金融發展、收入流動性對反貧困作用的研究——基于新疆30 個貧困縣的實證分析

康培元

（新疆財經大學，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言

新疆作為我國扶貧工作的重點地區，因地處邊遠、生態惡劣、災害頻繁、人才匱乏等因素制約，反貧困工作艱巨。新疆扶貧開發重點在農村貧困地區，難點在扶貧縣。新疆有27 個國家扶貧開發工作重點縣和3 個自治區重點縣(以下簡稱貧困縣)130 個貧困縣分別為巴里坤哈薩克縣、伊吾縣、察布查爾錫伯縣、尼勒克縣、脫里縣、裕民縣、和布克賽爾蒙自治縣、青河縣、吉木乃縣、烏什縣、柯坪縣、阿圖什市、阿可陶縣、阿合奇縣、烏恰縣、疏附縣、疏勒縣、英吉沙縣、莎車縣、葉城縣、岳普湖縣、伽師縣、塔爾干塔吉自治州、和田縣、墨玉縣、皮山縣、洛浦縣、策勒縣、于田縣和民豐縣。，占比34.9%，其中南疆19 個貧困縣，均為國家級重點縣，占總重點縣的 70%，因此，新疆反貧困具有典型的地域性、少數民族性等特點。同時，由于新疆的經濟、社會、民族、宗教狀況錯綜復雜，新疆反貧困工作關系到經濟發展、社會穩定、民族團結和長治久安。2010 年新疆工作會議部署19 個省區市對口援疆工作，新疆扶貧工作進入了新階段。“十二五”期間，新疆扶貧開發總投資逾500 億元。未來10 年，自治區將以專項扶貧、行業扶貧、社會扶貧、援疆扶貧為四大支點，進一步加大貧困地區基礎設施建設、生態環境和民生工程投入力度。但由于歷史、自然、社會、宗教、民族等多方面的原因，反貧困的“內生功能”不強。在全面建設小康社會背景下，國家新一輪的扶貧規劃中，南疆三地州將作為扶貧攻堅的主戰場。面對新疆錯綜復雜的反貧困問題，如何加快新疆貧困縣脫貧是亟待解決的問題。因此，從微觀層面深入探究制約新疆反貧困效果的主要因素，從異質化視角剖析其與貧困之間的關系，便于制定差異化措施促進反貧困效果，推進新疆的跨越式發展和長治久安。

金融反貧困問題不僅受政府、金融機構高度關注，許多學者也對該問題從不同角度進行了深入研究，代表性學者主要有：Holden 和 Prokopenko（2001）、英國國際發展部(DFID，2004)從理論角度對金融發展與貧困之間的關系進行了探討，Dollar 和 Kraay(2001)，Dallar,David和Aart Kraay(2002)，Rajan， Raghuram 和 Zingales，Beck，K.和R. Levine(2004)等用實證研究檢驗了金融發展對貧困減少所產生的影響。理論與實踐的檢驗過程都表明，隨著世界經濟增長和全球化進程加快，金融發展是推動經濟增長的有力因素。同時Bruno，Ravaillon 和Squire(1998)，Squire(1999)，Worldbank(2001)，Ravallion(2001)等認為經濟的增長會帶動國民收入的顯著提高，意味著窮人收入傾向于隨平均收入成比例地上升或者下降，對提高窮人的收入產生間接影響,這就暗含著通過經濟增長途徑提高窮人的收入會對貧困的減少產生間接影響。Shimeles 和 Zerfu(2006)認為放寬金融市場對窮人的信用限制，使窮人有機會直接參與更多的金融活動，接觸更多的金融產品，發揮金融的基本功能，有利于提高窮人的未來收入，并進而達到直接減少貧困的作用。黃建新(2008)認為政府“給錢濟貧”的措施僅僅從外部松動了農村貧困的鏈條，但未從根本上打破貧困。艾路明（1999)研究發現提供低息銀行貸款對貧困地區來說可以刺激當地的投資活動，有利于減少貧困。黃志剛、施祖美(2002)認為向貧困者發放小額信貸不僅有很好的扶貧作用，而且對金融機構來說還能產生良好的經濟效益，具有雙向互利效應。蒲春玲、權亮(2000)認為通過為貧困群體和貧困地區提供金融安排，提高貧困者自身發展能力，能達到減輕、緩和貧困目的。謝婷婷(2011)發現新疆金融在反貧困工作中的作用還不盡人意，金融還沒有成為新疆反貧困的主要途徑，甚至還可能成為制約新疆經濟發展的主要因素。

