趙燕，李季剛（新疆財經(jīng)大學(xué)，新疆烏魯木齊830012）

一、引言

2019年1月3日發(fā)布的《中共中央國務(wù)院關(guān)于堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展做好“三農(nóng)”工作的若干意見》中指出，今明兩年是全面建成小康社會的決勝期，使全國人民脫貧致富是全面建成小康社會中最艱巨的任務(wù)。2018年，新疆共有3 個貧困縣摘帽、513 個貧困村退出和53.7 萬人脫離貧困，全區(qū)貧困發(fā)生率降至6.51%。 2019年，新疆更是發(fā)放逾131 億元資金用于專項扶貧，以確保2020年實現(xiàn)12 個貧困縣摘帽、976個貧困村退出和60.61 萬人脫離貧困的總目標(biāo)。在金融服務(wù)中，普惠金融有解決金融服務(wù)“最后一公里”之稱。 世界銀行發(fā)布的《2017年全球普惠金融指數(shù)報告》中指出，金融服務(wù)可以幫助人們在健康、教育和商業(yè)上投資以達(dá)到脫離貧困，然后推進(jìn)經(jīng)濟發(fā)展。 2018年10月，我國銀保監(jiān)會發(fā)布的《中國普惠金融發(fā)展報告》中指出，農(nóng)村金融服務(wù)機構(gòu)的覆蓋率明顯提高，金融服務(wù)也在不斷加大力度支持三農(nóng)領(lǐng)域；信貸和保險對減緩貧困的效果顯著可見。 所以，新疆普惠金融的發(fā)展對農(nóng)村貧困減緩的作用是值得我們深入研究的問題。

二、文獻(xiàn)綜述

在貧困減緩的研究中，學(xué)者們主要是從金融發(fā)展和普惠金融兩個角度進(jìn)行探討。 關(guān)于金融發(fā)展對貧困減緩的作用，不同學(xué)者基于不同的角度，采用不同的方法得出了不同的結(jié)論。 師榮蓉（2013）基于1978-2010年西部地區(qū)省級面板數(shù)據(jù)，得出金融發(fā)展對貧困減緩并不是簡單的線性關(guān)系而具有門檻效應(yīng)的結(jié)論。 田銀華和李晟（2014）對農(nóng)村金融與農(nóng)村地區(qū)貧困問題的研究發(fā)現(xiàn)，通過提高農(nóng)村金融發(fā)展水平可以間接地對中部和西部農(nóng)村貧困減緩起到顯著的積極作用，但是東部地區(qū)卻不明顯。 崔艷娟和孫剛（2015）認(rèn)為提高金融發(fā)展的穩(wěn)定性能使金融包容對貧困減緩的積極影響更加顯著，且具有長期作用。 劉芳等（2015）從金融發(fā)展的規(guī)模和效率兩個層面，探討了貧困縣金融發(fā)展的減貧效果，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對減緩貧困具有穩(wěn)健的正向非線性關(guān)系。 張瑩瑩和辛立秋（2018）以金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率作為衡量金融發(fā)展的指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)可以通過提高金融發(fā)展水平改善貧困狀況，整體金融發(fā)展水平的提高有助于長期貧困減緩。 Beck et al.（2004）使用跨國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展通過減少收入不公平和不成比例地增加窮人收入的途徑，使人們脫離貧困。

