謝賢君

（西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院,陜西 西安710061）

一、引 言

扶貧、脫貧是我國經(jīng)濟(jì)處于新常態(tài)下重點難點課題，也是廣大國內(nèi)外學(xué)者探討的熱點話題。自中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)以來，中國在交通、水利、教育、健康和金融領(lǐng)域開展扶貧行動，尤其是金融領(lǐng)域的小額信貸、再貸款等精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧，促使中國在完成扶貧、脫貧的任務(wù)中取得了決定性進(jìn)展。按照2011 年官方貧困新標(biāo)準(zhǔn)，我國貧困人口從2012 年1 億人減少到2016 年的4 335 萬人，累計脫貧人口達(dá)5 564萬人，平均每年脫貧人口超過1000萬人，貧困發(fā)生率從2012 年的10.2%下降到2016 年的4.5%，平均每年下降1.425%。

因此，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，金融精準(zhǔn)扶貧脫貧行為是減緩貧困最為高效最為有力的手段。但是，近年來，國內(nèi)外學(xué)者對金融對減緩貧困的具體路徑的問題看法不一：金融通過提高經(jīng)濟(jì)增長減緩貧困，金融通過改善收入分配不平等程度減緩貧困和金融直接減緩貧困。一般而言，金融發(fā)展通過提高經(jīng)濟(jì)增長水平，擴(kuò)大貧困人口就業(yè)機會，增加其收入，從而達(dá)到減緩貧困的效果；金融發(fā)展為貧困人口提供更多投資機會和渠道，增加收入，改善收入分配不平等程度，達(dá)到減緩貧困的目的；金融發(fā)展通過提供信貸、再貸款等金融產(chǎn)品和服務(wù)直接影響貧困人口消費，以減緩貧困。

以上分析表明，金融發(fā)展對減緩貧困存在間接路徑和直接路徑。理論上，就間接路徑而言，經(jīng)濟(jì)增長與收入分配是減緩貧困的重要變量，二者都可能成為影響減緩貧困的中介變量。另外，金融通過信貸、再貸款等直接影響貧困人口消費，減緩貧困的直接路徑。實際條件下，金融發(fā)展對減緩貧困的影響具體路徑如何，各個路徑的影響程度如何，路徑的減緩貧困效果又如何？對各個金融發(fā)展影響減緩貧困路徑的研究和區(qū)分顯得極其重要，也對進(jìn)一步提升我國減貧脫貧效應(yīng)具有重大指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

從20 世紀(jì)90 年代開始，逐漸展開了對金融發(fā)展與減緩貧困的研究。迄今為止，針對國內(nèi)外金融發(fā)展與減緩貧困關(guān)系的研究存在三類觀點，分別是金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)與減貧關(guān)系、金融發(fā)展的收入分配效應(yīng)與減貧關(guān)系、金融發(fā)展的直接減貧效應(yīng)。

