普惠金融减贫效应的区域差异及门槛特征研究
汪晓 崔晓烨摘 要基005—07年全国3省份面板数据运用空面板模型对普惠金融发展与贫困减缓关系进行实证检验结表明普惠金融发展和贫困程都存空集聚特征从全国层面看普惠金融发展具有显著减贫效应;从区域层面看普惠金融减贫效应存异质性呈现出东强西弱区域特征。
基础上进步运用面板门限回归模型对普惠金融减贫效应门槛特征进行实证分析结表明普惠金融减缓贫困还存显著门槛效应当济发展越某门槛普惠金融减贫效应会显著增加。
关键词普惠金融;减贫效应;区域差异;门槛特征图分类83 献标识码 编k3760900、引言消除贫困是全人类共目标。
党十九明确把精准脱贫作胜全面建成康社会必须打三攻坚战截至08年末全国农村贫困人口剩余660万贫困发生率7%脱贫攻坚任仍然艰巨。
金融扶贫脱贫攻坚战占据非常重要地位近几年我国政府向贫困地区提供扶贫额信贷、扶贫再贷款以及扶贫金融债等多种金融工具促进贫困人口减贫增收扶贫成显著。
但是由不地区融条件和融存差异扶贫金和项目部分容和条款与扶贫到户相抵触金融精准扶贫难仍然存。
普惠金融是能够全面有效地社会各群体包括贫困人口、微企业提供产品和金融体系。
该概念由合国005年正式提出其核心目标是使社会各群体拥有享受金融平等机会。
006年我国正式引入这概念以党央高重视普惠金融发展06年国院印发《推进普惠金融发展规划（06—00）》力争到00年建立与全面建成康社会相适应普惠金融和保障体系;07年习近平全国金融工作会议上明确指出要建设普惠金融体系加强对微企业、“三农”和偏远地区金融推进金融精准扶贫。
因研究普惠金融减贫效应区域差异及门槛特征对政府制定和优化普惠金融减贫政策进而顺利完成“十三五”扶贫开发工作目标具有重要现实义。
基我国3省份区域面板数据測算普惠金融指数通空面板模型和门限回归模型考察普惠金融减贫效应区域差异以及门槛特征得出结论并提出相关政策建议。
Glr和Zr（993）、Bk等（ 007）从宏观角考察金融发展与减缓贫困关系发现金融发展对增加低收入者收入以及缩收入差距具有积极影响。
随着普惠金融体系不断推进国外研究者就普惠金融减贫问题开展了量研究。
（00）采用孟加拉国和印面板数据进行实证分析发现微型金融贷款获取可以显著降低贫困发生率。
rk（06）运用37亚洲济体相关数据对普惠金融发展与贫困程关系进行实证检验结表明发展普惠金融对减缓贫困和缩收入差距具有积极影响。
邵汉华和王凯月（07）基00—0年90国面板数据进行实证研究结表明普惠金融具有较显著减贫效应但普惠金融发展贫困广方面减缓作用要贫困深方面作用。
徐强和陶侃（07）运用省级面板数据和系统广义矩估计方法实证分析金融包容是否具有减贫效应实证结表明金融包容与贫困减缓呈现稳定正向关系。
王姣和周颖（07）基我国普惠金融指数和贫困发生率年数据实证分析普惠金融发展对贫困减缓作用机制实证结表明提高普惠金融覆盖率以及降低普惠金融成对贫困减缓具有正向作用而普惠金融使用效率高低对贫困减缓作用并不显著。
但是上述研究多采用序列分析方法或面板数据普通二乘法（L）估计充分考虑我国普惠金融发展存空相关性对结干扰而且关考察普惠金融减贫路径研究也相对较少。
胡宗义（08）采用Krl密估计法分析国及各区域普惠金融发展演进程发现普惠金融发展具有明显空相关性。
吕勇斌和肖凡（08）基我国56县级层面数据采用空计量工具实证分析普惠金融减贫效应发现普惠金融发展水平与贫困程存空关性且二者存倒形关系。
已有研究表明普惠金融可以通两种路径实现贫困减缓（）直接效应普惠金融减贫直接效应通体行产生。
发展普惠金融可以进步健全完善金融基础设施提高弱势群体金融可获得性特别是信贷可得性提高有助提升弱势群体生产能力从而实现贫困减缓。
Brg（005）发现提高贫困人口金融可获得性（增加银行机构农村地区设立数量）可以显著降低贫困发生率。
何学松和孔荣（07）认普惠金融通拓展金融对象缓贫困群体信贷约束进而提高贫困人群收入水平。