關(guān)于普惠金融減貧方面，不同學(xué)者的觀點也是有所差異的。 如馬彧菲和杜朝運（2017） 通過將普惠金融指標(biāo)結(jié)合包容性增長指數(shù)的構(gòu)建和普惠金融對貧困減緩直接和間接兩個方面作用機制的探討，認(rèn)為普惠金融有利于貧困減緩，還通過促進(jìn)包容性增長間接作用于貧困減緩。 朱洋和劉陽（2018）從直接和間接層面闡述了普惠金融對減貧的作用機理，構(gòu)建普惠金融發(fā)展指數(shù)并實證檢驗各省的面板數(shù)據(jù)，得出普惠金融發(fā)展對減貧效應(yīng)存在最優(yōu)解。 羅斯丹等（2016）從四個維度構(gòu)建普惠金融指標(biāo)體系對普惠金融發(fā)展水平進(jìn)行衡量，并利用加權(quán)幾何平均法計算各省2005-2014年的普惠金融指數(shù)，得出普惠金融對減貧效應(yīng)的影響存在短期和長期的區(qū)別。 羅荷花和駱伽利（2018）基于多維角度并采用面板模型實證檢驗普惠金融發(fā)展對貧困的作用，檢驗結(jié)果表明，普惠金融可以從總體、收入、教育和權(quán)利多維角度對貧困減緩起著積極的作用。 劉玉麗和馬正兵（2018）發(fā)現(xiàn)普惠金融發(fā)展在助力貧困減緩方面存在“U”型的多重門檻效應(yīng)，且無論在哪個門檻期間，普惠金融發(fā)展都顯著正向作用于貧困減緩的福利增益。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者圍繞金融減貧和普惠金融減貧做了大量的工作，也取得了較為豐富的研究成果；在減貧效應(yīng)上，學(xué)者們無論是從普惠金融指數(shù)的變化還是多維的角度都驗證了普惠金融對減貧是有一定影響的。 但現(xiàn)有的研究，很少通過測算新疆普惠金融發(fā)展指數(shù)，實證檢驗其對農(nóng)村減緩貧困的作用。 鑒于此，本文通過構(gòu)建新疆普惠金融發(fā)展體系，利用變異系數(shù)法賦予各指標(biāo)權(quán)重，利用歐式距離法計算出普惠金融發(fā)展指數(shù)，然后采用GMM 回歸實證檢驗新疆普惠金融發(fā)展對農(nóng)村減緩貧困的作用。

三、新疆普惠金融發(fā)展指數(shù)的測算

（一）指標(biāo)的選取

關(guān)于普惠金融指標(biāo)的選取和構(gòu)建普惠金融指標(biāo)體系方面，不同學(xué)者有不同的見解。Sarma（2008）建議使用UNDP 的方法從銀行的網(wǎng)點數(shù)、可接觸的銀行服務(wù)和可使用性的角度來計算普惠金融指數(shù)；Cámara and Tuesta（2014）使用PCA 法從普惠金融的可使用性、 壁壘以及可獲得性三個方面估計普惠金融指數(shù)；王婧和胡國暉（2013）從供給與需求角度，選取六個可以代表各維度普惠金融狀況的指標(biāo)，采用變異系數(shù)法確定各指標(biāo)權(quán)重并利用歐式距離法計算出普惠金融指數(shù)。眾多學(xué)者已經(jīng)為選取普惠金融指標(biāo)和計算普惠金融指數(shù)提供了寶貴的經(jīng)驗。 本文在借鑒劉亦文等（2018）選取的普惠金融發(fā)展指標(biāo)上，考慮社會現(xiàn)實狀況與數(shù)據(jù)的獲得性，從滲透性、服務(wù)可得性和使用效用性三個維度中選取十三個具體指標(biāo)來衡量新疆普惠金融發(fā)展水平。

（二）計算方法

本文主要參考王婧和胡國暉（2013）計算普惠金融指數(shù)的方法。 該方法的主要原理是先通過變異系數(shù)法計算出各評價維度的權(quán)重，然后再使用歐式距離法計算普惠金融發(fā)展指數(shù)，以此來衡量普惠金融的發(fā)展水平。 由于各評價指標(biāo)的量綱不同，需要對指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到0～1 的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)。 由于本文所選取的指標(biāo)皆為正向指標(biāo)，故計算公式為：

dij為標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)值，aij為第i 項指標(biāo)的最小觀測值，Aij為第i 項指標(biāo)的最大觀測值，Xij為地區(qū)的實際觀測值，Xij∈［aij，Aij］。