（一）金融發(fā)展經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)與減貧關(guān)系

世界銀行認(rèn)為通過金融發(fā)展支撐經(jīng)濟(jì)增長能夠顯著性影響窮人的生活水平。金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長和減緩貧困關(guān)系中，金融發(fā)展對減緩貧困具有促進(jìn)作用，且認(rèn)為在低收入國家通過金融部門具體的政策和手段能夠提高經(jīng)濟(jì)增長并有助于減緩貧困（Jalilian and Kirkpatrick，2002）[1]97-108。且當(dāng)達(dá)到一定經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平閾值時，金融發(fā)展有助于減緩貧困通過經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)（alilian and Kirkpatrick，2005）[2]636-656。經(jīng)濟(jì)增長有效減緩貧困的政策包括法律法規(guī)、財政支出政策以及金融政策等以提高經(jīng)濟(jì)增長為目標(biāo)的政策（Dollar and Kraay，2000）[3]195-225。金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長與貧困之間關(guān)系中，金融發(fā)展與貧困顯著性負(fù)相關(guān)，且提高金融發(fā)展水平能降低貧困率（Honohan，2003）[4]105-255。金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長來達(dá)到減緩貧困的效應(yīng)（Odhiambo，2009）[5]320-325。且發(fā)展中國家金融發(fā)展與貧困關(guān)系中，金融發(fā)展顯著性提高經(jīng)濟(jì)增長，且能夠降低貧困率（Selim and Kevin，2009）[6]191-206。在金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長、貧困之間關(guān)系中，國民收入的增加可以通過金融發(fā)展水平提高來實現(xiàn)，貧困人口流動比率提高來源于國民收入增加的帶動，進(jìn)一步增大貧困人口收入（Jeannene and Kpodar，2005）[7]111-136。我國農(nóng)村金融發(fā)展與減緩貧困的關(guān)系中，金融發(fā)展對于減緩貧困，既存在間接效應(yīng)又存在直接效應(yīng)，金融發(fā)展促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，增加就業(yè)，提高工資收入，間接緩解了貧困；通過改善融資環(huán)境的間接效應(yīng)不明顯（丁志國、譚伶俐、趙晶，2011）[8]72-77。另外金融發(fā)展可以通過經(jīng)濟(jì)增長、收人分配途徑提高貧困人口的收人水平，金融發(fā)展的減貧效應(yīng)受到金融波動的抵消影響（崔艷娟、孫剛，2012）[9]116-127。

（二）金融發(fā)展的收入分配效應(yīng)與減貧關(guān)系

收入分配與金融發(fā)展呈現(xiàn)“倒U 型”曲線，在金融發(fā)展初始階段，加劇收入分配不平等；隨著金融不斷發(fā)展，收入分配狀況好轉(zhuǎn)，收入差距縮小，減緩貧困差距（Greenwood and Jovanovic，1990）[10]1076-1107。同時金融發(fā)展給貧困人口帶來了金融可獲得性機會，有效降低收入分配不平等，減緩貧困（Galor and Zeira，1993）[11]35-52。Clarke et al.（2006），Demirguc-Kunt and Levine（2009）研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展能有效促進(jìn)收入不平等分配程度的降低[12]578-596；[13]287-318。中國金融發(fā)展增加農(nóng)村農(nóng)民家庭收入，有效降低貧困（張立軍、湛泳，2006）[14]73-81。并且短期內(nèi)中國整體金融發(fā)展有利于改善收入分配狀況，長期看卻對減緩貧困效應(yīng)不顯著（楊俊、王燕、張宗益，2008）[15]62-76。通過進(jìn)一步分析金融發(fā)展對收入分配和貧困的影響表明，中國金融發(fā)展促進(jìn)家庭收入提高，減少收入不平等程度（蘇基溶、廖進(jìn)中，2009）[16]10-16。

（三）金融發(fā)展的直接減貧效應(yīng)

金融發(fā)展的直接減貧效應(yīng)主要表現(xiàn)在獲得金融產(chǎn)品和服務(wù)，主要表現(xiàn)在信貸和理財方面。Barr（2004）研究發(fā)現(xiàn)金融產(chǎn)品服務(wù)和理財投資能夠增加貧困人口持續(xù)得到資金機會和渠道，獲得的投資理財能夠顯著性減少貧困[17]271-296。因而，Burgess and Pande（2005）發(fā)現(xiàn)印度農(nóng)村地區(qū)銀行數(shù)量的提高能有效減少貧困率[18]781-794；金融機構(gòu)信貸可以顯著性降低貧困，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展保障平滑消費，平滑消費能夠避免因為流動性限制而出現(xiàn)貧困陷阱。因此通過獲得信貸能使貧困家庭的貧困狀況顯著性緩解（Geda、Shimeles and Zerfu，2006）[19]111-136。

三、金融發(fā)展減貧效應(yīng)理論分析

理論上，金融發(fā)展減貧效應(yīng)路徑存在以經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)、收入分配效應(yīng)為主的間接路徑和信貸、再貸款金融服務(wù)的直接路徑。