此外，由于居民的收入地位在不同時期會發生變動，也即存在收入流動性問題，收入流動性的存在會通過收入的相對變化來反映貧困的變化特征。國外學者很早就開始關注收入流動性的存在，并形成了一些有價值的成果，如Hertz（2006）對美國20 世紀90 年代以來的收入流動性進行了考察，發現美國中產階級收入流動性出現惡化現象；Lummer（2002）利用工具變量的方法對收入流動性進行估計，用以減少收入流動性的測量誤差。國內學者近年來也對收入流動性進行了一定的研究，如：王海港（2005）使用CHNS 數據庫對中國城鄉居民1989 年～1997 年總體收入流動性進行了研究，發現收入流動性能夠縮小城鄉收入差距；尹恒等（2006）分別對1991 年～1995和1998 年～2002 年中國城鎮居民收入流動性的變化特征進行了研究，發現城鎮居民的收入流動性整體下降。

從已有的研究成果可以發現，解決貧困問題已成為經濟穩定發展的必然要求，且已有的研究成果為減少貧困問題提供了一定的理論支撐，但僅從宏觀角度分析經濟系統外部因素對反貧困問題造成的影響，缺乏對貧困問題的全面認識，更是缺乏從微觀角度研究系統變量之間的互動效應。鑒于此，本文選擇新疆貧困地區30 個縣域作為研究對象，通過選取金融發展與收入流動性分別表示反貧困的外部影響環境與內部因素，并通過構建金融發展、收入流動性與反貧困的面板數據模型，在異質性視角下分析三者之間的動態關系，分別從宏觀、微觀角度認識農村反貧困的發展特征，從而為緩解農村貧困問題提供了良好的參照依據。

二、變量選取、模型設定與檢驗

（一）變量選取和數據說明

1.反貧困。目前，學術界對于貧困的界定還沒有統一的標準，筆者認為農村貧困最直觀的體現是農民人均純收入的高低，因此本文將研究問題的著力點定位在農民人均純收入（記做CSR）來說明農村貧困情況，也就是從經濟層面進行反貧困。該指標是反貧困的正向指標，CSR 越高，表明貧困程度較低，反貧困效果越好；反之，貧困程度較高，反貧困效果較差。

2.金融發展。從研究貧困減少的既有文獻來看，金融發展與收入分配是研究貧困減少的基礎。基于數據的可得性，本文將農村信貸余額（記做FD）作為金融發展指標的代表指標，FD 越高，表明金融發展程度相對較高，反之，金融發展程度相對較低。

3.收入流動性。收入流動性則借鑒Fields 和Ok（1999）所提出來的絕對流動性指數，該指數主要有兩個特點：一是該指數能夠較為全面地衡量居民福利變化水平；二是該指數能夠同時滿足規模不變性、對稱性、子群體可分解性等公理化假設。對收入流動性的衡量見如下（1）式所示：

（二）模型設定

本文旨在分析新疆金融發展、收入流動性對反貧困的促進作用及其伴隨效應的影響，由于面板數據分析能夠控制不可觀測的效應，同時擴大了樣本量，增加了自由度并有助于緩解共線性的問題，且該分析是為了從橫向和縱向兩個維度對金融發展與反貧困的效應進行比較，因此采用面板數據模型較合適,能夠使結果更趨于準確。面板數據建立的模型通常有以下三種形式：

