謝婷婷++郭艷芳

摘要：地方政府干預(yù)農(nóng)村信貸資金配置是否有助于貧困減緩？這成為現(xiàn)階段扶貧開發(fā)工作中需要厘清的問題。通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型，運(yùn)用系統(tǒng)GMM對我國30個(gè)省份1988—2011年地方政府干預(yù)、農(nóng)村信貸資金配置與反貧困的關(guān)系進(jìn)行分析，得出以下結(jié)論：地方政府干預(yù)程度與貧困減緩存在非線性關(guān)系，即適度的地方政府干預(yù)將有助于貧困減緩，而過度的地方政府干預(yù)會(huì)形成地方政府干預(yù)陷阱，抑制反貧困效果；我國現(xiàn)有農(nóng)村信貸資金規(guī)模有助于解決貧困人口的融資困境，實(shí)現(xiàn)貧困減緩，而我國的農(nóng)村信貸配置效率處于低水平，對貧困減緩作用不顯著；與地方政府經(jīng)濟(jì)干預(yù)較弱的地區(qū)相比，我國地方政府干預(yù)程度較強(qiáng)地區(qū)的農(nóng)村信貸資金配置的規(guī)模和效率對貧困減緩效果更加顯著。

關(guān)鍵詞：地方政府干預(yù)；農(nóng)村信貸資金規(guī)模；農(nóng)村信貸配置效率；反貧困

文章編號：2095-5960（2016）02-0071-09；中圖分類號：F832.35；文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言及文獻(xiàn)綜述

隨著我國扶貧貼息貸款管理體制改革的深化，扶貧小額信貸機(jī)構(gòu)、貧困互助資金社等新型金融力量不斷涌現(xiàn)，2014年我國農(nóng)村貸款余額達(dá)194萬億元，占全國各項(xiàng)貸款的232 %，其中農(nóng)戶貸款余額為54萬億元，占農(nóng)村貸款余額的64%①①數(shù)據(jù)來自2014年《中國農(nóng)村金融服務(wù)報(bào)告》。。我國農(nóng)村信貸供給總量呈逐年上升的趨勢，信貸結(jié)構(gòu)明顯改善（鞠榮華等，2014）[1]，這種具有政策性、扶弱性和杠桿性的農(nóng)村信貸資金在扶貧開發(fā)中的反貧困作用越來越顯著，并逐漸成為我國反貧困戰(zhàn)略的重要部分（文秋良，2006[2]；董家豐，2014[3]）。隨著我國扶貧開發(fā)工作邁入新階段，為進(jìn)一步遏制農(nóng)村信貸資金外流，打破貧困地區(qū)農(nóng)戶融資約束，2014年出臺(tái)的《關(guān)于創(chuàng)新機(jī)制扎實(shí)推進(jìn)農(nóng)村扶貧開發(fā)工作的意見》及《關(guān)于全面做好扶貧開發(fā)金融服務(wù)工作的指導(dǎo)意見》指出要采取涉農(nóng)貸款增量獎(jiǎng)勵(lì)等方式，加大金融機(jī)構(gòu)向農(nóng)村貧困地區(qū)信貸投放力度，確保低收入群體的資金需求得到滿足。由于減貧成效在地方政府的政績考核中占有較大比重，地方政府部門紛紛采取傾斜式的信貸資金支持行為。然而，在地方政府干預(yù)行為下的信貸資金配置中常常出現(xiàn)“瞄準(zhǔn)偏誤”、“資金錯(cuò)配”等問題（李富有，李新軍，2014）[4]，導(dǎo)致部分學(xué)者對信貸資金配置中的地方政府干預(yù)存在爭議（蔡雋，2007[5]；陳時(shí)興，2009[6]；尹希果，桑守田，2010[7]；劉祚祥，黃權(quán)國，2012[8]；李江華，施文潑，2013[9]）。政府對農(nóng)村地區(qū)的信貸配置是“援助之手”還是“攫取之手”？政府干預(yù)信貸配置是否有利于緩解貧困呢？其作用機(jī)理又是怎樣的？以上問題的解決，對我國反貧困工作中政府與市場在農(nóng)村信貸資金配置中的關(guān)系定位，具有重要的理論和實(shí)踐意義。

