金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化的區(qū)域減貧效應(yīng)研究
——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

何思妤，曾維忠，藍(lán)紅星

（四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都 611130）

聯(lián)合國(guó)2015年后全球發(fā)展議程確立了在未來15年內(nèi)徹底消除極端貧困的目標(biāo)，消除貧困是世界各國(guó)尤其是發(fā)展中國(guó)家面臨的艱巨任務(wù)。我國(guó)政府一直致力于消除貧困，并取得了舉世矚目的成就。自實(shí)施開發(fā)式扶貧以來，在國(guó)家各項(xiàng)政策的支持下，農(nóng)村貧困人口大幅度減少，農(nóng)村貧困問題得到有效緩解。數(shù)據(jù)顯示，全國(guó)農(nóng)村貧困線標(biāo)準(zhǔn)由2000年的865元，增加為2017年的2 300元（2010年不變價(jià)），增幅達(dá)165.89%，但農(nóng)村貧困人口卻由2000年的9 422萬，減少到2017年的3 046萬，減少了6 376萬人，減幅達(dá)76.67%，貧困發(fā)生率下降至3.1%[1]。伴隨著我國(guó)減貧事業(yè)的發(fā)展，尤其到2020年農(nóng)村絕對(duì)貧困整體消除后，鞏固脫貧成果，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展任務(wù)依然艱巨。一方面，盡管人均收入水平不斷提升，而收入維度之外的多維貧困問題凸顯，傳統(tǒng)貧困治理模式面臨新形勢(shì)與新挑戰(zhàn)[2]。另一方面，我國(guó)區(qū)域發(fā)展不平衡問題日益突出，區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異日趨擴(kuò)大，城鄉(xiāng)之間依然存在巨大差距，2017年農(nóng)村居民人均收入僅占城鎮(zhèn)居民的36.9%。黨的十九大倡導(dǎo)了金融服務(wù)、金融產(chǎn)品等對(duì)低收入地區(qū)、低收入人群和弱勢(shì)產(chǎn)業(yè)的關(guān)注，核心在于優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)，給予低收入地區(qū)、人群以及弱勢(shì)產(chǎn)業(yè)平等的融資機(jī)會(huì)與權(quán)利。

盡管近年來，隨著我國(guó)扶貧開發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施，金融扶貧實(shí)踐模式不斷豐富、創(chuàng)新，已經(jīng)被證明是激發(fā)內(nèi)生動(dòng)力，促進(jìn)貧困減緩行之有效的途徑之一，成為精準(zhǔn)扶貧精準(zhǔn)脫貧戰(zhàn)略體系的重要組成部分，但是學(xué)術(shù)界對(duì)于金融結(jié)構(gòu)的研究相對(duì)薄弱。雖然我國(guó)對(duì)金融體制進(jìn)行了多次改革和調(diào)整，密集出臺(tái)了一系列金融“新政”，力圖實(shí)現(xiàn)優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)與貧困減緩的良性互動(dòng)，然而，由于農(nóng)村金融減貧市場(chǎng)機(jī)制的缺位，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)多樣化充分競(jìng)爭(zhēng)格局并未形成，政策性金融、商業(yè)性金融和民間金融固有的“嫌貧愛富”思想導(dǎo)致資金流向“非農(nóng)化”，資金配置效率依然不高。因此，深入探討金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化的區(qū)域貧困減緩效應(yīng)及其互動(dòng)關(guān)系，對(duì)于促進(jìn)金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化與金融扶貧戰(zhàn)略的實(shí)施，都具有重要的理論價(jià)值與現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述與問題提出

對(duì)金融結(jié)構(gòu)的系統(tǒng)性研究開始于戈德史密斯，他認(rèn)為一國(guó)的金融結(jié)構(gòu)就是現(xiàn)存的金融工具與金融機(jī)構(gòu)之和[3]。林毅夫?qū)⒔鹑诮Y(jié)構(gòu)定義為金融制度安排的比例及其相對(duì)構(gòu)成，并指出金融結(jié)構(gòu)分別可以從貨幣市場(chǎng)與資本市場(chǎng)或者正規(guī)金融與非正規(guī)金融角度來進(jìn)行考察[4]。金融扶貧的作用雖然早已受到廣泛關(guān)注，但關(guān)于金融結(jié)構(gòu)反貧困含義的相關(guān)研究還不夠系統(tǒng)。

