羅斯丹 李恬悅 陳 曉

(中國海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266100)

一、引言

貧困問題一直是困擾全人類的世界性難題，在我國，截止到2016年仍有4 335萬的居民為貧困人口，生活僅能甚至不能維持溫飽水平。國務(wù)院印發(fā)的《“十三五”脫貧攻堅規(guī)劃的通知》提出：消除貧困、改善民生、逐步實現(xiàn)共同富裕，是社會主義的本質(zhì)要求。要打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，確保到2020年在現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口實現(xiàn)脫貧。解決貧困問題，政府和社會各部門積極采取了各種措施：大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)、最低社會保障、義務(wù)教育、取消農(nóng)業(yè)稅等政策使我國貧困發(fā)生率由改革開放前的97.5%下降到了2014年的7.2%，農(nóng)村貧困人口減少了7億，減貧成效顯著。[1]這其中，山東省作為人口大省，2016年的貧困人口數(shù)量為150萬人，貧困發(fā)生率為3.4%，減貧成效較高。但除了上述措施之外，金融作為國民經(jīng)濟(jì)的血脈，促進(jìn)貧困消除的作用應(yīng)該得到放大。在2016年底召開的全國扶貧開發(fā)工作會議中，扶貧辦主任劉永富也指出，2017年扶貧工作中要著重發(fā)揮政府投入主體作用、金融扶貧重要作用、土地政策助推作用，可見，金融是政府用于攻克貧困的重要工具。

普惠金融旨在服務(wù)于所有人，特別是弱勢群體，這與當(dāng)前脫貧的目標(biāo)非常契合。它于“2005國際小額信貸年”由聯(lián)合國和世界銀行扶貧協(xié)商小組(CGAP)正式提出并見諸相關(guān)出版物。國務(wù)院《推進(jìn)普惠金融發(fā)展規(guī)劃(2016—2020年)》將其解釋為，立足機(jī)會平等要求和商業(yè)可持續(xù)原則，以可負(fù)擔(dān)的成本為有金融服務(wù)需求的社會各階層和群體提供適當(dāng)、有效的金融服務(wù)。小微企業(yè)、農(nóng)民、城鎮(zhèn)低收入人群、貧困人群和殘疾人、老年人等特殊群體是普惠金融重點服務(wù)對象。

關(guān)于普惠金融促進(jìn)貧困減緩一直是學(xué)者們研究的焦點。1981年，諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者阿瑪?shù)賮啞ど吞岢鲞^金融服務(wù)、教育和醫(yī)療等基本權(quán)利的消失會導(dǎo)致貧困的觀點。關(guān)于金融減貧，因為研究視角和運(yùn)用的方法數(shù)據(jù)不同，不同學(xué)者有不同觀點，總的來看，得到的研究結(jié)論可以分為兩種：一種觀點認(rèn)為，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段中，金融對減少貧困的作用存在先下降后上升的庫茲涅茨“倒U型”現(xiàn)象。[2]當(dāng)經(jīng)濟(jì)較為落后時，相應(yīng)的金融體系也不發(fā)達(dá)，此時，金融發(fā)展不利于減貧；在經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度后，金融服務(wù)的成本降低，此時金融的發(fā)展有利于緩解貧困。Aghion & Bolton以及Chakraborty & Ray等都對該觀點提供了解釋。[3-4]另一種觀點則認(rèn)為，金融發(fā)展與貧困減緩之間存在線性正相關(guān)關(guān)系，這一觀點主要由實證研究結(jié)果得出。Li，Squire & Zou實證得出金融深化可以顯著降低基尼系數(shù)并且提高低收入人口的平均收入水平，二者之間存在線性關(guān)系，他們認(rèn)為這是由于金融發(fā)展可以緩解貧困人口受到的信貸限制導(dǎo)致的。[5]Beck et al運(yùn)用50多個國家的數(shù)據(jù)構(gòu)建面板模型的研究總結(jié)道，普惠金融的發(fā)展會優(yōu)化收入分配結(jié)構(gòu)，從而使收入最低的人口的減少速度大于經(jīng)濟(jì)增長和收入不均擴(kuò)大的速度，促進(jìn)減貧。[6]Honohan的研究結(jié)果顯示，當(dāng)金融發(fā)展?fàn)顩r每提高10%，絕對貧困人口的比例就會下降2.4%-3%，金融對減貧產(chǎn)生顯著的正向線性影響。[7]

