信貸支持、資本流動對減貧效應的影響
——基于省際面板數據實證研究

陳偉光，徐亞君

(1.廣東外語外貿大學 廣東國際戰略研究院，廣州 510006；2.廣東外語外貿大學 金融學院，廣州 510006)

一、引言

貧困是全球性的普遍存在的社會現象，是一個直接影響人類生存和發展的世界性難題。作為世界上人口規模最大的發展中國家，我國經濟社會的發展長期以來一直受到貧困問題的影響和制約。從某種意義上來說，我國經濟社會發展的歷史就是一部扶貧攻堅與貧困作斗爭的歷史。

改革開放40年來，我國經濟發展迅猛，人民生活水平不斷提高，貧困人口以及貧困發生率顯著下降。一直以來，我國政府圍繞減少貧困制定并且實施了各種政策和措施，根據國家統計局公布的數據，1978年全國農村貧困人口7.7億人，貧困發生率96.7%，截至2018年全國農村貧困人口1660萬人(按中國農村貧困標準，即每人每年2300元)，貧困發生率為1.7%，有超過7億人擺脫貧困，盡管2018年我國脫貧攻堅任務超額完成，取得了階段性勝利，但由于我國各區域自然資源、地理區位、制度以及政策上的差異導致我國經濟發展不平衡不協調，廣大落后的中西部地區存在大量的貧困人口且分布廣。隨著扶貧攻堅工作的逐步推進，扶貧攻堅難度越來越大，嚴重阻礙了我國全面建設小康社會以及實現中華民族偉大復興的“中國夢”的偉大目標。

當前我國經濟總體形勢運行良好①。這為我國扶貧減貧工作創造了良好的內部環境，而從信貸、資本流動方面來探尋促進減緩貧困的途徑就成了當務之急。因此，本文選擇從信貸、資本流動對貧困指標進行了面板回歸分析，驗證信貸、資本流動對我國資本流入與流出區域的減貧效應，探索信貸、資本流動對減貧效應的影響并發現存在的問題，為我國貧困落后地區更合理地利用信貸與資本流動因素促進貧困減緩提供相關的政策建議。其不僅關乎到我國區域經濟平衡協調發展，而且對我國中西部貧困落后地區制定相關扶貧政策具有重要的實踐意義。

國內外關于信貸與減貧的研究已經很多，但因樣本與方法的不同沒有得出一致的結論。Remenyi and Quinones(2000)通過對亞太國家的研究表明，能直接獲得小額信貸服務的群體其收入的增速明顯超過不能直接獲得信貸服務的人群。Matsuyama(2001)研究發現當一個國家或地區金融發展水平較低時，收入的不平等是常態，然而當金融發展達到一定水平時，富人的投資也會使窮人受益，收入不平等會下降，經濟會趨向均衡與收斂。從而產生“倒U形”關系。Burgess and Pande(2004)通過利用印度農村基層農業信貸協會1977年至1990年的數據，研究了窮人直接參與信貸服務對農村減貧的影響。結果表明，農村基層銀行業金融機構每增加1個百分點，農村貧困地區貧困發生率會降低0.34個百分點。農村銀行業的轉型和發展使得農村產業產出的極大增加以及貧困的大幅減少。

溫濤(2005)通過實證研究發現金融發展不利于農民收入增加，因為我國金融長期存在功能性與結構性的失衡，廣大中西部地區，尤其是貧困片區金融基礎服務設施不完善、中介效率低，嚴重阻礙了金融發展對農民實現增收作用。崔艷娟(2012)研究表明金融發展可以推動經濟增長，而經濟增長的“涓滴效應”②能幫助貧困人群提高收入緩解貧困。李鴻漸(2016)研究發現金融支持以小額信貸的主要方式促進農村經濟增長，從而提高貧困戶的收入，進而幫助貧困戶減少貧困。師榮蓉、蘇靜等人(2013)研究發現，金融發展對貧困減緩存在明顯的門檻效應。當農戶人均收入低于門檻值時，金融的減貧效果不顯著；當人均收入超過某一水平時，金融對減貧具有顯著的加速作用。

