胡宗義，唐李偉，蘇 靜

（湖南大學(xué) 金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，湖南 長沙410079）

一、引 言

貧困問題一直是困擾世界發(fā)展的嚴(yán)峻問題，作為世界上最大的發(fā)展中國家，緩減和消除貧困是中國政府長期而艱巨的歷史任務(wù)。自1978年以來中國在扶貧事業(yè)上取得了巨大成就，但現(xiàn)階段農(nóng)村貧困依然是制約中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會穩(wěn)定的重大問題。作為中國政府重要的反貧困政策工具之一，金融扶貧被普遍認(rèn)為是中國農(nóng)村最有效的扶貧方式［1］。由于國家多年的“農(nóng)村支持城市”方針的實(shí)施，致使農(nóng)村發(fā)展滯后，金融服務(wù)可獲得性遠(yuǎn)不如城市，為加快農(nóng)村金融市場改革發(fā)展和促進(jìn)農(nóng)村減貧，中國政府在2004—2010年連續(xù)7個中央一號文件中提出了關(guān)于農(nóng)村金融改革的政策，明確了扶持和發(fā)展農(nóng)村內(nèi)生金融，建立內(nèi)生金融與外生金融功能互補(bǔ)的農(nóng)村金融市場格局的政策導(dǎo)向。近年來，為進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)村金融扶貧，國家又出臺了一系列惠農(nóng)金融政策，如2012年《國家發(fā)展改革委員會關(guān)于印發(fā)全國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展“十二五”規(guī)劃的通知》明確要求加大對農(nóng)村金融政策支持力度，拓寬農(nóng)村融資渠道，加快建立商業(yè)性金融、合作性金融、政策性金融相結(jié)合，資本充足、功能健全、服務(wù)完善、運(yùn)行安全的農(nóng)村金融體系。2014年中央一號文件指出“鼓勵地方政府和民間出資設(shè)立融資性擔(dān)保公司，為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體提供貸款擔(dān)保服務(wù)”。在一系列政策措施催化下，中國農(nóng)村正規(guī)金融與非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)并存的農(nóng)村金融市場格局已經(jīng)基本形成，這顯然與中國農(nóng)村貧困現(xiàn)狀密切相關(guān)［2］。那么農(nóng)村正規(guī)金融、非正規(guī)金融發(fā)展是否能有效促進(jìn)農(nóng)村貧困緩減呢？如果能，兩者的減貧效應(yīng)是否具有一致性？上述問題的回答對于檢測中國農(nóng)村金融政策的實(shí)施效應(yīng)顯然具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

20世紀(jì)80年代后期，探究金融發(fā)展對貧困減少的直接影響的研究幾乎處于空白階段。直到進(jìn)入21世紀(jì)，隨著貧困問題日益成為世界各國普遍關(guān)心的重點(diǎn)，實(shí)務(wù)界和學(xué)術(shù)界才對此給予了濃厚的興趣［2］。國外學(xué)者的研究主要集中于探討金融發(fā)展對貧困減少的影響，這種影響主要表現(xiàn)在兩個方面：一是金融發(fā)展與收入分配之間的關(guān)系研究；二是金融發(fā)展與貧困緩解之間的關(guān)系研究。

金融發(fā)展與收入分配的關(guān)系研究，Greenwood等認(rèn)為經(jīng)濟(jì)和金融發(fā)展的早期，收入分配差距因而擴(kuò)大，在經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的成熟期，收入分配格局最終穩(wěn)定在平等水平，即金融發(fā)展與收分配差距呈“倒U”關(guān)系［3］。不過Galor等研究發(fā)現(xiàn)金融市場日趨成熟，收入分配最終將收斂到一個穩(wěn)定狀態(tài)［4－5］。也有學(xué)者從實(shí)證角度研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展有利于縮小收入分配差距，但并未發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與收入分配之間存在的“倒U”關(guān)系［6］。此外，Townsend等研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展會擴(kuò)大收入分配差距，這是因?yàn)榻鹑诎l(fā)展意味著為高收入者提供更為周全的金融服務(wù)，這顯然有利于促進(jìn)高收入者收入增長從而擴(kuò)大收入分配差距［7］。

