金融減貧的門檻效應及其實證檢驗——基于中國西部省際面板數據的研究

師榮蓉，徐璋勇，趙彥嘉

(西北大學中國西部經濟發展研究中心，陜西西安710127)

一、引言

自改革開放以來，我國經濟發展取得巨大成就，但貧困問題仍未得到根本性消除。1978年按照當期貧困標準(以農村居民家庭人均純收入100元/年為標準)估計我國貧困人口有2.5億，其中西部地區的貧困人口有10897.5萬人，占全國貧困人口總數的43.59%，貧困發生率為41.92%，比東中部地區的貧困發生率高24.6%。根據中國科學院最新完成的《2012中國可持續發展戰略報告》顯示，我國貧困人口按2010年貧困標準(以農村居民家庭人均純收入1274元/年為標準)計算有2688萬人，按2011年提高后的貧困標準(以農村居民家庭人均純收入2300元/年為標準)計算有1.28億之多。從貧困縣和貧困人口的分布來看，主要集中在西部地區①從貧困縣的分布來看，我國現有592個國家級貧困縣，其中民族自治貧困縣341個，國家級貧困縣以云南省最多，其次為貴州省、陜西省和甘肅省，民族自治區貧困縣以西藏自治區最多，其次為云南省和貴州省;從貧困人口的分布來看，根據國家統計局貧困監測數據顯示，2001－2009年西部地區貧困人口占全國貧困人口比例從61%增加到66%，其中貴州、云南和甘肅的貧困人口從29%增加到41%。。

隨著經濟的不斷發展，金融成為宏觀調控的重要手段及社會資源優化配置的重要杠桿。我國西部地區的金融業經過多年改革變遷，其金融資產在總量和結構方面都取得長足進步，西部地區的銀行存款余額從1978年的299.37億元增加到2010年的125185.8億元，提高了417倍;銀行貸款余額由1978年的365.47億元增加到2010年的87083.6億元，增長了237倍;GDP由1978年的721.58億元增加到81408.49億元，增長了112倍。但是，西部地區的恩格爾系數從1978年的68.27%下降到2010年的43.41%，僅降低了24.86%，如圖1所示。在金融快速發展和經濟高速增長的同時，為何貧困減少的速度卻如此緩慢?金融發展是否有利于貧困減緩?基于此，本文以1978－2010年中國貧困相對較嚴重的西部12省(市、自治區)為研究對象，試圖檢驗金融發展對貧困減緩的作用，這對于我國制定金融政策、改善社會福利、縮小貧富差距具有重要意義。

本文的結構安排如下:第二部分是文獻綜述與理論分析;第三部分是模型設定、變量選取與數據來源;第四部分是實證結果及分析;第五部分是研究結論與政策建議。

二、文獻綜述與理論分析

(一)文獻綜述

關于金融發展對貧困減緩的影響，國內外學者主要形成了兩種觀點，即金融發展對貧困減緩的有利論與不利論。

圖1 西部地區GDP、存款余額、貸款余額及恩格爾系數的變化趨勢(1978－2010)