總的來說，國內外對于小額信貸能否達到減貧效果有三種不同的觀點，有的學者認為小額信貸能夠促進小農產業經濟的發展從而提高貧困戶收入以減少貧困，有的學者認為貧困地區的金融基礎設施水平較低，效率低下，嚴重阻礙了農戶實現增收的作用，從而抑制了減貧效果，還有部分學者認為小額信貸對減貧效果存在門檻效應，當人均收入低于門檻值時，減貧效果不顯著，當達到甚至超過門檻值時，會對減貧效果具有顯著加速作用。

所謂的資本流動是大筆資金在各國或各區域之間跨空間的流動關系。國外對資本流動的研究起步早。亞當·斯密在《國富論》中首先提出這一概念。他認為所謂的“資本”，即通過出讓使用權從而獲得收入的資產。并提出，投資者一般會認為國內比國外投資更安全，這是導致資本流動的原因。

國內關于資本流動的研究主要聚焦于資本流動與區域經濟增長的實證研究。且得出兩種不同的結論。門洪亮、李舒(2004)通過OLS線性回歸分析得出資本流動能最大限度地縮小地區發展差距,以實現地區經濟協調發展。鄭長德、曹梓等(2008)實證分析了我國省際資本流動與經濟增長的關系，研究表明我國資本流動的趨勢表現為東部地區為資本凈流入地區，資本的流入帶來了更高的資本存量，資本存量的增加提高了區域經濟活躍度與全要素生產率；中西部地區表現為資本凈流出，資本的凈流出降低了該區域的資本存量，從而弱化了經濟增長的基礎。資本流入對東部地區的經濟增長有著積極作用，而資本的流出對中西部地區經濟增長起了反作用。

肖燦夫(2010)利用FH檢驗資本的方法考察了區域資本流動對我國區域經濟協調發展的影響，研究表明區域資本流動對于促進我國區域經濟的協調發展具有積極的影響。黃文軍、荊嫻(2013)對我國東中西部地區資本流動性進行了FH檢驗，并對經濟增長的效應進行了實證。研究結果表明，在東部地區高的資本流動性對經濟增長有顯著促進作用，而在中西部地區資本流動性的加強對經濟增長起了抑制作用。

總的來說，國內外有關資本流動的研究已經很多，國外早期研究主要聚焦于資本流動成因分析且以理論論述為主。而國內有關資本流動的研究起步較晚，主要聚焦于資本流動與區域經濟增長之間的實證分析，且得出兩種不同的結論，有部分研究認為資本的流動能平衡區域經濟發展，對區域經濟協調發展具有積極促進作用，而另一部分學者認為資本流動對東部地區經濟增長具有促進作用，而對中西部地區經濟增長起了負作用，使得區域經濟發展愈發失衡。

二、信貸、資本流動的減貧機制分析

(一)信貸支持的減貧機制

貧困的減緩離不開經濟的發展，沒有經濟的持續增長，貧困減緩就不會有穩定性與連續性，同時還需要考慮到收入分配的問題，只有貧困的人群分享到了經濟增長的成果，減貧效應才能發揮，因此，信貸支持減貧，是以促進經濟發展、提高貧困群體的收入從而達到減貧效應的。信貸支持減貧主要通過兩方面，宏觀上經濟增長的涓滴效應。經濟的增長促進了物質財富的極大增加、提供更多就業機會以獲取工資性收入從而減少貧困；另外，經濟的增長會增加政府的財政稅收，政府可以通過對貧困人群財政轉移支付和涉農補貼等方式把經濟增長的收益再分配，使經濟增長的成果惠及低收入階層，從而提高其收入水平促進貧困減緩。從微觀上，能夠便于窮人獲得發展資金的機會和途徑；窮人依靠金融機構將儲蓄轉化為投資，這間接改善了窮人獲得物質財富的機會和能力，能提高窮人分散風險、規避風險以及實現創收的能力以達到貧困減緩的目的。