普惠金融可以通推动济增长使其济社会发展层面达到更高衡并终惠及贫困人口等弱势群体。
和Kr（06）通实证研究发现普惠金融发展与济发展水平密切相关且普惠金融与其他济目标协调性有利济社会发展。
朱鸣和王伟（07）认普惠金融减贫效应很程上依赖济增长介效应。
罗斯丹（06）发现普惠金融减贫效应存显著门槛特征减贫效应随人收入水平提高而增强。
gr和Bk（05）认普惠金融可以通济增长介效应缩区域贫困差距。
杜莉和潘晓健（07）证实普惠金融对区域济增长作用效应存地区差异呈东、、西部递减格局。
基上述研究提出以下假说普惠金融减贫效应存空异质性且呈现出东强西弱区域特征。
3普惠金融减贫效应存显著门槛特征减贫效应随济发展水平提高而增强。
三、普惠金融指数测算与分析（）普惠金融指标选取及数据验证以上假设首先对普惠金融指数进行测算与分析。
普惠金融强调金融广和深因编制普惠金融指数要尽可能构造完整指标体系。
Bkl（007）通金融地域和人口分布情况、助存款机地域和人口分布情况、贷款总额和存款总额占比情况及其总账户数等8指标衡量国（地区）普惠金融发展程。
r r（008）将Bkl指标划分方法进行适当改进将8指标划分三维即金融产品与渗透性、可得性以及效用性衡量普惠金融发展状况。
杜强和潘怡（06）借鉴国外普惠金融三维分析法采用降维方法结合国金融发展现状选取指标以衡量我国普惠金融发展水平。
借鉴国外相关献基础上以金融渗透性评价普惠金融供给效率以金融使用性评价普惠金融状况利用两维、6指标综合衡量普惠金融发展水平具体指标体系如表所示表普惠金融指标体系[衡量维 描述性指标 具体指标 金融渗透性 地理维 每万平方公里金融机构数 每万平方公里金融从业人员数 人口维 3 每万人拥有金融机构数 每万人拥有金融从业人员数 金融使用性 存款 5 人存款余额占人G比重 贷款 6 人贷款余额占人G比重 ]上述6指标所涉及金融数据我国3省市《区域金融运行报告》《统计年鉴》以及万得数据库由国香港、澳门以及台湾地区相关数据较难获取所以并将这三地区纳入研究围。
（二）普惠金融指数测方法目前普惠金融指数测方法主要有以下三种（）借鉴合国开发计划署些著名指标例如（00）借鉴合国人类發展指数（）构建方法衡量不地区普惠金融发展状况;（）通变异系数法和极差法确定普惠金融各指标权重以各指标权重基础运用欧式距离法计算普惠金融指数例如王婧和胡国辉（03）通变异系数法和极差法构建普惠金融指数;（3）采用因子分析、主成分分析法量普惠金融发展程例如祝英丽（00）以银行业综合指数衡量普惠金融程。
借鉴合国人类发展指数构建方法衡量我国3省市普惠金融发展状况。
测公式表示[++…+++…]其[0≤≤]普惠金融指数但要是[]值并不能代表其具体其值只是体现普惠金融发展纵向趋势和横向差距;[]表示指标普惠金融指数表示处理指标值[]越则该指标代表普惠程越高;[]表示指标权重。
[]计算公式[×x][]指标实际观测值[]和[x]分别表示该指标值与值。
对权重[]估计采用变异系数法确定。
先计算各样取值平数[X]和标准差[σ]再运用[VXσ]和[VV]计算出变异系数[V]和指标权重[]。
（三）普惠金融发展水平测结分析根据上述普惠金融指数测公式计算我国3省市005—07年普惠金融指数计算结如表所示。
具体看005—008年全国多数省市普惠金融较低水平徘徊这主要与国有商业银行改革以及幅撤并金融机构有关。
008年以全国普惠金融发展水平总体呈上升趋势得益金融改革成效逐步显现金融进入快速发展阶段。
从金融渗透性维看005—07年每万平方公里金融机构数所占权重从09上升到03每万平方公里金融从业人员数所占权重从00上升到0表明金融地理渗透性对普惠金融发展影响逐步增强;存款所占权重基保持0左右贷款和每万人所拥有金融机构数所占权重逐步下降表明这两指标对普惠金融影响程逐步下降其他指标权重无显著变化。
