金融发展、收入流动性对反贫困作用的研究——基于新疆30 个贫困县的实证分析

康培元

（新疆财经大学，新疆 乌鲁木齐 830012）

一、引言

新疆作为我国扶贫工作的重点地区，因地处边远、生态恶劣、灾害频繁、人才匮乏等因素制约，反贫困工作艰巨。新疆扶贫开发重点在农村贫困地区，难点在扶贫县。新疆有27 个国家扶贫开发工作重点县和3 个自治区重点县(以下简称贫困县)130 个贫困县分别为巴里坤哈萨克县、伊吾县、察布查尔锡伯县、尼勒克县、脱里县、裕民县、和布克赛尔蒙自治县、青河县、吉木乃县、乌什县、柯坪县、阿图什市、阿可陶县、阿合奇县、乌恰县、疏附县、疏勒县、英吉沙县、莎车县、叶城县、岳普湖县、伽师县、塔尔干塔吉自治州、和田县、墨玉县、皮山县、洛浦县、策勒县、于田县和民丰县。，占比34.9%，其中南疆19 个贫困县，均为国家级重点县，占总重点县的 70%，因此，新疆反贫困具有典型的地域性、少数民族性等特点。同时，由于新疆的经济、社会、民族、宗教状况错综复杂，新疆反贫困工作关系到经济发展、社会稳定、民族团结和长治久安。2010 年新疆工作会议部署19 个省区市对口援疆工作，新疆扶贫工作进入了新阶段。“十二五”期间，新疆扶贫开发总投资逾500 亿元。未来10 年，自治区将以专项扶贫、行业扶贫、社会扶贫、援疆扶贫为四大支点，进一步加大贫困地区基础设施建设、生态环境和民生工程投入力度。但由于历史、自然、社会、宗教、民族等多方面的原因，反贫困的“内生功能”不强。在全面建设小康社会背景下，国家新一轮的扶贫规划中，南疆三地州将作为扶贫攻坚的主战场。面对新疆错综复杂的反贫困问题，如何加快新疆贫困县脱贫是亟待解决的问题。因此，从微观层面深入探究制约新疆反贫困效果的主要因素，从异质化视角剖析其与贫困之间的关系，便于制定差异化措施促进反贫困效果，推进新疆的跨越式发展和长治久安。

金融反贫困问题不仅受政府、金融机构高度关注，许多学者也对该问题从不同角度进行了深入研究，代表性学者主要有：Holden 和 Prokopenko（2001）、英国国际发展部(DFID，2004)从理论角度对金融发展与贫困之间的关系进行了探讨，Dollar 和 Kraay(2001)，Dallar,David和Aart Kraay(2002)，Rajan， Raghuram 和 Zingales，Beck，K.和R. Levine(2004)等用实证研究检验了金融发展对贫困减少所产生的影响。理论与实践的检验过程都表明，随着世界经济增长和全球化进程加快，金融发展是推动经济增长的有力因素。同时Bruno，Ravaillon 和Squire(1998)，Squire(1999)，Worldbank(2001)，Ravallion(2001)等认为经济的增长会带动国民收入的显著提高，意味着穷人收入倾向于随平均收入成比例地上升或者下降，对提高穷人的收入产生间接影响,这就暗含着通过经济增长途径提高穷人的收入会对贫困的减少产生间接影响。Shimeles 和 Zerfu(2006)认为放宽金融市场对穷人的信用限制，使穷人有机会直接参与更多的金融活动，接触更多的金融产品，发挥金融的基本功能，有利于提高穷人的未来收入，并进而达到直接减少贫困的作用。黄建新(2008)认为政府“给钱济贫”的措施仅仅从外部松动了农村贫困的链条，但未从根本上打破贫困。艾路明（1999)研究发现提供低息银行贷款对贫困地区来说可以刺激当地的投资活动，有利于减少贫困。黄志刚、施祖美(2002)认为向贫困者发放小额信贷不仅有很好的扶贫作用，而且对金融机构来说还能产生良好的经济效益，具有双向互利效应。蒲春玲、权亮(2000)认为通过为贫困群体和贫困地区提供金融安排，提高贫困者自身发展能力，能达到减轻、缓和贫困目的。谢婷婷(2011)发现新疆金融在反贫困工作中的作用还不尽人意，金融还没有成为新疆反贫困的主要途径，甚至还可能成为制约新疆经济发展的主要因素。