對普惠金融消除貧困的作用機(jī)制，一般認(rèn)為，一方面金融機(jī)構(gòu)可以為貧困人口提供存貸款等服務(wù)，從而直接幫助他們脫離貧困，產(chǎn)生直接效應(yīng)；另一方面，金融的發(fā)展會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長并且改善收入分配，進(jìn)而提高全體居民尤其是低收入居民的生活狀況，以達(dá)到減貧效果，產(chǎn)生間接效應(yīng)。蘇基溶、廖進(jìn)中和崔艷娟都通過構(gòu)建系統(tǒng)GMM模型檢驗了這一理論，蘇基溶等的實證研究結(jié)果表明我國在2001-2007年間的金融發(fā)展對提高貧困人口收入的作用中，69%為直接效應(yīng)影響，31%為間接效應(yīng)；崔艷娟則給出了金融發(fā)展對貧困減緩作用渠道的符號：金融發(fā)展能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但卻會惡化收入分配狀況，而經(jīng)濟(jì)增長和收入分配都能緩解貧困，同時，金融發(fā)展還對貧困減緩有直接的促進(jìn)作用。[8-9]丁志國、譚伶俐和趙晶系統(tǒng)梳理該機(jī)制，運(yùn)用主成分分析法和固定效應(yīng)向量分解模型，對各指標(biāo)賦權(quán)并衡量了金融減貧的作用，得出2000-2008年間我國金融減貧直接和間接效應(yīng)都存在，并且間接效應(yīng)大約是直接相應(yīng)的35倍的結(jié)論。[10]

總的來看，普惠金融能夠促進(jìn)貧困減緩已經(jīng)得到了理論和實證方面的證實，但現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究該過程時多采用靜態(tài)的固定參數(shù)模型，不能反映金融結(jié)構(gòu)隨經(jīng)濟(jì)改革及各種外界因素的沖擊等影響而發(fā)生的變化。同時，在金融數(shù)據(jù)的選取上大多使用單一或幾個變量，無法充分代表該地區(qū)的金融發(fā)展?fàn)顩r?；诖?，本文利用山東省數(shù)據(jù)，首先構(gòu)建了能全面反映普惠金融發(fā)展?fàn)顩r的普惠金融指數(shù)，然后利用可變參數(shù)模型——狀態(tài)空間模型測量了2000-2015年間山東省普惠金融發(fā)展對貧困減緩的直接和間接效應(yīng)的動態(tài)變化。結(jié)合《山東省人民政府關(guān)于加快全省金融改革發(fā)展的若干意見》，即“金融改革22條”中提出的推動金融市場創(chuàng)新發(fā)展、規(guī)范各類地方金融組織及營造金融業(yè)發(fā)展的良好環(huán)境等要求，本文試圖從金融角度思考如何更快更精準(zhǔn)地實現(xiàn)《山東省“十三五”脫貧攻堅規(guī)劃》規(guī)定的到2018年貧困村和建檔立卡貧困人口全部脫貧的目標(biāo)，希望在總結(jié)過去成果的同時也為未來的發(fā)展提供一個路徑選擇。

二、研究設(shè)計

(一)普惠金融指數(shù)(IFI)的構(gòu)建

1、指標(biāo)選取

關(guān)于衡量普惠金融發(fā)展?fàn)顩r，確定測量指標(biāo)及權(quán)重，國內(nèi)外學(xué)者開展了廣泛的研究。

國外學(xué)者方面，Beck開展了定量測算普惠金融發(fā)展水平的工作，他通過在各國銀行監(jiān)管機(jī)構(gòu)進(jìn)行調(diào)查問卷以及搜集各國統(tǒng)計數(shù)據(jù)的方式，從每萬人金融機(jī)構(gòu)與ATM機(jī)數(shù)、每百平方公里金融機(jī)構(gòu)與ATM數(shù)、人均存貸款額、每千人擁有的存貸款賬戶數(shù)等八個指標(biāo)入手，測算了2002—2003年間99個國家的普惠金融發(fā)展水平。[11]Sarma受限于數(shù)據(jù)的可獲得性，借鑒人類發(fā)展指數(shù)(HDI)的編制方法，從銀行業(yè)滲透度(BP)、銀行服務(wù)成本(BS)和銀行服務(wù)使用情況(BU)三個維度各選取一個指標(biāo)衡量了2004年55個國家普惠金融發(fā)展情況。[12]Gupte et al則在總結(jié)前人研究的基礎(chǔ)上，確定了服務(wù)范圍、使用情況、交易便利性和使用成本四個維度的24項指標(biāo)，盡可能廣泛地包含了各方面數(shù)據(jù)來測算印度2009年的普惠金融指數(shù)。[13]