圍繞金融結(jié)構(gòu)及其減貧效應(yīng)的研究，學(xué)術(shù)界重點(diǎn)就兩個(gè)問題展開了討論。一是金融結(jié)構(gòu)對(duì)貧困減緩的直接效應(yīng)。眾多研究表明，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化可以促進(jìn)貧困減緩。首先，從融資渠道來看，萊文指出：擴(kuò)寬融資渠道可以有效減少貧困[5]。貧困者可通過獲得的貸款來進(jìn)行投資，此舉可以顯著提高其未來收入水平[6-7]。具體地說，金融部門提供的信貸能夠幫助貧困家庭獲得新技術(shù)，提高健康水平等，從而增加長(zhǎng)期收入[8]。其次，從金融服務(wù)來看，為貧困者提供恰當(dāng)?shù)慕鹑诜?wù)對(duì)幫助他們形成自我發(fā)展能力，緩解其貧困具有重要意義[9]。克萊森斯和菲金研究表明金融部門提供的儲(chǔ)蓄、保險(xiǎn)等服務(wù)能夠幫助企業(yè)或家庭積累資金、有效應(yīng)對(duì)外部沖擊并分散風(fēng)險(xiǎn)，降低其未來陷入貧困的可能性[10]。金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)貧困減緩的直接效應(yīng)得到了學(xué)者們的實(shí)證檢驗(yàn)，但是不容忽視的是金融是一把雙刃劍，金融過度繁榮可能不會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反而會(huì)傷害經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引擎，即資產(chǎn)有形比例較低、或研發(fā)密度較高的產(chǎn)業(yè)[11]。同時(shí)，由于借貸門檻的存在，低于這一門檻的貧困者將無法獲得金融服務(wù)[12]，金融結(jié)構(gòu)直接減貧效應(yīng)很可能呈現(xiàn)出非線性的特征。但是，蓋勒和蔡拉指出，通過金融結(jié)構(gòu)的調(diào)整可以降低借貸門檻。正如林毅夫提出只有特定金融結(jié)構(gòu)的支持，才能有效發(fā)揮金融體系的基本功能，這揭示了金融結(jié)構(gòu)具有階段性的本質(zhì)特征[4]。因此，本文提出經(jīng)驗(yàn)假說1，即：金融結(jié)構(gòu)具有貧困減緩的直接效應(yīng)，但是二者之間并非簡(jiǎn)潔的線性關(guān)系，而是具有階段性并呈現(xiàn)出門檻特征。

金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)貧困減緩的間接效應(yīng)，是學(xué)術(shù)界關(guān)注的第二個(gè)問題。姚耀軍在分析金融結(jié)構(gòu)反貧困效應(yīng)的理論含義時(shí)提出中小企業(yè)作為中間渠道對(duì)于金融結(jié)構(gòu)發(fā)揮減貧效應(yīng)具有重要作用，中小銀行的發(fā)展為中小企業(yè)溢出反貧困效應(yīng)創(chuàng)造空間[13]。中小企業(yè)提供了大量城鎮(zhèn)就業(yè)崗位，為低收入勞動(dòng)力貢獻(xiàn)了大量就業(yè)機(jī)會(huì)，讓更多農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)入就業(yè)市場(chǎng)，提高他們的非農(nóng)收入和自我發(fā)展能力。但是由于中小企業(yè)信息不對(duì)稱和固定資產(chǎn)欠缺等問題難以獲得足夠的資金支持，生存和壯大高度依賴于銀行貸款[14]。然而，由于目前在我國(guó)的金融結(jié)構(gòu)中，大型國(guó)有商業(yè)銀行占據(jù)主導(dǎo)體系，其信貸服務(wù)主要傾向于為大型和資本密集型的國(guó)有企業(yè)提供，而非以民營(yíng)企業(yè)為代表的中小企業(yè)[15]。中小企業(yè)在各類銀行的信貸比例中偏低，有限的金融服務(wù)使中小企業(yè)的發(fā)展受到阻礙。由于組織結(jié)構(gòu)簡(jiǎn)單、地域特征明顯等天然屬性，中小銀行在為中小企業(yè)提供信貸服務(wù)等方面具有成本低、效率高的優(yōu)勢(shì)[16]。王廉石基于我國(guó)2005—2011年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，分析結(jié)果表明增加中小銀行所占市場(chǎng)份額，有利于貧困減緩和縮小收入差距[17]。因此，本文提出經(jīng)驗(yàn)假說2，即：金融結(jié)構(gòu)具有減緩貧困的間接效應(yīng)，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整能夠豐富融資渠道，從而實(shí)現(xiàn)中小企業(yè)發(fā)展以促進(jìn)貧困減緩。

