張夢緣++宋坤++諶希++汪璐

摘 要：本文利用2008—2015年全國30個省份的面板數(shù)據(jù)，采用門檻回歸模型研究農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對收入、教育、醫(yī)療等多維度貧困的非線性影響。結果顯示，農(nóng)村非正規(guī)金融對這三個維度貧困均存在顯著的非線性影響關系：對收入貧困由不顯著負面作用轉為顯著的正面作用，對教育貧困由不顯著轉為顯著的正面作用，對醫(yī)療貧困的正面作用由較弱發(fā)展為顯著。此外，財政支農(nóng)、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和農(nóng)村正規(guī)金融都存在一個或多個維度的減貧作用，其中財政支農(nóng)減貧效果最好。

關鍵詞：農(nóng)村非正規(guī)金融；多維減貧；非線性關系；面板門檻

中圖分類號：F832.35 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2017）04-0080-06

一、 引言

農(nóng)村貧困問題一直備受黨和國家高度重視。雖然據(jù)《中國扶貧開發(fā)報告2016》顯示，我國農(nóng)村貧困人口已從1978年的7.7億減少至2015年的5575萬，扶貧取得階段性成果，但扶貧同時走入了攻堅克難的沖刺階段，更好地配置各方資源，助力農(nóng)村脫貧。解決農(nóng)村融資難問題有利于緩解農(nóng)村貧困，農(nóng)村正規(guī)金融不能完全滿足農(nóng)村融資需求，而農(nóng)村非正規(guī)金融以其特有的在信息成本、擔保、交易成本等方面的優(yōu)勢有效補充了農(nóng)村正規(guī)金融的不足，我國農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對減貧存在積極作用（高遠東和張衛(wèi)國，2014）。目前大多數(shù)學者采用FGT貧困指數(shù)測度農(nóng)村貧困，利用貧困廣度、貧困深度、貧困強度中的一個或多個指標衡量農(nóng)村貧困水平（蘇靜等，2014）。本文的角度與上述學者不同，從收入貧困、教育貧困、醫(yī)療貧困等多維角度來測度農(nóng)村貧困，并且采用2008—2015年全國30個省市的面板數(shù)據(jù)和門檻回歸模型來研究農(nóng)村非正規(guī)金融的多維減貧效應。

二、 文獻回顧

國內(nèi)外對于農(nóng)村非正規(guī)金融與減貧效應的研究主要是從金融發(fā)展對減貧效應的研究開始的。一類觀點認為，金融發(fā)展存在直接減貧效應，認為金融發(fā)展可以促進交易，降低儲蓄的交易費用，從而提高貧困地區(qū)居民收入（Jeanneney等，2011）。有學者通過實證指出，中國農(nóng)村貧困人口能夠直接分享金融發(fā)展的紅利，表明金融發(fā)展的直接減貧效應是顯著的（姚耀軍和李明珠，2014）。另一類觀點認為金融發(fā)展存在間接減貧效應，指出金融發(fā)展可以通過經(jīng)濟增長、收入分配等途徑提高窮人收入，但這種間接效應要小于金融波動帶來的直接效應（崔艷娟和孫剛，2012）。

近年來，農(nóng)村金融逐漸被分離出來研究其對減貧的影響。從長短期來看，相鄰地區(qū)的農(nóng)村金融水平的提高在短期有利于本地農(nóng)村貧困減緩，但在長期會抑制本地區(qū)農(nóng)村貧困減緩（張兵和翁辰，2015）。就地區(qū)差異來看，農(nóng)村金融發(fā)展減貧的最佳地區(qū)是中部地區(qū)，西部地區(qū)則應該更多地通過政府的干預措施來減緩貧困（張鵬和傅鵬，2016）。

隨著研究的進一步發(fā)展，農(nóng)村非正規(guī)金融又從農(nóng)村金融中分離出來研究其對于減貧的影響，而農(nóng)村非正規(guī)金融與正規(guī)金融往往被綜合或對比起來研究其二者對農(nóng)村減貧的差異。學者通過實證指出農(nóng)村正規(guī)金融對農(nóng)村居民增收的作用不顯著，而農(nóng)村非正規(guī)金融在促進農(nóng)民增收、縮小貧富差距上的作用非常顯著（胡宗義等，2014）。