（一）經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的間接路徑

金融發(fā)展水平的提高，增加了資本資源配置效率，擴(kuò)大了投資水平，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。經(jīng)濟(jì)增長水平的提高，一方面，提高了社會的福利水平，使得貧困人口福利待遇提高，減緩了貧困；一方面經(jīng)濟(jì)水平的提高，增加了政府的稅收收入，政府可以擴(kuò)大財政支出，降低貧困發(fā)生率。因此，金融發(fā)展通過經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)影響減緩貧困，經(jīng)濟(jì)增長成為金融減貧效應(yīng)的中介變量，具有中介作用。

（二）收入分配效應(yīng)的間接路徑

金融不斷發(fā)展，增加了貧困人口就業(yè)選擇機會和渠道，提高了勞動就業(yè)率，進(jìn)而增加了貧困人口的工資收入，縮小了收入差距，減少貧困發(fā)生率。一方面，通過貸款融資，提供貧困人口創(chuàng)業(yè)機會，增加更多收入，減少收入差距；另一方面，金融發(fā)展能夠降低融資成本，降低貸款利率，完成資本積累，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，增加投資性收入，減緩貧困。因此，金融發(fā)展通過收入分配效應(yīng)影響減緩貧困，收入分配成為金融減貧效應(yīng)的中介變量，也具有中介作用。

（三）金融發(fā)展減貧效應(yīng)直接路徑

金融發(fā)展主要通過信貸、再貸款直接作用于貧困人口消費、投資。一方面，信貸、再貸款資金運用于教育、健康、生產(chǎn)性投資上，增加貧困人口收益；一方面，通過儲蓄，積累資金，平滑消費，防范不確定性風(fēng)險，降低貧困率的發(fā)生。

金融發(fā)展與減貧效應(yīng)理論模型如下：

其中P，表示貧困線，μ 表示平均收入，L 表示洛倫茲曲線所測定的收入不平等指數(shù)。

以Pt，Pt-1表示本期和上一期貧困指數(shù)，即：

首項(△P)M表示洛倫茲曲線所測定的收入不平等指數(shù)（L）不移動時，平均收入由μt-1變?yōu)棣蘴時，貧困指數(shù)Pt的變化，反映經(jīng)濟(jì)增長的減貧效應(yīng)。

次項(△P)N表示平均收入μ 不移動時，洛倫茲曲線所測定的收入不平等指數(shù)由Lt-1變?yōu)長t時，貧困指數(shù)Pt的變化，反映收入再分配的減貧效應(yīng)。

末項(△P)R表示洛倫茲曲線所測定的收入不平等指數(shù)和平均收入二者交互對減貧效應(yīng)的影響。

實際中，金融發(fā)展對減緩貧困的影響具體路徑如何，各個路徑的影響程度如何，路徑的減緩貧困效果又如何？接下來運用中介效應(yīng)檢驗方法對上述路徑進(jìn)行檢驗，以明確金融發(fā)展的減貧效應(yīng)具體路徑以及路徑的影響程度和效果。

四、金融發(fā)展減貧效應(yīng)路徑的確定

（一）確定財政支出對居民消費影響路徑的檢驗方法

1.中介變量及中介效應(yīng)

基于上述理論分析，金融發(fā)展可能直接作用于減緩貧困，也可能通過經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)或者收入分配效應(yīng)間接作用于減緩貧困，此時經(jīng)濟(jì)增長、收入分配作為金融發(fā)展的減貧效應(yīng)影響的中介變量。通過實證檢驗分析，如果存在顯著性中介效應(yīng)，那么就說明存在經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)或者收入分配效應(yīng)間接路徑，否則不存在。

參照J(rèn)ames and Brett（1984）和溫忠麟（2004）對中介效應(yīng)模型的描述，中介變量是指，在考慮自變量X 對因變量Y 的影響時，如果存在X 通過影響變量M 來影響Y，則稱M 為中介變量，與之對應(yīng)的就是中介效應(yīng)[20]307-321；[21]614-620。因此，中介效應(yīng)的表達(dá)式如式（1）、（2）和（3），示意圖如圖1 所示。

圖1 中介變量示意圖

概括起來，對中介效應(yīng)的檢驗程序步驟如下。但在檢驗之前必須將所有涉及的變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，其方法是（變量-均值）/標(biāo)準(zhǔn)差。在檢驗到中介效應(yīng)顯著時，則證明存在間接路徑。