此外，由于居民的收入地位在不同时期会发生变动，也即存在收入流动性问题，收入流动性的存在会通过收入的相对变化来反映贫困的变化特征。国外学者很早就开始关注收入流动性的存在，并形成了一些有价值的成果，如Hertz（2006）对美国20 世纪90 年代以来的收入流动性进行了考察，发现美国中产阶级收入流动性出现恶化现象；Lummer（2002）利用工具变量的方法对收入流动性进行估计，用以减少收入流动性的测量误差。国内学者近年来也对收入流动性进行了一定的研究，如：王海港（2005）使用CHNS 数据库对中国城乡居民1989 年～1997 年总体收入流动性进行了研究，发现收入流动性能够缩小城乡收入差距；尹恒等（2006）分别对1991 年～1995和1998 年～2002 年中国城镇居民收入流动性的变化特征进行了研究，发现城镇居民的收入流动性整体下降。

从已有的研究成果可以发现，解决贫困问题已成为经济稳定发展的必然要求，且已有的研究成果为减少贫困问题提供了一定的理论支撑，但仅从宏观角度分析经济系统外部因素对反贫困问题造成的影响，缺乏对贫困问题的全面认识，更是缺乏从微观角度研究系统变量之间的互动效应。鉴于此，本文选择新疆贫困地区30 个县域作为研究对象，通过选取金融发展与收入流动性分别表示反贫困的外部影响环境与内部因素，并通过构建金融发展、收入流动性与反贫困的面板数据模型，在异质性视角下分析三者之间的动态关系，分别从宏观、微观角度认识农村反贫困的发展特征，从而为缓解农村贫困问题提供了良好的参照依据。

二、变量选取、模型设定与检验

（一）变量选取和数据说明

1.反贫困。目前，学术界对于贫困的界定还没有统一的标准，笔者认为农村贫困最直观的体现是农民人均纯收入的高低，因此本文将研究问题的着力点定位在农民人均纯收入（记做CSR）来说明农村贫困情况，也就是从经济层面进行反贫困。该指标是反贫困的正向指标，CSR 越高，表明贫困程度较低，反贫困效果越好；反之，贫困程度较高，反贫困效果较差。

2.金融发展。从研究贫困减少的既有文献来看，金融发展与收入分配是研究贫困减少的基础。基于数据的可得性，本文将农村信贷余额（记做FD）作为金融发展指标的代表指标，FD 越高，表明金融发展程度相对较高，反之，金融发展程度相对较低。

3.收入流动性。收入流动性则借鉴Fields 和Ok（1999）所提出来的绝对流动性指数，该指数主要有两个特点：一是该指数能够较为全面地衡量居民福利变化水平；二是该指数能够同时满足规模不变性、对称性、子群体可分解性等公理化假设。对收入流动性的衡量见如下（1）式所示：

（二）模型设定

本文旨在分析新疆金融发展、收入流动性对反贫困的促进作用及其伴随效应的影响，由于面板数据分析能够控制不可观测的效应，同时扩大了样本量，增加了自由度并有助于缓解共线性的问题，且该分析是为了从横向和纵向两个维度对金融发展与反贫困的效应进行比较，因此采用面板数据模型较合适,能够使结果更趋于准确。面板数据建立的模型通常有以下三种形式：

①无个体影响的不变系数模型。即假设在个体成员上既无个体影响也无结构变化，此模型的单方程回归形式可以写成：

在该模型中，yit是因变量，xit是 K×1 阶回归变量列向量，截距项α 和k×1 维系数向量β均相同，β 为K×1 阶回归系数列向量。随机误差项 uit相互独立，且满足零均值、等方差的假设。并且将各个体成员的时间序列数据堆积在一起作为样本数据，利用普通最小二乘法便可求得参数α 和β 的一致有效估计。

②变截距模型。即假设在个体成员上存在个体影响而无结构变化，且个体影响可用截距项αi(i=1，2，3 … ，N)的差别来说明，模型中各个体成员方程的截距项αi不同，而k×1 维系数向量β 相同。其回归形式可以写成：

③变系数模型。即假设在个体成员上既存在个体影响，也存在结构变化，即允许个体影响由变化的截距项αi(i=1，2，3 … ，N)来说明，同时还允许k×1 维系数向量βi(i=1，2，3 … ，N)依个体成员的不同而变化，用以说明个体成员之间的结构变化。其单方程回归形式可以写成：

从价值观角度去告诉员工什么该做，什么不该做，团队的用人标准和工作模式是什么样的，培养团队成员的目标感，遇到价值观不符的要及时遏制，并给予警告，不要让其存任何侥幸心理去钻制度的漏洞，提前告知防范于未然。

(三) 面板数据模型的检验

（1）协方差分析检验

该检验主要是基于以下两种假设：

如果接受假设H2,则认定样本数据符合模型(1)，为不变系数模型，无需进行进一步的检验。如果拒绝假设H2，则需要继续进行检验假设H1，如果接受假设H1，则该认定样本数据符合模型(5)；如果拒绝H1则认定样本数据符合模型(6)。采用协方差分析检验判定面板数据模型需要构造 F1和 F2 两个统计量，具体表达式如下所示：

