金融發(fā)展、收入流動(dòng)性對(duì)反貧困作用的研究——基于新疆30 個(gè)貧困縣的實(shí)證分析

康培元

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言

新疆作為我國(guó)扶貧工作的重點(diǎn)地區(qū)，因地處邊遠(yuǎn)、生態(tài)惡劣、災(zāi)害頻繁、人才匱乏等因素制約，反貧困工作艱巨。新疆扶貧開(kāi)發(fā)重點(diǎn)在農(nóng)村貧困地區(qū)，難點(diǎn)在扶貧縣。新疆有27 個(gè)國(guó)家扶貧開(kāi)發(fā)工作重點(diǎn)縣和3 個(gè)自治區(qū)重點(diǎn)縣(以下簡(jiǎn)稱貧困縣)130 個(gè)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(chē)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(gè)貧困縣，均為國(guó)家級(jí)重點(diǎn)縣，占總重點(diǎn)縣的 70%，因此，新疆反貧困具有典型的地域性、少數(shù)民族性等特點(diǎn)。同時(shí)，由于新疆的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、民族、宗教狀況錯(cuò)綜復(fù)雜，新疆反貧困工作關(guān)系到經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)穩(wěn)定、民族團(tuán)結(jié)和長(zhǎng)治久安。2010 年新疆工作會(huì)議部署19 個(gè)省區(qū)市對(duì)口援疆工作，新疆扶貧工作進(jìn)入了新階段?！笆濉逼陂g，新疆扶貧開(kāi)發(fā)總投資逾500 億元。未來(lái)10 年，自治區(qū)將以專項(xiàng)扶貧、行業(yè)扶貧、社會(huì)扶貧、援疆扶貧為四大支點(diǎn)，進(jìn)一步加大貧困地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、生態(tài)環(huán)境和民生工程投入力度。但由于歷史、自然、社會(huì)、宗教、民族等多方面的原因，反貧困的“內(nèi)生功能”不強(qiáng)。在全面建設(shè)小康社會(huì)背景下，國(guó)家新一輪的扶貧規(guī)劃中，南疆三地州將作為扶貧攻堅(jiān)的主戰(zhàn)場(chǎng)。面對(duì)新疆錯(cuò)綜復(fù)雜的反貧困問(wèn)題，如何加快新疆貧困縣脫貧是亟待解決的問(wèn)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(zhì)化視角剖析其與貧困之間的關(guān)系，便于制定差異化措施促進(jìn)反貧困效果，推進(jìn)新疆的跨越式發(fā)展和長(zhǎng)治久安。

金融反貧困問(wèn)題不僅受政府、金融機(jī)構(gòu)高度關(guān)注，許多學(xué)者也對(duì)該問(wèn)題從不同角度進(jìn)行了深入研究，代表性學(xué)者主要有：Holden 和 Prokopenko（2001）、英國(guó)國(guó)際發(fā)展部(DFID，2004)從理論角度對(duì)金融發(fā)展與貧困之間的關(guān)系進(jìn)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(shí)證研究檢驗(yàn)了金融發(fā)展對(duì)貧困減少所產(chǎn)生的影響。理論與實(shí)踐的檢驗(yàn)過(guò)程都表明，隨著世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和全球化進(jìn)程加快，金融發(fā)展是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有力因素。同時(shí)Bruno，Ravaillon 和Squire(1998)，Squire(1999)，Worldbank(2001)，Ravallion(2001)等認(rèn)為經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)會(huì)帶動(dòng)國(guó)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(duì)提高窮人的收入產(chǎn)生間接影響,這就暗含著通過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)途徑提高窮人的收入會(huì)對(duì)貧困的減少產(chǎn)生間接影響。Shimeles 和 Zerfu(2006)認(rèn)為放寬金融市場(chǎng)對(duì)窮人的信用限制，使窮人有機(jī)會(huì)直接參與更多的金融活動(dòng)，接觸更多的金融產(chǎn)品，發(fā)揮金融的基本功能，有利于提高窮人的未來(lái)收入，并進(jìn)而達(dá)到直接減少貧困的作用。黃建新(2008)認(rèn)為政府“給錢(qián)濟(jì)貧”的措施僅僅從外部松動(dòng)了農(nóng)村貧困的鏈條，但未從根本上打破貧困。艾路明（1999)研究發(fā)現(xiàn)提供低息銀行貸款對(duì)貧困地區(qū)來(lái)說(shuō)可以刺激當(dāng)?shù)氐耐顿Y活動(dòng)，有利于減少貧困。黃志剛、施祖美(2002)認(rèn)為向貧困者發(fā)放小額信貸不僅有很好的扶貧作用，而且對(duì)金融機(jī)構(gòu)來(lái)說(shuō)還能產(chǎn)生良好的經(jīng)濟(jì)效益，具有雙向互利效應(yīng)。蒲春玲、權(quán)亮(2000)認(rèn)為通過(guò)為貧困群體和貧困地區(qū)提供金融安排，提高貧困者自身發(fā)展能力，能達(dá)到減輕、緩和貧困目的。謝婷婷(2011)發(fā)現(xiàn)新疆金融在反貧困工作中的作用還不盡人意，金融還沒(méi)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(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素。