國內(nèi)方面，高沛星、王修華從普惠金融的對立面即金融排斥著手，采用變異系數(shù)法、皮爾遜相關(guān)系數(shù)法等方法測算了我國2008年各省的金融排斥指數(shù)。[14]伍旭川和肖翔則采用改進(jìn)型指數(shù)型功效函數(shù)構(gòu)造普惠金融指數(shù)，從可獲得性、使用情況和服務(wù)質(zhì)量三個維度選擇11個指標(biāo)測量全球133個經(jīng)濟(jì)體的普惠金融發(fā)展情況。[15]陳銀娥等基于熵值法從金融服務(wù)的滲透度、可獲得性、使用效用性與承受度四個維度11個指標(biāo)計算中國省域2004—2013年普惠金融發(fā)展指數(shù)。[16]

總的來看，國外學(xué)者對普惠金融指數(shù)的研究較早，理論成果也較為豐富，國內(nèi)學(xué)者大多以國外研究為基礎(chǔ)，用中國總體或分省市數(shù)據(jù)測算分析我國或者某一地區(qū)的普惠金融發(fā)展?fàn)顩r。但他們使用的多為截面或面板數(shù)據(jù)，而使用某一地區(qū)的時間序列數(shù)據(jù)來分析當(dāng)?shù)剌^長時間的普惠金融發(fā)展?fàn)顩r的研究相對較少。

借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)成果，同時綜合考慮各項數(shù)據(jù)的可得性和代表性，本文采用金融服務(wù)的可獲得度(人均存款、人均貸款)、使用情況(存款占GDP比例、貸款占GDP比)、滲透度(每平方公里金融行業(yè)從業(yè)人數(shù)、每千人從業(yè)人員數(shù))、承受度(全社會固定資產(chǎn)投資中國家預(yù)算內(nèi)資金、國內(nèi)貸款、利用外資之和占比)等四個維度七個指標(biāo)，以改進(jìn)型指數(shù)功效函數(shù)的方法構(gòu)造普惠金融指數(shù)，來計算并分析2000—2015年間山東省普惠金融發(fā)展水平。數(shù)據(jù)均來自各年度《山東省統(tǒng)計年鑒》，通過處理，得到目標(biāo)數(shù)據(jù)。

2、數(shù)據(jù)處理及權(quán)重確定

在對數(shù)據(jù)進(jìn)行搜集并初步計算得到想要的數(shù)據(jù)后，由于各數(shù)據(jù)的性質(zhì)和計量單位的不同，還需要對其進(jìn)行無量綱化處理，以便對各數(shù)據(jù)的加總和計算。本文借鑒伍旭川和肖翔在計算普惠金融指數(shù)時采取的無量綱化方法——改進(jìn)型指數(shù)功效函數(shù)，該方法具有單調(diào)性、下凸性、不受樣本變動與數(shù)值波動的影響、正向指標(biāo)與逆向指標(biāo)計算函數(shù)形式一致等優(yōu)點。其基本公式為：

(1)

評價指標(biāo)權(quán)重的確定是構(gòu)建普惠金融指數(shù)的一個重要環(huán)節(jié)，需要將多目標(biāo)決策問題轉(zhuǎn)化成單目標(biāo)決策問題。本文采用變異系數(shù)法計算各指標(biāo)的權(quán)重。如果某一項指標(biāo)的變異系數(shù)比較大，則該指標(biāo)在普惠金融衡量方面具有較大的解釋力，應(yīng)該被賦予較大的權(quán)重，公式為：

(2)

(3)

其中，CVi為各指標(biāo)的變異系數(shù)，Si為各指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差，為各指標(biāo)的均值。對各指標(biāo)變異系數(shù)進(jìn)行歸一化處理，計算各指標(biāo)權(quán)重的公式為式(3)，表1給出了各指標(biāo)賦權(quán)情況。