首先，對系數(shù)c 進(jìn)行檢驗，確定是否顯著，如果系數(shù)c 不顯著，則不存在中介效應(yīng)；相反，如果c顯著，則進(jìn)行下一步分析。

其次，進(jìn)行部分中介檢驗，對系數(shù)a 和b 進(jìn)行檢驗，如果系數(shù)a 和b 都顯著，證明存在明顯的中介效應(yīng)，也就是至少有一部分通過中介變量實現(xiàn)自變量對因變量的影響的；接著進(jìn)行完全中介檢驗，對系數(shù)c'進(jìn)行檢驗，如果c'不顯著，則為完全中介效應(yīng)，如果其顯著則為部分中介效應(yīng)。

最后，如果存在系數(shù)a 和b 至少有一個不顯著時，應(yīng)當(dāng)進(jìn)行Sobel 檢驗。若其統(tǒng)計量顯著則意味著具有顯著的M 中介效應(yīng)，若其統(tǒng)計量不顯著則說明不存在M 中介效應(yīng)，則檢驗程序結(jié)束。其中Sobel 檢驗方法是計算檢驗統(tǒng)計量Z，Z=ab/，a、b、Sa、Sb分別表示解釋變量、中介變量的估計值以及標(biāo)準(zhǔn)差，如果其p 值小于0.05，則統(tǒng)計量顯著，存在中介變量效應(yīng)；反之大于等于0.05，則不存在中介變量效應(yīng)。

（二）變量選取與計算方法

研究中所涉及的變量包括被解釋變量、解釋變量、中介變量、其他控制變量四個部分，具體如下：

1.被解釋變量

以貧困水平作為被解釋變量，雖然目前主要使用貧困發(fā)生率、貧困線指數(shù)作為貧困衡量標(biāo)準(zhǔn)，但由于國際上也普遍使用恩格爾系數(shù)作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，因此，本文也采用恩格爾系數(shù)作為貧困水平的衡量指標(biāo)，即食物支出占總支出的比例，恩格爾系數(shù)越大，一個國家或地區(qū)生活越貧困；反之，恩格爾系數(shù)越小，生活越富裕。由于我國存在農(nóng)村、城鎮(zhèn)兩種恩格爾系數(shù)，分別用RPOV、UPOV 表示，所以研究中分別對農(nóng)村、城鎮(zhèn)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。

2.解釋變量

本文采用金融發(fā)展水平作為解釋變量，衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)分別是金融規(guī)模和金融效率，金融規(guī)模采用貸款余額/GDP 進(jìn)行衡量、金融效率采用貸款余額/存款余額進(jìn)行衡量。農(nóng)村、城鎮(zhèn)的金融規(guī)模分別用RFZ、UFZ；農(nóng)村、城鎮(zhèn)的金融效率分別用RFI、UFI 表示。

3.中介變量

采用經(jīng)濟(jì)增長率和收入分配作為中介變量，以GDP 增長率（RGDP）為經(jīng)濟(jì)增長率中介變量衡量指標(biāo)，以基尼系數(shù)（GC）作為收入分配中介變量衡量指標(biāo)。農(nóng)村GDP 計算方法為以1978 年不變價格作為基期，等于第一產(chǎn)業(yè)值加上鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)GDP×（1-城鎮(zhèn)化率），城鎮(zhèn)GDP 為總GDP 減去農(nóng)村GDP，農(nóng)村、城鎮(zhèn)基尼系數(shù)一樣。

4.其他控制變量

農(nóng)村以財政支農(nóng)支出水平（RGOV）表示農(nóng)村控制變量，用以控制政府財政支出對貧困水平的影響，采用財政支農(nóng)支出/總支出指標(biāo)進(jìn)行衡量；城鎮(zhèn)以基本建設(shè)支出水平（UGOV）表示城鎮(zhèn)控制變量，用以控制基本建設(shè)支出對貧困人口的影響，以基本建設(shè)支出/總支出指標(biāo)進(jìn)行衡量。

