金融发展、经济增长与民族地区减贫

宋来胜

摘 要：本文采用民族自治地方20个省份面板數据考察了2000-2016年金融发展、经济增长与民族地区减贫之间的关系，结果显示，经济增长对民族地区减贫没有显著性影响，金融发展不仅没有起到减贫的作用，反而加深了民族地区的贫困程度;金融发展相对发达地区，金融发展对地区减贫影响不显著，金融发展相对落后地区，金融发展对地区减贫存在负效应。为了加快减贫，经济增长需要更加包容所有社会群体，包括贫困人口。政府也应采取措施改善对穷人的信贷准入，通过创造更多就业机会，这将有助于遏制贫困。

关键词：金融发展;经济增长;减贫;民族地区

一、引言

自从熊彼特（1912）的著作，许多研究考察了金融部门发展在促进经济增长中的作用（见De Gregorio & Guidotti，1995;Arestis & Demetriades，1997;Ram，1999;Andersen & Tarp，2003;Ghirmay，2004;Levine et al.，2000）。虽然这些研究的证据是不确定的，但是人们普遍认为，金融发展促进经济增长，因此导致金融部门深化的政策被提倡。金融业的发展与经济增长也可能对减贫有积极作用。金融发展直接通过促成交易和让穷人从增加他们收入的金融服务中受益，这可能有助于扶贫。金融发展间接通过刺激经济增长也能减少贫困。与金融增长与增长贫困关系的著作不同，金融—贫困关系的实证研究相对有限。此外，这些研究的结果是混合了诸多国家、区域和方法的。而且，民族地区很少受到关注。这项研究试图填补以前没有覆盖的民族自治地方20个省份样本缺口。本文考察获得信贷是否有助于减少民族自治地方贫困，以及直接和间接效应中的哪一个在减贫中占主导地位。2017年《中国少数民族地区扶贫进展报告》指出，少数民族地区是我国深度贫困最集中的地带。由于受发展历史、自然条件、地理区位、宗教信仰、民族文化等多重因素影响，民族地区脱贫任务重，脱贫难度大。据统计，截止2016年底，民族地区贫困发生率为9.4%，农村贫困人口达1411万人，占我国农村贫困人口比率达32.5%，其中，民族地区大部分农村贫困人口还处于深度贫困，113个少数民族县还没有摘掉深度贫困县的帽子。在民族地区脱贫攻坚和全国全面建设小康社会的大背景下，限时脱贫是民族地区面临的主要挑战。例如，“三区三州”地区贫困发生率在16.7%左右，占我国贫困人口比率达8.2%，其中，西藏、怒江州、怒江州福贡县贫困发生率分别为17.15%、30.2%、34.8%，分别为全国贫困发生率平均水平的3.81倍、6.67倍、7.73倍。贫困已成为关于经济发展的政策探讨的主要主题。2015年习主席提出，要确保到2020年农村贫困人口和贫困县全部脱贫和摘帽，彻底解决区域性贫困。为了实现这一目标，不同地区已经作出了的努力、取得的进步是很有希望实现目标的。然而，民族地区作为深度贫困地方，是脱贫攻坚的“坚中之坚”。在这种背景下，贫困对信贷增长的反应明显是有兴趣的。对这种关系的分析不仅有助于理解金融深化在可持续发展中的作用，而且有助于制定金融政策讨论框架。尽管这个问题有重大意义，然而并没有对民族地区金融发展与减贫的关系进行太多的探索。

后面的研究安排如下：第2部分回顾了金融发展与减贫关系的文献。第3部分是金融发展和经济增长对民族地区减贫影响的实证分析部分。第4部分提供了总结并给出一些对策建议。

二、文献综述

理论上金融部门的发展可以通过多种方式促进减贫。首先，深度金融部门通过解决金融市场失灵的原因，如信息不对称和小额贷款的高额固定成本，提高了穷人接近正规金融的机会（Jalilian & Kirkpatrick，2002;Odhiambo，2009;Rajan & Zingales，2001）。的确，许多因素限制了穷人接近正规金融市场。这些因素包括缺乏抵押品，贷款利率高，没有专门为穷人提供金融服务的正规金融机构。著名的Mckinnon（1973）导管效应表明，即使金融机构不向穷人提供信贷，但是它们提供了业务服务和可以提高他们收入的储蓄机会。这种效应很可能在信贷约束的低金融发达经济体存在。其次，金融发展消除贫困农户信贷约束，以及提高他们获得信贷设施和存款的机会。通过更好地获得信贷和金融服务，穷人能够通过利用技术提高生产率以强化生产性资产，或者投资于教育和健康，这反过来会增加他们的收入，从而减少贫困（Shahbaz，2009;Inoue & Hamori，2012）。