(二)資本流動的減貧機制

經濟學基本原理告訴我們生產要素的自由流動能使一個國家或地區的經濟趨向均衡與收斂，而資本作為一種重要而稀缺的生產要素，其存量以及流量影響著區域經濟發展質量與速度。早期學者研究認為資本的匱乏是導致貧困的直接原因。資本的區域流動會影響一個地區的資本存量規模和使用效率，所以跨區域的資本流動會嚴重影響區域發展。因為各地區資本使用效率不同以及資本邊際收益率不同，在完全競爭市場以及規模報酬不變的條件下，資本的逐利動機就會使其從邊際收益率低的區域流向資本邊際收益率高的區域，這樣，資本的流動會使資本的總體運行效率上升，兩個地區全要素生產率都會提高，兩個地區人民的生活水平也會有所提高，從而有效減緩貧困。同時資本對貧困減緩的作用體現在資本的整合效應上。資本的流動，能使區域內部產業結構優化和內部聯系有機化，從而放大效應推動經濟增長，使GDP增加。根據凱恩斯的投資乘數理論，在邊際消費傾向不變的前提條件下，資本流入到經濟運行的投資，可使收入與產出成倍增加、經濟成倍增長，導致商品需求增加，從事商品生產的生產者的收入也會有所增加，收入增加會使這些人群的消費需求增加，從而再次導致人們收入的增加。其次在資本流動過程中會引導產業的跨區域轉移，而產業跨區域轉移的重要載體就是直接投資和技術轉移，其本質是企業經營資源與技術資源的轉移，其所產生的經濟溢出與技術外溢機制都會推動所在地經濟的發展，GDP的不斷增加，從而有效緩解貧困。

三、資本流動規模測算

有關資本流動規模的測算，以往的學者更多地從外商直接投資、銀行存貸款余額、財政收支、固定資產投資等不同渠道來測算的。由于統計資料不全和部分資料難以獲得,從各投資主體和資本流動的渠道直接揭示各地區間的資本流動還只能做定性描述,很難從定量的角度進行加總,從總體上判斷資本流動的規模。因此，本文借鑒王宏偉和郭金龍(2003)推算各地區間資本流動的總量和流向的方法來進行測算。

在市場經濟中,商品市場與資本市場有著密切的聯系,根據支出法等式:

Y=C+I+G+NX

Y為GDP,I為資本形成總額,C為最終消費，NX為服務與貨物凈出口。移項可得:

Y-C-G=I+NX

(1)

公共部門的儲蓄為(T-G) ，而私人部門的儲蓄為(Y-T-C)。公共部門和私人部門的儲蓄和為(Y-C-G),因此上式可變為

S=I+NX

(2)

公共部門和私人部門的儲蓄之和為S。移項可以得到：

S-I=NX

(3)

式(3)顯示了資本積累的資金與區域間商品和服務流動之間的關系。等式的左邊是該地區的凈投資，是該地區的國民儲蓄超過了該地區的私人部門的投資部分。 等式的右邊是凈出口。在開放市場經濟中，資本流動將引導生產資料和消費材料的方向，即“物隨錢走”。若NX>0，則說明該區域是資本流出的，而NX<0，則說明該區域是資本流入的。

根據以上模型計算資本流入與流出的省市如下：

2008年至2017年我國資本凈流出的省市為： 北京、河北、山東、上海、江蘇、浙江、福建、湖北。

2008年至2017年我國資本凈流入的省市自治區為：天津、 海南、云南、山西、陜西、、重慶、四川、貴州、甘肅、青海、寧夏、新疆、西藏、內蒙古、廣西、吉林、安徽、江西、河南、湖南、黑龍江。