2 數(shù)據(jù)來源與實(shí)證方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于公開統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)和對(duì)相關(guān)部門統(tǒng)計(jì)資料的收集數(shù)據(jù)，收集了2005—2016年32個(gè)省級(jí)數(shù)據(jù)。主要包括對(duì)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)金融年鑒》、中國(guó)人民銀行發(fā)布的《各地區(qū)金融運(yùn)行報(bào)告》《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)民政統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站及相關(guān)部門有關(guān)數(shù)據(jù)的搜集和整理，獲得了包括銀行存貸款、股票市值、中小企業(yè)規(guī)模、GDP和進(jìn)出口額等數(shù)據(jù)。

2.2 變量含義及其描述性統(tǒng)計(jì)

被解釋變量為貧困程度，考慮到消費(fèi)指標(biāo)較收入指標(biāo)更具穩(wěn)定性而更能真實(shí)地揭示貧困者的真實(shí)生存狀況[18-19]。本文用家庭消費(fèi)支出數(shù)據(jù)作為貧困測(cè)度的指標(biāo)，家庭的生活水平通過消費(fèi)分布的結(jié)構(gòu)差異來進(jìn)行測(cè)量，由于消費(fèi)分布較為穩(wěn)定，存在較大的對(duì)稱性，因此按照家庭人均消費(fèi)支出中位數(shù)的50%作為貧困參照標(biāo)準(zhǔn)。

主要解釋變量為金融結(jié)構(gòu)和中小企業(yè)發(fā)展水平。本文用金融結(jié)構(gòu)比率來衡量金融結(jié)構(gòu)狀況，金融結(jié)構(gòu)比率取值參照溫濤和張梓榆的測(cè)量方法，用股票融資額與銀行等金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款額的比率來測(cè)算[20]，其次，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，關(guān)于中小企業(yè)發(fā)展水平的取值，本文采用各地區(qū)規(guī)模以上中小企業(yè)雇傭人數(shù)與當(dāng)?shù)匾?guī)模以上企業(yè)總雇傭人數(shù)之比率來衡量[21]。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貿(mào)易開放度與城鎮(zhèn)化水平分別納入控制變量。即使在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程當(dāng)中并不給予貧困者、貧困區(qū)域特別的優(yōu)待，但由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有“涓流效應(yīng)”（trickle-down），優(yōu)先發(fā)展起來的群體或區(qū)域可以通過刺激消費(fèi)、增加就業(yè)等途徑帶動(dòng)貧困者和貧困地區(qū)的發(fā)展，使這些人群與區(qū)域享受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來的經(jīng)濟(jì)社會(huì)福利，進(jìn)而促進(jìn)貧困減少[22]。本文用各地區(qū)實(shí)際GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的衡量指標(biāo)，并以1978年作為基準(zhǔn)計(jì)算得到。