表1 普惠金融評價指標(biāo)權(quán)重

3、普惠金融指數(shù)計算

本文采用加權(quán)幾何平均方法進(jìn)行指數(shù)合成，一方面是考慮到了普惠金融四個維度七個指標(biāo)之間存在較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性；另一方面，該方法重視評價值較小的評價指標(biāo)，綜合評價能力強(qiáng)，可以客觀地表現(xiàn)整個評價對象的綜合水平；最后，考慮到各指標(biāo)權(quán)重的真實確定比較困難，但加權(quán)幾何平均方法對各指標(biāo)權(quán)重精確度要求低于算術(shù)加權(quán)幾何平均方法，可以降低人為選擇指標(biāo)權(quán)重確定方法對評價對象客觀發(fā)展水平的影響。公式為：

(4)

最后，我們認(rèn)為普惠金融在可獲得度、使用情況、滲透度、承受度四個維度的重要性是一致的，因此普惠金融指數(shù)的計算公式為：

(5)

(二)狀態(tài)空間模型構(gòu)建

1、變量選取及處理

關(guān)于如何衡量某一國家或地區(qū)的貧困程度，學(xué)界還沒有形成統(tǒng)一意見，本文選取國際上常用的一個測定貧困的指標(biāo)——恩格爾系數(shù)。恩格爾系數(shù)是指食品支出總額占個人消費支出總額的比重，是衡量過一個家庭或是一個國家富裕程度的重要標(biāo)準(zhǔn)之一；該指標(biāo)越低，說明食物支出總額在總支出金額中所占比重越低，這個家庭越富裕，反之，該家庭越貧困。

至于普惠金融減少貧困的間接效應(yīng)，考慮到代表性和數(shù)據(jù)獲得的便利程度，從普惠金融發(fā)展可以改善收入分配角度出發(fā)，本文借鑒丁志國的方法，[10]選用平均每人全年工資收入占總收入的比重來表示。

上述數(shù)據(jù)均來自2000-2015年《山東省統(tǒng)計年鑒》，經(jīng)搜集處理后得到目標(biāo)數(shù)據(jù)。

1.4.1 捕食線蟲真菌的分離 采用誘餌平板法，每份土樣取 2～3 g〔1〕，均勻成點狀撒在直徑為 90 mm CMA平板上，土樣間留有一定的空隙，并保證樣品距培養(yǎng)皿邊緣空1 cm左右，這樣可以使捕食線蟲真菌長至空白處，便于觀察且在單孢分離時，可減少污染。每個樣品3個重復(fù)。在上述的CMA平板中各加入5 000條左右的線蟲懸液來誘導(dǎo)捕食線蟲真菌孢子的萌發(fā)，常溫避光培養(yǎng)4～5周。

2、模型構(gòu)建

由于在長時期中解釋變量對被解釋變量的影響幾乎不會一成不變，因此，需要構(gòu)建一種能衡量可變參數(shù)的計量模型。

狀態(tài)空間模型是動態(tài)時域模型，將不可觀測的變量包含進(jìn)可觀測的模型，能夠揭示出變量系數(shù)的變化規(guī)律；其次狀態(tài)空間模型利用強(qiáng)有力的迭代算法卡爾曼濾波來估計，保證了計算的可靠性。利用狀態(tài)空間模型這一特點，本文建立了lnen關(guān)于lnifi、lngz的可變參數(shù)狀態(tài)空間模型，以期能觀測出自2000年以來，隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化，山東省貧困減緩狀況受普惠金融發(fā)展的影響的動態(tài)變化路徑。

建立的狀態(tài)空間模型為：

(6)

(7)

(8)

在式(6)-式(8)中，上面的公式稱為量測方程，表示變量之間的一般關(guān)系，下面的稱為狀態(tài)方程，svi(i=1,2,3,4)是相應(yīng)的狀態(tài)變量，描述狀態(tài)變量的生成過程。其中，由于估計結(jié)果中參數(shù)不顯著，因此在式(8)的量測方程設(shè)定中沒有包含常數(shù)項。c(i)(i=1,2)是常數(shù)項，ut、vt、zt為擾動項，服從均值為零、方差為常數(shù)的正態(tài)分布。由于狀態(tài)向量的不可觀測性，因此利用卡爾曼濾波算法得到時變參數(shù)的估計值，該過程通過eviews7.2實現(xiàn)，結(jié)果見表2。模型殘差的單位根檢驗結(jié)果顯示為平穩(wěn)序列，上述參數(shù)狀態(tài)空間模型的設(shè)定是正確的。