國內(nèi)外學(xué)者對地方政府干預(yù)、農(nóng)村信貸資金配置與反貧困的關(guān)系從不同角度進(jìn)行了大量研究。首先，就信貸資金與反貧困的研究來看，信貸資金會(huì)通過直接和間接兩條途徑作用于反貧困，其中直接途徑是將信貸資金投向低收入地區(qū)，為貧困人口提供信貸支持，改善其融資環(huán)境，幫助其提高資金獲得能力，解決融資困境，使之提高收入水平，擺脫貧困（Beverly，1999）[10] 。間接途徑是信貸資金可以通過經(jīng)濟(jì)增長和收入分配間接作用于反貧困。一方面，信貸資金通過提高資本的利用效率來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，最終通過涓滴效應(yīng)惠及貧困人口 （King et al，1993[11]；Kakwani et al，2000[12]；林伯強(qiáng)，2003[13]）。另一方面，信貸資金可以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)資源在社會(huì)不同群體間的轉(zhuǎn)移和配置，從而作用于貧困減緩 （Galbis，1977[14]； Alesina et al，1994[15]；Greenwood，Jovanovic，1990 [16]；蘇基溶，廖進(jìn)中，2009[17]；張中錦，2011[18]）。其次，就地方政府對農(nóng)村信貸資金配置干預(yù)行為的研究來看，由于帕累托最優(yōu)條件難以滿足，導(dǎo)致“市場失靈”現(xiàn)象出現(xiàn)（范學(xué)俊，2008）[19]，造成在市場化條件下信貸資金對貧困減緩效果不顯著，也就是說地方政府不能僅依靠市場自由化改革或通過經(jīng)濟(jì)的涓滴效應(yīng)減緩貧困，而應(yīng)該積極采取措施以防止貧困農(nóng)戶被邊緣化（章元等，2009）[20]，地方政府對貧困地區(qū)的信貸資金配置行為便應(yīng)運(yùn)而生，地方政府干預(yù)也成為反貧困進(jìn)程中不可或缺的功能（劉冬梅，2003[21]；毛偉等，2013[22]）。因此，部分學(xué)者認(rèn)為適當(dāng)?shù)牡胤秸深A(yù)可以消除市場失靈，同時(shí)還可能帶來帕累托改進(jìn)，其對農(nóng)村信貸資金反貧困中的貢獻(xiàn)是不可否認(rèn)的（惠寧，2013）[23]。那么，地方政府為何能夠破解“市場失靈”問題，而作用于貧困減緩呢？這是因?yàn)榈胤秸梢酝ㄟ^行政干預(yù)，行使宏觀調(diào)控職能，支配區(qū)域內(nèi)的人力和資金等資源進(jìn)行扶貧開發(fā)（廖富洲，2004[24]；趙敬丹和李娜，2011[25]），因此，部分學(xué)者認(rèn)為消除貧困是政府的責(zé)任（崔宜明，2008[26]；黃英君等，2011[27]）。然而，農(nóng)村信貸資金配置中的地方政府干預(yù)行為飽受詬病，部分學(xué)者認(rèn)為政府通常依照政治原則而非經(jīng)濟(jì)原則對信貸資金實(shí)行配置，導(dǎo)致農(nóng)村信貸資金配置陷入“低效狀態(tài)”，形成金融抑制條件下的地方政府干預(yù)陷阱（張璟，劉曉輝，2006）[28]，從而加劇了農(nóng)村信貸資金在地區(qū)間配置的非均衡（王欣昱，2013）[29]，導(dǎo)致其對貧困地區(qū)收入增長的促進(jìn)效果不顯著（趙剛，2007）[30]。除此之外，由于部分地區(qū)可用的財(cái)政資源極為有限，以至于政府對信貸資金配置的干預(yù)力度不足（葉初升，張鳳華，2011）[31]，造成信貸資金的導(dǎo)向、作用方式存在偏差，阻礙了反貧困進(jìn)程的推進(jìn)。因此，準(zhǔn)確把握地方政府干預(yù)行為、農(nóng)村信貸資金配置與反貧困的關(guān)系，對當(dāng)前扶貧開發(fā)工作和全面建成小康社會(huì)具有重要意義。