①無個體影響的不變系數模型。即假設在個體成員上既無個體影響也無結構變化，此模型的單方程回歸形式可以寫成：

在該模型中，yit是因變量，xit是 K×1 階回歸變量列向量，截距項α 和k×1 維系數向量β均相同，β 為K×1 階回歸系數列向量。隨機誤差項 uit相互獨立，且滿足零均值、等方差的假設。并且將各個體成員的時間序列數據堆積在一起作為樣本數據，利用普通最小二乘法便可求得參數α 和β 的一致有效估計。

②變截距模型。即假設在個體成員上存在個體影響而無結構變化，且個體影響可用截距項αi(i=1，2，3 … ，N)的差別來說明，模型中各個體成員方程的截距項αi不同，而k×1 維系數向量β 相同。其回歸形式可以寫成：

③變系數模型。即假設在個體成員上既存在個體影響，也存在結構變化，即允許個體影響由變化的截距項αi(i=1，2，3 … ，N)來說明，同時還允許k×1 維系數向量βi(i=1，2，3 … ，N)依個體成員的不同而變化，用以說明個體成員之間的結構變化。其單方程回歸形式可以寫成：

從價值觀角度去告訴員工什么該做，什么不該做，團隊的用人標準和工作模式是什么樣的，培養團隊成員的目標感，遇到價值觀不符的要及時遏制，并給予警告，不要讓其存任何僥幸心理去鉆制度的漏洞，提前告知防范于未然。

(三) 面板數據模型的檢驗

（1）協方差分析檢驗

該檢驗主要是基于以下兩種假設：

如果接受假設H2,則認定樣本數據符合模型(1)，為不變系數模型，無需進行進一步的檢驗。如果拒絕假設H2，則需要繼續進行檢驗假設H1，如果接受假設H1，則該認定樣本數據符合模型(5)；如果拒絕H1則認定樣本數據符合模型(6)。采用協方差分析檢驗判定面板數據模型需要構造 F1和 F2 兩個統計量，具體表達式如下所示：

其中S1、S2、S3分別是變系數模型、變截距模型和不變系數模型的殘差平方和，N 表示個體截面成員的個數，T 表示每個截面成員的觀測時期總數，k 表示非常數解釋變量的個數。

（2）Hansman 檢驗。Hansman(1978)提出的一種Wald 檢驗法，通過驗證不可觀測效應與其他解釋變量是否相關作為進行固定效應和隨機效應模型篩選的依據。其基本思想是在不可觀測效應與解釋變量不相關的原假設成立下，固定效應模型估計量和隨機效應估計量都具有無偏、一致性。若原假設不成立，則固定效應模型的參數估計仍然是一致的，但是隨機效應模型卻不再一致。因此，假設b 和分別是固定效應模型的OLS 估計和隨機效應模型的GLS 估計，則

基于Hansman 檢驗思想，構建以下檢驗統計量：

如果拒絕了原假設，就表明個體效應和解釋變量是相關的，選擇固定效應模型；反之，選擇隨機效應模型。

鑒于以上檢驗方法，本文按照以下步驟對模型形式進行選擇：①進行F 檢驗。如果F 檢驗的P 值小于顯著性水平，則說明固定效應模型比混合估計模型要好；②在F 檢驗通過的前提下，進行Hausman 檢驗。若檢驗結果的P 值小于顯著性水平，則采用固定效應模型；反之，采用隨機效應模型。

三、實證分析

（一）變量的平穩性檢驗

從表1 中變量的平穩性檢驗可知，新疆整體的金融發展、收入流動性和農村反貧困數據在原水平下均是非平穩序列。但當取差分后的常數項時，只有收入流動性在Fisher-ADF 的檢驗情況下是非平穩的，而經過取常數項和趨勢項的差分后，該檢驗變為平穩，說明這四種檢驗結果具有科學性、有效性的特點，同時也表明所有變量均為一階單整，記為I(1)，該平穩性檢驗結果符合面板協整的前提條件。