表2 狀態(tài)空間模型中各參數(shù)估計結(jié)果

三、實證結(jié)果與分析

(一)普惠金融指數(shù)計算及結(jié)果分析

由公式(5)計算出的山東省普惠金融指數(shù)以及各維度的值如表3所示，本文使用的數(shù)據(jù)均為山東省時間序列數(shù)據(jù)，并且將測量期內(nèi)各項指標(biāo)的最大和最小值設(shè)定為改進(jìn)型指數(shù)功效函數(shù)的滿意值(100)和不允許值(60)，因此，雖然2000年和2015年計算得到的各維度的數(shù)值分別接近或等于不允許值和滿意值，但并不能說明當(dāng)年該維度的狀況很差或很好，也不能就此表明山東省在2000年與2015年的普惠金融絕對狀況相差很大。下面主要從IFI的變化趨勢來對山東省的普惠金融狀況作出分析。

表3 山東省普惠金融指數(shù)

由表3可知，在四個維度中，負(fù)擔(dān)度為負(fù)向指標(biāo)，而其他三項均為正向指標(biāo)，在所占權(quán)重相同的情況下，如果其中任意一項較往年為異常值，綜合指數(shù)IFI就會出現(xiàn)較大波動。圖1是根據(jù)2000—2015年IFI的值繪制出的折線圖，其更直觀地表明了這十六年間普惠金融的變動情況。

由折線圖可以看出，山東省普惠金融水平在這十幾年中總體呈提高趨勢，但可以分為三個階段進(jìn)行描述。第一階段為2000—2003年，這期間普惠金融發(fā)展水平有所提升，但程度不大。2003年出現(xiàn)了一個峰值，這是由于使用情況即存貸款與GDP的比值較前后年份大導(dǎo)致的。第二階段為2004—2008年，IFI在較低水平徘徊，并且這段時間普惠金融發(fā)展水平的平均值要低于第一階段。第三階段為2009—2015年，IFI開始逐年提高，增長較為明顯，但在2010年也出現(xiàn)了一個峰值，因為這一年的承受度水平顯著高于周圍年份。

圖1 山東省普惠金融指數(shù)

(二)狀態(tài)空間模型計量結(jié)果及分析

1、ADF檢驗

首先，由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換并不改變原有的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，因此，對普惠金融指數(shù)、山東省居民恩格爾系數(shù)和平均每人全年工資收入占總收入比重三組數(shù)據(jù)分別取對數(shù)，以增強(qiáng)數(shù)據(jù)線性化趨勢、消除異方差。同時，這樣做還便于考察貧困減緩對普惠金融直接和間接效應(yīng)的敏感性。變換后的數(shù)值用lnifi、lnen和lngz表示。

由于狀態(tài)空間法構(gòu)造的時變參數(shù)模型要求變量是平穩(wěn)的，或者是變量之間存在協(xié)整關(guān)系，否則容易出現(xiàn)偽回歸。因此，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗的方法有DF檢驗、ADF檢驗、PP檢驗、DF-GLS檢驗等，本文采用ADF檢驗法，利用AIC準(zhǔn)則確定變量的滯后階數(shù)，對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果見表4。

表4 ADF單位根檢驗

注：d代表一階差分，***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

在表4中，lnen、lnifi、lngz的ADF檢驗值均大于10%顯著性水平下的臨界值，且對應(yīng)的P值大于0.1，所以為不平穩(wěn)時間序列。對每個序列進(jìn)行一階差分后再進(jìn)行ADF檢驗，檢驗值都落入原假設(shè)的拒絕域，即各變量經(jīng)過一階差分后是平穩(wěn)的，滿足協(xié)整檢驗的前提條件，按照理論，貧困水平、普惠金融發(fā)展水平、工資之間可能存在長期關(guān)系，因此對它們進(jìn)行協(xié)整檢驗。

2、協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是揭示變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系的方法，Johansen協(xié)整檢驗是其中最常用的方法，因此我們使用該方法來對三個變量進(jìn)行檢驗。結(jié)果見表5。

表5 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

從表5中可以看出，無論在原假設(shè)為“協(xié)整方程個數(shù)為0個”還是“至多有1個協(xié)整關(guān)系”或“至多有2個協(xié)整關(guān)系”時，跡檢驗和最大特征值檢驗的P值都顯著小于0.01的顯著性水平，拒絕原假設(shè)，因此，三者之間存在協(xié)整關(guān)系。