從當(dāng)前已有的研究成果看，對地方政府干預(yù)與反貧困，信貸資金與反貧困以及地方政府干預(yù)信貸配置的文獻(xiàn)較為豐富，但對三者之間關(guān)系的研究明顯不足，特別是實(shí)證分析較為缺乏。因此，本文借鑒已有研究，對地方政府干預(yù)、農(nóng)村信貸資金配置和反貧困之間的作用機(jī)理進(jìn)行深入分析，提出3個(gè)假設(shè)條件，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板模型對我國30個(gè)省份1988-2011年地方政府干預(yù)、農(nóng)村信貸資金配置與反貧困的關(guān)系展開分析。

二、研究假設(shè)

（一）地方政府干預(yù)與反貧困

市場經(jīng)濟(jì)是一種逐利的競爭性經(jīng)濟(jì)，其優(yōu)勝劣汰的特征必然導(dǎo)致基礎(chǔ)設(shè)施落后，勞動(dòng)力素質(zhì)偏低，以風(fēng)險(xiǎn)較大的農(nóng)業(yè)經(jīng)營為主的貧困地區(qū)和貧困人口處于劣勢地位，造成其吸引外來資金的能力差，資金外流嚴(yán)重，從而加劇貧困人口生活狀況的惡化（劉錦雯，2005[32]；王永龍，2006[33]；龍海明等，2011[34]）。正是市場的不足決定了反貧困進(jìn)程中需要政府的有效參與和有限干預(yù)來提高各方參與反貧困的積極性與運(yùn)行效率，從而增強(qiáng)其減貧效果。但是，過度或不當(dāng)?shù)恼深A(yù)則會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村信貸資金過度配置和資金錯(cuò)配現(xiàn)象出現(xiàn)，造成信貸資金閑置，反貧困成本攀升，影響信貸資金的反貧困效果。

假設(shè)一：適度的地方政府干預(yù)有助于貧困減緩，而過度的地方政府干預(yù)會(huì)抑制反貧困效果；現(xiàn)階段，我國地方政府干預(yù)程度整體上有助于貧困減緩。

（二）農(nóng)村信貸資金配置與反貧困

農(nóng)村信貸資金配置的研究包括農(nóng)村信貸資金規(guī)模與農(nóng)村信貸資金配置效率兩個(gè)方面（朱喜，李子奈，2006）[35]，因此，本文農(nóng)村信貸資金配置與反貧困的關(guān)系研究也將從這兩方面進(jìn)行。農(nóng)村信貸資金規(guī)模的大小會(huì)直接影響到農(nóng)戶的融資需求是否能夠滿足，若農(nóng)村信貸資金投入不足，會(huì)導(dǎo)致該地區(qū)農(nóng)民大規(guī)模生產(chǎn)活動(dòng)開展困難，造成收入增長緩慢，最后形成貧困惡性循環(huán)（王小華等，2014）[36]，反之，將會(huì)有利于貧困減緩。此外，農(nóng)村信貸資金配置效率的改善有助于提高農(nóng)村信貸資金的利用程度（段小燕等，2014）[37]，使有限的農(nóng)村信貸資金對產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級和城鎮(zhèn)化建設(shè)的推動(dòng)作用充分釋放，激發(fā)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力，為農(nóng)戶創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)，促使農(nóng)村居民分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展的紅利，從而達(dá)到增收減貧效果。然而，現(xiàn)階段我國農(nóng)村信貸資金配置效率一直處于低效狀態(tài)（吳華超，溫濤，2008）[38]，阻礙了貧困減緩進(jìn)程，因此提出如下假設(shè)：