根據(jù)歐式距離法對普惠金融指數(shù)ifi 計算，可得：

在公式（2）中，ifiij指第i 個維度在第j年的普惠金融發(fā)展情況，ifiij的計算結(jié)果在0～1，數(shù)值越大說明普惠金融發(fā)展程度越高；n 代表具體指標(biāo)的個數(shù)，為標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)值，ωn為變異系數(shù)法計算出的普惠金融發(fā)展體系中各指標(biāo)的權(quán)重。

繼續(xù)根據(jù)變異系數(shù)法計算各維度的權(quán)重，用公式（3）進(jìn)行最終的普惠金融發(fā)展指數(shù)ifi 的計算：

在公式（3）中，p1、p2、p3分別是維度為普惠金融滲透性、服務(wù)可得性和使用效用性的發(fā)展情況，ω1、ω2、ω3表示變異系數(shù)法計算出的各維度所占的比重。

（三）新疆普惠金融發(fā)展指數(shù)的測算與結(jié)果分析

1.新疆普惠金融發(fā)展指標(biāo)體系的構(gòu)建

新疆普惠金融發(fā)展整體情況主要通過計算新疆2007-2017年普惠金融指數(shù)衡量。 考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和可操作性，本文從普惠金融的滲透性、服務(wù)可得性和使用效用性三個維度構(gòu)建新疆普惠金融發(fā)展指數(shù)體系，詳情見表1。

表1 新疆普惠金融發(fā)展指數(shù)體系

2.新疆普惠金融測算結(jié)果與分析

根據(jù)上述計算方法，測算出新疆普惠金融的發(fā)展水平，具體指數(shù)見表2。

表2 新疆普惠金融發(fā)展指數(shù)

images/BZ_26_360_486_419_554.png2009 0.346 0.118 0.201 0.192 2010 0.463 0.222 0.321 0.303 2011 0.595 0.298 0.323 0.359 2012 0.584 0.407 0.435 0.451 2013 0.686 0.521 0.533 0.555 2014 0.712 0.621 0.604 0.632 2015 0.700 0.718 0.734 0.720 2016 0.992 0.840 0.958 0.893 2017 0.957 0.998 0.997 0.980

根據(jù)測算的新疆普惠金融發(fā)展指數(shù)可以看出，無論是分維度還是總體，新疆普惠金融從初期開始發(fā)展一直到現(xiàn)在處于明顯上升的趨勢；那么一直處于發(fā)展著的新疆普惠金融水平對農(nóng)村貧困減緩起到怎樣的作用？ 下面，本文進(jìn)行實證研究。

四、模型建立與實證檢驗

（一）模型構(gòu)建及變量選取

本文主要針對新疆2007-2017年的宏觀數(shù)據(jù)研究普惠金融對減緩貧困是否有顯著影響。 參考崔艷娟和孫剛（2012）對金融發(fā)展如何使得貧困得以減緩的研究基礎(chǔ)上構(gòu)建模型，由于貧困是具有滯后效應(yīng)的，故在模型中加入貧困水平的滯后項為解釋變量。 考慮到現(xiàn)實環(huán)境的復(fù)雜性，并且要使貧困得到有效緩解需要多方面的共同努力，因此在解釋變量方面，還引入了經(jīng)濟增長和基層文化建設(shè)。構(gòu)建模型如下：

在模型中，t 代表年份，β0代表常數(shù)項，ε 代表隨機誤差項；pov 為貧困水平，povt-1衡量的是滯后一期的貧困水平，ifi 為上部分測算的普惠金融發(fā)展水平，x 為其他的解釋變量（主要是經(jīng)濟增長和基層文化建設(shè)）。 模型（4）用來檢驗普惠金融發(fā)展對貧困減緩的作用；模型（5）在模型（4）的基礎(chǔ)上引入變量ifi?2，用來檢驗普惠金融發(fā)展對貧困減緩是否具有“U 型”特征，普惠金融的建設(shè)對貧困減緩有沒有出現(xiàn)初期抑制后期促進(jìn)的效應(yīng)。