同時，基于VAR的Granger因果檢驗顯示，lnifi是lnen的格蘭杰原因(P值為0.00)，lnifi還是lngz的格蘭杰原因(P值為0.01)，由于篇幅關(guān)系不再列出詳細(xì)結(jié)果，不過這佐證了我們的邏輯關(guān)系，即普惠金融通過直接作用和間接作用共同影響貧困。

3、計量結(jié)果分析

根據(jù)式(6)、式(7)、式(8)得到圖2的計量結(jié)果，從中可以看出，普惠金融發(fā)展水平對貧困減少的直接作用與通過普惠金融促經(jīng)濟(jì)增長和改善收入分配的間接減貧作用之間存在長期的均衡關(guān)系，但它們的系數(shù)并不是固定不變的。

具體而言，首先，sv1和sv2為普惠金融通過直接和間接效應(yīng)共同作用下的貧困減少的彈性，由于恩格爾系數(shù)為負(fù)向指標(biāo)，因此，sv1和sv2為負(fù)值表示當(dāng)普惠金融以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高時，恩格爾系數(shù)會降低，即居民的食品性消費支出的比例減少，貧困水平下降。其次，對于sv1，其變化呈先下降后上升的趨勢，并在2004年達(dá)到峰值，這時普惠金融發(fā)展對減貧的彈性最大，為-1.385，此后，穩(wěn)定在-0.4與-0.3之間。第三，sv1的變化趨勢與sv1剛好相反，先上升后下降，但也在2004年達(dá)到峰值，此時engel對gz的彈性為正，說明經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會增加恩格爾系數(shù)，亦即不利于貧困的減少。不過其他年份均為負(fù)值表明普惠金融的間接作用有利于貧困的減少，其值之后穩(wěn)定在-1.0左右說明普惠金融通過間接效應(yīng)減貧的影響要大于直接作用，與過往研究文獻(xiàn)的結(jié)論一致。

sv3為普惠金融發(fā)展對減貧影響的全部作用，既包括直接也包括間接效應(yīng)，從圖2中可以看到其數(shù)值呈下降趨勢且一直為負(fù)，這說明普惠金融的發(fā)展是有利于減少貧困的，并且，這種作用一直在增強(qiáng)。不過同時注意到觀察期中在2004和2011年分別出現(xiàn)了兩次小幅回升，這主要與2003年底開始國有銀行改革撤銷了縣域以下的一些營業(yè)網(wǎng)點以及2010年來扶貧工作遇到瓶頸，粗放式的扶貧方式效果減弱有關(guān)。

sv4是經(jīng)濟(jì)增長和收入分配等因素對普惠金融發(fā)展水平的彈性的時變參數(shù)，它的值為正并且呈現(xiàn)上升趨勢，表明對山東省而言，普惠金融的發(fā)展促使經(jīng)濟(jì)增長和收入合理再分配的作用不斷加強(qiáng)。值得注意的是，這種作用在觀察期中并沒有大幅度提升，其彈性始終保持在0.9左右，作用效果并不是很強(qiáng)，這可能是因為山東省作為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份，金融飽和程度較高，雖然普惠金融的發(fā)展有可能使金融總量發(fā)生變化，但無法有效地促進(jìn)人均增長率的提高。[17]

四、結(jié)論

本文以普惠金融減貧理論為基礎(chǔ)，通過構(gòu)建普惠金融指數(shù)，并運(yùn)用狀態(tài)空間模型實證檢驗了普惠金融通過直接和間接效應(yīng)促進(jìn)貧困減少的時變效果。結(jié)果表明，第一，山東省普惠金融水平呈提高態(tài)勢，但受政策及其他因素影響，在不同時期表現(xiàn)出不同變化。具體來說，2003年之前金融體系的不斷完善促進(jìn)普惠金融水平的提升；2004年到2008年間，由于金融體制改革，金融機(jī)構(gòu)各部門尤其是銀行相繼優(yōu)化自身結(jié)構(gòu)，解決發(fā)展中存在的頑疾，存貸款增長速度低于經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度；同時，社會固定投資中資本市場融資和自有資金投資的比例有所降低，使普惠金融水平在低位水平徘徊；2008年以后，隨著金融改革成效的顯現(xiàn)及國家對經(jīng)濟(jì)增長的把控，金融進(jìn)入高速發(fā)展階段，金融基礎(chǔ)設(shè)施、金融基本服務(wù)的種類和數(shù)量都有提升，普惠金融水平也有快速增長。第二，基于狀態(tài)空間模型的實證結(jié)果顯示普惠金融通過直接效應(yīng)和間接效應(yīng)減貧的效果并不相同，直接作用影響先減弱后增強(qiáng)，而間接作用正好相反，先增強(qiáng)后減弱；普惠金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展并改善收入分配的作用即間接效應(yīng)影響較為顯著，從2008年來大體維持在0.92的水平上；從綜合作用上來看，貧困對于普惠金融的彈性為負(fù)且絕對數(shù)值一直在增大，說明普惠金融發(fā)展一直有利于反貧困，并且這種作用的效果逐漸增強(qiáng)。