假設(shè)二：現(xiàn)階段，我國農(nóng)村信貸資金規(guī)模有利于貧困減緩，而農(nóng)村信貸資金配置效率對貧困減緩作用不顯著。

（三）地方政府干預(yù)、農(nóng)村信貸資金配置與反貧困

作為信貸資金配置主體之一的地方政府，一方面可以通過窗口指導(dǎo)等工具對信貸資金的使用權(quán)等權(quán)利進(jìn)行安排，特別是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)作為國民經(jīng)濟(jì)中相對弱勢的部門，政府出于戰(zhàn)略保護(hù)的目的，往往會(huì)加大農(nóng)業(yè)信貸領(lǐng)域的配置規(guī)模（董曉林等，2011） [39]，而隨著農(nóng)村信貸規(guī)模的擴(kuò)大，處在信貸邊緣的低收入群體得到了信貸支持，打破了融資約束，貧困得以減緩；另一方面通過轉(zhuǎn)移支付和財(cái)力調(diào)控方式引導(dǎo)轄區(qū)內(nèi)信貸資金投向，直接改善信貸資金配置效率，并通過加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施和城鎮(zhèn)化建設(shè)等措施為信貸資本配置效率的改善創(chuàng)造條件（吳江，2010）[40]，實(shí)現(xiàn)有限信貸資金的高效利用，幫助低收入群體脫貧減困。

假設(shè)三：現(xiàn)階段，與地方政府干預(yù)程度弱的地區(qū)相比，地方政府干預(yù)程度較強(qiáng)地區(qū)的農(nóng)村信貸資金規(guī)模和信貸資金配置效率對貧困減緩效果會(huì)更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）指標(biāo)的選取

1被解釋變量

本研究的被解釋變量是貧困程度。借鑒Odhiamb（2010b）[41]、崔艷娟和孫剛（2012）[42]的做法，論文將基于收入貧困角度來考察我國各省貧困現(xiàn)狀，選取人均消費(fèi)水平指標(biāo)考察某地區(qū)的貧困程度，并考慮到絕大多數(shù)低收入群體生活在農(nóng)村（丁志國等，2011）[43]，本文采用農(nóng)村人均消費(fèi)水平來衡量該地區(qū)的貧困程度（POV）。

2解釋變量

（1）地方政府干預(yù)程度

地方政府干預(yù)程度有賴于財(cái)政收支壓力，且與地方政府干預(yù)造成的影響也是一致的。因此，本文使用各地財(cái)政支出與財(cái)政收入的比值來反映地方政府干預(yù)程度（GOV）（張璟，沈坤榮，2008[44]；馬琳，2012[45]）。

（2）農(nóng)村信貸資金配置

本文對于農(nóng)村信貸資金配置的考察分為農(nóng)村信貸資金規(guī)模與農(nóng)村信貸資金配置效率兩個(gè)方面。其中，農(nóng)村信貸資金規(guī)模（SCA）用金融機(jī)構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款余額與金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額的比值來衡量；農(nóng)村信貸資金配置效率（EFF）則用信貸資本的邊際效率來衡量，用公式表示為IOCR=ΔY/ΔK，其中ΔY表示總產(chǎn)出的增量，用地區(qū)生產(chǎn)總值的增長值來衡量；ΔK表示信貸資本增量，用金融機(jī)構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款余額的增長值來衡量（吳江，2010）[40]。

3控制變量

（1）教育水平

隨著農(nóng)村勞動(dòng)力受教育水平提高，人力資本得到積累，其收入的抗干擾性增強(qiáng)，從而有助于貧困減緩 （白菊紅，袁飛，2003） [46]。本文選取農(nóng)村勞動(dòng)力的平均受教育年限①①平均受教育年限=文盲半文盲勞動(dòng)力的比例×0+小學(xué)勞動(dòng)力的比例×6+初中勞動(dòng)力的比例×9+高中勞動(dòng)力的比例×12+中專以上勞動(dòng)力的比例×12+大專以上勞動(dòng)力的比例×16。來衡量農(nóng)戶的教育水平（EDU）。

（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展

經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的涓滴效應(yīng)會(huì)直接作用于農(nóng)村貧困減緩（李石新，鄭婧，2010）[47]，考慮到各省份的人口差異較大，本文使用第一產(chǎn)業(yè)增加值與鄉(xiāng)村人口的比值（RGDP）來衡量農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長情況。