被解釋變量貧困水平，本文主要是用農(nóng)村人均純收入，農(nóng)村人均收入越高，貧困水平越低。 借鑒崔艷娟和孫剛（2012）的做法，貧困是具有時間效應(yīng)的，前一年的貧困水平會影響當(dāng)年貧困的水平，所以在解釋變量中引入貧困水平的滯后一項。 核心解釋變量為上文中測算的普惠金融發(fā)展指數(shù)，普惠金融的發(fā)展水平是隨著指數(shù)的越大而越高的。其他解釋變量，經(jīng)濟增長用人均GDP 表示，由于本文只是對農(nóng)村的貧困減緩進(jìn)行研究，故衡量基層文化建設(shè)，采取每萬人鄉(xiāng)村文化站個數(shù)來進(jìn)行衡量。

（二）新疆農(nóng)村貧困減緩的實證檢驗

1.數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文實證檢驗部分所使用變量的數(shù)據(jù)皆來源于2007-2017年《新疆統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和Wind 數(shù)據(jù)庫。 各個變量的描述性統(tǒng)計見表3。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計

2.普惠金融的貧困減緩

（1）普惠金融指數(shù)對農(nóng)村貧困減緩的實證檢驗。 為解決擾動項存在異方差和數(shù)據(jù)過大的問題，pov 和rgdp 變量取對數(shù)值。 在隨機誤差項存在異方差和序列相關(guān)時，GMM 估計具有一定的優(yōu)勢，所以本文在計量方法上選擇使用GMM 回歸。 首先對模型進(jìn)行2SLS 回歸并對工具變量進(jìn)行過度識別檢驗，隨后對各個變量進(jìn)行GMM 回歸，回歸結(jié)果見表4。

表4 回歸結(jié)果

由以上估計結(jié)果可以看出，本文所使用的工具變量通過了過度識別檢驗，檢驗結(jié)果沒有拒絕“所有工具變量均外生”的假設(shè)，認(rèn)為工具變量是外生的，與擾動項無關(guān)。 DWH 檢驗的結(jié)果在顯著水平為5%的條件上顯著，拒絕“所有的解釋變量均為外生”的假設(shè)，以上檢驗證明本文所使用的工具變量有效。 核心解釋變量普惠金融發(fā)展指數(shù)在10%的顯著水平上顯著，系數(shù)為正，說明普惠金融發(fā)展水平對農(nóng)村貧困減緩具有積極的作用。 滯后一期的貧困水平對當(dāng)前的貧困水平有顯著的正向影響，也就是說貧困具有時滯性和累積效應(yīng)；用來衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的lnrgdp 在1%的顯著水平上顯著，且系數(shù)為正，說明經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)村貧困減緩具有顯著且積極的影響；解釋變量cul 系數(shù)為負(fù)，并且是在1%水平上顯著，可能是因為鄉(xiāng)村文化站建設(shè)并沒有達(dá)到理想的結(jié)果，對鄉(xiāng)村文化站的使用效率不高。

（2）普惠金融指數(shù)對農(nóng)村貧困減緩的“U 型”特征實證檢驗。本文嘗試驗證普惠金融發(fā)展指數(shù)對農(nóng)村貧困減緩是否有“U 型”特征，加入核心變量ifi 的平方進(jìn)行GMM回歸，若ifi?2 的系數(shù)為負(fù)，說明普惠金融發(fā)展指數(shù)對減緩貧困具有“U 型”特征。 回歸結(jié)果見表5。

表5 “U 型”特征回歸結(jié)果

回歸結(jié)果表明，加入解釋變量ifi?2 后，工具變量通過外生性和有效性檢驗，本文所使用的工具變量是合理的。ifi?2 系數(shù)為負(fù)，在5%的顯著水平上顯著，普惠金融發(fā)展指數(shù)對減緩貧困具有顯著“U 型”特征。此時解釋變量cul（每萬人的鄉(xiāng)村文化站個數(shù)）卻不顯著，沒有通過假設(shè)檢驗；因此，我們在這里對普惠金融發(fā)展指數(shù)對減緩貧困是否有“U 型”特征進(jìn)行進(jìn)一步檢驗。 首先剔除解釋變量cul，接著采取上述同樣的方法檢驗工具變量是否合理，最后進(jìn)行GMM 回歸。 回歸結(jié)果見表6。

