新疆財政金融協同防返貧效果的實證分析

謝婷婷 何曉煥 張倩

[基金項目]國家社會科學基金一般項目（項目編號：20BMZ150）。

[作者簡介]謝婷婷（1980－），女，湖南耒陽人，教授，博士生導師，研究方向：農村金融；何曉煥（1998－），女，河南鶴壁人，碩士研究生，研究方向：農村金融；張倩 （1998－），女，河南上蔡人，碩士研究生，研究方向：綠色金融。

摘要：防止規模性返貧是全面推進鄉村振興的底線任務。文章基于2011—2020年新疆十四個地州的數據分別構建防返貧、財政支農、金融支農指標體系，并測度三者及財政金融協同綜合指數；運用雙固定效應、中介效應和門檻模型，實證檢驗財政支農、金融支農、財政金融協同與防返貧的關系。研究表明：財政支農、財政金融協同程度與防返貧成正相關，而金融支農在防返貧過程中未發揮顯著作用；財政自給率、經濟發展水平在財政金融協同作用于防返貧過程中存在中介和門檻效應；財政金融協同在支持南疆四地州防返貧方面發揮了更明顯的作用。因此，應當優化財政金融扶持結構，增強協同效率；同時聚焦南疆，增強脫貧縣的發展韌性，多方協同防返貧。

關鍵詞：防返貧；多維貧困；財政金融協同；財政支農；金融支農

一、引言

2020年后，我國已實現全面脫貧，將進入新脫貧戶不穩定性、鞏固脫貧效果和實現鄉村振興有效銜接的“后脫貧時代”。在脫貧攻堅中資金投入是關鍵，財政扶貧和金融扶貧是提供資金的主要手段[1]。面對“后脫貧時代”資金需求的動態差異性和可持續性，需充分發揮財政與金融協同的最大效用，防止脫貧地區脫貧戶返貧，為走好鄉村振興之路打下堅實的基礎。新疆曾是國家級集中連片的特困地區，南疆四地州更是國家確定的“三區三州”深度貧困地區之一，其脫貧縣的穩定脫貧問題具有一定的代表性和特殊性。因此，隨著“后脫貧時代”的到來，研究民族地區財政金融協同防返貧的效果對于新疆民族地區提升其協同發展效率實現穩定脫貧具有重要意義。

二、文獻綜述

隨著脫貧攻堅戰取得了全面勝利，如何防止返貧成為學界討論的熱點。社會因素、自然因素、歷史因素、制度因素、經濟因素和貧困人口自身因素等都可能引發農村返貧現象[2]，而脫貧人口能力缺失、政府政策保障不足、自然災害抵御力不足是三大返貧因素[3]，由于返貧因素的多樣性，應構建起及時、有效、穩定的防返貧立體機制[4]。新疆是我國重點貧困地區，學者們對新疆民族地區多維貧困特點、貧困程度、致貧因素、扶貧路徑、模式及對策進行了大量研究[5]。

財政和金融在支持防返貧過程中發揮了重要作用[6]，但當前存在各自為政、資金分散以及缺乏協同效應等集中性問題[7]。一是在財政支持防返貧方面。我國的各種財政工具減貧效果顯著，通過利用財政工具，農村相對貧困的深度、廣度以及強度顯著降低，其中轉移支付和社保的防返貧效果最佳[8]，但各省的財政分權程度對財政減貧存有一定影響，精英俘獲導致財政扶貧目標偏離，財政扶貧效率較低，新疆在財政支持防返貧過程中存在資金使用效益不高、支農效率難以測度等問題[9]。二是金融支持防返貧方面。金融扶貧局限于“扶貧貸款”，忽略了金融其他功能，金融扶貧產品單一，供給成本高，扶貧貸款瞄準精準度不高，金融減貧可持續性差，民族地區農村信用環境較差，金融風險高，地方金融扶貧參與主體缺少協同機制[10]。此外，農村金融、普惠金融以及農戶借貸發展對新疆減貧帶來了一定的影響，普惠金融縮小了新疆城鄉居民收入差距，金融扶貧在新疆區域間存在明顯的差異[11]。三是財政與金融協同防返貧的必要性。金融偏好高利益和低風險，其自身屬性與貧困人口的弱質性之間存在一定的矛盾，“財政+金融”的扶貧模式是一條可行之路[1，8，12]，同時，新疆財政金融協同對產業興旺的助力效率遠高于單一財政或金融支持效率[13]。四是財政與金融協同防返貧的建議。民族貧困地區可通過財政金融政策的聯動作用促進經濟增長達到減貧[1，13]。以財政政策為先導，金融政策跟進，從“輸血”復生到“造血”成長，財政政策與金融政策需要協同配合，才能提升扶貧效果[1]。