（3）自然災(zāi)害

貧困地區(qū)多從事農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，且多處于自然災(zāi)害高發(fā)地區(qū)，自身抗災(zāi)救災(zāi)能力較弱，極易出現(xiàn)自然災(zāi)害致貧，甚至返貧現(xiàn)象（鞏前文，張俊飚，2007）[48]。本文選取農(nóng)作物受災(zāi)面積與播種面積的比值來衡量自然災(zāi)害（DIS）。

（4）固定資產(chǎn)投資

農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對提高農(nóng)戶收入作用顯著（孔榮，梁永，2009）[49]。本文選取農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的百分比表示農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平（INV）指標(biāo)。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文的研究對象為我國境內(nèi)30個(gè)省份（重慶市部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，因此不做考察），所采用的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計(jì)資料》、《中國金融年鑒》、《中國農(nóng)村金融服務(wù)報(bào)告》以及各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒，由于農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)貸款數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑問題，將時(shí)間區(qū)間確定為1988年至2011年。各指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示，貧困程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩個(gè)指標(biāo)為絕對數(shù)額，各地差異較大，其標(biāo)準(zhǔn)差分別為2131979和2075014。

表1各指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)表

指標(biāo)樣本數(shù)均值標(biāo)準(zhǔn)差最大值最小值貧困程度72021540240213197901775746002200000地方政府干預(yù)程度720232094698885165002501農(nóng)村信貸資金規(guī)模72000601003450210900001農(nóng)村信貸資金配置效率7205324475644134657803499教育水平720730041429210582015135經(jīng)濟(jì)發(fā)展72022139620207501401517972001802368自然災(zāi)害72004682036648194500039固定資產(chǎn)投資72004905054514282900436（三）模型設(shè)定

基于以上作用機(jī)理分析和指標(biāo)的選取，本文以貧困程度為被解釋變量，以政府干預(yù)程度、農(nóng)村信貸資金規(guī)模和農(nóng)村信貸資金配置效率為解釋變量，并加入教育水平等4個(gè)控制變量?？紤]到貧困程度具有一定的持續(xù)性特征，且致貧因素的多樣化和復(fù)雜性，可能會(huì)導(dǎo)致重要變量的遺漏的問題，本文引入被解釋變量的滯后一期作為控制變量來反映這些潛在因素的影響。因而，本文建立如下動(dòng)態(tài)面板模型：

POVi，t=α0POVi，t-1+α1GOVi，t+α2SCAi，t+α3EFFi，t+β1Xi，t+λt+μi+εi，t

其中，POVi，t表示貧困程度；POVi，t-1表示貧困程度的滯后一期；GOVi，t表示政府干預(yù)程度；SCAi，t表示農(nóng)村信貸資金規(guī)模；EFFi，t表示農(nóng)村信貸資金配置效率；X代表其他控制變量；λ是未觀測的特定時(shí)間的固定效應(yīng)，與區(qū)域無關(guān)；μ是未觀測的特定區(qū)域的固定效應(yīng)，與時(shí)間無關(guān)；ε是誤差項(xiàng)；i表示縣市，t表示時(shí)期，α、β為待估計(jì)系數(shù)。

（四）研究方法

本文通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型來考察1988—2011年30個(gè)省份地方政府干預(yù)、農(nóng)村信貸資金配置與反貧困的關(guān)系。由于動(dòng)態(tài)面板模型的內(nèi)生性問題，不論采用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型，都可能導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)的有偏和不一致，為此可采用工具變量法或廣義矩估計(jì)法。然而，工具變量法在選取合適的工具變量時(shí)，可能會(huì)對模型的穩(wěn)健性產(chǎn)生影響。因此，本文采用面板廣義矩估計(jì)法（GMM）。然而，GMM又分為差分GMM和系統(tǒng)GMM，由于差分GMM估計(jì)量在一階差分項(xiàng)和滯后項(xiàng)存在非常弱的相關(guān)性時(shí)，工具變量較弱，而此時(shí)系統(tǒng)GMM會(huì)更有效、偏差也更小。因此，以下估計(jì)結(jié)果均基于系統(tǒng)GMM方法。