持金融發展有利于貧困減緩觀點的學者認為，金融發展一般通過以下幾種方式減緩貧困:(1)改善金融服務。Burgess和Panda(2003)通過分析印度1977－1990年窮人直接參與金融活動對貧困減緩的影響，發現銀行機構在農村設立的數量每增加1%，農村貧困率將降低0.34%，農村銀行業的變革將導致貧困的減少和產出的增加［1］。唐青生等(2010)對云南省農村金融服務缺失及網點空白問題進行分析研究，表明減緩貧困應首先解決金融服務缺失問題［2］。(2)創立微型金融。Remenyi和Quinones(2000)對亞太地區一些國家和地區的案例進行分析，研究表明獲得微型金融信貸服務的人群，其收入可以得到明顯提高［3］。譚險峰(2010)通過對孟加拉國鄉村銀行模式、印度尼西亞人民銀行鄉村信貸模式、玻利維亞陽光銀行模式和國際社區資助基金會村莊銀行模式的比較，分析微型金融在農民增收等多個方面起積極作用并且應將多種模式結合起來，以充分發揮不同模式的比較優勢，實現反貧困的新突破［4］。(3)開展小額信貸。梁山(2003)以全國率先進行“信用鎮(村)”創建的廣東省高州市為個案，從需求性、安全性、盈利性和信用狀況四個方面研究小額信貸的經濟意義和體制意義［5］。胡金焱、張樂(2004)在非正規金融與小額信貸活動理論述評基礎上，提出在發展中國家建立小額信貸機構是使低收入人群獲得信貸支持的一種有效金融制度［6］。張立軍、湛永(2006)通過運用中國1994－2004年的時間序列數據和小額信貸反鎖定模型的研究，認為小額信貸可以提高農民家庭經營收入、減緩貧困［7］。巴曙松、欒雪劍(2009)從小額信貸可獲得性方面分析小額信貸資金的獲得方式，提出用小額信貸資產證券化的方法解決我國農村小額信貸可獲得性不高、小額信貸資金來源有限的問題，促進農村貧困地區的經濟發展［8］。段應碧(2011)提出破解貧困農戶貸款難題，必須培育和發展不以盈利為目的的公益性小額信貸組織［9］。

持金融發展不利于貧困減緩的學者認為，金融發展對于貧困減緩并無積極作用。如Banerjee和Newman(1993)、Galor和Zeira(1993)發現信用限制尤其針對窮人，使其失去投資機會，對貧困減少沒有起到實質性作用［10－11］。Ranjan和Zingales(2003)指出金融體系必須是開放性的和具有競爭性的，否則金融發展僅僅使富裕階層獲益而對于貧困減緩不利［12］。Arestis和Cancer(2004)認為在發展中國家由于一些因素抑制了貧困人群獲得金融服務，金融自由化使得更多的資金得不到有效使用從而導致貧困人群收入得不到提高［13］。Jeanneney和Kpodar(2005)通過建立金融發展和金融波動的貧困決定模型研究金融發展、金融波動與貧困減緩之間的關系，發現金融發展有利于減緩貧困，但是金融波動對貧困人群的打擊更為顯著并且可能抵消金融發展對其所帶來的好處［14］。陳銀娥、師文明(2010)利用中國1980－2005年時間序列數據分析中國農村正規金融發展、金融波動和非正規金融發展對農村貧困減少的影響，研究顯示農村正規金融發展對農村貧困減少的影響很小，而金融波動不利于農村貧困的減少，非正規金融發展對農村貧困減少也沒有促進作用［15］。

已有研究無疑是值得肯定和借鑒的，但本文認為還需從以下四個方面做出補充和完善:(1)從研究假設來看，以往研究多是研究金融發展與貧困減緩的線性關系，而忽視了其非線性關系，即忽視了不同收入水平下金融發展對貧困減緩的差別效應。本文的研究表明，重視這種差別效應對于在消除貧困過程中如何有效地發揮金融作用更具有理論意義與實踐價值。(2)從研究方法來看，以往研究多是采用時間序列分析，而針對不同省份面板數據的分析比較少，特別是缺少引入面板門檻回歸模型探討金融發展與貧困減緩關系的實證研究。(3)從研究對象來看，以往研究少有針對我國西部地區的研究，然而西部地區是雙重意義上的貧困，一方面是貧困地區，另一方面是貧困主體人的貧困，因此以西部地區為研究對象更具有代表性和典型性。(4)從研究指標來看，以往研究多是將金融發展作為一個整體指標，少有對金融發展的進一步細分和引入其它非金融指標作為控制變量，本文認為金融發展是金融體系整體功能動態優化的過程，包含規模的擴張、結構的變化和效率的提高，這三方面的統一是金融發展的全部要義?；诖耍疚膶⒔鹑诎l展細分為金融規模擴張、金融結構變化和金融效率提高三個方面，同時引入其它非金融控制變量，運用面板門檻回歸模型，以我國西部地區1978－2010年的省際面板數據為樣本，對金融發展與貧困減緩的關系進行實證檢驗，以期為我國的扶貧開發及與此相關的金融改革提供有價值的參考。