四、研究設計

(一)研究假設

根據以往文獻的研究結果發現，國內外學者就信貸、資本流動與貧困減緩的關系進行了豐富的理論分析與實證檢驗，但并沒有得到一致的結論。本文將在信貸支持、資本流動影響貧困減緩作用機制的分析框架下，運用省級面板模型采用不同的回歸方法對減貧效應進行實證研究。同時考慮影響減貧效果的因素還有很多，包括經濟政策、人力資本、基礎設施、金融自由化等，但最終通過經濟增長機制作用于貧困減緩。有關信貸與減貧的研究中，大部分學者(Michael and Barr，2005；董曉林，2012；胡金焱2016；何軍2017)認為信貸支持能夠改善窮人獲得物質財富的機會和能力從而達到貧困減緩的目的。而有關資本的流動的研究中，過往學者(鄭長德、曹梓等，2008)普遍認為資本流入能夠帶來更高資本存量，提高區域經濟活躍度；黃文軍、荊嫻(2013)認為資本流動性的加強對經濟增長有顯著的促進作用。根據以上經濟理論分析，本文提出以下假設：

H1：信貸支持對減貧效應有著顯著積極的影響。

H2：資本流入對減貧效應有著積極作用，而資本流出弱化了經濟增長的基礎從而不利于減貧效應。

(二)模型構建

鑒于資本的流入與流出會對減貧效應產生截然不同的影響。因此，本文借鑒王宏偉和郭金龍(2003)推算各地區間資本流動的總量和流向的方法，通過支出法等式投資額減儲蓄額區分出資本流出與資本流入地區,然后通過面板回歸對信貸支持、資本流動的減貧效應進行實證分析。本文重點考察信貸支持、資本流動對減貧效應的影響，同時考慮到影響減貧效應的主要因素還包括政府干預、金融發展水平、對外開放水平、教育水平、外商直接投資等。因此，將回歸模型設定為如式(1)、式(2)所示，式(4)、式(5)分別為資本流出與流入地計量公式。

O_POVi,t=β0+β1CREADITi,t+β2CAPITALi,t+β3FINANi,t+β4GOVi,t+β5OPENi,t++β7EDUi,t+β8FDIi,t+ui+εi,t

(4)

I_POVi,t=β0+β1CREADITi,t+β2CAPITALi,t+β3FINANi,t+β4GOVi,t+β5OPENi,t+β7EDUi,t+β8FDIi,t+ui+εi,t

(5)

(三)變量說明以及數據來源

1.貧困減緩指標(POV)

衡量貧困的指標通常包括貧困發生率、FGT 指數、恩格爾系數等。鑒于各省市低于貧困線人口的數據不易獲取，本文借鑒肖挺(2016)以及譚燕芝、彭千芮(2018)等學者對貧困率的設定，選取民政部公布的各省市城鎮與農村低保人數總和與各省市總人口的比值來衡量貧困率。各省市城鎮與農村低保人口數據來源于2008—2017年《中國民政統計年鑒》。

2.信貸支持(CREADIT)。

本文研究信貸支持對貧困的減緩，理應采用扶貧性政策貸款去度量信貸支持對貧困減緩的支持力度，但囿于扶貧性政策貸款沒有相應指標，難以衡量與獲取，故采用各省貸款余額去度量信貸支持對貧困減緩的支持力度。數據來源于2008—2017年《國家統計年鑒》。

3.資本流動規模(CAPITAL)

資本流動規模是大筆資金在各國或各區域之間跨空間的流動總額。本文用支出法等式投資額減儲蓄額得來。若為正即投資額大于儲蓄額，說明本地的儲蓄不足，則有外部的資金流入得以支撐起較大的投資，反之，則資本流出。