四、實(shí)證分析

（一）模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

本文采用stata120軟件，選取被解釋變量滯后二階以上的水平變量作為工具變量，首先通過Hansen檢驗(yàn)來判斷工具變量的有效性，其次采用Arellano-Bond檢驗(yàn)來判斷誤差項(xiàng)是否存在自相關(guān)，并通過對被解釋變量的滯后項(xiàng)系數(shù)的混合OLS估計(jì)值、FE估計(jì)值與系統(tǒng)GMM估計(jì)值進(jìn)行比較，判斷系統(tǒng)GMM估計(jì)值的有效性①①由于非觀測個(gè)體固定效應(yīng)的存在，導(dǎo)致被解釋變量的滯后項(xiàng)系數(shù)的混合OLS估計(jì)值將會(huì)存在向上偏誤，而固定效應(yīng)FE估計(jì)值則會(huì)產(chǎn)生向下偏誤，因此，當(dāng)被解釋變量的滯后項(xiàng)系數(shù)的系統(tǒng)GMM估計(jì)值介于混合OLS估計(jì)值和固定效應(yīng)FE估計(jì)值之間時(shí)，證明系統(tǒng)GMM估計(jì)是有效的。。由表2和表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知：Hansen檢驗(yàn)的P值均為10000，因此接受原假設(shè)，即工具變量的選取是有效的；Arellano-Bond檢驗(yàn)的P值在一階處均拒絕原假設(shè)，二階處均無法拒絕原假設(shè)，說明誤差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)；且從表2中的第（1）-（3）列可以看出，被解釋變量貧困程度的滯后項(xiàng)系數(shù)的系統(tǒng)GMM估計(jì)值（08001）介于混合OLS估計(jì)值（08902）和FE估計(jì)值（07097）之間，以上結(jié)果表明系統(tǒng)GMM的估計(jì)值是穩(wěn)健的，下面將基于此估計(jì)結(jié)果進(jìn)行實(shí)證分析。

（二）估計(jì)結(jié)果

表2列示了假設(shè)一和假設(shè)二的檢驗(yàn)結(jié)果。其中，表2中第（3）列的地方政府干預(yù)程度的估計(jì)系數(shù)為03211，并且通過了顯著性水平檢驗(yàn)，說明我國現(xiàn)階段的地方政府干預(yù)行為可以有效減緩貧困，這是由于地方政府通過向貧困地區(qū)和貧困群體采取扶持性、傾斜式的反貧困措施，改善了貧困人口的劣勢地位，防止貧富差距拉大，有效保障了貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展（汪三貴，1994）[50]，從而降低貧困程度。為進(jìn)一步考察地方政府干預(yù)程度與貧困減緩之間的關(guān)系，本文在全樣本模型中引入地方政府干預(yù)程度二次項(xiàng)，由估計(jì)結(jié)果可知：地方政府干預(yù)程度的二次項(xiàng)系數(shù)為-05321，且通過了顯著性檢驗(yàn)，表明地方政府干預(yù)程度與貧困減緩呈倒“U型”關(guān)系，也就是說當(dāng)?shù)胤秸深A(yù)程度低于臨界值時(shí)，該地區(qū)的地方政府通過干預(yù)行為有助于貧困減緩，當(dāng)?shù)胤秸深A(yù)程度突破臨界值，該地區(qū)將會(huì)由于過度的地方政府干預(yù)而落入地方政府干預(yù)陷阱，導(dǎo)致貧困惡化。這說明適度的地方政府干預(yù)有利于貧困減緩，而過度的地方政府干預(yù)會(huì)抑制貧困減緩，由此假設(shè)一成立。