綜上可知，國內外學者對貧困問題進行了廣泛的研究，涵蓋了多維特征、致貧因素、鞏固脫貧的治理、財政扶貧以及金融支持防返貧的效果、問題和對策等方面。這為本文研究新疆財政金融協同防返貧效果提供了厚重的理論依據和探索方向。但從研究成果看，一是既有研究大多是基于金融或財政的單一視角，探究其脫貧效應，充分考慮財政與金融協同防返貧的研究較少，研究民族地區財政與金融協同防返貧的更少。二是盡管有少數學者綜合考慮了財政金融影響，研究財政金融減貧的協同效應[12]，但鮮有研究從多維減貧視角，論證財政與金融防返貧的協同效應，突出民族深度貧困地區的研究更是不多。因此，本文以新疆十四個地州為研究樣本，從理論層面上分析財政金融協同防返貧的邏輯關系，通過實證進一步分析財政支農、金融支農以及財政金融協調度對防返貧的影響，以期為新疆民族地區財政與金融協同防返貧提供現實依據。

三、作用機理

（一）財政金融協同與防返貧

穩脫貧結果、防返貧發生，培養脫貧縣內生發展動力，提高脫貧效果的可持續性是當前階段需要關注的重點問題。一方面，財政作為農村農業發展的階段性助推器，面對不同的發展階段與目標，財政支農在防止返貧方面發揮著不同的作用。傳統的財政支農主要指財政支出中對于農業或者涉“農”項目的支出，隨著農村農業等經濟結構的變化，財政支農也作用到農戶的家庭增收與減貧等方面[14] 。財政支農通過支援“三農”，為其提供政策扶持、資金導入和匯集、市場引流等各類幫扶舉措，助推農村經濟發展以達到減貧效果。另一方面，金融作為農村農業發展的催化劑，在防返貧過程中發揮了重要的作用。通過提供資金支持，緩解金融資源稀缺困境，借助農業保險等產品和金融服務為防返貧保駕護航。同時，金融涉農服務在直接幫助農戶獲得資金要素的基礎上，間接為農戶的家庭可持續生存能力提供幫助，有助于農戶增收和可持續發展[15]。

財政支農基于政策性補償等途徑，可承擔部分金融機構涉農服務的成本，也可優化農村金融大環境，激勵機構的“三農”業務；而金融支農通過借貸、保險等服務激發農村經濟活力，與財政支農政策相輔相成，完成以財政支農為先導，金融支農跟進，從“輸血”復生到“造血”成長，通過政策決策、經濟支持、政府扶持、市場管控等方面賦能鄉村經濟，達到財政金融協同配合，提升扶貧效果[1]。

基于以上分析，本文提出假設H1：財政金融協同顯著提升防返貧效果。

（二）財政自給率的機制分析

財政自給率與財政資金緊密相連，影響著各級政府在資源要素中的配置[16]。較高的財政自給率意味著地方政府在財政上擁有較大的自主性，而不需要依賴外部資金或中央政府的轉移支付[17]。財政金融協同通過拓展地區融資渠道、促進地區經濟增長以及提高公共資金管理效率來提高財政自給率，因此，在防返貧過程中面對資金持續輸出的需求，擁有較高財政自給率的地區，意味著地方政府有足夠的財務能力自主決策和分配資金，從而為防返貧項目提供持續和穩定的資金支持，此外，可以選擇更加符合地區實際情況的防返貧項目，確保防返貧項目不會因為外部資金流動的變化而中斷，以此達到防返貧的效果。

基于以上分析，本文提出假設H2：財政自給率在財政金融協同提升防返貧效果的過程中發揮正向作用。

（三）地區經濟發展水平的機制分析

在精準扶貧進程中，財政與金融發揮了積極作用。以財政政策為先導，金融政策跟進，協同配合放大了扶貧政策效應，能夠促進資本的集聚和更加高效的利用，推動脫貧地區的產業發展，進而提高地區經濟發展水平[1]。此外，隨著地區經濟發展水平的提高，地區的金融市場和機構會更加完善，這有助于更有效地吸引和分配財政資源，從而提供持續的資金支持來實現可持續脫貧。

