1、信贷在贵州金融扶贫中的作用研究张克雯 郑琳慧摘 要：2022年是全面建成小康社会目标的实现之年，是全面打赢脱贫攻坚战的收官之年。基于此，以贵州家庭为基准单位，以普惠金融中的重要指标信贷为衡量依据，研究信贷来源、金融知识水平以及金融环境等因素对家庭财富积累的影响。通过实证分析，得出贵州贫困家庭自发性参与信贷投资能增加财富积累、促进脱贫的结论，进而助力贵州全面脱贫。关键词：信贷;普惠金融;金融扶贫中图分类号：F832 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2022）30-0053-042022年是全面建成小康社会目标实现之年，是全面打赢脱贫攻坚战收官之年。贵州省是中国经济开展相对落后的地区
2、，是脱贫攻坚的主战场。假设可通过金融扶贫信贷手段，帮助贵州实现精准扶贫、尽快脱贫，对全面打赢脱贫攻坚战、全面建成小康社会有着重大意义。中国家庭金融调查（CHFS）数据显示，近年来我国家庭信贷参与率呈稳步上升趋势。截至2022年，参与信贷的家庭已有34.7%。与此同时，数据显示我国家庭平均财富在2022年为71.8万元，2022年为87.5万元和2022年的108.5万元，其呈现逐步上升趋势，彰显出信贷在促进财富增速积累的重要作用。本文以金融扶贫理念为核心，从贵州省家庭信贷的获得性、参与性、投入方向等角度，基于不同家庭财富变化出发，探求其对贵州金融扶贫的重要作用，并运用回归模型挖掘制约贵州贫困家
3、庭信贷的影响因素，据此提出改善措施，以期推动贵州金融扶贫优而精的开展。一、影响贵州家庭信贷变量的实证分析本文数据采用的是中国家庭金融调查与研究中心的数据，其成立于2022 年，由西南财经大学主导，该调查与研究中心拥有三个调查数据库，本文利用的是中国家庭调查数据库中的贵州省2022年与2022年数据，剔除未填完或前后矛盾的样本，有效总样本数为722个。（一）研究假设本文的研究做出以下假设：H1：在其他条件保持不变的情况下，參与信贷的家庭有利于财富积累。H2：在其他条件不变的情况下，以来源不同看，正规信贷对财富增长有着积极作用。H3：在其他条件保持不变的情况下，城市相比农村的家庭投资行为对财富变化
4、更加有利。（二）模型设定与变量定义为考察家庭财富增速与信贷参与之间的关系，我们建立的回归模型如下：growth=a1lendinng+a2x1+a3x2+，家庭财富增长为被解释变量、信贷为关键解释变量、x1为解释变量、x2为控制变量。其中，解释变量包括正规信贷、非正规信贷、消费信贷、投资信贷、农村，控制变量包括家庭总收入、家庭总财富、户主年龄、户主性别、户主教育水平、户主金融知识、户主婚姻状况、户主党员身份、抚养比、家庭规模等。上述变量的具体定义（见表1）。（三）描述性统计结果全样本的描述性统计结果显示（见下页表2），信贷参与、正规信贷参与、非正规信贷参与的均值分别为0.278、0.082、0
5、.214。由此说明，贵州家庭的信贷参与率极低，样本数据说明仅有48.9%的家庭在2022年进行信贷活动，并在参与信贷的家庭中有高达30%的家庭信贷来源民间借贷或私人借贷的非正规信贷途径。这将在资金使用与金融平安方面增加一定的风险隐患，容易使金融知识较差的居民陷入骗局，加剧自身经济困境。在722个全样本中，投资信贷参与、消费信贷参与的均值分别为0.148、0.227，前者低于后者，可以说明贵州人民大概率将资金用于短期消费而未形成长期的稳健增长投资。金融扶贫不应当只停留在资金不断向贵州省贫困人口输入解决其温饱问题的层面，应引入资金并使其自主的自富自强。进一步的，参与信贷样本的描述性统计结果显示，占
6、比为16.7%的家庭选择非正规信贷。占比为46.5%的家庭将所获信贷用于消费，而非投资。通过比照参与信贷样本与未参与信贷样本的描述性统计结果，综合各种经济大环境以及人为自身因素影响，参与信贷样本的家庭其财富状况优于未参与信贷的家庭。此外，参与信贷家庭的财富水平、收入水平、户主年龄、户主金融知识水平、户主受教育程度、家庭规模的均值均高于未参与信贷样本。（四）进一步分析1.家庭信贷对财富增速的影响。采用控制其他次要变量建立模型研究家庭信贷对财富增幅的问题，下页表3给出了参与信贷对家庭财富增速的影响。表3第（1）列结果显示，在只控制家庭上期财富的情况下，信贷参与的系数为0.110，结果并未呈现显著性