表6 “U 型”特征進(jìn)一步的回歸結(jié)果

注：***、**、* 分別表示回歸結(jié)果在1%、5%、10%顯著水平上顯著。

回歸結(jié)果表明，剔除解釋變量cul 后，本文所使用的工具變量通過了過度檢驗和DWH 檢驗，選取的工具變量是合理的。 ifi 系數(shù)顯著為正，普惠金融指數(shù)對農(nóng)村貧困減緩具有顯著的正向作用。 ifi?2 的系數(shù)與上述結(jié)果一樣，系數(shù)為負(fù)且通過了1%的顯著性檢驗，強烈拒絕零假設(shè)，說明普惠金融的發(fā)展對農(nóng)村貧困減緩具有明顯“U 型”特征效應(yīng)。 其他解釋變量同樣顯著拒絕零假設(shè)，且系數(shù)為正，正向作用于農(nóng)村貧困減緩。

3.穩(wěn)健性檢驗

（1）普惠金融指數(shù)對農(nóng)村貧困減緩的穩(wěn)健性檢驗。 本文進(jìn)行了普惠金融指數(shù)對農(nóng)村貧困減緩回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗，分別進(jìn)行了OLS 回歸、2SLS 回歸、LIML 回歸與GMM 回歸結(jié)果的分析比較。 回歸結(jié)果見表7。

由以上檢驗結(jié)果對比可以看出，首先我們先剔除ifi 對其他解釋變量進(jìn)行ols 回歸，在沒有變量ifi 的情況下，各解釋變量對農(nóng)村貧困減緩具有顯著的正向作用；隨后加入變量ifi 進(jìn)行OLS 回歸，ifi 沒有通過顯著性檢驗，說明對農(nóng)村貧困減緩的積極作用不明顯，此時其他解釋變量對農(nóng)村貧困減緩依然具有顯著的正向作用，cul 的顯著性卻是降低的，說明采用OLS 回歸不是合適的回歸方法；緊接著采用在球形擾動下最有效的2SLS 回歸檢驗ifi 對農(nóng)村貧困減緩的作用，加入工具變量后，ifi 對農(nóng)村貧困減緩?fù)ㄟ^了顯著性檢驗，解釋變量cul 的顯著性增強；最后進(jìn)行了對弱工具變量更不敏感的LIML 回歸，回歸結(jié)果與2SLS 回歸一致，表明不僅不存在弱工具變量，而且ifi對農(nóng)村貧困減緩具有顯著的積極作用；以上回歸結(jié)果，解釋變量系數(shù)符號符合預(yù)期，帶有ifi 的OLS 回歸、2SLS 回歸和LIML 回歸與GMM 回歸結(jié)果一致。 本文對普惠金融指數(shù)的農(nóng)村貧困減緩分析結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（2）普惠金融發(fā)展指數(shù)對農(nóng)村貧困減緩的“U 型”特征穩(wěn)健性檢驗。這一部分對上述普惠金融發(fā)展指數(shù)對農(nóng)村貧困減緩是否有“U 型”特征進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，采取有ifi無ifi?2 的OLS 回歸、有ifi 和ifi?2 的OLS 回歸、2SLS 回歸、LIML 回歸與GMM 回歸相對比的方法。 回歸結(jié)果見表8。

表8 “U 型”特征穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

根據(jù)回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，變量ifi?2 的系數(shù)符合都為負(fù)，說明普惠金融發(fā)展對農(nóng)村貧困減緩具有“U 型”特征，且LIML 回歸結(jié)果與2SLS 回歸一致，表明不存在弱工具變量；但是解釋變量cul 在加入變量ifi?2 后變得不顯著了，與GMM 回歸結(jié)果一致。 說明本文回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（3）“U 型”特征的進(jìn)一步穩(wěn)健性檢驗。因為加入變量ifi?2 后解釋變量cul 不顯著了，所以本文在剔除解釋變量cul 后，對普惠金融發(fā)展指數(shù)對農(nóng)村貧困減緩是否具有“U 型”特征進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗。于是本文對這一部分也進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗，采用與上述穩(wěn)健性檢驗同樣的回歸方法。 回歸結(jié)果見表9。