基于以上分析，本文提出假設H3：地區經濟發展水平在財政金融協同提升防返貧效果的過程中發揮正向作用。

四、研究設計

（一）計量模型設定

1.基準回歸模型。為檢驗財政金融協同與防返貧的關系，考慮到其他社會經濟因素對防返貧程度的影響，基于內生性、精確性等問題，本文依次設定回歸模型如下：

[SOPit=α1+β1PS_FSit+γ1FDit+γ2IGit+γ3ISit]

[+γ4IUit+μi+φt+εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

[ SOPit=α2+β2PSit+γ1FDit+γ2IGit+γ3ISit+γ4IUit]

[+μi+φt+εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

[ SOPit=α3+β3FSit+γ1FDit+γ2IGit+γ3ISit+γ4IUit]

[? ? ? ? ? ? ? ?+μi+φt+εit]（3）

[PS_FSit=PSit×FSit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（4）

其中，[SOPit]為被解釋變量，表示防返貧水平，[i]、[t]分別表示地區和年份；核心解釋變量[PS_FSit]衡量財政金融協同，基于財政支農與金融支農的交互項計算而得，具體見公式（4）；控制變量[FDit]、[IGit]、[ISit]、[IUit]分別為財政分權、城鄉收入差距、產業結構、互聯網規模；[μi]為地區固定效應，[φt]為時間效應，[εit]是隨機誤差項；[α1]、[α2]、[α3]分別為3個回歸模型的常數項，[β1]、[β2]、[β3]分別為解釋變量財政金融協同、財政支農、金融支農與被解釋變量防返貧的相關系數，[γ1]、[γ2]、[γ3]分別為控制變量[FDit]、[IGit]、[ISit]、[IUit]與被解釋變量防返貧的相關系數。

2.中介效應模型。本文基于財政自給率、經濟發展水平，實證檢驗在財政金融協同作用于防返貧過程中可能存在的中介效應，設定具體模型如下：

[? ? ? ? ? SOPit=α4+β4PS_FSit+γ5Conit+μi+φt+εit]? ? ? ?（5）

[Medit=α5+β5PS_FSit+γ6Conit+μi+φt+εit]? ? ? ?（6）

[SOPit=α6+β6PS_FSit+β7Medit+γ7Conit]

[? ? ? ? ? ? ?+μi+φt+εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（7）

其中，[β4]、 [β5]、[ β6]分別為三個模型解釋變量[PS_FSit]對應的估計系數；[Medit]為中介變量，

包括財政自給率（[FSRit]）和經濟發展水平（[GDPit]），[β7]為[Medit]的估計系數；[γ5]、[γ6]、[γ7]分別為三個模型控制變量對應的估計系數；[α4]、[α5]、[α6]為常數項，其他變量意義同上。

3.門檻效應模型。本文借鑒HANSEN[18]的方法，選取經濟發展水平和人均收入作為門檻變量，設定門檻效應模型。

[? ? ? ? ?SOPi，t=α7+β11PS_FSit+γ1FDit+γ2IGit+γ3ISit+γ4IUit+μi+φt+εit，? Ti，t≤θα8+β21PS_FSit+γ1FDit+γ2IGit+γ3ISit+γ4IUit+μi+φt+εit，? Ti，t>θ]（8）

其中，[β11]、[β21]表示門檻變量的待估計參數，[θ]代表門檻值，其他變量意義同上。

（二）變量說明

1.被解釋變量。現有學者對貧困程度的衡量主要有兩種方法：一是以返貧人口數占脫貧人口數的比例等單一指標；二是通過不同角度建立多維貧困指標來衡量返貧率。本文借鑒蔣南平和鄭萬軍[19]、ALKIRE和 FOSTER[20]的研究方法，從經濟狀況、社會發展以及生活質量三個層面，構建指標體系并測算防返貧指數，具體如表1所示。

2.解釋變量。本文分別從財政支農和金融支農的規模、成效等方面[20]進行指標體系的構建。此外，基于財政支農、金融支農的交互效應來測度財政金融協同程度（見表2）。

3.其他變量。考慮到遺漏變量帶來的內生性問題，本文選取財政分權、城鄉收入差距、產業結構以及互聯網規模等四個變量作為模型的控制變量；選用財政自給率和經濟發展水平作為中介變量進行研究。主要變量說明如表3所示。