4.其他控制變量。影響貧困的因素還包括金融發展水平(FINAN)、政府干預(GOV)、對外開放水平(OPEN)、教育水平(EDU)、外商直接投資(FDI)。本文將這些變量作為控制變量的選取依據。所有控制變量數據來源于2008—2017年《國家統計年鑒》《各省統計年鑒》以及統計公報。

(四)樣本說明與描述性統計

本文以2008—2017年的數據為樣本期，包括全國30個省市自治區。數據來源于國家統計年鑒、統計公報以及《中國民政統計年鑒》 (注：由于西藏數據缺失嚴重故將其從樣本中剔除)。

表1變量名稱與測度方法

變量變量名稱測度方法POV貧困減緩各省市城鎮與農村低保人數總和與總人口的比值CREADIT貸款額(萬億元)各省市金融機構貸款余額CAPITAL資本流動額(百億元)各省市投資額減儲蓄額GOV 政府干預各省市政府財政支出與GDP的比值FINAN金融發展水平各省市存貸款余額與GDP的比值OPEN對外開放水平各省市進出口總額與GDP的比值EDU教育投入各省市財政教育支出與GDP的比值FDI外商直接投資(百億元)各省市外商直接投資總額表示

表2變量描述性統計

變量N均值標準差最小值最大值POV3000.060.040.010.17CREADIR3002.372.110.1012.60CAPITAL3007.0826.11-73.3899.75FINAN3002.911.141.298.13GOV3000.230.100.090.63OPEN3000.300.350.021.78FDI3004.824.920.0122.53EDU3000.040.010.020.09

(五)相關檢驗分析及結果

一般說來面板數據容易產生異方差與自相關，由于各省市經濟規模差距較大，因此，擾動項的規模也不相同；如果將不同經濟規模的省市放在一起回歸，就可能產生異方差，而異方差會產生三種后果：①參數估計量不再是有效估計量；②變量的顯著性檢驗失去意義；③模型的預測失敗。因此,本文對面板數據進行了組間異方差BP檢驗。組間異方差檢驗結果如表3所示，P值都小于0.05，結果強烈拒絕同方差的原假設，均存在組間異方差。另外，由于經濟活動通常具有某種連續性或持久性，因此，面板數據容易產生自相關，而自相關的存在，使得根據樣本數據估計的回歸線上下擺動幅度增長，導致參數估計變得不準確，因此本文對面板數據進行了組內自相關檢驗，結果如表3所示，P值都小于0.05，結果強烈拒絕“不存在一階組內自相關”的原假設。均存在組內自相關。組內自相關和組間異方差的存在會使t檢驗和F檢驗失效，因此，在實證回歸中均使用了聚類穩健標準誤來修正。

在選擇面板數據模型時，本文進行了F檢驗、Hausman檢驗。在比較應當采用混合回歸還是固定效應時，可以通過F檢驗得出結論。在使用命令“xtreg, fe”時，不考慮聚類穩健標準誤，輸出的結果包含一個F檢驗，其原假設為“混合回歸可以接受”。結果如表3所示，F檢驗的P值都小于0.001，強烈拒絕原假設，即認為固定效應明顯優于混合回歸。進一步比較使用固定效應還是隨機效應時，采用Hausman檢驗，其原假設為“隨機效應時可接受”。如表4所示，流出地P值大于0.1，接受原假設，即認為應當使用隨機效應模型，而流入地P值小于0.05,拒絕原假設，故使用固定效應模型。最后，由于解釋變量之間可能存在相同的時間趨勢(多重共線性)，多重共線性的存在會產生兩種后果：①變量的顯著性檢驗失去意義，可能將重要的解釋變量排除在模型之外；②模型的預測功能失效。因此，對模型進行了多重共線性檢驗，多重共線性主要看方差膨脹因子(VIF)的值。當0