（三）數(shù)據(jù)來源、選取以及數(shù)據(jù)統(tǒng)計性描述

本文中所包括的農(nóng)村和城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)、第一產(chǎn)業(yè)值、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)GDP、城鎮(zhèn)化率、基尼系數(shù)、財政支農(nóng)支出、基本建設(shè)支出、總支出數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局《中國統(tǒng)計年鑒》、國研網(wǎng)，金融機構(gòu)年底貸款余額、存款余額，農(nóng)村金融機構(gòu)年底貸款余額、存款余額均來自《中國金融年鑒》、CEIC 數(shù)據(jù)庫，研究時間范圍為1978—2015 年。因此，各個變量的描述性統(tǒng)計如表1。

表1 農(nóng)村、城鎮(zhèn)各個變量描述性統(tǒng)計

（四）中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

1.農(nóng)村金融發(fā)展水平中介效應(yīng)檢驗（1）以金融規(guī)模作為解釋變量的中介效應(yīng)檢驗通過表2 知道，以RGDP 為中介變量檢驗過程中，c 顯著，a、b 不顯著，且c'顯著，進(jìn)一步通過Soble 檢驗得出，統(tǒng)計值為-0.47819，p＞0.015，不顯著。因此，表明農(nóng)村金融規(guī)模發(fā)展影響減緩貧困效果以經(jīng)濟(jì)增長的間接路徑不顯著，而直接路徑顯著。

以GC 為中介變量檢驗過程中，c 顯著，a、b 都顯著，且c'也顯著，表明農(nóng)村金融規(guī)模發(fā)展影響減緩貧困效果以收入分配的間接路徑部分顯著，換言之，農(nóng)村金融規(guī)模發(fā)展影響減緩貧困效果既存在收入分配間接路徑，也存在直接路徑。

表2 農(nóng)村金融發(fā)展水平中介效應(yīng)檢驗

（2）以金融效率作為解釋變量的中介效應(yīng)檢驗

通過表3 知道，無論是以RGDP 為中介變量檢驗，還是以GC 為中介變量檢驗，結(jié)果c 都不顯著，說明不存在中介效應(yīng)，表明農(nóng)村金融效率發(fā)展只存在影響減緩貧困的直接路徑，不存在間接路徑。

2.城鎮(zhèn)金融發(fā)展水平中介效應(yīng)檢驗

（1）以金融規(guī)模作為解釋變量的中介效應(yīng)檢驗

通過表4 知道，以RGDP 為中介變量檢驗過程中，同樣c 顯著，a、b 不顯著，且c'顯著，進(jìn)一步通過Soble 檢驗得出，統(tǒng)計值為0.89116，p＞0.05 不顯著。因此，城鎮(zhèn)金融規(guī)模發(fā)展影響減緩貧困效果以經(jīng)濟(jì)增長的間接路徑不顯著，而直接路徑顯著。

表3 農(nóng)村金融發(fā)展水平中介效應(yīng)檢驗

以GC 為中介變量檢驗過程中，c 顯著，a、b 都顯著，且c'也顯著，表明城鎮(zhèn)金融規(guī)模發(fā)展影響減緩貧困效果以收入分配的間接路徑部分顯著，換言之，城鎮(zhèn)金融規(guī)模發(fā)展影響減緩貧困效果既存在收入分配間接路徑，也存在直接路徑。

表4 城鎮(zhèn)金融發(fā)展水平中介效應(yīng)檢驗

（2）以金融效率作為解釋變量的中介效應(yīng)檢驗

通過表5 知道，以RGDP 為中介變量檢驗過程中，同樣c 顯著，a、b 不顯著，且c'顯著，進(jìn)一步通過Soble 檢驗得出，統(tǒng)計值為-0.69940，p＞0.05，不顯著。因此，表明城鎮(zhèn)金融效率發(fā)展影響減緩貧困效果以經(jīng)濟(jì)增長的間接路徑不顯著，而直接路徑顯著。