根據(jù)上述研究結(jié)論，結(jié)合當(dāng)前山東省經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展現(xiàn)狀及具體減貧目標(biāo)，為充分發(fā)揮金融減貧作用，筆者認(rèn)為：

首先，從普惠金融減貧的間接效應(yīng)方面看，由于該作用大于直接作用，因此應(yīng)把發(fā)展貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)和改善收入分配作為主要的減貧措施。雖然山東省為較發(fā)達(dá)省份，經(jīng)濟(jì)總量、經(jīng)濟(jì)增速等都位于全國前列，但仍有某些地區(qū)，如魯西、魯南等經(jīng)濟(jì)狀況較差，而這些地方也恰恰是貧困人口集中的地區(qū)。對于這些地區(qū)，一方面要加大科教文衛(wèi)等方面的投入，完善公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，滿足貧困人口的基本生活需求；另一方面，還要根據(jù)當(dāng)?shù)貙嶋H精準(zhǔn)定位每個貧困縣、貧困村和貧困農(nóng)戶的比較優(yōu)勢，促進(jìn)扶貧產(chǎn)業(yè)和扶貧項目由被動安排變?yōu)橹鲃影l(fā)現(xiàn)，才能使扶貧工作兼顧公益性和商業(yè)性、計劃性和市場性，讓改革開放與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果惠及到每村每戶，從而保證扶貧的可持續(xù)性和穩(wěn)定性。

其次，從普惠金融減貧的直接效應(yīng)方面看，雖然其不及間接作用的效果大，但保證金融的體系的健全和穩(wěn)定是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，改善收入差距從而達(dá)到消除貧困目的的前提?？梢酝ㄟ^提高本文構(gòu)建普惠金融指數(shù)時所使用的指標(biāo)的狀況進(jìn)而提高普惠金融發(fā)展水平。第一，要優(yōu)化金融機(jī)構(gòu)存貸結(jié)構(gòu)，明確農(nóng)村存款的使用方向，減少“窮人補(bǔ)貼富人”趨勢的擴(kuò)大?？梢猿槿∈?nèi)金融機(jī)構(gòu)每年營業(yè)收入的固定比例設(shè)立普惠金融發(fā)展基金，[18]制定一套管理辦法，統(tǒng)一安排，保證這筆資金主要減貧事業(yè)；另外還要讓金融規(guī)模與實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展相匹配，使存貸增量與目前新常態(tài)趨勢下GDP的增長速度保持在相對穩(wěn)定的較高水平上。第二，要提高金融基礎(chǔ)設(shè)施和金融從業(yè)人員的數(shù)量和質(zhì)量。要根據(jù)可靠調(diào)研在貧困人口眾多、貧困區(qū)域集中且廣泛的地區(qū)設(shè)立基層金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點、投放ATM機(jī)等，著重培養(yǎng)一批下鄉(xiāng)宣講、駐村辦公的金融從業(yè)人員來協(xié)助當(dāng)?shù)刎毨Ь用袷褂媒鹑诨A(chǔ)設(shè)施，普及金融知識，從供給側(cè)主動滿足農(nóng)戶及中小企業(yè)等弱勢群體的金融需求。第三，要改善社會投資結(jié)構(gòu)，發(fā)掘投資潛力。自有資金投資具有活力大、流動性高、引導(dǎo)性強(qiáng)等特點，引導(dǎo)社會自有資金投向具有扶貧和活力雙重效益的項目上可以迅速提高貧困地區(qū)及貧困人口的生活水平，加快貧困現(xiàn)象的消除。第四，要推動互聯(lián)網(wǎng)金融等新興金融載體在貧困地區(qū)的發(fā)展。移動終端的普及讓互聯(lián)網(wǎng)金融成本低、操作便捷、滿足多樣化需求的特點得到充分發(fā)揮，而互聯(lián)網(wǎng)金融的特點又能有效地與扶貧目標(biāo)對接。

