摘 要：金融扶贫已成为我国扶贫开发战略的重要组成部分。通过协整检验、格兰杰因果检验对我国金融发展与绝对贫困程度的长期均衡关系进行研究，并利用脉冲响应函数分析金融规模、金融效率与相对贫困程度之间的动态响应关系，运用方差分解判断变量之间的相互作用及对其贡献率。结果表明，金融发展通过经济增长对缓解贫困的间接作用能够体现出来，城乡收入差距的缩小，贫困的减少，更多是需要金融效率的提升，金融资源的优化配置，而不是单纯追求金融资产数量的盲目扩大。

关 键 词：金融发展;减贫效应;金融效率;VAR模型

中图分类号：F832 文献标识码：A 文章编号：2096-2517（2018）03-0036-09

DOI：10.16620/j.cnki.jrjy.2018.03.004

Abstract： Financial poverty alleviation has become an important part of Chinas poverty alleviation development strategy. By using cointegration test and Granger causality test， the paper studied the long-term equilibrium relationship between financial development and absolute poverty in China， and analyzed the dynamic response relationship between financial scale， financial efficiency and relative poverty with impulse response function. The interaction and contribution rate of them was studied by variance decomposition. The results showed that the indirect effects of financial development on poverty alleviation through economic growth can be reflected. The narrowing of the income gap and the reduction of poverty require more financial efficiency and optimization of financial resources， rather than blindly expanding financial assets.

Key words：financial development; poverty reduction effect; cointegration test; VAR Model

一、引言

贫困问题是影响人类社会发展的重要问题，减少和消除贫困是发展中国家的一项长期任务。由于历史发展等原因， 我国逐渐形成城乡二元经济格局。改革开放以来，我国政府通过强有力的扶贫行动，经过体制改革推动扶贫、大规模开发式扶贫、八七扶贫攻坚、巩固成果综合开发和脱贫攻坚五个阶段，我国扶贫事业取得了巨大成就，农村贫困状况得到很大缓解。 但是在脱贫攻坚方面我国面临的压力和挑战依然很大， 贫困人口总体规模仍然较大，扶贫成本高。贫困地区异地搬迁、基础设施、产业发展等，需要集中大量资金投入。资金约束一直是制约贫困地区和人口脱贫的一个重要因素。

发展农村金融，加强对扶贫开发的金融支持，是减少农村贫困的有效途径之一。《中国农村扶贫开发纲要（2011—2020年）》首次把金融服务作为新时期扶贫开发的重要政策保障， 在2015年12月中央扶贫开发工作会议上， 习近平总书记专门强调要做好金融扶贫这篇文章。 金融扶贫是我国扶贫开发事业进入脱贫攻坚阶段后， 党和国家提出的重大方针战略。与过去单纯“输血”的粗放式扶贫相比，金融扶贫重在“造血”，有利于增加贫困地区金融服务的可获得性和提高扶贫开发的精准性， 对金融扶贫理论与实践进行系统研究具有理论与现实意义。

二、文献回顾

国内外关于金融发展对于贫困减缓的作用，学者们有较大分歧。一方面，大部分学者用数据实证分析了金融发展有利于贫困的减缓。Jalilian等（2002） 以26个发展中国家的金融发展为实证研究对象， 得出发展中国家金融水平的提高与贫困人群收入的增长成正比， 金融业务应用于贫困人口的比例增加， 其收入水平也会随之提高[1]。Bittencourt等（2006）[2]、Claessens等（2007）[3]证实了金融服务对改善贫困的重要作用。 随着现代金融的迅猛发展， 贫困人群的收入水平也必将随之提高。苏基溶等（2009）利用广义矩估計法研究得出，金融发展的收入分配效应以及经济增长效应都有利于贫困人口减贫[4]。此后，胡卫东（2011）关注了乡镇银行推行的小额信贷金融模式改革， 并运用内生金融理论分析了改革对治理贫困的作用，并得出农村内生金融模式的实践可以更专注于贫困人口自我发展能力的提高，从而减轻贫困[5]。伍艳（2012） 通过搜集全国2001—2011年金融发展数据，对反贫困的效果进行了研究，发现当我国金融发展水平提高1%时， 贫困发生率会下降1.58%[6]。田银华等（2014）运用省际面板数据对金融与减贫的区域差异问题进行了实证分析， 认为虽然金融减贫效应在东、中、西部之间的发展水平存在较大的地域差异，但金融发展水平有助于拉动地区人均收入提高的事实是无可非议的[7]。吕勇斌等（2014）认为农村居民储蓄的增加， 使农村信用社等农村金融机构存款规模扩大， 能够将资金有效运用到效益比较高的农业项目中， 更有利于提高金融反贫困的效果[8]。

另一方面， 也有部分学者从反面论述了金融发展对于减贫的不利因素。Aghion等（2007）认为，贫困人口在现实生活中即便可以顺利实现小额贷款， 但也可能因为自身发展动力不足以及小额贷款利息较高等原因致使无法偿还贷款[9]。Akhter等（2010）进一步阐述了金融不稳定会导致经济发展受阻等一系列问题，从而不利于减缓贫困人口贫困状况[10]。杨小玲（2009）实证分析了我国农村金融发展对农村减贫的短期和长期影响，认为我国农村金融发展对农村减贫只有在短期内呈现一定的促进作用，但很难成为长久减贫的重要因素[11]。杜凤莲等（2009）的研究发现，我国的金融减贫具有明显的波动性， 特别是农村合作金融的自发调节极易使农民收入分配更加不均衡， 还需要政府在政策层面出台系列金融法律、 法规保障收入分配向贫困人口的倾斜[12]。苏静等（2014）采用面板平滑转换模型研究了我国农村金融发展对减缓贫困的效应， 认为金融减贫呈现出两极分化的趋势， 只有人均收入跨越“贫困陷阱”，金融发展对贫困减缓才具有明显的促进作用[13]。谢婷婷等（2016）指出二元经济结构的存在会进一步导致向城市居民的倾斜金融政策， 而对农民的受益将有极大的影响，因此可能会加剧农民的集体贫困[14]。