對于金融發(fā)展與貧困緩解之間的關(guān)系研究也沒形成一致性結(jié)論。大部分學(xué)者研究認(rèn)為金融發(fā)展存在減貧效應(yīng)，Beck等運(yùn)用跨國數(shù)據(jù)分析金融發(fā)展與減輕貧困之間的關(guān)系，分析結(jié)果表明金融發(fā)展對低收入者有著重要意義，能顯著降低貧困比例，因而能有效降低收入分配差距［8］；Akhter等研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展確實(shí)有利于貧困減少，但隨著金融發(fā)展水平的提高，其對窮人貧困減少的力度越來越小［9］；周才云研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展有利于推動農(nóng)民收入的增長和提高［10］。但Fowowe等運(yùn)用部分非洲國家的樣本數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展并未對貧困產(chǎn)生顯著影響［11］。也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與貧困之間存在非線性關(guān)系，Kim等認(rèn)為金融發(fā)展是否存在減貧效應(yīng)與被研究對象所處的發(fā)展?fàn)顟B(tài)有關(guān)，當(dāng)金融發(fā)展發(fā)展到一定程度時才會出現(xiàn)減貧效應(yīng)，它們之間的關(guān)系是非線性的［12］。國外涉及農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村貧困之間關(guān)系的研究多以印度為研究對象，且學(xué)者們普遍認(rèn)為農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應(yīng)是顯著的［13］。

國內(nèi)也有不少學(xué)者致力于探索中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入差異之間的關(guān)系。目前得到的結(jié)論主要有四種：

1.農(nóng)村金融發(fā)展有利于農(nóng)村貧困減緩。蘇基溶等研究發(fā)現(xiàn)中國的金融發(fā)展更有利于貧困家庭收入水平的提高，減少收入分配不平等［14］；丁志國等檢驗(yàn)了農(nóng)村金融發(fā)展對減少農(nóng)民貧困的作用。研究表明，中國農(nóng)村金融發(fā)展對減少農(nóng)民貧困的作用，既存在直接效應(yīng)，也存在間接效應(yīng)，而間接效應(yīng)的作用明顯高于直接效應(yīng)［15］。

2.農(nóng)村金融發(fā)展增加了農(nóng)村貧困程度。許崇正等從歷年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)出發(fā)，通過對農(nóng)民信貸投資、農(nóng)民受教育程度、農(nóng)戶的就業(yè)結(jié)構(gòu)等因素的分析，認(rèn)為信貸投資對于農(nóng)戶人均收入的影響不顯著，農(nóng)村金融對于農(nóng)民增收的支持不力［16］；譚燕芝研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民增收促進(jìn)了農(nóng)村金融發(fā)展，但農(nóng)村金融發(fā)展卻不利于農(nóng)民增收［17］。

3.農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困的影響具有非線性特征。師榮蓉等從金融發(fā)展的規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三個方面，對金融減貧的門檻效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，金融發(fā)展對貧困減緩表現(xiàn)出明顯的門檻特征，當(dāng)人均收入處于低水平均衡時，金融發(fā)展對貧困減緩具有隱性累積效應(yīng)。當(dāng)人均收入跳越“貧困陷阱”時，金融發(fā)展對貧困減緩具有顯性加速效應(yīng)；當(dāng)人均收入處于高水平均衡時，金融發(fā)展對貧困減緩具有隱性減速效應(yīng)［18］；崔艷娟等研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展可以通過經(jīng)濟(jì)增長、收入分配途徑提高窮人的收入水平，但金融波動會抵消金融發(fā)展的減貧效果。同時由于金融服務(wù)成本等限制，金融發(fā)展減緩貧困的作用會出現(xiàn)先惡化后改善的效應(yīng)［19］。