（三）數據說明與描述性統計

本文以新疆十四個地州作為樣本，數據來源于2011—2020年《新疆統計年鑒》、新疆十四個地州歷年統計公報、wind數據庫等。為了滿足量綱統一、縮小數據間差距以及減小設定誤差等要求，本文對指標數據進行了無量綱化處理。限于數據可得性，對個別缺失數據采用插值法處理；對于多維貧困、財政支農、金融支農指標體系采用熵值法確定權重，對于財政金融協同這一指標采用交互效應確定最終指標。各主要變量的描述性統計如表4所示。由表4可知，2011—2020年新疆十四個地州的防返貧水平處于0.1767～0.6663間，即新疆十四個地州防返貧水平存在一定的差異。財政分權、城鄉收入差距、產業結構、互聯網規模等變量的極差值較大。

五、實證分析

（一）基準回歸分析

表5是基于年份地區的雙固定模型檢驗財政金融協同程度對防返貧的回歸結果，第（1）列是未考慮控制變量的回歸結果，第（2）列是加入了控制變量的回歸結果，第（3）列為財政金融協同程度滯后一期的回歸結果。此外，基于年份地區的雙固定模型分別檢驗財政支農、金融支農對防返貧的影響，結果依次見第（4）列和第（5）列。

由表5第（2）列可知，財政金融協同與防返貧呈正相關，即財政金融協同程度越高，相應的防返貧效果越好，此外，財政金融協同程度滯后一期仍在1%的水平上顯著為正，且作用效果增強，假設H1得證；由第（4）列可知，財政支農程度越高，其防返貧效果相應就越好。這可能是因為財政支持力度的加大可以助力脫貧農戶減輕生產和生活方面的壓力，幫助脫貧農戶穩定脫貧；由第（5）列可知，金融支農在助力防返貧方面未通過顯著性檢驗，這說明金融在幫助農戶防返貧過程中還需要提高針對性的支持力度。

從控制變量方面看，在雙固定模型下，財政分權與防返貧呈顯著負相關，產業結構與防返貧呈顯著正相關。說明財政在地區經濟中起到的作用僅僅是基礎性的幫扶，而非真正能促進其長期可持續性經濟向好的根本舉措。

（二）穩健性檢驗

本文將核心解釋變量替換為基于耦合協調模型測算的財政金融耦合協調度，利用年份地區的雙固定模型檢驗財政金融耦合協調度對防返貧的影響。表6列（1）至列（3）分別是未考慮控制變量、加入了控制變量以及將財政金融耦合協調度滯后一期進行的回歸結果。由表6第（2）和第（3）列可知，財政金融耦合協調度越大，防返貧效果越好，與前文檢驗一致。

（三）機制分析

基于前文的理論分析，本文嘗試進一步研究財政金融協同能否通過提高財政自給率和經濟發展水平來強化防返貧效果。

財政自給率可以反映出地方政府的財政自主性和自主決策能力。本文使用政府一般公共預算收支比例來反映財政自給率，當財政自給率較高時，意味著政府可以更加靈活地分配資源，因此，本文基于財政自給率進行了機制檢驗，檢驗結果如表7所示。由表7第（1）和第（2）列可知，財政金融協同的系數顯著為正，即財政金融協同可以提高地方政府的財政自給率，當財政自給率提高時，政府在財政方面更加獨立與自主，地方政府將更多資金投入到防返貧中，顯著增強防返貧效果。假說H2得證。

由第（3）和第（4）列可知，財政金融協同效應顯著提高了地區經濟發展水平，且隨著地區經濟發展水平的提高，地區更傾向于將金融機構和財政資源相結合進行有效利用，從而提供持續的資金支持來實現可持續脫貧。假說H3得證。

（四）異質性分析

財政金融協同對農村經濟發展、鄉村振興等的影響具有一定的異質性[21]，南疆四地州是新疆貧困人口最集中，致貧因素最復雜，脫貧難度最大的區域，在后脫貧時代，南疆四地州脫貧縣的防返貧問題具有一定的代表性和特殊性。因此，將新疆十四個地州劃分為南疆四地州和非南疆四地州兩個區域，檢驗財政金融協同與防返貧效果的異質性。表8顯示，南疆四地州的財政金融協同防返貧的作用效果在1%的水平上顯著為正，說明財政金融協同在支持南疆四地州穩定脫貧方面發揮了更積極的作用。