表1 新疆金融發展、收入流動性與農村反貧困平穩性檢驗結果

（二）模型設定檢驗及估計

面板數據分析可以控制不可觀測效應，同時擴大了樣本量，增加了自由度并有助于緩解共線性的問題，從而使回歸的結果更趨于準確根據研究目的。本文將采用固定效應模型進行分析，原因在于：首先，對于大量個體的隨機抽樣而言，樣本可以視為總體關系的判斷，從而應當選擇隨機效應模型。然而，本文分析的是30 個地區，個體較少，因此將個體效應視為固定效應較為合適；其次，隨機效應假定個體效應與隨機誤差項不相關，而固定效應則無需這一假設，對本文的研究而言，后者顯然更為合適。

（1）扶貧縣金融發展直接作用于貧困的面板數據模型分析

按照模型形式確定步驟，利用F 檢驗和Hausman 檢驗對各區域農村經濟和農村金融發展與農村貧困減少之間關系進行檢驗，以選取適當的面板數據模型形式。為消除不同量綱所帶來的異方差現象，對所有指標進行取對數。其檢驗結果如表2 所示。

表2 模型設定檢驗結果

從表2 中的檢驗結果及臨界值可以發現，本文可以將模型設定為面板個體固定效應變截距回歸模型。此模型可用截距項α1(i=1，2，3 … ，N)的差別來說明個體影響。具體的面板個體固定效應變系數回歸模型的估計方程如下：

其中，LnCSR 表示居民的收入水平，也可以看做是貧困的負向指標，αi代表截距項，i 代表各縣(市)，t 代表時間，LnFDit表示第i 個縣(市)t 年的金融發展，LnIMit表示第i 個縣(市)t年農村居民的收入流動性，uit為隨機擾動項，假定其服從獨立同分布。其中面板模型估計結果見表3 所示。

表3 個體固定效應回歸變系數模型估計結果

從表3 的模型估計結果可以看出，常數項C 的估計值為-9.037,8，其t 統計量在5%的水平下非常顯著，說明了各個縣(市)的平均農民人均純收入水平。金融發展和收入流動性系數估計值分別為1.920,0 和0.302,0，且t 統計量在5%的水平下大多也顯著，說明金融發展和收入流動性這兩個指標對農民人均純收入有正的影響，符合現實情況。對于任何一個縣市來說，若金融發展每增加1 個單位，則農民人均純收入將增加1.92 個單位；若居民收入流動性每增加1 個單位，則農民人均純收入將增加0.302 個單位。其中，模型表達式如（3）式所示：

（2）扶貧縣金融發展、收入流動性與農村反貧困的協整分析

本文目的是為了探討金融發展、收入流動性對農村反貧困所造成的異質性影響，以及三者在長期發展過程中是否存在動態均衡關系，因此有必要對面板數據進行協整檢驗。鑒于此，本文采取以Pedroni 為代表的原假設為不存在面板協整關系的檢驗，通過該方法中七個統計量聯合檢驗判斷變量之間是否具有面板協整關系。具體檢驗結果見表4 所示。

表4 新疆30 個貧困縣數據的面板協整檢驗

從表4 中的面板協整檢驗結果中可以發現，Panel Rho、Panel ADF 和Group ADF 均在1%顯著水平下證明了存在協整關系，Panel V、Panel PP 均在10%顯著水平下拒絕了不存在協整關系的原假設，因此認為該七個變量都通過顯著性檢驗，所以認為所選擇的新疆30 個扶貧縣中，金融發展、收入流動性與農村反貧困之間存在長期的動態均衡關系。