除金融深化对减贫的直接影响之外，金融部门的发展通过对资本积累以及技术进步率的影响，间接刺激经济增长也有助于减少贫困（De Gregorio，1996）。发达金融部门对经济增长的积极影响在许多实证研究中早已报道过（Arestis & Demetriades，1997;De Gregorio & Guidotti，1995;Ghirmay，2004）。这里做出的假设是，经济增长有利于穷人。许多实证研究表明，经济增长对穷人有利，人均收入较高的国家拥有更少的贫困人口（Datt& Ravallion，1992;Kakwani，2000;World Bank，2001;Dollar & Kraay，2002;Besley & Burgess，2003;Kraay，2004）。然而，正如Besley & Burgess（2003）和Pradhan（2010）所指出的，经济增长不是减少贫困的充分条件，收入不平等的程度也很重要。高度不平等会损害穷人的经济增长福利。如果金融发展增进了收入不平等，那么穷人不能从预期的积极经济增长中获益。

在实证前沿，越来越多的文献考察了金融发展与减贫之间的互动关系。然而，从文献中得到的实证证据对不同国家、不同数据和不同方法而言，是混乱且具有争议的。例如，Jalilian & Kirkpatrick（2002）和Jalilian & Kirkpatrick（2005）使用42个国家的样本面板数据，发现发展中国家的金融发展减少了贫困。Shahbaz（2009）利用自回归分布滞后模型（ARDL），并把经济增长、通货膨胀、农业增长、制造业和贸易开放度作为控制变量，考察了金融发展和金融不稳定性对巴基斯坦减贫的影响。他发现，金融发展减少贫困，然而金融不稳定增进贫困。另外，农业经济增长、制造业和贸易开放减少贫困。Pradhan（2010）采用印度1951—2008年数据，进行约翰森协整检验后发现，减少贫困会导致经济增长，反之亦然。除此之外，金融发展导致贫困减少，经济增长促进金融发展。Ho & Odhiambo（2011）探讨了我国1978至2008年期间金融发展与扶贫的关系。结果对金融变量敏感。当使用信用比率时，金融发展与减贫之间在短期内存在反馈效应。然而，当广义货币供给比率时，结果显示在短时间内，金融发展与减贫之间存在双向因果流，但从长远来看，减少贫困会导致金融发展。Perez-Moreno（2011）分析35个发展中国家金融发展与减贫的因果关系后发现了从金融发展到减贫的单向因果关系。Inoue & Hamori（2012）使用印度28个州超过7个时间周期的不平衡面板数据，考察印度金融深化是否有助于减贫。他们发现，控制了贸易开放、通货膨胀率以及经济增长后，金融深化显著降低贫困。Khan et al.（2012）应用协整中的ARDL边界测试方法，运用1981年至2010年期间巴基斯坦金融发展的若干指标重新审视了金融发展对减贫的影响。他们的结果表明，金融发展减少贫困。Uddin et al.（2012）以孟加拉为例，使用1976至2010年期间的数据和协整的ARDL边界检验方法，考察了金融发展与减贫的关系。他们发现，金融业发展与减贫存在短期双向因果关系。Chemli（2014）使用ARDL方法去考察8个MENA国家（阿尔及利亚、埃及、伊朗、约旦、毛里塔尼亚、摩洛哥、突尼斯和也门）1990年至2012年期间金融发展与减贫的关系。他们研究的结果显示，金融发展帮助穷人。而且，人均GDP与贸易开放度积极影响人均家庭最终消费支出。

对于我国，很少有研究实证检验金融发展、经济增长与扶贫之间的关系，对民族地区相关的研究更是寥寥无几。肖唐镖、石海燕（2009）利用12个扶贫村调查资料进行定性分析后发现，投向村民生产生活改善方面的项目呈现正向影响，投向产业发展方面的项目呈现负向影响。这与项目扶贫决策和执行机制非民主化与责任流失、国家宏观政策在减贫效应上的不匹配密切相关。陈菁、贺达水（2015）构建政府、市场与贫困分析框架，采用国家级扶贫开发重点县贫困监测数据，进行实证分析后指出，经济增长对地区减贫具有正效应，但经济增长对贫困群体的贡献率要小于低收入群体，这说明收入略低的贫困群体从经济增长中获取的机会相对较少;人均财政收入增长也有利于地区减贫，但相比于低收入群体，贫困群体从财政增长中利益获取更少;农村传统的救济人数占比对地区贫困发生率变动存在正向影响，但对地区低收入发生率的变动的负向影响不显著;工业增长对贫困发生率变动和对低收入发生率变动存在正向影响;卫生条件、基础设施和农业生产条件的改善使得低收入发生率的贫困发生率降低。林茹（2015）选用2011—2013年安徽省十八个扶贫开发重点县面板数据就金融发展对贫困减缓的影响进行实证分析后提出，安徽省扶贫开发重点县金融发展通过直接贫困缓解和经济増长、收入分配的间接贫困缓解进而有利于地区减贫。吴华增、兰庆高（2017）选用我国2001—2015年相关数据对农村金融发展的减贫效应进行了分析，结果显示：在2001—2015年期间，我国农村金融发展对农村扶贫存在门槛效益，即在不同数值区间，金融发展取得效果也不同。