4.農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村貧困影響具有不確定性。呂勇斌等研究了中國農(nóng)村金融發(fā)展對于緩解農(nóng)村地區(qū)貧困的影響，結(jié)果表明，農(nóng)村金融規(guī)模有利于減緩貧困，但農(nóng)村金融效率對緩解貧困有負(fù)向影響，表明農(nóng)村金融反貧困不僅要堅(jiān)持市場規(guī)律，而且需要有良好的內(nèi)外部環(huán)境的支持［1］；張中錦研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展促進(jìn)農(nóng)村居民收入增長的降低貧困效應(yīng)和收入分配效應(yīng)處于次要地位。中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入增長弱負(fù)相關(guān)，卻與城鄉(xiāng)收入差距顯著正相關(guān)。中國農(nóng)村金融發(fā)展以負(fù)效應(yīng)阻礙了農(nóng)村居民的收入增長，卻以正效應(yīng)促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民的收入增長，城鄉(xiāng)收入差距逐步加大［20］。相比于金融發(fā)展（或農(nóng)村金融發(fā)展）的減貧效應(yīng)，研究農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展與貧困減少關(guān)系及其特征的文獻(xiàn)還相當(dāng)缺乏，由于中國“三農(nóng)”問題比較特殊，所以該問題的研究基本只在中國出現(xiàn)，代表文獻(xiàn)主要有李丹紅認(rèn)為要使整個金融體系煥發(fā)生機(jī)與活力，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長必須促進(jìn)非正規(guī)金融發(fā)展和農(nóng)村金融改革［21］；林毅夫等認(rèn)為非正規(guī)金融的存在能夠改進(jìn)整個信貸市場的資金配置效率［22］；姚耀軍等認(rèn)為正規(guī)金融和非正規(guī)金融的發(fā)展都能促進(jìn)農(nóng)戶收入增長率的提高［23］；蘇靜等利用面板平滑轉(zhuǎn)換模型（PSTR）研究了中國農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展減貧效應(yīng)。研究結(jié)果表明，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對農(nóng)村貧困發(fā)生率、貧困深度和貧困強(qiáng)度都存在非線性影響關(guān)系且存在顯著地區(qū)差異［24］。

但上述研究大部分屬于理論與政策的分析，對于農(nóng)村非正規(guī)金融與農(nóng)村貧困減少的較規(guī)范的實(shí)證研究文獻(xiàn)還極其稀少，而將正規(guī)金融與非正規(guī)金融納入統(tǒng)一框架研究兩者的減貧效應(yīng)的文獻(xiàn)只有蘇靜等，但他們的研究是基于靜態(tài)模型研究金融發(fā)展與貧困減緩之間的關(guān)系，從動態(tài)角度研究兩者之間的關(guān)系將更加具有政策指導(dǎo)性［24］。因此本文利用2003—2008年的省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板向量自回歸模型（PVAR）研究農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展和非正規(guī)金融發(fā)展對農(nóng)村貧困緩解的影響，以期進(jìn)一步拓展此方面的研究。

三、數(shù)據(jù)處理與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)說明與貧困指數(shù)測度