根據(jù)以往的文獻來看，目前對于農(nóng)村非正規(guī)金融減貧的研究數(shù)據(jù)大多截止到2011年，時效性較差。已有實證指出農(nóng)村非正規(guī)金融對農(nóng)村貧困存在非線性影響（蘇靜，2013），但還沒有學者進一步研究農(nóng)村非正規(guī)金融對收入、教育、醫(yī)療等多維貧困的影響。

三、實證過程

（一）變量設定與數(shù)據(jù)來源

1. 被解釋變量。農(nóng)村貧困水平為被解釋變量，包括收入貧困（）、教育貧困（）、醫(yī)療貧困（）。其中收入貧困采用各省歷年的恩格爾系數(shù)，即消費支出占總支出的比重，該指標為逆向指標；教育貧困采用各省文盲人口占15歲及以上人口的比重來衡量，該指標為逆向指標；醫(yī)療貧困采用各省農(nóng)村每千人口衛(wèi)生技術人員數(shù)來衡量，該指標為正向指標。數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

2. 解釋變量。核心變量是農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展規(guī)模（）。本文參照宋坤（2016）的算法，利用農(nóng)戶貸款推算出農(nóng)村未觀測短期貸款，用推算所得數(shù)據(jù)來衡量農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展規(guī)模。本部分數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村金融服務報告》、《金融機構貸款投向統(tǒng)計報告》和中國人民銀行各分行網(wǎng)站。

3. 門檻變量。門檻變量是農(nóng)村非正規(guī)金融占農(nóng)村金融總體的比重（），即農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模/（農(nóng)村正規(guī)金融規(guī)模+農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模），其中農(nóng)村正規(guī)金融利用農(nóng)戶貸款數(shù)據(jù)來衡量，數(shù)據(jù)來源同上。

4. 其它控制變量?？紤]到農(nóng)村貧困的影響因素還有很多，本文的其他控制變量（）包括農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展水平（）、政府財政支農(nóng)水平（）、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平（）。其中農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展水平用農(nóng)戶貸款衡量，作為農(nóng)戶融資渠道之一，其對于農(nóng)戶脫貧有重要影響；政府財政支農(nóng)水平用各省財政支出中農(nóng)林水事務支出與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重來衡量，國家財政影響農(nóng)村經(jīng)濟、教育、衛(wèi)生的發(fā)展，進而影響農(nóng)村脫貧；農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平用農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額來衡量，固定資產(chǎn)的更新?lián)Q代助力農(nóng)村各產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進而有利于農(nóng)村脫貧。以上三個指標均為逆向指標，即當其水平越高時，各維度貧困水平越低。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》與各省財政局網(wǎng)站。此外，由于西藏各項數(shù)據(jù)缺失，故在實證中將其剔除。

（二）本文模型設定

為了描述非正規(guī)金融與減貧的關系，本文采用Hansen（2000）的門檻回歸模型來測量農(nóng)村非正規(guī)金融占農(nóng)村金融總體不同比重下非正規(guī)金融發(fā)展水平對農(nóng)村貧困減緩的差異，模型如下：

其中，為待估計門檻值；為指示函數(shù)，取值為0和1，當其滿足括號內(nèi)不等式時取值為1，反之取值為0；為獨立同分布的擾動項。

此外，考慮到收入貧困可能是因病、因上學導致的，教育貧困可能是因為收入低或家中有人生病導致的，醫(yī)療貧困可能是由于收入和教育水平低導致的，因此在模型（1）中加入了教育貧困、醫(yī)療貧困作為控制變量，在模型（2）中加入了收入貧困、醫(yī)療貧困作為控制變量，在模型（3）中加入了收入貧困、教育貧困作為控制變量。

（三）實證過程及結果分析

在實證過程中，為消除異方差，提高檢驗結果的穩(wěn)健性，對所有的變量進行了對數(shù)處理，實證結果見表1。

從表1可以看出，對于收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困來說，雙重門檻都十分顯著，也就是說，農(nóng)村非正規(guī)金融占農(nóng)村金融總體比重不同，農(nóng)村非正規(guī)金融對貧困減緩的效果就不同。通過似然函數(shù)比反映的門檻值和置信區(qū)間如圖1—圖6所示