三、金融发展和经济增长对民族地区减贫影响的实证分析

（一）模型建立及变量说明

其中，贫困指标P采用民族自治地方省份城镇和农村恩格尔系数加权平均值来表示，其中，城镇和农村恩格尔系数分别用城镇和农村居民消费中食物支出在总支出中的比例来表示，城镇和农村恩格尔系数权重用城镇和农村人口的比重来表示。金融发展指标F用地区贷款总额与地区GDP的比率来表示。人均实际GDP指标X用消除物价影响的人均实际GDP来表示。本文实证分析方法选择为固定效应分析方法。数据来源于2001—2016年《中国民族统计年鉴》。

（二）省份的分組

为了分析人均实际GDP和金融发展对民族地区减贫影响的地区差异性，选用人均实际GDP和金融发展指标，运用系统聚类法对民族自治地方20个省份进行分组，确定了四个地区组群。第一类地区为金融、经济落后地区，包括河北、湖北、湖南、广东、海南、重庆、四川、贵州、云南、青海（共10个）;第二类地区为金融、经济发达地区，包括内蒙古、广西、宁夏、新疆（共4个）;第三类地区为金融发达、经济落后地区，包括浙江、西藏、甘肃（共3个）;第四类地区为金融落后、经济发达地区，包括辽宁、吉林、黑龙江（共3个）。

（三）实证结果分析

从表1可以看出，从民族地区整体来看，△X的估计系数为-0.0015875，t值为-0.13，在统计上不显著，这说明经济增长对民族地区减贫没有显著性影响。△F的估计系数为-0.0266987，t值为-2.28，在5%水平上显著，这说明金融发展不仅没有起到扶贫的作用，反而加深了民族地区的贫困程度。这是因为：国有企业是民族地区经济支柱，由于市场准入限制、融资约束、国进民退等方面的原因，民营经济的发展空间不断受到挤压，从而使得民族地区民营企业吸收本地就业的能力不断下降。

从分组回归结果来看，无论是金融、经济落后地区，金融、经济发达地区，金融发达、经济落后地区，还是金融落后、经济发达地区，△X的估计系数在统计上均不显著，这说明经济增长对民族地区减贫没有影响具有普遍性。△F的估计系数除了在金融、经济落后地区和金融落后、经济发达地区的估计系数分别为在10%和1%水平上显著的负数外，其他地区金融发展的估计系数在统计上均不显著，这说明金融发展相对发达地区，金融发展对地区减贫影响不显著，金融发展相对落后地区，金融发展对地区减贫存在负效应。这是因为：民族地区金融发展相对滞后，金融抑制现象明显，且金融发展水平尚未突破“金融发展贫困陷阱”。

四、研究结论和对策建议

通过以上实证分析，我们发现，经济增长对民族地区减贫没有显著性影响，金融发展不仅没有起到减贫的作用，反而加深了民族地区的贫困程度;金融发展相对发达地区，金融发展对地区减贫影响不显著，金融发展相对落后地区，金融发展对地区减贫存在负效应。实证分析表明，经济增长对民族地区减贫没有显著性影响，即民族地区经济增长并没有削减贫困。本研究的结果支持广泛持有的观点，经济增长是必要的，但不是实现扶贫的充分条件。经济增长的社会影响程度取决于增长速度本身，也取决于收入不平等的程度。为了加快减贫，经济增长需要更加包容所有社会群体，包括贫困人口。政府也应采取措施改善对穷人的信贷准入，通过创造更多就业机会，这将有助于遏制贫困。

因此，放宽市场准入，为民营经济发展提供更广阔的空间;改变金融机构国有企业偏好，完善民营企业信用贷款担保体系，强化担保机构建设，加强中小型金融机构建设，切实增加对民营企业信贷支持力度;国家（中央政府）采取金融扶持措施，增加政策性投资金额;积极引进外资银行，降低金融机构准入门槛，支持创新型、民间活跃中小型金融机构发展，建立多层次银行体系，这些措施对于民族地区减贫也是至关重要的。

另外，我们必须强调，这个研究带来区域案例研究的有用性。考虑到贫困问题，这个话题对深入研究非常重要。因此，本研究采用的计量经济学方法可以扩展到整个西部地区。其他相关变量的影响，例如通货膨胀、税收政策、公共支出和贸易开放，可以被考查。另一个在以前的实证研究中没有被研究过的有趣话题是结构变化的存在和金融发展、经济增长与减贫之间关系的非线性调整。由于价格冲击、金融危机、货币政策的转变、偏好变化与政治不稳定，结构变化和非线性可能发生。众所周知，结构变化与非线性降低平稳性和协整性的标准检验。使用阈值模型去重新审视金融与贫困的关系将是一个需要进一步研究的有趣话题。

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