其中S1、S2、S3分别是变系数模型、变截距模型和不变系数模型的残差平方和，N 表示个体截面成员的个数，T 表示每个截面成员的观测时期总数，k 表示非常数解释变量的个数。

（2）Hansman 检验。Hansman(1978)提出的一种Wald 检验法，通过验证不可观测效应与其他解释变量是否相关作为进行固定效应和随机效应模型筛选的依据。其基本思想是在不可观测效应与解释变量不相关的原假设成立下，固定效应模型估计量和随机效应估计量都具有无偏、一致性。若原假设不成立，则固定效应模型的参数估计仍然是一致的，但是随机效应模型却不再一致。因此，假设b 和分别是固定效应模型的OLS 估计和随机效应模型的GLS 估计，则

基于Hansman 检验思想，构建以下检验统计量：

如果拒绝了原假设，就表明个体效应和解释变量是相关的，选择固定效应模型；反之，选择随机效应模型。

鉴于以上检验方法，本文按照以下步骤对模型形式进行选择：①进行F 检验。如果F 检验的P 值小于显著性水平，则说明固定效应模型比混合估计模型要好；②在F 检验通过的前提下，进行Hausman 检验。若检验结果的P 值小于显著性水平，则采用固定效应模型；反之，采用随机效应模型。

三、实证分析

（一）变量的平稳性检验

从表1 中变量的平稳性检验可知，新疆整体的金融发展、收入流动性和农村反贫困数据在原水平下均是非平稳序列。但当取差分后的常数项时，只有收入流动性在Fisher-ADF 的检验情况下是非平稳的，而经过取常数项和趋势项的差分后，该检验变为平稳，说明这四种检验结果具有科学性、有效性的特点，同时也表明所有变量均为一阶单整，记为I(1)，该平稳性检验结果符合面板协整的前提条件。

表1 新疆金融发展、收入流动性与农村反贫困平稳性检验结果

（二）模型设定检验及估计

面板数据分析可以控制不可观测效应，同时扩大了样本量，增加了自由度并有助于缓解共线性的问题，从而使回归的结果更趋于准确根据研究目的。本文将采用固定效应模型进行分析，原因在于：首先，对于大量个体的随机抽样而言，样本可以视为总体关系的判断，从而应当选择随机效应模型。然而，本文分析的是30 个地区，个体较少，因此将个体效应视为固定效应较为合适；其次，随机效应假定个体效应与随机误差项不相关，而固定效应则无需这一假设，对本文的研究而言，后者显然更为合适。

（1）扶贫县金融发展直接作用于贫困的面板数据模型分析

按照模型形式确定步骤，利用F 检验和Hausman 检验对各区域农村经济和农村金融发展与农村贫困减少之间关系进行检验，以选取适当的面板数据模型形式。为消除不同量纲所带来的异方差现象，对所有指标进行取对数。其检验结果如表2 所示。

表2 模型设定检验结果

从表2 中的检验结果及临界值可以发现，本文可以将模型设定为面板个体固定效应变截距回归模型。此模型可用截距项α1(i=1，2，3 … ，N)的差别来说明个体影响。具体的面板个体固定效应变系数回归模型的估计方程如下：

其中，LnCSR 表示居民的收入水平，也可以看做是贫困的负向指标，αi代表截距项，i 代表各县(市)，t 代表时间，LnFDit表示第i 个县(市)t 年的金融发展，LnIMit表示第i 个县(市)t年农村居民的收入流动性，uit为随机扰动项，假定其服从独立同分布。其中面板模型估计结果见表3 所示。

表3 个体固定效应回归变系数模型估计结果

从表3 的模型估计结果可以看出，常数项C 的估计值为-9.037,8，其t 统计量在5%的水平下非常显著，说明了各个县(市)的平均农民人均纯收入水平。金融发展和收入流动性系数估计值分别为1.920,0 和0.302,0，且t 统计量在5%的水平下大多也显著，说明金融发展和收入流动性这两个指标对农民人均纯收入有正的影响，符合现实情况。对于任何一个县市来说，若金融发展每增加1 个单位，则农民人均纯收入将增加1.92 个单位；若居民收入流动性每增加1 个单位，则农民人均纯收入将增加0.302 个单位。其中，模型表达式如（3）式所示：

（2）扶贫县金融发展、收入流动性与农村反贫困的协整分析

本文目的是为了探讨金融发展、收入流动性对农村反贫困所造成的异质性影响，以及三者在长期发展过程中是否存在动态均衡关系，因此有必要对面板数据进行协整检验。鉴于此，本文采取以Pedroni 为代表的原假设为不存在面板协整关系的检验，通过该方法中七个统计量联合检验判断变量之间是否具有面板协整关系。具体检验结果见表4 所示。