表3 資本流出與流入地面板數據回歸相關檢驗結果

五、實證檢驗結果及分析

表4資本流出地回歸結果

VARIABLESO_POV(1)RE(2)FE(3)OLSCREADIT-0.001(0.0005)-0.0004(0.0005)-0.002???(0.0006)CAPITAL0.0003???(0.0001) 0.0003???(0.0001)-0.0002(0.0001)

續表

VARIABLESO_POV(1)RE(2)FE(3)OLSFINAN-0.006??(0.002)-0.006??(0.003)-0.00057???(0.001)GOV0.012(0.058)-0.009(0.066)0.211???(0.042 )OPEN-0.004 (0.004)-0.007 (0.005)-0.009?(0.027)FDI-0.0004?(0.048)-0.0005?(0.0003)-0.0004(0.0003)EDU-0.142(0.250)-0.051(0.266)-0.243(0.326)_cons0.059(0.007)0.065(0.009)0.033(0.006)NR-square900.611 900.605900.759

注：①“*”“**”“***”分別對應10%、5%、1%的顯著性水平。②FE:固定效應，RE：隨機效應，OLS：混合回歸。③回歸系數下方的數據是穩健標準差

表5資本流入地回歸結果

VARIABLESI_POV(1)RE(2)FE(3)OLSCREADIT-0.005??(0.002)-0.005??(0.002)-0.0041(0.003)CAPITAL-0.0002??(0.0001 )-0.0002??(0.0001)-0.0001(0.0001)FINAN-0.009??(0.004)-0.012??(0.004)-0.010??(0.005)GOV0.074(0.048)0.098??(0.045)0.016(0.043)OPEN-0.010(0.017)-0.025(0.016)-0.067???(0.018)FDI0.0006(0.0005)0.0002(0.0005)-0.0003(0.0007)EDU0.080(0.236)0.351(0.228)1.45??KG-?2??(0.227)_cons0.083(0.009)0.076(0.009)0.072(0.003)NR-squared2100.3182100.5222100.590

注：①“*”“**”“***”分別對應10%、5%、1%的顯著性水平。②FE:固定效應，RE：隨機效應，OLS：混合回歸。③回歸系數下方的數據是穩健標準差

(一)基于流入流出地實證結果分析

由4表資本流出地回歸結果中我們可以看出，資本流出與貧困率呈正相關，說明資本流出增加了貧困率，不利于貧困減緩，信貸支持與貧困減緩呈現負相關，說明信貸支持有利于貧困減緩，但不是特別顯著，由于資本的流動使得資本流出地貸款的增加沒有能夠轉化為該地的存款，而是通過各種渠道流出去了從而抑制信貸支持的減貧效果。在控制變量中政府干預、對外開放程度以及教育水平有利于減貧效應但沒有想象的那么顯著。金融發展水平與貧困減緩在5%的水平下顯著為負，表明金融發展水平越高越能有效減少貧困發生率，原因是金融的發展能夠為窮人提供必要的金融服務，使窮人克服信貸約束、平滑消費、分散風險等，從而促進貧困減緩，同時外商直接投資也對貧困減緩具有明顯的正向作用，FDI 流入產生的技術溢出效應能促進流入地企業的技術進步并拉動當地經濟發展，進而區域內窮人可從整體經濟發展中獲取紅利并減緩區域貧困狀況。

由表5資本流入地回歸結果中我們可以看出，信貸支持、資本流入、金融發展水平與貧困減緩存在顯著的正相關關系，5%的顯著性水平下，固定效應(FE)、隨機效應(RE)均通過顯著性檢驗，在控制變量中政府干預與貧困減緩呈現正相關且不顯著，原因可能是政府的干預扭曲了生產要素的配置從而影響到資源配置的效率，同時對外開放水平與貧困減緩呈負相關，對外開放水平是衡量與外部的經貿往來的密切程度，對外開放度越高，經貿往來越密切，根據比較優勢原理，貿易雙方人民都能從貿易中獲得收益，從而減少貧困。