本文用地區(qū)出口總額與GDP的比值來衡量貿(mào)易開放度。從已有的研究來看，貿(mào)易開放度對(duì)貧困具有雙重影響，一方面，貿(mào)易開放通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來提高貧困人口的收入，而且這種正向影響還會(huì)隨著貿(mào)易開放程度的深化而呈現(xiàn)逐漸提高的趨勢(shì)[23]，但是不可忽視的是，貿(mào)易開放可能會(huì)對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生巨大沖擊，造成失業(yè)人口增加，從而加深貧困程度。貿(mào)易開放也會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)產(chǎn)生影響，導(dǎo)致價(jià)格波動(dòng)，不利于貧困減緩政策的有效施行[24-25]。城鎮(zhèn)化的減貧效應(yīng)也存在兩面性，一方面，城鎮(zhèn)化水平的提高有效改善城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)了非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，在拉動(dòng)就業(yè)、提升貧困人口收入等方面具有重要的功能。但另一方面城鎮(zhèn)也由于大量人口的涌入提高了城鎮(zhèn)居民生活成本，可能會(huì)導(dǎo)致生活水平下降。因此，城鎮(zhèn)化對(duì)貧困的影響也需要通過實(shí)證來檢驗(yàn)，本文以區(qū)域城鎮(zhèn)人口和區(qū)域總?cè)丝诘谋戎祦砗饬砍擎?zhèn)化水平。

2.3 計(jì)量模型構(gòu)建

本研究所采用的2005—2016年省級(jí)樣本數(shù)據(jù)，由于本樣本數(shù)據(jù)中同時(shí)包含時(shí)間序列和截面面板數(shù)據(jù)，相對(duì)于一般的時(shí)間序列回歸，面板回歸可以降低多重共線性并能有效控制樣本異質(zhì)性，在解釋經(jīng)濟(jì)問題時(shí)具有更廣泛的適應(yīng)性。因此，本文擬采用面板模型對(duì)前述研究假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

首先，檢驗(yàn)金融結(jié)構(gòu)對(duì)貧困程度的非線性影響關(guān)系，設(shè)定基礎(chǔ)模型，如式（1）所示：

式中被解釋變量POV表示貧困程度，z與t分別表示地點(diǎn)與時(shí)間，時(shí)間以年為單位測(cè)算。αzt為常數(shù)項(xiàng)，核心解釋變量fsr表示金融結(jié)構(gòu)比，X為控制變量集合，包括上述經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貿(mào)易開放度和城鎮(zhèn)化水平。β和φ分別為各自變量的彈性系數(shù)。μz為樣本異質(zhì)性，包含了各地區(qū)間差異的非觀測(cè)影響因素，εz，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

其次，為了體現(xiàn)不同金融結(jié)構(gòu)水平對(duì)貧困減緩影響的差異，本文采用Hansen[26]提出的門檻回歸模型對(duì)金融結(jié)構(gòu)的門檻效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，由式（1）展開設(shè)定面板門檻模型，見式（2）：

式（2）中，I為指示函數(shù)，當(dāng)滿足括號(hào)中的條件時(shí)I取值為1，否則為0。 ρzt為門檻變量，門檻變量用來測(cè)量核心解釋變量金融結(jié)構(gòu)率（fsr）對(duì)貧困水平的門檻效應(yīng)，δ為相應(yīng)的門檻值，門檻值可能會(huì)有多個(gè)，方程設(shè)定以此依次類推。其余符號(hào)含義與上文一致。

根據(jù)假說2，優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)可以豐富融資渠道，促進(jìn)中小企業(yè)發(fā)展，構(gòu)建面板回歸模型如下：

式（3）中，enpzt表示z地區(qū)t年份中小企業(yè)的發(fā)展水平，βzt為常數(shù)項(xiàng)，fsrz，t為金融結(jié)構(gòu)比率，X 為控制變量，εz，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，α1和 α2分別為彈性系數(shù)。

同時(shí)，中小企業(yè)的發(fā)展有利于吸收貧困群體就業(yè)，提高其非農(nóng)收入，從而促進(jìn)貧困減緩，構(gòu)建模型如下：

式（4），αz，t為常數(shù)項(xiàng)，β和 φ 為彈性系數(shù)，εz，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，其余符號(hào)與前述一致。

3 模型檢驗(yàn)與實(shí)證分析

3.1 模型檢驗(yàn)