此外，由于居民的收入地位在不同時(shí)期會(huì)發(fā)生變動(dòng)，也即存在收入流動(dòng)性問(wèn)題，收入流動(dòng)性的存在會(huì)通過(guò)收入的相對(duì)變化來(lái)反映貧困的變化特征。國(guó)外學(xué)者很早就開(kāi)始關(guān)注收入流動(dòng)性的存在，并形成了一些有價(jià)值的成果，如Hertz（2006）對(duì)美國(guó)20 世紀(jì)90 年代以來(lái)的收入流動(dòng)性進(jìn)行了考察，發(fā)現(xiàn)美國(guó)中產(chǎn)階級(jí)收入流動(dòng)性出現(xiàn)惡化現(xiàn)象；Lummer（2002）利用工具變量的方法對(duì)收入流動(dòng)性進(jìn)行估計(jì)，用以減少收入流動(dòng)性的測(cè)量誤差。國(guó)內(nèi)學(xué)者近年來(lái)也對(duì)收入流動(dòng)性進(jìn)行了一定的研究，如：王海港（2005）使用CHNS 數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民1989 年～1997 年總體收入流動(dòng)性進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)收入流動(dòng)性能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距；尹恒等（2006）分別對(duì)1991 年～1995和1998 年～2002 年中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入流動(dòng)性的變化特征進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民的收入流動(dòng)性整體下降。

從已有的研究成果可以發(fā)現(xiàn)，解決貧困問(wèn)題已成為經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的必然要求，且已有的研究成果為減少貧困問(wèn)題提供了一定的理論支撐，但僅從宏觀角度分析經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)外部因素對(duì)反貧困問(wèn)題造成的影響，缺乏對(duì)貧困問(wèn)題的全面認(rèn)識(shí)，更是缺乏從微觀角度研究系統(tǒng)變量之間的互動(dòng)效應(yīng)。鑒于此，本文選擇新疆貧困地區(qū)30 個(gè)縣域作為研究對(duì)象，通過(guò)選取金融發(fā)展與收入流動(dòng)性分別表示反貧困的外部影響環(huán)境與內(nèi)部因素，并通過(guò)構(gòu)建金融發(fā)展、收入流動(dòng)性與反貧困的面板數(shù)據(jù)模型，在異質(zhì)性視角下分析三者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，分別從宏觀、微觀角度認(rèn)識(shí)農(nóng)村反貧困的發(fā)展特征，從而為緩解農(nóng)村貧困問(wèn)題提供了良好的參照依據(jù)。

二、變量選取、模型設(shè)定與檢驗(yàn)

（一）變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.反貧困。目前，學(xué)術(shù)界對(duì)于貧困的界定還沒(méi)有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，筆者認(rèn)為農(nóng)村貧困最直觀的體現(xiàn)是農(nóng)民人均純收入的高低，因此本文將研究問(wèn)題的著力點(diǎn)定位在農(nóng)民人均純收入（記做CSR）來(lái)說(shuō)明農(nóng)村貧困情況，也就是從經(jīng)濟(jì)層面進(jìn)行反貧困。該指標(biāo)是反貧困的正向指標(biāo)，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(fā)展。從研究貧困減少的既有文獻(xiàn)來(lái)看，金融發(fā)展與收入分配是研究貧困減少的基礎(chǔ)。基于數(shù)據(jù)的可得性，本文將農(nóng)村信貸余額（記做FD）作為金融發(fā)展指標(biāo)的代表指標(biāo)，F(xiàn)D 越高，表明金融發(fā)展程度相對(duì)較高，反之，金融發(fā)展程度相對(duì)較低。