(二)穩健性檢驗

為了進一步檢驗實證結果的穩健性，本人從代理變量的角度出發進行檢驗，借鑒崔艷娟和孫剛(2013)以及張冰和冉光和(2013)[16]的做法用人均消費水平替代貧困率，與之前的低保率有所不同，低保率越低說明貧困率越低，代表減緩力度越大，而人均消費水平越大則代表貧困減緩的力度越大。預期回歸結果符號與低保率回歸結果符號相反。回歸結果如表6所示。

表6資本流出地區穩健性檢驗結果

VARIABLESO_POV(1)RE(2)FE(3)OLSCREADIT0.096???(0.016)0.093???(0.017)0.172??KG-?2??(0.003)CAPITAL-0.008???(0.003 )-0.004(0.003)0.005(0.003)FINAN0.173?(0.097)0.286???(0.049)0.181???(0.042)GOV5.43??(2.104)7.836???(1.818)10.37???(1.466)

續表

VARIABLESO_POV(1)RE(2)FE(3)OLSOPEN-0.702???(0.169)-0.434???(0.108)-0.1089(0.118)FDI0.064???(0.009)0.048???(0.008)0.02??(0.009)EDU-3.762(8.445)-11.619(8.819)-37.27???(11.408 )_cons-0.042(0.308)-0.902(0.198)-0.388(0.218)NR-squared900.575900.879900.911

注：①“*”“**”“***”分別對應10%、5%、1%的顯著性水平。②FE:固定效應，RE：隨機效應，OLS：混合回歸。③回歸系數下方的數據是穩健標準差

表7資本流入地區穩健性檢驗結果

VARIABLESI_POV(1)RE(2)FE(3)OLSCREADIT0.365???(0.020)0.356???(0.022)0.278??KG-?2??(0.032)CAPITAL0.0003?(0.0001 )0.0003?(0.0001)0.002??(0.0009)FINAN0.134???(0.039)0.173???(0.040)0.136???(0.051)GOV2.549???(0.478)2.164???(0.474)2.403???(0.492)OPEN-0.253(0.172)0.0937(0.173)0.788???(0.204)FDI0.003(0.005)0.004(0.005)-0.010(0.008)EDU-5.58??(2.342)-9.111???(2.443)-16.7???(2.620)_cons-0.227(0.091)-0.130(0.090)0.260(0.086)NR-squared2100.4472100.5572100.630

注：①“*”“**”“***”分別對應10%、5%、1%的顯著性水平；②FE:固定效應，RE：隨機效應 ，OLS：混合回歸。③回歸系數下方的數據是穩健標準差

回歸結果如表6、表7所示，資本流出地區信貸支持有利于消費水平的增加(即有利于貧困的減緩)，信貸的增加從宏觀上能促進經濟增長，而經濟增長的“涓滴效應”會使窮人在自發中受益從而減少貧困，從微觀上，信貸支持能使貧困人群克服信貸約束的限制，平滑消費、分散風險，增加人力資本等因素從而促進貧困減緩，但資本流出卻使得人均消費水平下降(貧困惡化)，資本的流出，使得該地區的資本存量下降，從而弱化經濟增長的基礎導致減貧效應受到了抑制。資本流入地區信貸支持、資本流入對人均消費水平增長具有積極作用，資本的流入能帶來更高的資本存量，更高的資本存量能提高區域經濟活躍度以及全要素生產率，從而促進了減貧效應。核心解釋變量的系數與顯著性證實了上文的結論，結論基本一致，因此，可以認為本文結論是比較穩健的。