1.數(shù)據(jù)說明。本文共涉及三個變量：農(nóng)村正規(guī)金融（rf）、農(nóng)村非正規(guī)金融（irrf），農(nóng)村貧困指數(shù)（index）。農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展水平用農(nóng)村農(nóng)戶投資來源中的國內(nèi)貸款和農(nóng)村非農(nóng)戶投資來源中的國家預(yù)算內(nèi)資金、國內(nèi)貸款以及利用外資四部分之和占第一產(chǎn)業(yè)增加值比重表示①金融發(fā)展指標(biāo)（金融相關(guān)率）由美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家戈德史密斯提出，是指某一時期一國全部金融資產(chǎn)價(jià)值與該國經(jīng)濟(jì)活動總量的比值。在國內(nèi)外涉及金融發(fā)展水平的量化研究中，普遍采用貸款／GDP來衡量金融發(fā)展水平。本文金融發(fā)展指標(biāo)涉及到投資，但投資都是資金形式，流動性較大，因此，投資的滯后效應(yīng)較小，可以忽略其對本文研究的影響。，數(shù)據(jù)來自于《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》。農(nóng)村非正規(guī)金融采用農(nóng)村農(nóng)戶和非農(nóng)戶投資資金來源中的自籌資金和其他資金之和占第一產(chǎn)業(yè)增加值的比值表示，數(shù)據(jù)來源于《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》。研究樣本的數(shù)據(jù)的期間跨度為2003—2008年②由于《中國農(nóng)業(yè)年鑒》中2003年之前和2009年之后的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)發(fā)生了變化，沒有給出各省份以村為單位按人均收入水平分組的數(shù)據(jù)，這一數(shù)據(jù)的缺失使得各省份的貧困指數(shù)無法計(jì)算，所以，本文樣本的時間跨度為2003－2008年。。農(nóng)村貧困指數(shù)采用FGT指數(shù)測算得到，下面進(jìn)行具體介紹。

2.貧困的測度。參照大多數(shù)學(xué)者的做法，本文采用FGT貧困指數(shù)（Pa）來測算農(nóng)村貧困水平，F(xiàn)GT具有分解可加性以及隨著計(jì)算公式中參數(shù)的不同取值得到不同貧困定義指標(biāo)，其連續(xù)形式為：

其中，x為農(nóng)村居民收入，f（x）是收入分布的密度函數(shù)，z是貧困線。α為貧困厭惡系數(shù)（α≥0），α取值越高表明貧困人口間的貧困測量敏感性越高。本文將考慮α＝0，1，2取之下Pα的涵義。當(dāng)α＝0時，P0表示貧困人口占總?cè)丝诘谋壤?，即貧困發(fā)生率（h），反映貧困發(fā)生的廣度。當(dāng)α＝1時，P1為貧困距指數(shù)，也稱為貧困深度指數(shù)（pg），表示貧困人口的收入與貧困線之間的相對距離，即貧困人口之間的相對收入短缺，反映貧困發(fā)生的深度；當(dāng)α＝2時，P2為平方貧困距指數(shù)，也稱為貧困強(qiáng)度指數(shù)（spg），反映貧困人口之間收入的不平等程度，是貧困廣度（h）和貧困深度（pg）的補(bǔ)充［24］。因此，本文結(jié)合這三個指標(biāo)從貧困廣度、貧困深度和貧困強(qiáng)度三個維度全面測度中國農(nóng)村貧困狀況。

計(jì)算FGT貧困指數(shù)的公式是基于參數(shù)化洛侖茲曲線轉(zhuǎn)化而來的，洛侖茲曲線有很多種函數(shù)形式，其中性質(zhì)最好的函數(shù)形式為GQ（general quadratic）洛侖茲曲線和Beta洛侖茲曲線。GQ模型計(jì)算比較簡單，但是在貧困線較低時計(jì)算的準(zhǔn)確性不高。因此本文采用Beta模型，利用各地區(qū)農(nóng)村人均收入水平按村分組的貧困指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《中國農(nóng)業(yè)年鑒》。由于《中國農(nóng)業(yè)年鑒》各地區(qū)農(nóng)村人均收入水平按村分組的數(shù)據(jù)中，北京、天津、上海三個地區(qū)低收入組分組收入下線大于相應(yīng)的貧困縣，因此三個地區(qū)貧困指數(shù)實(shí)際無法計(jì)算得到，而西藏?cái)?shù)據(jù)不全，故本文考察的地區(qū)僅包含除上述四個地區(qū)之外的26個省市，表1為各變量的相關(guān)系數(shù)表。