3.收入流動(dòng)性。收入流動(dòng)性則借鑒Fields 和Ok（1999）所提出來(lái)的絕對(duì)流動(dòng)性指數(shù)，該指數(shù)主要有兩個(gè)特點(diǎn)：一是該指數(shù)能夠較為全面地衡量居民福利變化水平；二是該指數(shù)能夠同時(shí)滿足規(guī)模不變性、對(duì)稱性、子群體可分解性等公理化假設(shè)。對(duì)收入流動(dòng)性的衡量見(jiàn)如下（1）式所示：

（二）模型設(shè)定

本文旨在分析新疆金融發(fā)展、收入流動(dòng)性對(duì)反貧困的促進(jìn)作用及其伴隨效應(yīng)的影響，由于面板數(shù)據(jù)分析能夠控制不可觀測(cè)的效應(yīng)，同時(shí)擴(kuò)大了樣本量，增加了自由度并有助于緩解共線性的問(wèn)題，且該分析是為了從橫向和縱向兩個(gè)維度對(duì)金融發(fā)展與反貧困的效應(yīng)進(jìn)行比較，因此采用面板數(shù)據(jù)模型較合適,能夠使結(jié)果更趨于準(zhǔn)確。面板數(shù)據(jù)建立的模型通常有以下三種形式：

①無(wú)個(gè)體影響的不變系數(shù)模型。即假設(shè)在個(gè)體成員上既無(wú)個(gè)體影響也無(wú)結(jié)構(gòu)變化，此模型的單方程回歸形式可以寫(xiě)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(xiàng)α 和k×1 維系數(shù)向量β均相同，β 為K×1 階回歸系數(shù)列向量。隨機(jī)誤差項(xiàng) uit相互獨(dú)立，且滿足零均值、等方差的假設(shè)。并且將各個(gè)體成員的時(shí)間序列數(shù)據(jù)堆積在一起作為樣本數(shù)據(jù)，利用普通最小二乘法便可求得參數(shù)α 和β 的一致有效估計(jì)。

②變截距模型。即假設(shè)在個(gè)體成員上存在個(gè)體影響而無(wú)結(jié)構(gòu)變化，且個(gè)體影響可用截距項(xiàng)αi(i=1，2，3 … ，N)的差別來(lái)說(shuō)明，模型中各個(gè)體成員方程的截距項(xiàng)αi不同，而k×1 維系數(shù)向量β 相同。其回歸形式可以寫(xiě)成：

③變系數(shù)模型。即假設(shè)在個(gè)體成員上既存在個(gè)體影響，也存在結(jié)構(gòu)變化，即允許個(gè)體影響由變化的截距項(xiàng)αi(i=1，2，3 … ，N)來(lái)說(shuō)明，同時(shí)還允許k×1 維系數(shù)向量βi(i=1，2，3 … ，N)依個(gè)體成員的不同而變化，用以說(shuō)明個(gè)體成員之間的結(jié)構(gòu)變化。其單方程回歸形式可以寫(xiě)成：

從價(jià)值觀角度去告訴員工什么該做，什么不該做，團(tuán)隊(duì)的用人標(biāo)準(zhǔn)和工作模式是什么樣的，培養(yǎng)團(tuán)隊(duì)成員的目標(biāo)感，遇到價(jià)值觀不符的要及時(shí)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(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)

（1）協(xié)方差分析檢驗(yàn)

該檢驗(yàn)主要是基于以下兩種假設(shè)：

如果接受假設(shè)H2,則認(rèn)定樣本數(shù)據(jù)符合模型(1)，為不變系數(shù)模型，無(wú)需進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。如果拒絕假設(shè)H2，則需要繼續(xù)進(jìn)行檢驗(yàn)假設(shè)H1，如果接受假設(shè)H1，則該認(rèn)定樣本數(shù)據(jù)符合模型(5)；如果拒絕H1則認(rèn)定樣本數(shù)據(jù)符合模型(6)。采用協(xié)方差分析檢驗(yàn)判定面板數(shù)據(jù)模型需要構(gòu)造 F1和 F2 兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量，具體表達(dá)式如下所示：

其中S1、S2、S3分別是變系數(shù)模型、變截距模型和不變系數(shù)模型的殘差平方和，N 表示個(gè)體截面成員的個(gè)數(shù)，T 表示每個(gè)截面成員的觀測(cè)時(shí)期總數(shù)，k 表示非常數(shù)解釋變量的個(gè)數(shù)。