首先，本文進(jìn)行了方差膨脹因子（Variance Inflation Factor，VIF）檢驗(yàn)，來排除整體變量以及各個(gè)變量之間的多重共線性問題，以判斷樣本是否具備做回歸分析的基本條件。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各變量VIF最大值為4.21，均值為2.47，VIF值低于5，可判定模型變量間不存在多重共線性問題，具體結(jié)果見表1。

表1 各變量的VIF檢驗(yàn)Table 1 VIF test of variables

如果面板數(shù)據(jù)的時(shí)間序列為“非平穩(wěn)序列”時(shí)，說明數(shù)列中存在單積成分，這樣就可能因?yàn)椴黄椒€(wěn)而出現(xiàn)偽回歸或偽相關(guān)，為了避免這種情況本文采用面板單位根檢驗(yàn)方法對(duì)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示POV、fsr、enp、tra 變量平穩(wěn)，GDP、urb 變量則非平穩(wěn)，因此有必要對(duì)變量求一階差分以繼續(xù)判斷其平穩(wěn)性，結(jié)果表明一階差分后的所有變量均通過了單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 面板單位根IPS平穩(wěn)性檢驗(yàn)Table 2 Unit root IPS stationarity test of panel

3.2 實(shí)證分析

式（1）中，μz為可能對(duì)因變量產(chǎn)生影響的但又不可觀測(cè)的因素集，這些因素可能與自變量相關(guān)，產(chǎn)生固定效應(yīng)，也有可能與自變量無關(guān)，產(chǎn)生隨機(jī)效應(yīng)。為了判斷模型的效應(yīng)類型，本文進(jìn)行了豪斯曼檢驗(yàn)，豪斯曼統(tǒng)計(jì)量的P值為0.002，小于0.01，本文選擇使用面板固定效應(yīng)模型。此外，鑒于內(nèi)生性可能，本文使用差分廣義矩方法（Difference GMM）和固定效應(yīng)（Fixed Effect，F(xiàn)E）進(jìn)行估計(jì)。在使用差分GMM方法時(shí)，需對(duì)模型的假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。本文參照布倫德爾和邦德（Blundell&Bond，1998）的做法，對(duì)各模型設(shè)定情況下的隨機(jī)誤差項(xiàng)分別進(jìn)行一階和二階序列相關(guān)性檢驗(yàn)，即AR（1）和AR（2）檢驗(yàn)和工具變量的過度識(shí)別檢驗(yàn)，即Sargan檢驗(yàn)。在下文的模型估計(jì)中，所有結(jié)果均通過了序列相關(guān)性檢驗(yàn)。Sargan檢驗(yàn)的P值均在0.5以上進(jìn)一步說明本文所選取的工具變量具有有效性。

在式（1）的基礎(chǔ)上得到以下3個(gè)回歸結(jié)果，如表3所示，分別是固定效應(yīng)（FE）估計(jì)和一階差分GMM（GMM1）及一階差分 GMM 兩步（GMM2）估計(jì)量。由F統(tǒng)計(jì)量來看，3個(gè)模型均在5%水平下顯著，說明解釋變量的解釋效果較強(qiáng)。調(diào)整后的R2值大于0.5，表明固定效應(yīng)模型擬合效果較好。從差分GMM估計(jì)結(jié)果來看，除貿(mào)易開放度以外，其他變量的系數(shù)符號(hào)與固定效應(yīng)模型估計(jì)一致，進(jìn)一步說明模型較為穩(wěn)健。