7、。为使被解释变量与解释变量间的关系更加显著且结果更科学，第（2）列回归结果分析中参加了对其他变量的控制，信贷参与的系数变为0.262，对应的p值为0.065小于置信度0.1，因此在10%的置信水平上显著。这说明相较于未参与信贷，家庭参与信贷有利于财富增长的提高，支持了本文的假说H1。2.信贷类型的分解。首先，信贷的来源途径。按照来源不同，信贷可以划分为正规信贷与非正规信贷，正规信贷参与的系数为0.292，且在10%的水平上显著。非正规信贷对财富增速的影响系数为负数，但不显著。非正规信贷的结果可能与其信贷不标准及参与非正规信贷的金融素养较低有关。总体而言，相比未参与信贷的家庭，信贷参与家庭财富增
8、速之间的正向关系主要表达于正规信贷，这验证了本文的假说H2。其次，信贷促进财富增值的地区差异。为了验证本报告的假说H3，将贵州家庭所在地样本分为城市家庭与农村家庭，将农村作为虚拟变量，即城市为0，农村为1，建立模型得到：growth=0.59-0.451rural+a3x3（其中，x3表示其他控制变量）。可以看出信贷在当从城市变为农村时，反而对家庭财富增产产生负效应。这大概率与农村居民的受教育程度、金融效劳设施的广度与深度以及人们对金融知识的应用、金融风险的防控有关，验证本假说H3。3.稳健性检验。为保证上文实证结果的可靠性，本文进行了系列稳健性检验。对于假说H1，利用相关变量替换并控制与模型
9、相同的变量检测其是否符合相关结论。利用家庭的负债规模代替信贷数量，并对负债规模取对数与家庭财富增速进行回归分析。回归结果说明，其系数为0.069与家庭财富增长正相关，p值为0.093小于0.1在置信度且在10%的水平上显著，支持假说H1成立。对于假说H2与假说H3采用在原有样本进行抽样，减少样本混杂的偶然性，实证结果均说明上文结论稳健。二、从信贷角度加强贵州省金融扶贫的建议通过以上实证研究，发现贵州省的家庭中，相比未参与信贷的家庭，参与信贷的家庭更有利于财富积累，从而有助于积极脱贫。因此，在贵州省进行精准扶贫的过程中，应当深化信贷的作用，并为信贷发挥其有效性创造良好的客观条件。同时，贵州省金融
10、扶贫的重点应转变为鼓励引导贫困人口自发脱贫，而在此过程中对其提供资金与金融效劳至关重要。（一）重视合理利用信贷扶贫从信贷的来源上看：第一，需完善正规金融机构信贷制度，不断进行信贷效劳创新、精简精准扶贫人口贷款手续及附加条件;第二，为贵州精准扶贫人口提供适用性更强的金融效劳，尽可能减少其因无合格贷款抵押品或抵押品价值缺乏导致的无法足额获得贷款;第三，保证借贷信息的公开透明，从而保证信息对称性，金融机构应对贷款投向进行有效监管，吸引更多有资金需求的居民可以获得资金。从贫困人口所处的环境来看：第一，应合理引导民众信贷规模。信贷可以平滑其消费与弥补投资门槛，但要注意过多的負债与缺乏风险控制可能会对其经
11、济状况雪上加霜。第二，加强金融环境的立法和宣传工作。对于虚假宣传等骗贷行为严惩不贷，帮助原本守旧的贫困人口迈入金融市场。（二）提高金融扶贫效劳质量对于贵州地区的金融扶贫，应细化贫困人口建档，做到扶贫更加精准。同时，还应完善当地的投资环境，建立多层次的金融效劳体系。对贫困人口加强金融知识的普及，并创新金融产品，鼓励居民从正规信贷进行投资，帮助此类人群通过金融产品创收，自主推动其脱贫进程。参考文献：1 温虎，王阳.信贷约束对家庭金融市场参与的影响基于CHFS数据的实证研究J.海南金融，2022，（6）.2 李榛.金融扶贫的实践与有效路径以贵州为例J.征信，2022，（1）.3 安培桐.精准扶贫实践中存在的问题及对策J.法制与社会，2022，（6）.收稿日期：2022-04-16基金工程：贵州省教育厅高校人文社会科学研究自筹经费工程“信贷在贵州金融扶贫中的作用：基于渠道和用途的经验成果（2022ZC054）作者简介：张克雯（1983-），女，贵州贵阳人，副教授，从事金融理论与实践、绿色金融、普惠金融研究;郑琳慧（1997-），女，山东德州人，学生，从事金融研究。