(二)理論分析

20世紀40年代以來，發展經濟學理論認為必須越過人均收入水平的“門檻”才能進入持續的經濟增長從而擺脫貧困，其中著名學者羅森斯坦—羅丹(Paul N．Rosenstein－Rodan)、納克斯(Nurkse，R．)、繆爾達爾(Myrdal，G．K．)等都強調了通過加速資本形成減緩貧困，指出由于規模報酬遞增的存在，一國的人均收入水平只有越過“門檻”才能逐步發展起來，否則會陷入“貧困陷阱”中，形成難以擺脫的貧困惡性循環。這種情形可以通過修改后的索洛模型框架予以描述。

設生產函數為f(k)，其中f'(k)＞0，

即當人均資本存量介于ka和kb之間時，該經濟表現出規模報酬遞增，而在其他階段則表現為規模報酬遞減，具體如圖2所示。

圖2 用索洛模型框架描述的貧困陷阱

在經典的索洛模型中，所有經濟無論是任何初始狀態，最終都將收斂于唯一的均衡點上。而在式(1)設定的生產函數下，經濟將出現如圖2中的多重均衡，從而(k1，y1)，(k2，y2)，(k3，y3)都是均衡點，但其中只有(k1，y1)和(k3，y3)是穩定均衡，而(k2，y2)的均衡并不穩定，因為經濟一旦稍微偏離(k2，y2)，就會離這個點越來越遠。當資本存量略高于k2時，產出將遠大于y2，這會使儲蓄和投資增加，反過來又提高了資本存量，如此反復，使經濟向右移動，趨向(k3，y3);反之，當資本存量略低于k2時，經濟將向左移動，趨向(k1，y1)。因此，經濟的初始狀態就具有決定意義，即如果一個國家原本比較窮，處于(k2，y2)左側，就會很容易陷入低水平均衡(k1，y1)狀態。倘若要移動到高水平均衡(k3，y3)，靠漸進式的資本積累是不行的，因為只要跳不過(k2，y2)這個“門檻”，就總會落回(k1，y1)這個“貧困陷阱”中?？梢?，擺脫“貧困陷阱”的重要制約力量來自于資本積累，而金融在資本積累中起著至關重要的作用。金融通過中介功能的發揮，可以將社會閑散資金予以整合，實現儲蓄向投資的轉化，提高資本積累率，從而促使經濟跳出“貧困陷阱”進入更高水平的均衡狀態。

基于上述分析，我們提出本文的研究假設:金融發展對貧困減緩的影響受到人均收入水平的制約，即金融發展對貧困減緩的影響會伴隨著資本積累的門檻效應而發生變化。當人均收入處于低水平均衡時，金融發展對貧困減緩的作用呈現出規模報酬遞減，但具有積極的隱性累積效應;當人均收入跳越“貧困陷阱”時，金融發展對貧困減緩的作用呈現出規模報酬遞增，并且具有顯性加速效應;當人均收入處于高水平均衡時，金融發展對貧困減緩的作用又呈現出規模報酬遞減，但此時的人均收入已處在遠離貧困的高水平均衡狀態。

三、模型設定、變量選取與數據來源

(一)模型設定

本文重點考察金融規模、金融結構和金融效率對貧困減緩的影響，同時考慮到貧困減緩還受到一系列非金融因素的影響，因此引入政府干預程度、城市化、公共服務、對外貿易、醫療水平、就業狀況、經濟發展水平和西部大開發政策的實施等因素作為控制變量，設定線性基本模型如下所示:

其中，被解釋變量engelit代表恩格爾系數，用來衡量貧困水平;核心解釋變量scaleit、strctureit和efficiencyit分別從規模、結構和效率三個方面衡量金融發展;控制變量govit代表政府干預程度，urbanit代表城市化，pubit代表公共服務，tradeit代表對外貿易，medicalit代表醫療水平，employit代表就業狀況，economicit代表經濟發展水平，exp loitit為虛擬變量，表示西部大開發政策的實施對貧困減緩的影響;下標i(i=1，…，12)和t(t=1978，…，2010)分別代表地區和時間。

為了對研究假設進行檢驗，考察可能存在的非線性門檻效應，本文借鑒Hansen(1999，2000)［16－17］提出的門檻回歸模型，該模型克服了傳統門檻分析方法的缺陷①傳統門檻分析通?；谕馍鷺颖痉蛛x方法，存在以下缺陷:分異區間和樣本分離點都是任意選擇的，而不是經濟內在機制決定的，故不能推導出門檻值的置信區間;參數估計值對門檻值相當敏感;門檻分析的回歸樹算法通過數據排序來內生地求得門檻值及其數舉，不能提供相應的分布理論檢驗門檻值的統計顯著性。，具有不需要給定非線性方程的形式、門檻值及其數量完全由樣本數據內生決定、依據漸近分布理論建立待估參數的置信區間、可運用bootstrap方法估計門檻值的統計顯著性等優點，從而可以更好地檢驗不同收入水平下金融發展對貧困減緩的影響。因此，我們將基本模型擴展為以人均收入水平為門檻的多重門檻模型如下:

上式中，incomeit為門檻變量，代表人均收入水平，γ1、γ2、…、γn－1和γn為n+1個門檻區間下的門檻值，α11、α12、…、α3，n－1和α3，n為不同門檻區間下的估計系數。同時，本文利用固定效應模型假設每一個樣本個體的ui均為獨立同分布，即每一個樣本個體都擁有自己固定、獨特的截距項，來表現各觀察體獨有的特質，減小模型的共變系數，增強估計結果的有效性。

(二)變量選取與數據來源

(1)被解釋變量。目前關于貧困衡量的指標主要有貧困發生率、貧困線指數和森指數等，但由于本文研究數據時間跨度大，受到數據可得性限制，故使用西部各省區的恩格爾系數來衡量貧困水平。恩格爾系數在國際上被公認為判定生活水平高低與劃分貧富的重要標準②恩格爾系數判定標準為:60%以上為絕對貧困，50%－60%為溫飽，40%－50%為小康，20%－40%為富裕，20%以下為最富有。，恩格爾系數越大意味著貧困程度越高。

(2)核心解釋變量。本文將金融發展界定為金融規模擴張、金融結構變化及金融效率提高三方面的統一。

金融規模的衡量指標。衡量金融規模的常用指標是麥氏指標和戈氏指標，本文選用戈氏指標，同時考慮到證券和保險對貧困減緩的影響不大，省略證券和保險后更能真實反映金融規模對貧困減緩的作用，故采用各省區金融機構的存貸款之和與其GDP的比率即金融相關比率來表示金融規模。

金融結構的衡量指標?，F有研究一般將金融中介結構或金融市場結構作為金融結構的衡量指標。由于本文研究的是金融發展對貧困減緩的影響，而貧困地區的農業產值所占比重較大，貧困人口也主要集中于農村，同時考慮到部分省份金融數據的缺失和1992年前中國資本市場還沒有建立，因此選用農業貸款余額占貸款余額的比例來代表金融結構。

金融效率的衡量指標。現有學者對金融效率的衡量一般使用非國有經濟獲得銀行貸款的比率。但是，王志強、孫剛(2003)［18］認為，考慮到我國經濟結構中國有經濟占主導地位的客觀現實，照搬發達國家衡量指標來反映金融效率存在著一定的缺陷。另外，我國西部地區主要是以銀行為主導的金融體系，而銀行的基本職能在于發揮其中介功能，將吸收的存款轉化為貸款，實現儲蓄向投資的轉化。因此，本文使用金融機構年末貸款余額與存款余額的比值即貸存比來反映金融效率。