從表3固定效應(yīng)模型的分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對(duì)貧困（POV）的影響系數(shù)為-0.004 7，表明金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化在一定程度上能促進(jìn)貧困減緩，但并不顯著；在一階差分GMM的估計(jì)中，引入因變量貧困（POV）的一階滯后變量，即POV.L1作為控制變量，參數(shù)估計(jì)值為0.410 2，說明貧困程度具有一期滯后效應(yīng)，同時(shí)金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)貧困影響的參數(shù)估計(jì)值來看，與固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果一致，同樣表明金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化能夠減緩貧困,但并不顯著；而在一階差分GMM的兩階滯后項(xiàng)中分別引入貧困水平的一階滯后和二階滯后項(xiàng)作為控制變量，二階滯后項(xiàng)POV.L2.的參數(shù)估計(jì)值0.041 2明顯小于一階滯后項(xiàng)POV.L1.0.500 2，表明貧困減緩具有滯后效應(yīng)，且一期滯后性顯著大于二期。而從金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)貧困減緩的影響來看，其具有顯著的影響，意味著金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化能有效促進(jìn)貧困程度降低，同時(shí)在GMM2模型中貧困減緩程度在1%的水平下顯著，表明金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化與貧困減緩之間存在著非線性關(guān)系。金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)貧困減緩的影響并非一成不變，而是隨著優(yōu)化程度的變化而變化，存在著合理的區(qū)間。

表3中，固定效應(yīng)模型與差分GMM估計(jì)值均表明城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展能顯著促進(jìn)貧困減緩，而貿(mào)易開放度對(duì)貧困程度的影響則不相同，與前述討論一致，從不同的視角來研究貿(mào)易開放度對(duì)貧困的影響難以得到一致的結(jié)論。

為了驗(yàn)證是否存在門檻特征，探明金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化的最佳區(qū)間，本文首先使用面板數(shù)據(jù)門檻回歸模型進(jìn)行了檢驗(yàn)，將金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化（fsr）作為門檻變量，得到不同門檻區(qū)間內(nèi)金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)貧困減緩的彈性系數(shù)。結(jié)果顯示fsr1的系數(shù)為0.018 2，表明在一定區(qū)間內(nèi)的金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)貧困減緩存在著抑制作用，fsr2的系數(shù)為-0.037 3，表明在一定的范圍內(nèi)金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化能促進(jìn)貧困減緩，fsr3系數(shù)為正的0.012 4，表明金融結(jié)構(gòu)每提高一個(gè)百分點(diǎn)，貧困程度將提高0.012 4個(gè)點(diǎn)，使得貧困程度加深。同時(shí)，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行300次的自助抽樣，通過門檻模型的F統(tǒng)計(jì)量確定門檻數(shù)量時(shí)也驗(yàn)證確實(shí)存在雙重門檻值，第一個(gè)門檻值為1.314，第二個(gè)門檻值為2.249。結(jié)果如表4所示。

從表4發(fā)現(xiàn)，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)貧困減緩的影響存在雙重門檻值，當(dāng)金融結(jié)構(gòu)小于第一個(gè)門檻值1.314時(shí)，即股票總市值與銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額之比值小于1.314時(shí)，金融結(jié)構(gòu)對(duì)于貧困的影響系數(shù)為正的0.018 2且顯著，表明此時(shí)金融結(jié)構(gòu)存在優(yōu)化發(fā)展的瓶頸，在金融市場(chǎng)發(fā)展初期，直接融資發(fā)展一定程度上會(huì)抑制貧困減緩；當(dāng)金融結(jié)構(gòu)值大于1.314而小于2.249時(shí)，金融結(jié)構(gòu)對(duì)貧困的影響系數(shù)由正轉(zhuǎn)負(fù)為0.037 3，即金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化能夠顯著促進(jìn)貧困減緩；當(dāng)金融結(jié)構(gòu)值大于2.249時(shí)，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)貧困的影響系數(shù)為正的0.012 4，即表明金融市場(chǎng)過度發(fā)展時(shí)會(huì)加深貧困程度。

表3 金融結(jié)構(gòu)對(duì)貧困減緩的直接影響估計(jì)結(jié)果Table 3 Estimated direct impact of financial structure on Poverty Alleviation

表4 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)及門檻值估計(jì)結(jié)果Table 4 Threshold effect test and threshold estimation results

以上分析驗(yàn)證了假說1，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化發(fā)展能夠影響貧困減緩，金融結(jié)構(gòu)水平與貧困減緩之間存在非線性關(guān)系，并且呈現(xiàn)雙重門檻特征。