控制變量中，貧困程度滯后一期的估計(jì)系數(shù)為08001，且高度顯著，表明當(dāng)期的財(cái)富匱乏會(huì)影響下一期收入的提高，進(jìn)一步說明貧困地區(qū)的收入流動(dòng)性較差，貧困延續(xù)性強(qiáng)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展能減少貧困，這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)在高速增長的同時(shí)會(huì)產(chǎn)生涓流效應(yīng)（即擴(kuò)散效應(yīng)），由“先富”帶動(dòng)貧困群體的就業(yè)和消費(fèi)，從而實(shí)現(xiàn)低收入群體的脫貧減困。教育水平的估計(jì)系數(shù)為03817，但沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)，原因可能存在兩方面：一方面是貧困地區(qū)的產(chǎn)業(yè)單一和就業(yè)水平低下，若單單尋求提升農(nóng)村貧困者受教育水平，反而會(huì)加大貧困人口負(fù)擔(dān)，形成教育致貧陷阱，另一方面，教育年限與貧困減緩呈現(xiàn)倒“U型”關(guān)系（單德朋，2012）[51]，部分地區(qū)如北京、上海等地農(nóng)民的平均受教育年限可能越過了門檻值，因此造成教育的產(chǎn)出水平下滑，導(dǎo)致教育整體的反貧困效果不顯著。自然災(zāi)害的系數(shù)估計(jì)值為-09821，且通過了顯著性水平檢驗(yàn)，表明自然災(zāi)害會(huì)加深貧困程度，這是由于貧困地區(qū)多位于自然環(huán)境較為惡劣的地區(qū)，貧困人口多從事農(nóng)業(yè)等產(chǎn)業(yè)，因此自然災(zāi)害對貧困的影響不容小覷（謝婷婷，郭艷芳，2015）[52]。固定資產(chǎn)投資的估計(jì)系數(shù)為03921，且通過了顯著性檢驗(yàn)，說明農(nóng)村固定資產(chǎn)投資作為提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力的主要資金來源能夠有效減緩貧困，這與張淑芬（2010）的研究結(jié)果一致，即農(nóng)村固定資產(chǎn)投資并非是低效率的，其對改善低收入地區(qū)的貧困問題效果明顯[53]。

表2中第（4）列的農(nóng)村信貸資金規(guī)模系數(shù)為05892，且通過了顯著性水平檢驗(yàn)，說明現(xiàn)階段我國農(nóng)村信貸資金規(guī)模有助于貧困減緩。我國現(xiàn)階段金融扶貧政策的實(shí)施，普惠制金融的大力推廣使得大量民間資本進(jìn)入貧困地區(qū)，信貸資金向貧困地區(qū)傾斜。隨著農(nóng)村信貸資金規(guī)模擴(kuò)大，低收入群體的信貸支持規(guī)模得以擴(kuò)大，貧困農(nóng)戶的資金可獲得性也相應(yīng)提高，這有助于解決貧困者的融資困境，進(jìn)而達(dá)到增收減貧效果（高艷，2008）[54]。農(nóng)村信貸資金配置效率的系數(shù)為-02839，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這是因?yàn)橹挥性谂渲糜行实那疤嵯?，農(nóng)村信貸資金才能真正促進(jìn)貧困地區(qū)的生產(chǎn)和投資，從而提高收入水平，減緩貧困；而在農(nóng)村信貸資金配置無效的情況下，即便增加農(nóng)村信貸資金供給，信貸資金也可能因?yàn)榕渲貌划?dāng)而制約農(nóng)戶收入提高，使得貧困不斷惡化（張兵和許國玉，2007）[55]。由于我國農(nóng)村信貸資金配置效率總體上處于低效率水平，農(nóng)村信貸資金配置效率減貧效果并不顯著。因此，以上的估計(jì)結(jié)果與假設(shè)二保持一致，即現(xiàn)階段我國農(nóng)村信貸資金規(guī)模有利于貧困減緩，而農(nóng)村信貸資金配置效率對貧困減緩作用不顯著。控制變量的系數(shù)估計(jì)值與第（3）列相比，沒有發(fā)生符號的變化，只是數(shù)值大小有微弱變化，因此不再贅述。