表1 變量的相關(guān)系數(shù)表

（二）模型構(gòu)建

本文采用面板數(shù)據(jù)向量自回歸（PVAR）方法研究農(nóng)村正規(guī)金融和非正規(guī)金融發(fā)展的減貧效應(yīng)，一方面可以利用向量自回歸（VAR）方法識別出農(nóng)村正規(guī)金融和非正規(guī)金融對農(nóng)村貧困的沖擊效應(yīng)，另一方面使用面板數(shù)據(jù)便于我們在研究中控制個體截面單位的異質(zhì)性。Holtz－Eakin等研究了一類時變系數(shù)的PVAR，并提出采用2SLS估計(jì)模型參數(shù)［25］。本文參照李捷瑜等的策略［26］，選擇一階滯后PVAR模型作為本文的實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，一階滯后的PVAR模型形式如下：

其 中，yit＝ （rfit，irrfit，indexit）′，index 為h、pg 或spg，i代表個體截面單元，t代表時間跨度，μi為個體固定效應(yīng)，Γ0和Γj為常數(shù)項(xiàng)和滯后內(nèi)生變量的估計(jì)參數(shù)，p為相應(yīng)的滯后階數(shù)，εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。PVAR是一個相當(dāng)靈活的分析框架：首先，它能把目標(biāo)變量看成一個內(nèi)生系統(tǒng)來處理，真實(shí)反映變量間的互動關(guān)系；其正交化脈沖響應(yīng)函數(shù)能分離不同因素對貧困指數(shù)的影響程度，同時也是有效的動態(tài)分析工具［26］。其次，面板數(shù)據(jù)可以提供較截面數(shù)據(jù)或時間序列數(shù)據(jù)更大的樣本容量，既能避免小樣本問題，控制個體異質(zhì)性，提供更多的信息、更大的變異和變量間更弱的共線性，克服一定內(nèi)生性，擁有更大的自由度以及更高的效率，還可以識別、測量單純使用截面或時間序列無法估計(jì)的影響。

PVAR的估計(jì)步驟如下：

仔細(xì)觀察發(fā)現(xiàn)，Helmert變換后的時期t上的數(shù)據(jù)來自于原始數(shù)據(jù)對時期t＋1到T時期數(shù)據(jù)均值的差。

第二步利用GMM估計(jì)法估計(jì)模型參數(shù)，GMM估計(jì)對樣本數(shù)據(jù)分布不做要求，估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。對模型參數(shù)估計(jì)完畢后，就是估計(jì)脈沖響應(yīng)函數(shù)，它描述某一變量的正交化新息對系統(tǒng)中每一個變量的影響。其中Cholesky分解的排列順序意味著后面變量同期和滯后期都受到前面變量的影響，前面變量只會受到后面變量滯后期的影響［26］。因此，在使用PVAR模型時，需要結(jié)合所研究問題的實(shí)際經(jīng)濟(jì)含義及理論依據(jù)，對變量的排序做出合理假設(shè)。本文變量的排序?yàn)閞f、irrf和index，這種排序意味著，農(nóng)村正規(guī)金融對農(nóng)村非正規(guī)金融和貧困指標(biāo)沒有同期響應(yīng)，農(nóng)村非正規(guī)金融對貧困指標(biāo)沒有同期響應(yīng)，PVAR系統(tǒng)中變量排序越靠前，變量是外生變量的可能性越大；排序越靠后，變量是內(nèi)生變量的可能性越大。這樣的排序具有合理性。首先，農(nóng)村非正規(guī)金融產(chǎn)生于農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展不完善的市場環(huán)境，因此農(nóng)村非正規(guī)金融相對內(nèi)生；其次，農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展和非正規(guī)金融發(fā)展都是為農(nóng)民金融需求提供服務(wù)，檢驗(yàn)其是否存在減貧效應(yīng)（即是否能夠減少貧困），使得貧困指數(shù)相對內(nèi)生。