（五）門檻效應分析

考慮到研究期間每年度各地區財政自給率和經濟發展水平有所不同，而當二者達到一定水平時，可能存在著財政金融協同效應對防返貧效果的反向變化或加速變化。因此，本文對財政自給率和經濟發展水平進行門檻效應檢驗，檢驗結果如表9所示。由表9可知，財政自給率和經濟發展水平均能在1%的顯著性水平下通過單一門檻檢驗，因此，財政金融協同在防返貧效果方面存在財政自給率、經濟發展水平的單一門檻效應，且單一門檻值估計值分為0.3124、0.3124。基于財政自給率、經濟發展水平的門檻估計量與似然比的關系圖如圖2、圖3所示。

表10為門檻效應模型的回歸結果，可以看出，當財政自給率低于門檻值時，財政金融協同效應在防返貧效果方面存在促進效果。而當其值高于門檻值時，財政金融協同效應在防返貧效果方面存在抑制作用。當經濟發展水平低于門檻值時，財政金融協同效應在防返貧效果方面的促進效果很大。而當其值高于門檻值時，財政金融協同效應在防返貧效果方面的促進作用會減小。

六、結論與建議

（一）主要結論

本文以新疆十四個地州作為研究樣本，基于2011—2020年的面板數據，構建了防返貧、財政支農以及金融支農的指標體系，并測度了財政金融協同度，實證檢驗了財政金融協同與防返貧效果的關系。主要結論如下：（1）財政支農和財政金融協同程度越高，防返貧效果越好，金融支農在防返貧過程中效果不顯著。（2）經濟發展水平、財政自給率在財政金融協同作用于防返貧過程中存在中介和門檻效應。（3）南疆四地州的財政金融協同作用防返貧效果顯著。

（二）政策建議

1.調整財政支農投入方式，提高資金使用效率。有效發揮財政資金的引導作用，進一步健全農業信貸擔保體系，打通農業信貸擔保體系與新型農業經營主體之間的“最后一公里”。一是健全農業信貸擔保費率補助和以獎代補機制，研究制定擔保機構業務考核的具體辦法，加快做大擔保規模；創新財政支農資金投入機制和使用方式，發揮全國農業信貸擔保體系作用。二是充分發揮財政資金杠桿作用，引導金融資金更多投向農業農村，保障“三農”投入收入的平穩增長，為脫貧攻堅與鄉村振興的有效銜接提供更加可持續的資金來源。三是繼續推動涉農資金統籌整合，提高資金使用效率，調整優化財政支農資金支出結構。

2.加大小額信貸投放力度，提供貸款保障機制。金融機構要不斷加強小額信貸的投放力度，對于小額信貸存在的問題，要予以重視并給予解決。一是加大信貸供給。要保障小額信貸的供給充足，政策性銀行與商業銀行都需要積極參與進來，以農發行為首的政策性銀行要加大信貸投放力度，不斷為“三農”服務提供資金來源。二是增加貸款種類和額度，放寬貸款期限，小額信貸可按照消費信貸的模式，拓寬小額信貸的種類和領域，人民銀行可繼續加大農村信用社支農再貸款的投放力度，提高農戶的授信額度，農村信用社的小額信貸可實行更為靈活的貸款期限。

3.搭建“財政＋金融”供給平臺，發揮財政金融的合力效用。財政要發揮好杠桿撬動作用，創新“財政+金融”融資模式，充分發揮財政投入“四兩撥千斤”的作用，創新“政府+社會資本（PPP）+金融”“財政+金融+社會資本”融資模式，實現財政、金融、社會資本、多方共贏局面。拓寬了融資渠道，降低融資成本，助力破解融資難題，有力提振企業信心，激發出市場主體的創新活力。

參考文獻：

[1]李建軍.財政金融政策與精準扶貧[J].中國金融，2018（07）：26-28.

[2]丁軍，陳標平.構建可持續扶貧模式 治理農村返貧頑疾[J].社會科學，2010（01）：52-57，188.

[3]鄭瑞強.新時代推進鄉村益貧性產業發展的學理闡釋[J].內蒙古社會科學，2021，42（04）：121-128.

[4]馮丹萌，高強.全面脫貧下多維防返貧網絡體系構建[J].當代經濟管理，2021，43（08）：60-63.

[5]張建勛，夏詠.深度貧困地區多維貧困測度與時空分異特征——來自新疆南疆四地州的證據[J].干旱區資源與環境，2020，34（04）：88-93.

[6]CHOWDHURY A M R，BHUIYA A.The wider impacts of BRAC poverty alleviation programme in Bangladesh[J].Journal of international development，2004，16（03）：369-386.