根據(jù)表2結果進一步對原模型進行門檻回歸分析，結果如表3所示。

收入貧困的兩個門檻值分別為0.041與0.545，當農(nóng)村非正規(guī)金融占農(nóng)村金融總體比重低于0.041時，農(nóng)村非正規(guī)金融對緩解收入貧困存在顯著的負面作用（），當農(nóng)村非正規(guī)金融占農(nóng)村金融總體比重介于0.041與0.545之間時，這種顯著的負面作用開始轉換為顯著的正面作用（），當農(nóng)村非正規(guī)金融占農(nóng)村金融的比重高于0.545時，這種正面作用又轉變?yōu)樨撁孀饔茫ǎ?，但不顯著。當處于門檻第二區(qū)間時，農(nóng)村非正規(guī)金融處于發(fā)展的前期階段，農(nóng)戶經(jīng)農(nóng)村非正規(guī)金融的途徑獲得所需融資用于生產(chǎn)、投資等活動，從而提高農(nóng)戶收入水平，緩解農(nóng)村收入貧困。當處于門檻第三區(qū)間時，即農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平較高時，農(nóng)村非正規(guī)金融更愿意參與利潤更高的項目，更少地參與對農(nóng)戶的借貸，因此對緩解收入貧困效果不佳。

教育貧困的兩個門檻值分別為0.498與0.711，當農(nóng)村非正規(guī)金融占農(nóng)村金融總體比重低于0.498時，農(nóng)村非正規(guī)金融在教育減貧上的正面作用不顯著（），當門檻值跨越0.498并且介于0.498與0.711之間時，這種正面作用變得顯著（），當非正規(guī)金融占農(nóng)村金融總體比重大于0.711時，這種正面作用轉變?yōu)樨撁孀饔茫ǎ?，但不顯著。一般來說，處于門檻第三區(qū)間的地區(qū)，即農(nóng)村非正規(guī)金融水平非常高的地區(qū)，其經(jīng)濟水平以及基礎設施條件相對較低，這類地區(qū)存在很多因素致使其教育貧困，如交通、地理、受教育觀念等，這時候農(nóng)村非正規(guī)金融也并不能發(fā)揮其在教育減貧上的正面作用。而處于門檻第二區(qū)間的地區(qū)，即農(nóng)村非正規(guī)金融水平為中等水平的地區(qū)，其經(jīng)濟水平與基礎設施條件相對較好，這類地區(qū)的農(nóng)村人口才能夠更多地接受教育。

醫(yī)療貧困的兩個門檻值分別為0.544與0.827，當農(nóng)村非正規(guī)金融占農(nóng)村金融總體比重低于0.544時，農(nóng)村非正規(guī)金融在緩解醫(yī)療貧困上有正面作用但不顯著（），但當這個門檻值跨越0.544并且介于0.544與0.827之間時，這種作用正面作用變得顯著（）。當農(nóng)村非正規(guī)金融占農(nóng)村金融總體比重大于0.827時，這種顯著的正面作用力度更大（）?？梢钥闯觯r(nóng)村非正規(guī)金融對醫(yī)療貧困的積極作用隨著其規(guī)模的擴大而增加，農(nóng)村居民從非正規(guī)金融獲得的借貸可以用于自身和家庭看病、治病，從而緩解農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療貧困。

在控制變量方面，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平對收入貧困與教育貧困的正面作用顯著，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資包括各種技術設備的更新，有利于促進農(nóng)村各產(chǎn)業(yè)效率的提高，從而提高收入水平。同時技術設備的更新所要求的相關知識的提高推動農(nóng)村居民接受教育，提高知識水平；而農(nóng)村正規(guī)金融只對收入貧困正面作用顯著，這是因為目前農(nóng)村居民從正規(guī)金融獲得服務的門檻較高，農(nóng)村正規(guī)金融的減貧作用停留在收入層面上，對教育和醫(yī)療的減貧作用還有待其進一步完善；財政支農(nóng)對農(nóng)村各維度貧困的正面作用顯著，并且財政支農(nóng)相對農(nóng)村非正規(guī)金融和其他變量而言減貧作用最大，這是由于我國財政支農(nóng)力度不斷加大和政策不斷完善，有效減緩了農(nóng)村各維度的貧困。