表4 新疆30 个贫困县数据的面板协整检验

从表4 中的面板协整检验结果中可以发现，Panel Rho、Panel ADF 和Group ADF 均在1%显著水平下证明了存在协整关系，Panel V、Panel PP 均在10%显著水平下拒绝了不存在协整关系的原假设，因此认为该七个变量都通过显著性检验，所以认为所选择的新疆30 个扶贫县中，金融发展、收入流动性与农村反贫困之间存在长期的动态均衡关系。

为了横向比较分析30 个扶贫县金融发展、收入流动性对农村反贫困的异质性影响，本文按照个体固定效应变系数对（2）式进行回归，结果见表5 所示：

表5 30 个贫困县横向比较结果

从表5中估计结果可以看出，常数项C的t统计量在5%的水平下非常显著，说明了各个县(市)农村收入的平均水平。同时还可以发现，金融发展对反贫困的影响系数大多为正(除伊吾县、莎车县、岳普湖县外)，但其t 统计量在5%的水平下显著的仅有9 个县，分别为：巴里坤县、察布查尔县、尼勒克县、裕民县、和布克赛县、阿克陶县、疏勒县、伽师县及皮山县，体现了金融发展的区域差异性。此外，从收入流动性对反贫困的影响系数来看，超过2/3 地区的系数为正，表明收入流动性的提高对于反贫困具有较好的促进作用，而且收入流动性对反贫困的影响在不同地区系数显著不同，意味着收入流动性对于反贫困的效应具有异质性，因此应实行差异化的措施来达到反贫困效果。

四、结论与启示

当前，全面建设小康社会背景下，新疆贫困问题尤为突出，且脱贫与返贫现象错综交替，致贫因素复杂，扶贫机制、反贫困制度存在天然缺陷，反贫困成效不佳。为了制定有效扶贫开发政策，需要分析致贫因素，并探究致贫因素之间相互影响关系。本文在对新疆贫困县实地调查基础上，结合金融发展、收入流动性对农村反贫困的效应，在建立三者面板模型的基础上，分别从长期分析和横向比较的视角对其进行研究，结论可以概述为以下两点：

第一，金融发展、收入流动性对农村反贫困具有正向的作用，且金融发展、收入流动性对农村反贫困的影响具有异质性的特征。具体表现为：金融发展对于任何一个县（市）来说，若金融发展每增加1 个单位，则农民人均纯收入将增加1.92 个单位；若居民收入流动性每增加1 个单位，则农民人均纯收入将增加0.302 个单位，即金融发展在支持农民反贫困的工作上发挥作用较大，而收入流动性的作用较弱；而且金融发展、收入流动性与农村反贫困三者之间存在协整关系，即三者存在长期动态均衡的关系。因此，在制定反贫困政策时，需要把握其与金融发展、收入流动性的动态变化特征，也就是说需要兼顾影响反贫困的外部环境和内部因素。

第二，从横向的对比分析可以发现，金融发展、收入流动性对农村反贫困的影响具有显著的区域差异性，具体表现为金融发展对反贫困的影响系数大多为正(除伊吾县、莎车县、岳普湖县外)，但其t 统计量在5%的水平下显著的仅有9 个县，分别为：巴里坤县、察布查尔县、尼勒克县、裕民县、和布克赛县、阿克陶县、疏勒县、伽师县及皮山县，体现了金融发展的区域差异性，而且收入流动性对反贫困的作用系数有超过2/3 地区为正，意味着收入流动性对反贫困效果具有促进作用，而且各个地区的系数显著不同，表明收入流动性对反贫困的影响具有区域差异性，因此，应实行差异化的政策来达到反贫困效果。

总而言之，针对新疆30 个贫困县制定有效反贫困政策，必须要正确把握反贫影响因素与贫困的动态关系。可以依据金融发展、收入流动性对反贫困的效应关系，从异质性视角下，采取促进金融发展和提高收入流动性的配套措施，并分类、分时逐步实施。从长期来说，政府有必要制定有利于金融发展的相关政策，从而发挥金融在反贫困方面的作用，如构建多元化的金融体系，减少金融服务空白区，利用“整村推进、连片开发”扶贫新模式，加大贴息贷款力度，积极发展微型金融，逐步推进开发性金融，发挥金融对反贫困的正效应。同时，针对30个贫困县的贫困程度，制定相匹配的提高收入流动性的政策，如采取加大财政资金投入、信贷投放比例来加强金融发展对反贫困效果的促进作用，还可以通过加快产业转型升级、加大对贫困家庭子女的教育投入、加强与非农就业相关的职业技能培训，促进农民增收，有利于提高贫困人口的收入流动性，从而达到反贫困的效果。

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