但从各省市实际指标值看西部普遍存融难问题。
二从区域发展差异看东部地区普惠金融发展明显西部地区东、、西部平得分分别08、008、009。
从区域部看东部地区省市差异较河北、辽宁以及海南低东部地区平水平上海、北京则远远高平水平;部地区普惠金融发展水平较高省份是河南、安徽较低省份黑龙江;西部地区呈阶梯状分布重庆位梯队陕西、四川、宁夏位二梯队其他省份位三梯队普惠金融发展低西部地区平水平。
使区域差异结更加直观进步得到国普惠金融发展水平空分布图如图所示。
四、普惠金融减贫效应空集聚及区域差异实证研究（）模型设定及变量选取验证普惠金融减贫效应区域差异设定如下模型[vα0+β+βlg+β3+βrb+β5g+β6+β7lr+ε] 被释变量（v）选取恩格尔系数测量国各地区贫困程该指标采用食品支出占总消费支出比重表示其值越低表示该地区庭越富裕。
根据各地区统计年鉴分别计算3省份农村居民和城镇居民恩格尔系数采用城镇化率权重进行加权计算得出。
3 控制变量（）济发展水平（g）是采用各省份人G表示般说地区济发展水平越高贫困发生率越低。
（）财政干预程（）通政府支出占G比重表示。
（3）城镇化率（rb）采用城镇人口占总人口比重表示。
（）收入差距（g）采用城镇居民人收入与农村居民人收入比值表示。
（5）教育水平（）采用人教育年限表示计算公式（0[×]盲人数+6[×]学人数+9[×]初人数+[×]高人数+6[×]专及以上人数）6岁及6岁以上人口。
（6）交通便利程（r）通每平方公里拥有公路里程数表示防止异方差出现实证分析该指标应取对数。
以上变量描述性统计如表3所示。
表3变量描述性统计[指标 样数 值 值 值 标准差 恩格尔系数（gl） 03 037 0597 005 0065 普惠金融指数（） 03 0088 090 00 035 济发展水平（g） 03 38765 899 505 39037 财政干预程（） 03 06 379 0080 088 城镇化率（rb） 03 050 0896 009 06 收入差距（g） 03 886 59 85 0559 教育水平（） 03 863 50 3738 0 交通便利程（r） 03 803 059 3636 8697 ]（二）普惠金融减贫效应空集聚及空计量分析 空相关性分析。
验证假设合理性首先采用全局莫兰指数r 对国普惠金融发展水平和贫困程全局空相关性进行分析并且运用局部r 分析国普惠金融发展和贫困减缓空分布格局。
（）全局r。
全局r 考察是整空序列[x]空集聚情况其计算公式[xxxx]其[x]代表[]区域普惠金融发展程和贫困程观测值[]区域数量[]空权重矩阵（用量区域[]与区域[]距离）[xx]样方差。
r 取值介到0表示存正空相关即高值与高值相邻、低值与低值相邻;0表示存空相关即高值与低值相邻;接近0表示空分布是随机不存空相关。
采用5测算我国005—07年普惠金融发展程和贫困程全局r 测算结如表所示。
由表可知我國普惠金融发展程和贫困程全局莫兰指数值036—0577且对应值0055%显著性水平上拒绝无空相关原假设表明我国3省份普惠金融发展程和贫困程并不是随机分布即普惠金融发展水平和贫困程高（低）省份其邻近省份普惠金融发展水平和贫困程也较高（低）。
从发展阶段看005—07年普惠金融发展水平全局相关性总体呈下降趋势而贫困程空相关性则历了先升降程005—008年空相关性明显上升由005年005上升到008年0577009—07年空相关性处波动下降状态由009年090下降至07年0。
（）局部r。
因全局r 无法量某区域附近空集聚情况因通局部r 和L聚集图分析普惠金融发展和贫困程省际分布特征其计算公式[xxxx][>0]表示区域高（低）值被附近高（低）值所包围即省份与邻近省份普惠金融发展和贫困程具有相似属性对应L聚集图象限（高—高区域）和三象限（低—低区域）;[ 相关热词 门槛效应差异