為了橫向比較分析30 個扶貧縣金融發展、收入流動性對農村反貧困的異質性影響，本文按照個體固定效應變系數對（2）式進行回歸，結果見表5 所示：

表5 30 個貧困縣橫向比較結果

從表5中估計結果可以看出，常數項C的t統計量在5%的水平下非常顯著，說明了各個縣(市)農村收入的平均水平。同時還可以發現，金融發展對反貧困的影響系數大多為正(除伊吾縣、莎車縣、岳普湖縣外)，但其t 統計量在5%的水平下顯著的僅有9 個縣，分別為：巴里坤縣、察布查爾縣、尼勒克縣、裕民縣、和布克賽縣、阿克陶縣、疏勒縣、伽師縣及皮山縣，體現了金融發展的區域差異性。此外，從收入流動性對反貧困的影響系數來看，超過2/3 地區的系數為正，表明收入流動性的提高對于反貧困具有較好的促進作用，而且收入流動性對反貧困的影響在不同地區系數顯著不同，意味著收入流動性對于反貧困的效應具有異質性，因此應實行差異化的措施來達到反貧困效果。

四、結論與啟示

當前，全面建設小康社會背景下，新疆貧困問題尤為突出，且脫貧與返貧現象錯綜交替，致貧因素復雜，扶貧機制、反貧困制度存在天然缺陷，反貧困成效不佳。為了制定有效扶貧開發政策，需要分析致貧因素，并探究致貧因素之間相互影響關系。本文在對新疆貧困縣實地調查基礎上，結合金融發展、收入流動性對農村反貧困的效應，在建立三者面板模型的基礎上，分別從長期分析和橫向比較的視角對其進行研究，結論可以概述為以下兩點：

第一，金融發展、收入流動性對農村反貧困具有正向的作用，且金融發展、收入流動性對農村反貧困的影響具有異質性的特征。具體表現為：金融發展對于任何一個縣（市）來說，若金融發展每增加1 個單位，則農民人均純收入將增加1.92 個單位；若居民收入流動性每增加1 個單位，則農民人均純收入將增加0.302 個單位，即金融發展在支持農民反貧困的工作上發揮作用較大，而收入流動性的作用較弱；而且金融發展、收入流動性與農村反貧困三者之間存在協整關系，即三者存在長期動態均衡的關系。因此，在制定反貧困政策時，需要把握其與金融發展、收入流動性的動態變化特征，也就是說需要兼顧影響反貧困的外部環境和內部因素。

第二，從橫向的對比分析可以發現，金融發展、收入流動性對農村反貧困的影響具有顯著的區域差異性，具體表現為金融發展對反貧困的影響系數大多為正(除伊吾縣、莎車縣、岳普湖縣外)，但其t 統計量在5%的水平下顯著的僅有9 個縣，分別為：巴里坤縣、察布查爾縣、尼勒克縣、裕民縣、和布克賽縣、阿克陶縣、疏勒縣、伽師縣及皮山縣，體現了金融發展的區域差異性，而且收入流動性對反貧困的作用系數有超過2/3 地區為正，意味著收入流動性對反貧困效果具有促進作用，而且各個地區的系數顯著不同，表明收入流動性對反貧困的影響具有區域差異性，因此，應實行差異化的政策來達到反貧困效果。

總而言之，針對新疆30 個貧困縣制定有效反貧困政策，必須要正確把握反貧影響因素與貧困的動態關系。可以依據金融發展、收入流動性對反貧困的效應關系，從異質性視角下，采取促進金融發展和提高收入流動性的配套措施，并分類、分時逐步實施。從長期來說，政府有必要制定有利于金融發展的相關政策，從而發揮金融在反貧困方面的作用，如構建多元化的金融體系，減少金融服務空白區，利用“整村推進、連片開發”扶貧新模式，加大貼息貸款力度，積極發展微型金融，逐步推進開發性金融，發揮金融對反貧困的正效應。同時，針對30個貧困縣的貧困程度，制定相匹配的提高收入流動性的政策，如采取加大財政資金投入、信貸投放比例來加強金融發展對反貧困效果的促進作用，還可以通過加快產業轉型升級、加大對貧困家庭子女的教育投入、加強與非農就業相關的職業技能培訓，促進農民增收，有利于提高貧困人口的收入流動性，從而達到反貧困的效果。

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