表5 城鎮(zhèn)金融發(fā)展水平中介效應(yīng)檢驗

以GC 為中介變量檢驗過程中，c 顯著，a、b 都顯著，且c'也顯著，表明城鎮(zhèn)金融效率發(fā)展影響減緩貧困效果以收入分配的間接路徑部分顯著，換言之，城鎮(zhèn)金融效率發(fā)展影響減緩貧困效果既存在收入分配間接路徑，也存在直接路徑。

綜上，農(nóng)村金融發(fā)展影響減緩貧困效果路徑：不存在以經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)間接路徑，但是既存在收入分配效應(yīng)又存在直接效應(yīng)路徑。具體來講，金融規(guī)模發(fā)展影響減緩貧困效果既存在收入分配間接路徑又存在直接路徑；金融效率發(fā)展影響減緩貧困效果只存在直接路徑。城鎮(zhèn)金融發(fā)展影響減緩貧困效果路徑：不存在以經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)間接路徑，但是既存在收入分配效應(yīng)又存在直接效應(yīng)路徑。具體來講，金融規(guī)模、金融效率發(fā)展影響減緩貧困效果，二者既存在收入分配間接路徑又存在直接路徑。

五、結(jié)論及政策建議

本文依據(jù)中介效應(yīng)檢驗分析了金融發(fā)展影響減緩貧困的具體路徑，得出以下結(jié)論：

第一，整體上，我國金融發(fā)展影響減緩貧困的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)間接路徑不顯著，這與大多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)論相反。但是，經(jīng)濟(jì)增長受到諸多影響因素的制約，經(jīng)濟(jì)增長可能遭受國外經(jīng)濟(jì)波動的影響，可能由于政策波動而遭受制約，可能因為通貨膨脹而出現(xiàn)下滑等等，金融發(fā)展促進(jìn)的經(jīng)濟(jì)增長而遭受抵消效應(yīng)。尤其是我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)后，經(jīng)濟(jì)處于下行時期，經(jīng)濟(jì)增長扶貧效應(yīng)不明顯，因此，金融發(fā)展影響減緩貧困效果的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)不顯著可能存在。

第二，金融發(fā)展影響減緩貧困效果的收入分配效應(yīng)的間接路徑顯著，無論是農(nóng)村還是城鎮(zhèn)金融發(fā)展的收入分配效應(yīng)間接路徑都存在；但農(nóng)村金融效率影響減緩貧困，卻不存在收入分配效應(yīng)間接路徑。

第三，金融發(fā)展影響減緩貧困效果直接路徑顯著，同理，無論是農(nóng)村還是城鎮(zhèn)金融發(fā)展直接路徑都存在。金融發(fā)展，通過提高信貸、再貸款等金融產(chǎn)品和服務(wù)，直接提高收入和消費，減少了貧困人口，降低了貧困發(fā)生率。

基于上述的結(jié)論，提出金融減緩貧困的政策建議：

第一，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，充分發(fā)揮金融減緩貧困的收入分配間接路徑和直接路徑的作用，政府加大金融精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧力度，以提高信貸水平、增加再貸款額度、擴(kuò)大投資等金融精準(zhǔn)扶貧水平。有學(xué)者研究表明，我國負(fù)債水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于美國，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)較為單一，這也是扶貧脫貧難度較大的因素，因此，充分發(fā)揮金融信貸、再貸款、投資等精準(zhǔn)扶貧脫貧直接作用，對于我國減緩貧困具有重大意義。

第二，大力發(fā)展農(nóng)村金融，由于我國貧困人口絕大多數(shù)集中在農(nóng)村，農(nóng)村扶貧脫貧是整個任務(wù)的關(guān)鍵。為此，為了增加農(nóng)村居民收入，擴(kuò)大農(nóng)村居民消費，降低農(nóng)村貧困發(fā)生率，政府需要進(jìn)一步實施農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度改革，完善農(nóng)村金融市場，保障農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)抵押效應(yīng)、農(nóng)地信托效應(yīng)以及農(nóng)地資產(chǎn)證券化效應(yīng)，擴(kuò)大農(nóng)村居民收入水平，達(dá)到減緩農(nóng)村居民貧困的效果。