其次，根據(jù)假說2，金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整能夠促進(jìn)融資渠道多樣化，從而促進(jìn)中小企業(yè)發(fā)揮貧困減緩的作用。為了驗(yàn)證這一假說，本文分別以中小企業(yè)發(fā)展水平（enp）和貧困程度（POV）作為被解釋變量，在式（3）與式（4）的基礎(chǔ)上，使用固定效應(yīng)模型和差分GMM估計(jì)方法來判斷：金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化與中小企業(yè)發(fā)展水平的互動(dòng)關(guān)系，中小企業(yè)發(fā)展與貧困減緩的互動(dòng)關(guān)系，由此來驗(yàn)證金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)貧困減緩的間接影響效應(yīng)，結(jié)果見表5。

由表5可知，第二列為以中小企業(yè)發(fā)展水平（enp）作為被解釋變量做固定效應(yīng)回歸得到的實(shí)證結(jié)果。結(jié)果顯示，金融結(jié)構(gòu)（fsr）對(duì)于中小企業(yè)發(fā)展水平的影響在10%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性，且系數(shù)估計(jì)值為正，表明金融結(jié)構(gòu)每提高或優(yōu)化一個(gè)百分點(diǎn)，中小企業(yè)發(fā)展水平將提高0.010 9個(gè)點(diǎn)，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)中小企業(yè)發(fā)展具有正向促進(jìn)效應(yīng)。同時(shí)，該實(shí)證結(jié)果也得到了差分GMM估計(jì)的驗(yàn)證。表6第四列為以中小企業(yè)發(fā)展水平（enp）作為被解釋變量做差分GMM的估計(jì)結(jié)果，分別引入中小企業(yè)發(fā)展水平的一階滯后項(xiàng)enp.L1和二階滯后項(xiàng)enp.L2作為控制變量，估計(jì)結(jié)果表明enp的一階參數(shù)估計(jì)值為0.276 1，二階參數(shù)估計(jì)值為0.203 1，均具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明中小企業(yè)發(fā)展具有滯后效應(yīng)，且一階滯后效應(yīng)大于二階滯后效應(yīng)，中小企業(yè)發(fā)展的滯后效應(yīng)隨著時(shí)間推移在逐漸減弱。金融結(jié)構(gòu)（fsr）對(duì)于中小企業(yè)發(fā)展水平（enp）的影響系數(shù)顯著為正，說明金融結(jié)構(gòu)能夠促進(jìn)中小企業(yè)發(fā)展壯大。

表5 金融結(jié)構(gòu)對(duì)貧困減緩的直接影響估計(jì)結(jié)果Table 5 Estimated direct impact of financial structure on poverty alleviation

表5的第三列是以貧困程度（POV）作為被解釋變量的固定效應(yīng)模型，回歸結(jié)果表明中小企業(yè)發(fā)展對(duì)貧困程度具有顯著的負(fù)效應(yīng)，中小企業(yè)發(fā)展可減緩貧困程度。在第五列中，引入貧困程度的一階滯后項(xiàng)POV.L1和二階滯后項(xiàng)POV.L2作為控制變量，做差分GMM估計(jì)的實(shí)證結(jié)果顯示貧困具有滯后效應(yīng)，且一期滯后效應(yīng)0.460 1大于二期滯后效應(yīng)0.033 1，貧困的滯后影響力也在逐漸減弱。中小企業(yè)發(fā)展水平對(duì)于貧困的影響系數(shù)是負(fù)的0.106 4，且顯著，表明中小企業(yè)發(fā)展能夠促進(jìn)貧困減緩。

以上分析驗(yàn)證了假說2，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整能夠促進(jìn)中小企業(yè)發(fā)展，從而發(fā)揮中小企業(yè)減貧效應(yīng)，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)貧困減緩具有間接效應(yīng)。