四、農(nóng)村正規(guī)金融和非正規(guī)金融減貧的動態(tài)分析

我們采用stata11軟件對PVAR模型進(jìn)行了估計(jì)，圖1～2為對應(yīng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，虛線為95%置信區(qū)間，置信區(qū)間采用蒙特卡洛模擬500次構(gòu)造，實(shí)線為脈沖響應(yīng)。橫軸為沖擊發(fā)生的滯后期數(shù)（單位：年），縱軸表示貧困指標(biāo)受沖擊的響應(yīng)。圖1描述的是貧困廣度（h）、貧困深度以及貧困強(qiáng)度對農(nóng)村金融沖擊產(chǎn)生的響應(yīng)。圖2描述的是貧困廣度（h）、貧困深度以及貧困強(qiáng)度對農(nóng)村非金融發(fā)展沖擊產(chǎn)生的響應(yīng)。

圖1 貧困指標(biāo)對農(nóng)村正規(guī)金融沖擊的脈沖響應(yīng)圖

圖2 貧困指標(biāo)對農(nóng)村非正規(guī)金融沖擊的脈沖響應(yīng)圖

圖1顯示，一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的農(nóng)村正規(guī)金融沖擊將導(dǎo)致當(dāng)期貧困指標(biāo)響應(yīng)值為負(fù)，但第一期及其以后，貧困指標(biāo)的響應(yīng)值均轉(zhuǎn)為正。各貧困指標(biāo)的響應(yīng)路徑大致相同，當(dāng)期均出現(xiàn)負(fù)值響應(yīng)（貧困廣度、貧困深度和貧困強(qiáng)度分別為－1.8%、－1.6%和－2%個單位），然后均在第一期的響應(yīng)迅速轉(zhuǎn)為正且幅度均達(dá)到峰值（響應(yīng)值分別為 6.7%、1.8%和0.15%個單位），第一期以后貧困指標(biāo)對農(nóng)村正規(guī)金融沖擊的響應(yīng)都為正并在數(shù)年內(nèi)趨于零。貧困指標(biāo)的響應(yīng)路徑說明，農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展會給同期的貧困指標(biāo)一個負(fù)向沖擊，起到一定減貧效應(yīng)，但之后的沖擊均表現(xiàn)為正，說明農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展只存在同期減貧效應(yīng)，沒有持續(xù)減貧效應(yīng)。貧困廣度、貧困深度和貧困強(qiáng)度對農(nóng)村正規(guī)金融沖擊的累計(jì)響應(yīng)①通過各期的響應(yīng)值相加得到。分別為10.6%、2.1%和－1.3%，說明從長期來看農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展的減貧效應(yīng)并不理想，但在一定程度上能促進(jìn)農(nóng)村貧困人口之間收入不平等程度的緩解（貧困強(qiáng)度累計(jì)響應(yīng)為負(fù)）。貧困廣度、貧困深度累積效應(yīng)為正說明農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展可能會進(jìn)一步增加農(nóng)村貧困人口的絕對數(shù)量和加大農(nóng)村貧困人口的收入短缺程度?？赡艿脑蛟谟谥袊缙诘霓r(nóng)村金融政策，無論是1986年政府實(shí)施的貼息貸款，還是20世紀(jì)90年代后實(shí)行的小額信貸都需要財(cái)富抵押，且投向重點(diǎn)都是種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和農(nóng)產(chǎn)品加工等方面，這種政策在設(shè)計(jì)和實(shí)施上的種種限制使得其在緩解農(nóng)村長期貧困上效果欠佳［2］。而改革開放以來，中國農(nóng)村存貸款比重不斷增大，反映出中國農(nóng)村越來越多的資金通過正規(guī)中介逃離了農(nóng)村，背離了農(nóng)村正規(guī)金融為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展服務(wù)的政策意圖（圖3提供了相應(yīng)的數(shù)據(jù)佐證，農(nóng)村存貸款均有增長，但存貸比越來越高，說明越來越多的資金通過正規(guī)中介逃離了農(nóng)村），再加上中國農(nóng)村正規(guī)金融在規(guī)模和結(jié)構(gòu)上都存在很大缺陷，與農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)性地位很不協(xié)調(diào)，無法很好的適應(yīng)中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，因此很難對農(nóng)村貧困緩解起到作用［27］。