六、結論及政策建議

(一) 研究結論

本文根據支出法等式投資額減去儲蓄額得出各省市資本流入流出總額，區分出資本流出地區與資本流入地區,然后通過面板回歸分別對資本流出地區與資本流入地區的減貧效應進行了實證。得出結論：資本流出地區資本的流出使得資本存量下降，弱化了經濟增長的基礎從而惡化了減貧效果，信貸支持有利于減貧效應但不顯著，資本的流動使得資本流出地貸款的增加沒有能夠轉化為該地區的存款，而是通過各種渠道流出從而抑制了減貧效果：資本流入地區信貸支持、資本流入有利于減貧效應。信貸的增加能使貧困人群克服信貸約束的限制，提高分散風險、規避風險以及創收能力從而促進減貧效應，而資本的流入帶來了更高的資本存量，資本存量的增加會使資本的總體運行效率上升，全要素生產率以及人民的生活水平也會相應提高，從而有效減緩貧困。

(二) 政策建議

在金融發展的過程中，信貸支持能夠便于窮人獲得發展資金的機會與途徑，還能夠提高窮人分散風險、規避風險以及創收的能力，以達到貧困減緩的目的。在市場的作用下，資本的流入具有優化資源配置，提升全要素生產效率，減少貧困等多重作用，但是資本的流出也會惡化減貧效果進而加劇相對貧困。在此提出幾點政策建議，各地區政府可結合相關政策建議合理利用信貸以及跨區域資本，這對于我國中西部落后地區實現又好又快發展，特別是脫貧致富等方面均具有重要的作用。

1.設立小額微貸扶貧基金，增加貧困戶獲取信貸支持的途徑

“授人以魚不如授人以漁”，扶貧減貧工作也是一樣，過去的經驗表明，僅有財政上的轉移支付，貧困人口出于自身利益考慮更沒有去改善自身貧困處境的動力，因此，要從根本上緩解貧困，不能一味的靠政府財政幫扶等傳統的輸血方式，而是完成“輸血”到“造血”方式的轉變。要徹底解決貧困問題，需要增強貧窮落后地區內生經濟的增長動力。可以為貧困人口建檔立卡，設立專門針對窮人扶貧的小額微貸基金，增加其獲取信貸支持的途徑和渠道，簡化貸款手續，降低貸款成本。獲取發展所需資金，以產業為支撐，幫助貧困戶發展農林牧漁等小農經濟，從而增加其收入來源，緩解貧困。

2.培育中西部資本市場，增強中西部落后地區融資功能

資本市場是現代市場經濟的核心，資本市場的發展不但能增強實體經濟的融資能力，而且能充分發揮市場機制在資源配置中的基礎性作用，分散風險，優化資本結構，加速財富的形成與積累。而中西部經濟發展滯后，很大部分原因是資本市場發展滯后從而制約了中西部地區經濟發展。因此，中西部地區要實現充分發展必須依靠資本市場的培育與完善，通過資本市場這個紐帶，降低資本流動的成本，形成多層次、開放性金融市場網絡，不但能夠穩定住中西部已有的資金，而且可以吸引更多的東部資金的投入，為中西部地區的經濟發展提供資金支持從而緩解貧困。

3.加大國家投資中西部落后地區基礎設施建設，引導社會資本向中西部流動

“要想富先修路”，基礎設施是一切生產要素以及貨物生產和銷售的必要條件。中西部薄弱的基礎設施建設已經成為當地招商引資和經濟發展的瓶頸，為促進中西部地區經濟發展減少貧困，國家應該加大在中西部重大基礎設施與能源開發項目上的投資,以國家重大項目為龍頭，逐步引導民間資本和外商投資向中西部地區流動，形成和延伸產業鏈，形成產業集群，同時，從自身出發，尋找自己的比較優勢，最大限度地開發和利用自身的比較優勢，改善與優化投資環境，吸引東部沿海地區以及國外資本的流入，為發展本地區經濟以及實現貧困減緩創造良好的條件。

注釋：

① 源于《國民經濟社會統計公報》。

② 涓滴效應指在經濟發展過程中并不給予貧困階層、弱勢群體或貧困地區特別的優待，而是由優先發展起來的群體或地區通過消費、就業等方面惠及貧困階層或地區，帶動其發展和富裕。