(3)門檻變量。由于金融發展對貧困減緩的影響受到人均收入水平的制約，故本文選取各地區人均收入作為門檻變量。

(4)控制變量。由于政府干預程度、城市化、公共服務、對外貿易、醫療水平、就業狀況、經濟發展水平和西部大開發政策的實施等因素都有可能對貧困減緩產生影響，本文將上述因素設置為控制變量。具體變量描述與衡量如表1所示。

本文研究涵蓋中國西部12省(市、自治區)①西部12省(市、自治區)包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。，時間跨度為1978－2010年，共取得396個研究樣本。相關研究數據來自《新中國60年統計資料匯編》、《中國統計年鑒》和西部各省(市、自治區)的統計年鑒。

四、實證結果及分析

(一)平穩性檢驗

由于本文使用面板數據進行估計，有必要對各個變量進行平穩性檢驗。面板數據平穩性檢驗的方法有多種，如LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、MW檢驗等，各種方法由于其假定、統計量設置的不同，對檢驗結果也有一定的影響。為避免單一方法可能存在的缺陷，本文同時選擇了Fisher－ADF檢驗和LLC檢驗，檢驗結果如表2所示。從單位根檢驗結果可以看出，水平值和一階差分值不能拒絕單位根假設，二階差分值均拒絕單位根假設，說明所有變量的二階差分值都是平穩的，表現為二階單整。

表1 變量描述與衡量

表2 變量的Fisher－ADF和LLC單位根檢驗結果

(二)協整檢驗

考慮到本文所采用的是靜態面板模型，協整檢驗選擇Kao檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3 Kao協整檢驗結果

從表3可以看出，模型中解釋變量與被解釋變量之間存在著協整關系。因此，可以接受回歸方程的設定形式，并進一步使用門檻回歸模型進行分析。

(三)模型估計與檢驗

首先，本文采用Stata統計軟件進行門檻效應檢驗，表4報告了檢驗結果。不難發現:三重門檻效應在1%的顯著性水平下顯著，故選用三重門檻模型進行分析。

表4 門檻效應檢驗

表5 門檻估計結果及其置信區間

其次，對三個門檻值進行估計和檢驗，表5報告了三重門檻模型門檻值的估計結果以及每個門檻值在95%的置信區間。

最后，本文分別采用線性基本模型和非線性門檻模型進行估計，估計結果如表6所示。

從基本模型估計結果可以看出，金融規模與恩格爾系數之間存在顯著負相關關系，表明金融規模擴張對貧困減緩有顯著正向作用①恩格爾系數越小，貧困程度越低，故當回歸系數為負時對貧困減緩起正向作用;恩格爾系數越大，貧困程度越高，故當回歸系數為正時對貧困減緩起負向作用。，金融結構變化和金融效率提高均對貧困減緩起負向作用，但統計檢驗不顯著?？刂谱兞恐谐鞘谢⒐卜?、對外貿易、經濟發展水平和西部大開發政策的實施均對貧困減緩有顯著促進作用。

表6 模型估計結果

從門檻模型估計結果可以看出，相對于基本模型，其擬合優度得到大幅度提高，說明使用門檻模型可以更好地解釋金融發展與貧困減緩之間的關系。當人均收入水平處于不同的門檻區間時，金融發展對貧困減緩的影響系數有所不同，金融發展與貧困減緩的關系并不是簡單的線性關系，更傾向于以人均收入水平為門檻劃分區間的分段函數關系。

首先，從金融規模來看，當人均收入低于1649.54元時，金融規模擴大對貧困減緩起顯著負向作用;當人均收入在1649.54－2591.87元之間時，金融規模擴大對貧困減緩作用不顯著;當人均收入高于2591.87元時，金融規模擴大對貧困減緩起正向作用，但統計檢驗不顯著。

其次，從金融結構來看，當人均收入低于1649.54元時，金融結構變化對貧困減緩的作用不顯著;當人均收入在1649.54－2591.87元之間時，金融結構變化對貧困減緩起顯著正向作用，其影響系數為5.5179;當人均收入高于2591.87元時，金融結構變化對貧困減緩的作用不顯著。