圖3 農(nóng)村金融指標(biāo)變動圖

圖2顯示，一個單位標(biāo)準(zhǔn)差農(nóng)村非正規(guī)金融沖擊將導(dǎo)致短期內(nèi)貧困指標(biāo)減小。各貧困指標(biāo)的響應(yīng)路徑也大致相同，均在當(dāng)期達(dá)到最大絕對值的響應(yīng)值（貧困廣度、貧困深度和貧困強(qiáng)度分別為－15%、－7.7%和－3%個單位），到第一期時的響應(yīng)程度已減少到了同期響應(yīng)的一半以下，然后負(fù)向響應(yīng)逐漸減小，到第8期以后響應(yīng)趨于零，說明農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展具有較強(qiáng)的同期減貧效應(yīng)。觀察圖2還可以發(fā)現(xiàn)，貧困指標(biāo)對農(nóng)村非金融沖擊的響應(yīng)均為負(fù)，即農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對貧困的累計(jì)影響都為負(fù)（累計(jì)響應(yīng)效應(yīng)分別為－34%、－15.4%和－5.8%），說明農(nóng)村非正規(guī)金融的發(fā)展具有持續(xù)的減貧效應(yīng)，能在長期內(nèi)促進(jìn)農(nóng)村貧困緩解。原因在于在市場經(jīng)濟(jì)的確立和推進(jìn)過程中，受政府隱性擔(dān)保的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)無法在所有的經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域全面覆蓋其金融服務(wù)，造成很多農(nóng)戶并不能從正規(guī)金融渠道獲取信貸，農(nóng)村正規(guī)金融的“缺位”和資金約束使得農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動面臨窘境［28－29］。在此背景下，非正規(guī)金融市場融資使得農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營活動得以繼續(xù)進(jìn)行。農(nóng)村非正規(guī)金融通過放松抵押擔(dān)保制約、緩解信息不對稱、降低客戶交易成本等手段為貧困農(nóng)戶提供了平等地進(jìn)入信貸市場的機(jī)會，這種貸款分配的平等為貧困農(nóng)戶收入增長提供了可能［24］。同時各響應(yīng)絕對值大小說明農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展緩解農(nóng)村絕對貧困的效應(yīng)要大于緩解農(nóng)村貧困人口之間相對收入短缺以及收入不平等程度的效應(yīng)。農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展的減貧效應(yīng)以降低農(nóng)村絕對貧困為主。

五、結(jié) 論

本文采用PVAR模型研究了中國農(nóng)村正規(guī)金融、非正規(guī)金融發(fā)展的減貧效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展存在一定的當(dāng)期減貧效應(yīng)，但持續(xù)減貧效應(yīng)不顯著。具體表現(xiàn)為存在一定程度緩解農(nóng)村貧困人口之間收入不平等程度的效應(yīng)，但并沒有起到降低農(nóng)村絕對貧困人口數(shù)量和農(nóng)村貧困人口收入短缺程度的作用。農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展不僅具有較強(qiáng)的當(dāng)期減貧效應(yīng)，而且具有長期持續(xù)的減貧效應(yīng)。其降低農(nóng)村絕對貧困的效應(yīng)要大于降低農(nóng)村貧困人口相對收入短缺和收入不平等程度的效應(yīng)。基于以上研究結(jié)論，本文認(rèn)為要實(shí)現(xiàn)金融發(fā)展的減貧效應(yīng)，金融部門應(yīng)擴(kuò)大正規(guī)金融機(jī)構(gòu)在農(nóng)村地區(qū)的覆蓋范圍，推動農(nóng)村正規(guī)金融改革，增加農(nóng)民金融服務(wù)可及性；政府應(yīng)放松對農(nóng)村非正規(guī)金融進(jìn)入金融市場的管制，同時增強(qiáng)對非正規(guī)金融活動的監(jiān)管，有效防范和化解經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。

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