4 研究結(jié)論與政策建議

本文依據(jù)林毅夫等提出的新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)理論，構(gòu)建了金融結(jié)構(gòu)直接和間接促進(jìn)貧困減緩的理論假說，文中的金融結(jié)構(gòu)以金融市場(chǎng)代表的直接融資與銀行為代表的間接融資的相對(duì)比例來衡量?；谖覈?guó)2005—2016年省際面板數(shù)據(jù)，本文采用固定效應(yīng)模型和差分GMM模型對(duì)金融結(jié)構(gòu)對(duì)貧困減緩的直接與間接效應(yīng)進(jìn)行了詳細(xì)的實(shí)證分析，主要結(jié)論如下：第一，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化與減貧存在著非線性關(guān)系，對(duì)貧困減緩的影響并非一成不變，而是隨著優(yōu)化程度的變化而變化，存在著合理的區(qū)間。第二，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)貧困減緩具有雙重門檻效應(yīng)。在第一個(gè)門檻值之前，金融結(jié)構(gòu)對(duì)于貧困程度呈現(xiàn)顯著的正向影響，金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化發(fā)展抑制了貧困減緩。在理論上我們認(rèn)為此時(shí)存在金融結(jié)構(gòu)瓶頸，由于金融服務(wù)的可獲得性和門檻特征等因素，導(dǎo)致資源更多地流向了富人，貧困差距增大，窮人更加貧困。而在越過第一個(gè)門檻值和第二個(gè)門檻值之間的這個(gè)階段，金融結(jié)構(gòu)對(duì)貧困的影響系數(shù)由正轉(zhuǎn)為顯著負(fù)向影響，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化能夠有效發(fā)揮其減貧效應(yīng)，此時(shí)金融結(jié)構(gòu)度過瓶頸期，由于“涓滴效應(yīng)”，窮人能夠借助金融體系獲得資金，減輕貧困程度。但是在越過第二個(gè)門檻值之后，金融結(jié)構(gòu)又顯現(xiàn)出對(duì)貧困減緩的抑制作用。金融市場(chǎng)的過度發(fā)展對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，加深貧困程度。第三，中小企業(yè)的發(fā)展對(duì)其勞動(dòng)力吸納能力產(chǎn)生重要影響，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化可以促進(jìn)中小企業(yè)的發(fā)展，并對(duì)貧困減緩產(chǎn)生間接效應(yīng)。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城鎮(zhèn)化發(fā)展均會(huì)增加貧困減緩效應(yīng)。

最后，本文提出如下政策建議：第一，金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)減貧具有門檻效應(yīng)的研究結(jié)論對(duì)各地金融結(jié)構(gòu)調(diào)整具有一定的參考價(jià)值?？舍槍?duì)貧困群體及貧困地區(qū)適當(dāng)降低金融服務(wù)成本和貸款準(zhǔn)入門檻，幫助低收入家庭緩解資金壓力，減輕貧困。并加大對(duì)農(nóng)村現(xiàn)有金融機(jī)構(gòu)的政策扶持力度，賦予其更大的自主權(quán)利，充分發(fā)揮其減貧效。第二，調(diào)整區(qū)域金融結(jié)構(gòu)，逐步提高中小銀行在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位，繼續(xù)發(fā)揮其優(yōu)勢(shì)，緩解中小企業(yè)融資困境。政府部門可發(fā)揮橋梁作用，一方面，加強(qiáng)對(duì)中小企業(yè)財(cái)務(wù)運(yùn)行的監(jiān)督，并為具有發(fā)展?jié)摿Φ闹行∑髽I(yè)提供信用支持；另一方面，遵循資本市場(chǎng)運(yùn)行的基本規(guī)律，提升銀行抗風(fēng)險(xiǎn)能力，有效促進(jìn)產(chǎn)融結(jié)合，增強(qiáng)中小企業(yè)與中小銀行的合作，實(shí)現(xiàn)發(fā)展共贏。第三，中小銀行在助推企業(yè)發(fā)展的同時(shí)，也要同步實(shí)現(xiàn)自我的發(fā)展。提供有助于減貧的金融服務(wù)，發(fā)揮服務(wù)地方企業(yè)的優(yōu)勢(shì)；進(jìn)一步挖掘金融潛力，設(shè)計(jì)多樣化的金融產(chǎn)品，以滿足中小企業(yè)多元化發(fā)展需求。