最后，從政府總體把控的角度看，作為推進(jìn)普惠金融建設(shè)和扶貧工作發(fā)展的主要牽頭人，山東省政府要從規(guī)劃、協(xié)調(diào)和保障等方面做好工作。第一，應(yīng)根據(jù)國家提出的《推進(jìn)普惠金融發(fā)展規(guī)劃(2016—2020年)》同時依省內(nèi)實際制定山東省普惠金融發(fā)展規(guī)劃，明確金融減貧作為扶貧開發(fā)的主要手段之一參與到精準(zhǔn)扶貧中，作好頂層設(shè)計，為普惠金融的快速發(fā)展提供空間。第二，協(xié)調(diào)好金融機(jī)構(gòu)各部門及扶貧工作各部門之間的關(guān)系，金融與財政相互配合，計劃和市場共同覆蓋到每一個貧困角落，保證扶貧工作因地制宜、不留死角。第三，要完善普惠金融的法律制度，加強(qiáng)對參與主體的權(quán)益保護(hù)，才能保障各方的積極性，另外還要針對弱勢群體加強(qiáng)推廣普惠金融教育，讓貧困人口不至于因不了解從而失去改善自身生活水平的機(jī)會。

消除貧困和推進(jìn)普惠金融建設(shè)均為系統(tǒng)性工程，只有在各部門積極參與、相互配合的前提下才能由量變產(chǎn)生質(zhì)變，如愿實現(xiàn)到2020年基本消除貧困現(xiàn)象，實現(xiàn)全民小康的宏偉目標(biāo)。

[1] 陳蘭君子.改革開放以來我國農(nóng)村貧困人口減少7億[N].金融時報,2015-10-17(001).

[2] Greenwood,J. and Jovanovich,B, 1990, "Financial Development, Growth and the Distribution of Income", Journal of Political Economy, Vol.40,PP.337-354,2000.

[3] Aghion P. and Bolton P.,1997, "A Trickle down Theory of Growth and Development".The Review of Economic Studies, Vol.64, No.2,PP151-172.

[4] Chakraborty S. and Ray T., 2007, "The Development and Structure of Financial Systems", Journal of Economic Dynamics and Control, Vol.31,PP2920-2956.

[5] Li H., Squire L. and Zou H.,1998,"Explaining International and Intertemporal Variations in Income Inequality", Economics Journal, Vo1.108, No.l,PP26-43.

[6] Beck T., Demirguc-Kunt A. and Levine R.,2004, "Finance,Inequality and Poverty:Cross-country Evidence", World Bank Policy Research Working Paper 3338.

[7] Honohan P., 2004, "Financial Sector Policy and the Poor", World Bank working paper, No.43.

[8] 蘇基溶,廖進(jìn)中.中國金融發(fā)展與收入分配、貧困關(guān)系的經(jīng)驗分析——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)的研究[J].財經(jīng)科學(xué),2009,(12):10-16.

[9] 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):116-127.

[10] 丁志國,譚伶俐,趙晶.農(nóng)村金融對減少貧困的作用研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題,2011,(11):72-77,112.

[11] Beck T., Demirguc-Kunt A. and Martinez-Peria M. S., 2007, "Reaching Out:Access to and Use of Banking Services across Countries", Journal of Financial Economics, Vo1.85, No.l,PP234-266.

[12] Sarma M. Index of financial inclusion, Working Paper No.215,Indian Council for Research on International Economic Relations ,2008.

[13] Rajani Gupte, Computation of Financial Inclusion Index forIndia, Social and Behavioral Sciences,2012(37).

[14] 高沛星,王修華.我國農(nóng)村金融排斥的區(qū)域差異與影響因素——基于省際數(shù)據(jù)的實證分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2011,(04):93-102.

[15] 伍旭川,肖翔.基于全球視角的普惠金融指數(shù)研究[J].南方金融,2014,(06):15-20.

[16] 陳銀娥,孫瓊,徐文赟.中國普惠金融發(fā)展的分布動態(tài)與空間趨同研究[J].金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究,2015,(06):72-81.

[17] 楊友才.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長——基于我國金融發(fā)展門檻變量的分析[J].金融研究,2014,(02):59-71.

[18] 杜曉山.發(fā)展農(nóng)村普惠金融的思路和對策[J].金融教學(xué)與研究,2015,(03):3-12.