從收入、教育、醫(yī)療三者之間的作用來看，醫(yī)療貧困對收入貧困與教育貧困的正面作用顯著；收入貧困對醫(yī)療貧困的正面作用顯著，但對教育貧困存在負面作用；教育貧困對醫(yī)療貧困的正面作用顯著，同時對收入貧困存在負面作用。健康條件是農(nóng)村居民正常勞動和學習的前提與保障，而較高的收入水平和教育水平能提高農(nóng)村居民的醫(yī)療條件和醫(yī)療意識，因此醫(yī)療貧困與其他二者分別存在相互的正面作用。收入貧困與教育貧困存在相互的負面作用，是由于收入貧困促使農(nóng)村居民較早地務農(nóng)務工而放棄接受教育，進而導致教育貧困，而教育的落后阻礙了農(nóng)村居民從事中、高等收入的工作使其無法擺脫收入貧困，少數(shù)教育觀念較強的農(nóng)村家庭因負擔教育費用加劇了收入貧困。

（四）穩(wěn)健性檢驗

逐個剔除控制變量進行回歸，所得到的結果與原回歸結果進行對比，結果如表4所示。對比原模型結果，從解釋變量與控制變量的系數(shù)變化情況來看，原模型系數(shù)估計結果是穩(wěn)健的。

四、結論以及政策建議

本文利用全國30個省市2008—2015年的省際面板數(shù)據(jù)，實證檢驗得出了以下結論：我國農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平與收入貧困、教育貧困、醫(yī)療貧困均存在非線性關系，且均存在兩個門檻值。對于收入貧困，在第一個較低水平的門檻值前后，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對其作用由顯著的負面轉化為顯著的正面，在跨越第二個中間水平的門檻值后發(fā)展為不顯著的負面作用。對于教育貧困，在跨越第一個中間水平的門檻值前后農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對其作用由不顯著的正面轉化為顯著的正面，在第二個較高水平的門檻值前后由顯著的正面轉變?yōu)椴伙@著的負面。對于醫(yī)療貧困，在農(nóng)村經(jīng)濟增長的第一個中間水平門檻值前后農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對其作用由不顯著的正面發(fā)展為顯著的正面，在第二個水平較高的門檻值前后加深了其正面作用的力度。

綜合本文的結論以及農(nóng)村扶貧和農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展的現(xiàn)狀，提出以下政策啟示：第一，基于農(nóng)村非正規(guī)金融對農(nóng)村各維度貧困的門檻效應，在農(nóng)村非正規(guī)金融占農(nóng)村金融總體比重不同的情況下，對農(nóng)村非正規(guī)金融采取的政策不同。當某地區(qū)農(nóng)村非正規(guī)金融占農(nóng)村金融總體水平較低時，應更加注重發(fā)揮農(nóng)村非正規(guī)金融對農(nóng)民收入貧困的積極作用；當其發(fā)展水平較高時，要更加注重發(fā)揮農(nóng)村非正規(guī)金融對農(nóng)民教育貧困和醫(yī)療貧困的積極作用。第二，應給予農(nóng)村非正規(guī)金融合法化支持，同時建立農(nóng)村非正規(guī)金融監(jiān)管制度，防控農(nóng)村非正規(guī)金融風險，這樣才能更好地釋放農(nóng)村非正規(guī)金融對收入、教育、醫(yī)療多維貧困上的正向作用。第三，繼續(xù)發(fā)揮財政支農(nóng)在減貧中的顯著作用，結合我國的農(nóng)業(yè)供給側改革來看，要大力發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)，扶持補貼農(nóng)民工、大學生、農(nóng)業(yè)科技人員等返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，創(chuàng)新財政支農(nóng)在各維度減貧上的積極作用，提高財政支農(nóng)的效率。此外，減貧之根本還是要實現(xiàn)農(nóng)村“自身造血”，要提高減貧的可持續(xù)性，可以通過財政搭橋的方式吸引非正規(guī)金融更多地加入，更好地推動各方資源減貧。第四，積極發(fā)揮農(nóng)村正規(guī)金融對農(nóng)村減貧的作用。創(chuàng)新農(nóng)村微型信貸，強化對農(nóng)村新型經(jīng)營主體的金融供給，保證農(nóng)村信貸供給以推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。