综上所述， 国内外学者关于金融发展对贫困减缓的作用做了大量研究， 但是总体上不够系统和深入， 金融发展对贫困减缓的作用究竟有利还是不利，需要进一步分析验证。本文从绝对贫困和相对贫困两个角度，运用协整检验、格兰杰因果检验、脉冲响应函数和方差分析法，对我国 1978—2014年金融扶贫的间接效应进行实证分析。

三、金融发展的减贫效应机制分析

众多研究表明， 金融发展对经济增长有促进作用，经济增长带动贫困减缓，并为扶贫工作的开展提供一定的财政资金保障。 研究领域初期对金融发展、 经济增长以及贫困缓解关系问题的研究主要是将经济增长作为桥梁展开的。 而结合著名研究者McKinnon等人在上世纪70年代初期的金融深化理论， 可以看出在他们的思想中金融的发展以及相关金融自由化发展政策的提出和应用对世界上部分欠发达国家的经济增长产生着一定的积极作用。

本文认为金融发展通过两条渠道间接影响贫困家庭：一是经济增长，金融发展的增长效应，二是收入分配的变化，即分配效应。金融发展对经济增长有一定的促进性作用， 同时经济增长带动贫困减缓， 经济增长能够借助两种方式对贫困人口提供帮助，进而实现改善贫困状况的目的：一方面是涓流效应， 即经济增长能够促进生产力水平的提升，具体来说就是在经济增长的影响下，贫困地区的生产要素条件能够得到相应的改善， 生产力水平也会不断提升，贫困发生率会逐渐减低。另一方面，亲贫困增长，即经济增长在一定程度上会促使增长收益的机会以及经济建设过程中产生的财政资源进行重新分配， 并且这种重新分配方式会逐步扩大对贫困地区的投资或者为贫困人口提供大范围的转移支付。 减少贫困的程度与经济增长引起的收入分配变化、初始资产收入的不平等，以及让贫困人口分享经济增长的各种机会有关。

本文主要根据收入的情况， 分别从金融发展对绝对贫困的间接影响和金融发展对相对贫困的间接影响效应两个角度进行实证分析。

四、实证分析

（一）金融发展对绝对贫困的间接影响

为深入探讨金融发展对贫困的长期影响，本文运用协整检验、 格兰杰因果检验来实证分析金融发展对贫困的间接影响效应， 考察金融发展是否通过经济增长对缓解贫困存在间接作用。

1.变量与数据

绝对贫困也称为生存贫困， 与维持生命的最低物质条件相关， 因此绝对贫困状况我们采用农村居民恩格尔系数（ECO）来衡量。农村居民恩格尔系数是农村居民消费中用于食物支出占总支出的比率，农民收入提高，恩格尔系数下降，说明农村居民生活水平提高，不再只是解决温饱，维持基本生存水平，而注重其他精神方面的享受，因此我们采用农村居民恩格尔系数来反映绝对贫困状况， 农村居民恩格尔系数越大， 绝对贫困程度越高，反之，农村居民恩格尔系数越小，绝对贫困程度越低。

反映经济增长国际上通常采取GDP、 人均GDP增长率和人均GDP来衡量。 人均GDP是衡量经济发展状况的指标， 反映一个国家的生活水平和富裕程度。本文选用人均GDP来反映经济增长，并取对数记为LnPGDP。

金融发展指标主要用金融发展规模来反映，即金融相关比率（FIR）。国际上通常采用戈氏指标和麦氏指标两种方法， 其中戈氏指标为金融资产总量与生产总值之比， 而麦氏指标为广义货币存量M2与生产总值之比。由于相关数据资料不全，无法直接使用戈氏指标和麦氏指标， 本文利用我国金融机构存款和贷款合计与GDP的比值，来反映金融发展规模，该指标越大，说明金融发展规模越大。

FISC为财政支农占GDP的比重，由于农业本身的弱质性， 改进财政对农业的投入方式和加大投入力度，加大財政对农业的保护力度，能够反映政府经济政策的效果，体现经济增长对绝对贫困缓解带来的益处。表1为各变量定义及计算方法。

鉴于时间序列分析对数据的要求， 选择样本区间为1978—2014年，数据来自历年《中国统计年鉴》《中国金融年鉴》等。表2为各变量的统计性描述。

2.单位根检验

为了避免数据产生伪回归， 本文利用统计软件Eviews8.0对数据进行单位根ADF检验，如表3所示。

由表3可知， △ECO、△LnPGDP、△FIR和△FISC在1%的显著水平下均平稳， 所以ECO、LnPGDP、FIR、FE和FISC变量均为一阶单整。

3.模型构建与协整检验

由于各变量都为I（1）过程，用EG两步法做协整回归并检验变量之间是否存在协整关系。

先运用OLS建立LnPGDP与FIR的回归模型：