng)新；質(zhì)量較低的地區(qū)，要完善金融服務(wù)配套設(shè)施，提升普惠金融的使用效率。

2.要完善相對貧困的識別機制，推動我國減貧事業(yè)向緩解相對貧困的長效機制上轉(zhuǎn)變。以更高的金融服務(wù)質(zhì)量提升相對貧困家庭創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的積極性，對于積貧積弱但是脫貧意愿強的家庭，在申請貸款時可由政府向金融機構(gòu)提供一定的風(fēng)險兜底；同時金融機構(gòu)也要提高自身的風(fēng)險防范能力。

3.關(guān)注尾部群體的金融服務(wù)需求，提升金融市場總量。我國金融業(yè)務(wù)在年齡較大、受教育程度較低、身體狀況較差以及未能接觸互聯(lián)網(wǎng)的群體中還有極大的拓展空間。未來金融機構(gòu)應(yīng)提升服務(wù)水平，為尾部群體提供更為匹配的產(chǎn)品與服務(wù)，以此壯大金融市場總量，助力共同富裕目標的實現(xiàn)。

4.多途徑促進綜合普惠金融發(fā)展質(zhì)量對相對貧困的緩解。降低對相對貧困家庭的貸款要求，減輕貸款成本；普及數(shù)字普惠金融，提升居民線上消費的積極性，降低相對貧困家庭的生活成本，提高生活水平，鼓勵他們借助電商平臺獲得收入來源；提升金融市場安全性，提高家庭在金融市場的安全感，激發(fā)家庭在金融市場的參與熱情。