注：

1各省農(nóng)戶貸款的數(shù)據(jù)來源于由中國人民銀行自2008年起逢偶數(shù)年出版的《中國農(nóng)村金融服務報告》，因此對于各省的農(nóng)戶貸款數(shù)據(jù)只有2008、2010、2012、2014這四年。由中國人民銀行每年發(fā)布《金融機構貸款投向統(tǒng)計報告》中披露了農(nóng)戶貸款的增速和總量，2009、2011、2013、2015年的同比增速和總量分別為32.7%、19.23%、24.3%、14.8%、2.01萬億、3.1萬億、4.5萬億、6.15萬億，奇數(shù)年的農(nóng)戶貸款數(shù)據(jù)就依據(jù)此分攤到各省進行推算。

參考文獻：

[1]Jeanneney，S.G.，Kpodar，K. 2011. Financial Development and Poverty Reduction：Can There be a Benefit without a Cost？[J].The Journal of Development Studies.

[2]B. E. Hansen. 1996. Inference When a Nuisance Parameter Is Not Identified Under the Null Hypothesis[J].Econometrica，（2）.

[3]B. E. Hansen. 1999. Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing，and Inference[J].Journal of Econo-metrices，（2）.

[4]B. E. Hansen. 2000. Sample Splitting and Threshold Estimation[J].Econometrica，（3）.

[5]高遠東，張衛(wèi)國.中國農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展的減貧效應研究[J].西南民族大學學報（人文社會科學版）， 2014， （12）.

[6]蘇靜，胡宗義，唐李偉.農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展的減貧效應非線性研究[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2014，（1）.

[7]姚耀軍，李明珠.中國金融發(fā)展的反貧困效應：非經(jīng)濟增長視角下的實證檢驗[J].上海財經(jīng)大學學報， 2014， 16（1）.

[8]崔艷娟，孫剛. 金融發(fā)展是貧困減緩的原因嗎？——來自中國的證據(jù)[J].金融研究，2012，（11）.

[9]張兵，翁辰.農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應——空間溢出和門檻特征[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2015，（9）.

[10]張鵬，傅鵬.農(nóng)村金融發(fā)展減貧的門檻效應與區(qū)域差異——來自中國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].當代財經(jīng)，2016，（6）.

[11]胡宗義，劉燦，劉亦文.農(nóng)村正規(guī)金融和非正規(guī)金融發(fā)展的農(nóng)村居民收入效應研究[J].經(jīng)濟地理，2014， 34（12）.

[12]蘇靜，胡宗義，唐李偉. 農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展減貧效應的門檻特征與地區(qū)差異——基于面板平滑轉換模型的分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2013，（7）.

[13]宋坤.中國農(nóng)村非正規(guī)金融和正規(guī)金融的合作模式[J].中南財經(jīng)政法大學學報， 2016， （4）.

Abstract：The author utilizes panel data of 30 provinces from 2008 to 2015 and employs threshold regression model to study nonlinear effect on income，education and medical treatment brought by informal rural financial development. Result shows significant nonlinear influence on the relations among the three dimensions of poverty. Its influence on income poverty has turned to significantly positive one from an insignificantly negative one. And for education poverty，it's switched from an insignificantly influence to a significantly positive influence. For medical treatment poverty，it's switched from a less positive influence to a significantly positive influence. Apart from this，financial support for agriculture，rural areas and farmers fixed asset investment in rural area as well as formal finance has an effect on poverty reduction in one or more dimensions. Among the three，financial support for agriculture，rural areas and farm has the best effect on poverty reduction.

Key Words：informal rural finance，multidimensional poverty reduction，nonlinear relation，panel threshold