[7]中國人民銀行河池市中心支行課題組，冼海鈞.財政、金融和產業政策協同支持精準扶貧問題研究——以廣西為案例[J].南方金融，2017（07）：91-98.

[8]張楠，寇璇，劉蓉.財政工具的農村減貧效應與效率——基于三條相對貧困線的分析[J].中國農村經濟，2021（01）：49-71.

[9]楊慶許，陳彤.新疆南疆三地州扶貧資金效益評價研究——基于變截距面板模型的實證[J].新疆農業科學，2017，54（06）：1167-1175.

[10]周孟亮.我國小額信貸的“雙線”融合與政策優化——基于可持續性金融扶貧視角[J].社會科學，2019（12）：51-60.

[11]肖建飛，阿依吐蘭·阿布都拉.扶貧小額信貸如何能夠有效抗擊貧困——新疆南疆K村扶貧小額信貸項目實施情況分析[J].新疆社會科學，2018（04）：156-163，166.

[12]王漢杰，溫濤，韓佳麗.貧困地區農村金融減貧的財政政策協同效應研究[J].財經理論與實踐，2020，41（01）：93-99.

[13]謝婷婷，軒露云.財政金融協同支持新疆鄉村產業興旺的效率研究[J].新疆農墾經濟，2022（02）：10-18.

[14]趙健.財政金融支農減貧協同效率研究：基于中部六省的時空差異[J].理論月刊，2021（02）：92-100.

[15]胡原，曾維忠.穩定脫貧的科學內涵、現實困境與機制重構——基于可持續生計—脆弱性—社會排斥分析框架[J].四川師范大學學報（社會科學版），2019，46（05）：121-128.

[16]宋佳瑩.基本公共服務均等化測度：供給與受益二維視角——兼論轉移支付與財政自給率的影響[J].湖南農業大學學報（社會科學版），2022，23（04）：85-95.

[17]趙海利，童光輝.地方財政自主率、社會性支出與城鄉收入差距——基于1995～2014年省級面板數據的經驗分析[J].經濟社會體制比較，2017（02）：95-104.

[18]HANSEN B E.Threshold Effects in Non－dynamic Panels：Estimation，Testing and Inference[J].Journal of Econometrics，1999，93（02）：345-368.

[19]蔣南平，鄭萬軍.中國農村人口貧困變動研究——基于多維脫貧指數測度[J].經濟理論與經濟管理，2019（02）：78-88.

[20]ALKIRES，FOSTER J.Counting and Multidimensional Poverty Measurement[J].Journal of Public Economics，2011（95）：476-487.

責任編輯：李黎

Empirical Analysis of the Effectiveness of Fiscal-Finance Coordination in Preventing Poverty Return in Xinjiang

1Xie Tingting? ?2He Xiaohuan? ?1Zhang Qian

（1School of Finance， Xinjiang University of Finance and Economics， Urumqi 830012， China; 2Xinjiang Finance and Finance Collaborative Innovation Research Center， Xinjiang University of Finance and Economics， Urumqi 830012， China）

Abstract： Preventing large-scale return to poverty is the bottom line task of comprehensively promoting rural revitalization. Based on the data of 14 prefectures and prefectures in Xinjiang from 2011 to 2020， the paper constructs the index system of preventing return to poverty， fiscal support to agriculture and financial support to agriculture， and measures the three indexes and the comprehensive index of fiscal and financial cooperation. Using the double fixed effect， intermediary effect and threshold model， this paper empirically examines the relationship between fiscal support for agriculture， financial support for agriculture， fiscal-finance coordination and preventing the return to poverty. The results are as follows. The degree of fiscal support to agriculture and fiscal-finance coordination is positively correlated with the prevention of poverty， but financial support to agriculture does not play a significant role in the prevention of poverty. The level of economic development and the rate of financial self-sufficiency show intermediary and threshold effects in the process of fiscal-finance synergies. Fiscal-finance coordination has played a more obvious role in supporting the four prefectures in southern Xinjiang to prevent the return of poverty. Therefore， we should optimize the financial support structure and enhance the synergistic efficiency. At the same time， focus on southern Xinjiang， enhance the development resilience of counties out of poverty， and cooperate with various parties to prevent the return of poverty.

Key words： prevent poverty return; multidimensional poverty; fiscal-finance coordination; fiscal support for agriculture; financial support for agriculture