（2）Hansman 檢驗(yàn)。Hansman(1978)提出的一種Wald 檢驗(yàn)法，通過(guò)驗(yàn)證不可觀測(cè)效應(yīng)與其他解釋變量是否相關(guān)作為進(jìn)行固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型篩選的依據(jù)。其基本思想是在不可觀測(cè)效應(yīng)與解釋變量不相關(guān)的原假設(shè)成立下，固定效應(yīng)模型估計(jì)量和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)量都具有無(wú)偏、一致性。若原假設(shè)不成立，則固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計(jì)仍然是一致的，但是隨機(jī)效應(yīng)模型卻不再一致。因此，假設(shè)b 和分別是固定效應(yīng)模型的OLS 估計(jì)和隨機(jī)效應(yīng)模型的GLS 估計(jì)，則

基于Hansman 檢驗(yàn)思想，構(gòu)建以下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：

如果拒絕了原假設(shè)，就表明個(gè)體效應(yīng)和解釋變量是相關(guān)的，選擇固定效應(yīng)模型；反之，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

鑒于以上檢驗(yàn)方法，本文按照以下步驟對(duì)模型形式進(jìn)行選擇：①進(jìn)行F 檢驗(yàn)。如果F 檢驗(yàn)的P 值小于顯著性水平，則說(shuō)明固定效應(yīng)模型比混合估計(jì)模型要好；②在F 檢驗(yàn)通過(guò)的前提下，進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)。若檢驗(yàn)結(jié)果的P 值小于顯著性水平，則采用固定效應(yīng)模型；反之，采用隨機(jī)效應(yīng)模型。

三、實(shí)證分析

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從表1 中變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，新疆整體的金融發(fā)展、收入流動(dòng)性和農(nóng)村反貧困數(shù)據(jù)在原水平下均是非平穩(wěn)序列。但當(dāng)取差分后的常數(shù)項(xiàng)時(shí)，只有收入流動(dòng)性在Fisher-ADF 的檢驗(yàn)情況下是非平穩(wěn)的，而經(jīng)過(guò)取常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的差分后，該檢驗(yàn)變?yōu)槠椒€(wěn)，說(shuō)明這四種檢驗(yàn)結(jié)果具有科學(xué)性、有效性的特點(diǎn)，同時(shí)也表明所有變量均為一階單整，記為I(1)，該平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果符合面板協(xié)整的前提條件。

表1 新疆金融發(fā)展、收入流動(dòng)性與農(nóng)村反貧困平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

（二）模型設(shè)定檢驗(yàn)及估計(jì)

面板數(shù)據(jù)分析可以控制不可觀測(cè)效應(yīng)，同時(shí)擴(kuò)大了樣本量，增加了自由度并有助于緩解共線性的問(wèn)題，從而使回歸的結(jié)果更趨于準(zhǔn)確根據(jù)研究目的。本文將采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，原因在于：首先，對(duì)于大量個(gè)體的隨機(jī)抽樣而言，樣本可以視為總體關(guān)系的判斷，從而應(yīng)當(dāng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。然而，本文分析的是30 個(gè)地區(qū)，個(gè)體較少，因此將個(gè)體效應(yīng)視為固定效應(yīng)較為合適；其次，隨機(jī)效應(yīng)假定個(gè)體效應(yīng)與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)，而固定效應(yīng)則無(wú)需這一假設(shè)，對(duì)本文的研究而言，后者顯然更為合適。

（1）扶貧縣金融發(fā)展直接作用于貧困的面板數(shù)據(jù)模型分析

按照模型形式確定步驟，利用F 檢驗(yàn)和Hausman 檢驗(yàn)對(duì)各區(qū)域農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村貧困減少之間關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，以選取適當(dāng)?shù)拿姘鍞?shù)據(jù)模型形式。為消除不同量綱所帶來(lái)的異方差現(xiàn)象，對(duì)所有指標(biāo)進(jìn)行取對(duì)數(shù)。其檢驗(yàn)結(jié)果如表2 所示。

表2 模型設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果

從表2 中的檢驗(yàn)結(jié)果及臨界值可以發(fā)現(xiàn)，本文可以將模型設(shè)定為面板個(gè)體固定效應(yīng)變截距回歸模型。此模型可用截距項(xiàng)α1(i=1，2，3 … ，N)的差別來(lái)說(shuō)明個(gè)體影響。具體的面板個(gè)體固定效應(yīng)變系數(shù)回歸模型的估計(jì)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(fù)向指標(biāo)，αi代表截距項(xiàng)，i 代表各縣(市)，t 代表時(shí)間，LnFDit表示第i 個(gè)縣(市)t 年的金融發(fā)展，LnIMit表示第i 個(gè)縣(市)t年農(nóng)村居民的收入流動(dòng)性，uit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，假定其服從獨(dú)立同分布。其中面板模型估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3 所示。