表9 “U 型”特征的進(jìn)一步穩(wěn)健性檢驗

顯然回歸結(jié)果與上述檢驗結(jié)果一致，本文對“U 型”特征進(jìn)一步的檢驗結(jié)果具有穩(wěn)健性。

五、結(jié)論

本文在滲透性、 服務(wù)可得性和使用效用性三個維度構(gòu)建新疆普惠金融發(fā)展指標(biāo)體系，采用變異系數(shù)法測度新疆普惠金融發(fā)展指數(shù)，結(jié)果表明2007-2017年新疆普惠金融的發(fā)展無論是從滲透性、服務(wù)可得性還是使用效用性都是逐年增長的。 接著本文對2007-2017年新疆的普惠金融發(fā)展指數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行GMM 回歸，分別從普惠金融發(fā)展是否能夠正向影響農(nóng)村貧困減緩、對農(nóng)村貧困減緩具有“U 型”特征和對“U 型”特征的進(jìn)一步研究進(jìn)行實證檢驗。

根據(jù)檢驗結(jié)果可以得出以下結(jié)論： ①普惠金融發(fā)展對農(nóng)村貧困的減緩具有顯著的正向作用；②滯后一期的貧困正向顯著影響當(dāng)期貧困；③經(jīng)濟增長可以帶動農(nóng)村貧困的減緩；④每萬人鄉(xiāng)村文化站個數(shù)顯著負(fù)向影響農(nóng)村貧困減緩，猜想可能因為鄉(xiāng)村文化站建設(shè)并沒有達(dá)到理想效果；⑤本文加入變量ifi?2 后，實證檢驗了普惠金融發(fā)展指數(shù)對農(nóng)村貧困減緩具有顯著的“U 型”特征；⑥由于檢驗結(jié)果解釋變量cul 不顯著，本文在剔除變量cul 后進(jìn)一步對“U 型”特征進(jìn)行檢驗；檢驗結(jié)果表明，普惠金融發(fā)展指數(shù)依然對農(nóng)村貧困減緩具有顯著的“U 型”特征。 在以上檢驗結(jié)果的基礎(chǔ)上，最后采取OLS 回歸、2SLS 回歸和LIML 回歸對實證檢驗結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果顯示本文對普惠金融影響農(nóng)村貧困減緩的分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

基于本文的實證檢驗結(jié)果，為推進(jìn)新疆普惠金融減緩農(nóng)村貧困，主要提出以下建議：①在普惠金融支持貧困減緩方面，構(gòu)建精準(zhǔn)到以“戶”或“人”為單位的點對點金融服務(wù)體系。 政府在支持普惠金融方面，提高農(nóng)村基本醫(yī)療保險和基本養(yǎng)老保險的覆蓋率與扶貧資金的有效利用，提供更為完善的金融服務(wù)。 加強農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)覆蓋率，利用“互聯(lián)網(wǎng)+”的模式，將金融概念滲入村民生活中。②為村民普及簡單易懂的金融知識理論與應(yīng)用操作，尤其是對金融知識不了解的居民；平時通過廣播、講座等宣傳方式加大居民對金融知識的了解；實施以“金融進(jìn)校園”為主題的活動，在初中高中進(jìn)行最基本的金融服務(wù)模擬。 ③在資金方面，政府實行具有針對性的資金應(yīng)用，將扶貧資金更加細(xì)化和精準(zhǔn)化；對涉農(nóng)方面的貸款實行利率補貼，降低農(nóng)戶貸款成本；提供扶貧專項基金；建立扶貧專項保險。 ④加大鄉(xiāng)村文化站的利用率；對舊書進(jìn)行收集并放入文化站中；改善鄉(xiāng)村文化站的環(huán)境，定點定時在鄉(xiāng)村文化站播放以“金融”為主題的視頻，使居民對金融知識有最基本的了解。