再次，從金融效率來看，當人均收入低于367.97元時，金融效率提高對貧困減緩起顯著負向作用;當人均收入在367.97－1649.54元之間時，金融效率提高對貧困減緩起顯著正向作用，其影響系數為1.6623;當人均收入高于1649.54元時，金融效率提高對貧困減緩起正向作用，但統計檢驗不顯著。

最后，從控制變量來看，城市化、公共服務、對外貿易、經濟發展水平和西部大開發政策的實施均與貧困減緩呈顯著正相關關系。城市化水平提高1%，貧困程度降低14.4573%;公共服務提高1%，貧困程度降低8.7477%;對外貿易提高1%，貧困程度降低60.7137%;經濟發展水平提高1%，貧困程度降低0.0010%;西部大開發政策實施后，貧困程度降低6.5657%。政府干預程度、醫療水平和就業狀況與貧困減緩關系不顯著。

(四)檢驗結果的解釋

以上實證檢驗結果表明，金融發展對貧困減緩的影響并不是簡單的線性關系，而是伴隨著資本積累的門檻效應而發生變化。

當人均收入處于低水平均衡時，由于低收入群體的金融資產主要以銀行存款為主，但負利率時代①從1990年9月－2010年8月這240個月中，我國約有80個月出現負利率現象，平均持續20個月左右。存款的實際收益較低，金融規模的擴張只會從貧困地區“抽血”，而不是“輸血”，更不是“造血”;農業貸款的增加使低收入群體的貧困狀況有所改善，但僅有助于解決溫飽問題，而不會增加收入，自然也不會降低恩格爾系數;金融效率的提高增加低收入群體的生活性貸款，其貸款越多，還貸壓力越大。

當人均收入跳越“貧困陷阱”時，貧困人口因其自身資本積累達不到財富門檻而得不到高收益回報;農業貸款的增加使農產品進入市場交易，并成為農民收入提高的重要來源;金融效率的提高增加低收入者的生產性貸款，有助于低收入者投資人力資本和高收益項目，促進貧困減緩。

當人均收入處于高水平均衡時，金融規模的擴張帶來金融服務質量的提高和服務內容的擴大，有利于已越過享受金融服務門檻的低收入群體增加收入;農業已不再是農民收入的主要來源，故農業貸款的增加對恩格爾系數影響不顯著;低收入群體一般具有較高的儲蓄傾向，這使得金融效率的提高對貧困減緩的作用不顯著。

因此，當人均收入處于低水平均衡時，金融發展對貧困減緩的影響不顯著或呈現負作用，但具有積極的隱性累積效應，即有助于貧困程度的緩解;當人均收入跳越“貧困陷阱”時，金融發展對貧困減緩的影響是顯性的，并且具有加速效應;當人均收入處于高水平均衡時，金融發展對貧困減緩的影響又逐漸變緩。值得注意的是，本文研究涉及中國西部改革開放以來的發展階段，西部地區的人均收入正處于從低水平均衡跳越“貧困陷阱”并逐漸向高水平均衡的過渡階段;與此對應，西部地區金融發展對貧困減緩的影響也從不顯著或負作用(對應于低水平均衡階段)，變化為顯著正向作用(對應于跳越“貧困陷阱”的階段)，再變化為不顯著作用(對應于高水平均衡階段)。實證檢驗結果與研究假設相吻合。

五、研究結論與政策建議

(一)研究結論

第一，從金融發展來看，金融發展與貧困減緩的關系并不是簡單的線性關系，更傾向于以人均收入水平為門檻劃分區間的分段函數關系。當人均收入處于低水平均衡時，金融發展對貧困減緩的影響是隱性的，但具有積極的累積效應;當人均收入跳越“貧困陷阱”時，金融發展對貧困減緩的影響是顯性的，并且具有加速效應;當人均收入處于高水平均衡時，金融發展對貧困減緩的影響又呈現隱性減速效應。