表3 個(gè)體固定效應(yīng)回歸變系數(shù)模型估計(jì)結(jié)果

從表3 的模型估計(jì)結(jié)果可以看出，常數(shù)項(xiàng)C 的估計(jì)值為-9.037,8，其t 統(tǒng)計(jì)量在5%的水平下非常顯著，說(shuō)明了各個(gè)縣(市)的平均農(nóng)民人均純收入水平。金融發(fā)展和收入流動(dòng)性系數(shù)估計(jì)值分別為1.920,0 和0.302,0，且t 統(tǒng)計(jì)量在5%的水平下大多也顯著，說(shuō)明金融發(fā)展和收入流動(dòng)性這兩個(gè)指標(biāo)對(duì)農(nóng)民人均純收入有正的影響，符合現(xiàn)實(shí)情況。對(duì)于任何一個(gè)縣市來(lái)說(shuō)，若金融發(fā)展每增加1 個(gè)單位，則農(nóng)民人均純收入將增加1.92 個(gè)單位；若居民收入流動(dòng)性每增加1 個(gè)單位，則農(nóng)民人均純收入將增加0.302 個(gè)單位。其中，模型表達(dá)式如（3）式所示：

（2）扶貧縣金融發(fā)展、收入流動(dòng)性與農(nóng)村反貧困的協(xié)整分析

本文目的是為了探討金融發(fā)展、收入流動(dòng)性對(duì)農(nóng)村反貧困所造成的異質(zhì)性影響，以及三者在長(zhǎng)期發(fā)展過(guò)程中是否存在動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，因此有必要對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。鑒于此，本文采取以Pedroni 為代表的原假設(shè)為不存在面板協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，通過(guò)該方法中七個(gè)統(tǒng)計(jì)量聯(lián)合檢驗(yàn)判斷變量之間是否具有面板協(xié)整關(guān)系。具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4 所示。

表4 新疆30 個(gè)貧困縣數(shù)據(jù)的面板協(xié)整檢驗(yàn)

從表4 中的面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，Panel Rho、Panel ADF 和Group ADF 均在1%顯著水平下證明了存在協(xié)整關(guān)系，Panel V、Panel PP 均在10%顯著水平下拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此認(rèn)為該七個(gè)變量都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，所以認(rèn)為所選擇的新疆30 個(gè)扶貧縣中，金融發(fā)展、收入流動(dòng)性與農(nóng)村反貧困之間存在長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。

為了橫向比較分析30 個(gè)扶貧縣金融發(fā)展、收入流動(dòng)性對(duì)農(nóng)村反貧困的異質(zhì)性影響，本文按照個(gè)體固定效應(yīng)變系數(shù)對(duì)（2）式進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表5 所示：

表5 30 個(gè)貧困縣橫向比較結(jié)果

從表5中估計(jì)結(jié)果可以看出，常數(shù)項(xiàng)C的t統(tǒng)計(jì)量在5%的水平下非常顯著，說(shuō)明了各個(gè)縣(市)農(nóng)村收入的平均水平。同時(shí)還可以發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對(duì)反貧困的影響系數(shù)大多為正(除伊吾縣、莎車(chē)縣、岳普湖縣外)，但其t 統(tǒng)計(jì)量在5%的水平下顯著的僅有9 個(gè)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(xiàn)了金融發(fā)展的區(qū)域差異性。此外，從收入流動(dòng)性對(duì)反貧困的影響系數(shù)來(lái)看，超過(guò)2/3 地區(qū)的系數(shù)為正，表明收入流動(dòng)性的提高對(duì)于反貧困具有較好的促進(jìn)作用，而且收入流動(dòng)性對(duì)反貧困的影響在不同地區(qū)系數(shù)顯著不同，意味著收入流動(dòng)性對(duì)于反貧困的效應(yīng)具有異質(zhì)性，因此應(yīng)實(shí)行差異化的措施來(lái)達(dá)到反貧困效果。

四、結(jié)論與啟示

當(dāng)前，全面建設(shè)小康社會(huì)背景下，新疆貧困問(wèn)題尤為突出，且脫貧與返貧現(xiàn)象錯(cuò)綜交替，致貧因素復(fù)雜，扶貧機(jī)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(kāi)發(fā)政策，需要分析致貧因素，并探究致貧因素之間相互影響關(guān)系。本文在對(duì)新疆貧困縣實(shí)地調(diào)查基礎(chǔ)上，結(jié)合金融發(fā)展、收入流動(dòng)性對(duì)農(nóng)村反貧困的效應(yīng)，在建立三者面板模型的基礎(chǔ)上，分別從長(zhǎng)期分析和橫向比較的視角對(duì)其進(jìn)行研究，結(jié)論可以概述為以下兩點(diǎn)：

第一，金融發(fā)展、收入流動(dòng)性對(duì)農(nóng)村反貧困具有正向的作用，且金融發(fā)展、收入流動(dòng)性對(duì)農(nóng)村反貧困的影響具有異質(zhì)性的特征。具體表現(xiàn)為：金融發(fā)展對(duì)于任何一個(gè)縣（市）來(lái)說(shuō)，若金融發(fā)展每增加1 個(gè)單位，則農(nóng)民人均純收入將增加1.92 個(gè)單位；若居民收入流動(dòng)性每增加1 個(gè)單位，則農(nóng)民人均純收入將增加0.302 個(gè)單位，即金融發(fā)展在支持農(nóng)民反貧困的工作上發(fā)揮作用較大，而收入流動(dòng)性的作用較弱；而且金融發(fā)展、收入流動(dòng)性與農(nóng)村反貧困三者之間存在協(xié)整關(guān)系，即三者存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡的關(guān)系。因此，在制定反貧困政策時(shí)，需要把握其與金融發(fā)展、收入流動(dòng)性的動(dòng)態(tài)變化特征，也就是說(shuō)需要兼顧影響反貧困的外部環(huán)境和內(nèi)部因素。

第二，從橫向的對(duì)比分析可以發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展、收入流動(dòng)性對(duì)農(nóng)村反貧困的影響具有顯著的區(qū)域差異性，具體表現(xiàn)為金融發(fā)展對(duì)反貧困的影響系數(shù)大多為正(除伊吾縣、莎車(chē)縣、岳普湖縣外)，但其t 統(tǒng)計(jì)量在5%的水平下顯著的僅有9 個(gè)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(xiàn)了金融發(fā)展的區(qū)域差異性，而且收入流動(dòng)性對(duì)反貧困的作用系數(shù)有超過(guò)2/3 地區(qū)為正，意味著收入流動(dòng)性對(duì)反貧困效果具有促進(jìn)作用，而且各個(gè)地區(qū)的系數(shù)顯著不同，表明收入流動(dòng)性對(duì)反貧困的影響具有區(qū)域差異性，因此，應(yīng)實(shí)行差異化的政策來(lái)達(dá)到反貧困效果。

總而言之，針對(duì)新疆30 個(gè)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(dòng)態(tài)關(guān)系?？梢砸罁?jù)金融發(fā)展、收入流動(dòng)性對(duì)反貧困的效應(yīng)關(guān)系，從異質(zhì)性視角下，采取促進(jìn)金融發(fā)展和提高收入流動(dòng)性的配套措施，并分類、分時(shí)逐步實(shí)施。從長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，政府有必要制定有利于金融發(fā)展的相關(guān)政策，從而發(fā)揮金融在反貧困方面的作用，如構(gòu)建多元化的金融體系，減少金融服務(wù)空白區(qū)，利用“整村推進(jìn)、連片開(kāi)發(fā)”扶貧新模式，加大貼息貸款力度，積極發(fā)展微型金融，逐步推進(jìn)開(kāi)發(fā)性金融，發(fā)揮金融對(duì)反貧困的正效應(yīng)。同時(shí)，針對(duì)30個(gè)貧困縣的貧困程度，制定相匹配的提高收入流動(dòng)性的政策，如采取加大財(cái)政資金投入、信貸投放比例來(lái)加強(qiáng)金融發(fā)展對(duì)反貧困效果的促進(jìn)作用，還可以通過(guò)加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、加大對(duì)貧困家庭子女的教育投入、加強(qiáng)與非農(nóng)就業(yè)相關(guān)的職業(yè)技能培訓(xùn)，促進(jìn)農(nóng)民增收，有利于提高貧困人口的收入流動(dòng)性，從而達(dá)到反貧困的效果。

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