第二，從非金融發展來看，按照控制變量影響程度從大到小，對外貿易、城市化、公共服務、西部大開發政策的實施和經濟發展水平對貧困減緩有顯著正向影響。這表明國家的貿易支持政策和外貿企業的生產通過解決低收入者就業減緩貧困;農村貧困人口進入工業或第三產業增加了自身收入②2010年西部地區的農村居民家庭人均純收人構成中工資性收入占32.20%，家庭經營純收入占55.15%，財產性收入占9.85%，轉移性收入占2.79%。;加強公共服務，提高低收入者的科學文化素質，可以改善低收入者的生活狀況;西部大開發政策的實施效果顯著，并有效減緩了西部地區的貧困;經濟發展是貧困減緩的必要條件，但它并非是充分條件，經濟發展成果的共享性仍有待提升。

(二)政策建議

本文的研究結論，為我國在扶貧開發過程中更加科學有效地運用金融工具減緩貧困提供了有益的政策啟示。

第一，從金融視角來看，要根據不同地區的貧困程度，合理選擇不同類型的金融機構參與扶貧開發過程，區分政策性金融、開發性金融和商業性金融的作用范圍，在有序、有效、平穩的原則下推動金融體制改革。(1)在人均收入處于低水平均衡的地區，對低收入者的商業性貸款不僅不符合商業銀行的信貸原則，損害股東利益，而且會使低收入者陷于更加貧困的狀態。因此，應充分發揮政策性金融的減貧作用，一方面擴大對低收入者金融服務的覆蓋面，廣泛開展普惠制金融;另一方面，加快非正規金融機構的健康發展，開展針對低收入群體的小額信貸，使更多的低收入者享受到金融服務，彌補商業性金融的不足。(2)在人均收入處于跳越“貧困陷阱”的地區，要重視開發性金融功能的發揮，通過信貸融資支持，擴大低收入者增加自身收入的渠道，使低收入者更快地達到商業金融的服務門檻。同時引導信貸資金流向“三農”，加強金融支農力度，實現農民由低水平溫飽向高水平溫飽，并進一步向小康的轉變。(3)在人均收入處于高水平均衡的地區，要重視發揮商業性金融的作用，體現金融的“加速器”效應，創新金融服務產品，加速金融深化，幫助低收入群體更好更快地脫貧致富。另外，由于西部不同區域之間收入水平存在差異，國家的信貸政策要因地制宜，在堅持以總量調控為主的統一貨幣政策前提下，積極探索并實施符合實際經濟情況的差別化的貨幣政策工具以及優惠信貸政策，注意不同類型金融機構在不同地區的差異化發展，從而有效解決西部地區的貧困問題。

第二，從非金融視角來看，貧困減緩主要來自于農村低收入者有機會移民進入城市或者在非農部門就業、公共服務的改善、國家政策的扶持以及國民經濟發展水平的提高。在中國西部地區，貧困減緩不僅僅是通過貸款的增加，更重要的是通過大力發展二三產業，吸收農業剩余勞動力，拓寬低收入者的收入來源渠道，增加收入水平降低貧困。因此，貧困減緩的關鍵在于使低收入者獲得更多的發展機會，從經濟制度、教育制度、戶籍制度、社會保障制度等多方面采取更多的政策扶持，使其公平地獲得發展、公平地享有經濟增長的各種成果。

［1］Burgess R，Panda．Do Rural Banks Matters Evidence from the India Social Banking Experiment［R］．CMPO Working Paper，2003.

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［3］Remenyi Joe，Benjamin Quinones．Microfinance and Poverty Alleviation:Case Studies from Asia and the Pacific［M］．New York:Pinter Publishers，2000.

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［5］梁山．對農戶小額信貸需求、安全性、盈利性和信用狀況的實證研究［J］．金融研究，2003，(6):128－134.

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［7］張立軍，湛泳．金融發展與降低貧困——基于中國1994－2004年小額信貸的分析［J］．當代經濟科學，2006，28(6):36－42.

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