為直觀呈現(xiàn)地方政府干預(yù)農(nóng)村信貸資金配置對反貧困的影響，本文繪制了地方政府干預(yù)與農(nóng)村信貸資金規(guī)模、農(nóng)村信貸資金配置效率的散點(diǎn)圖（見圖1和圖2）。由圖1可知，隨著地方政府干預(yù)程度的強(qiáng)化，農(nóng)村信貸資金規(guī)模得到擴(kuò)大，這表明地方政府干預(yù)程度的適度增加會(huì)使農(nóng)村信貸規(guī)模擴(kuò)大，從而低收入群體能夠得到更多的信貸支持。這是由于地方政府減貧成效在政績考核占有較大比重，因而地方政府會(huì)產(chǎn)生干預(yù)動(dòng)機(jī)，借助行政壟斷方式在貧困地區(qū)進(jìn)行大量的扶貧金融項(xiàng)目，引導(dǎo)信貸資金流入貧困地區(qū)，擴(kuò)大農(nóng)村信貸配置規(guī)模，提升貧困家庭的信貸可得性（李順毅，2013）[56]，從而緩解貧困。

圖1地方政府干預(yù)與農(nóng)村信貸資金規(guī)模的散點(diǎn)圖圖2地方政府干預(yù)與農(nóng)村信貸資金配置效率的散點(diǎn)圖由圖2可知，地方政府干預(yù)能夠提升農(nóng)村信貸資金配置效率，從而使得農(nóng)村信貸資金得到充分利用，有助于貧困減緩。地方政府干預(yù)可以通過兩條渠道來影響農(nóng)村信貸資本配置效率：一方面，地方政府可以通過轉(zhuǎn)移支付或優(yōu)惠政策等方式引導(dǎo)農(nóng)村信貸資金投向優(yōu)質(zhì)項(xiàng)目，從而提高農(nóng)村信貸資本配置效率；另一方面，地方政府可以通過加大基礎(chǔ)設(shè)施投入，發(fā)展科教文衛(wèi)事業(yè)，加強(qiáng)城鎮(zhèn)化建設(shè)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等措施為貧困地區(qū)信貸資本配置效率的提高創(chuàng)造條件。

為深入分析地方政府干預(yù)程度的不同對農(nóng)村信貸資金反貧困的影響，本文分別計(jì)算了1988—2011年各省地方政府干預(yù)程度的均值，并按照從高到低的順序?qū)?0個(gè)省份劃分為地方政府干預(yù)程度高等地區(qū)、中等地區(qū)和低等地區(qū)3個(gè)區(qū)域。表3中，第（1）-（3）列分別為不同程度的地方政府干預(yù)下，各指標(biāo)對貧困減緩影響的變化情況，本文將重點(diǎn)考察農(nóng)村信貸資金規(guī)模以及信貸資金配置效率在不同程度的地方政府干預(yù)下，對貧困減緩影響的變化。

首先，在地方政府干預(yù)處于低等程度的地區(qū)，農(nóng)村信貸資金規(guī)模的系數(shù)為05821，沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)；在地方政府干預(yù)處于中等程度的地區(qū)，農(nóng)村信貸資金規(guī)模系數(shù)通過了顯著性水平檢驗(yàn)，為02926；在地方政府干預(yù)處于高等程度的地區(qū)，農(nóng)村信貸資金規(guī)模系數(shù)為00888，通過了顯著性水平檢驗(yàn)，這表明地方政府干預(yù)程度的適度增加，會(huì)使得農(nóng)村信貸資金對貧困減緩的效果更顯著。這得益于地方政府對農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)及民間資金的引導(dǎo)和激勵(lì)行為，提高了貧困農(nóng)戶的信貸獲取可能性，從而使信貸資金在推動(dòng)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，達(dá)到脫貧減困效果。

其次，在地方政府干預(yù)處于低等程度的地區(qū)，農(nóng)村信貸資金配置效率的系數(shù)為00193，沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)；在地方政府干預(yù)處于中等程度的地區(qū)，農(nóng)村信貸資金配置效率系數(shù)為-03332，通過了顯著性水平檢驗(yàn)；在地方政府干預(yù)處于高等程度的地區(qū)，農(nóng)村信貸資金配置效率為03356，通過了顯著性水平檢驗(yàn)。這可能因?yàn)樵诘胤秸深A(yù)處于低等程度和中等程度的地區(qū)，農(nóng)村信貸資金配置效率較低，甚至處于無效率狀態(tài)，嚴(yán)重制約了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，導(dǎo)致信貸資金配置效率對貧困減緩無顯著影響，甚至阻礙了貧困減緩；而在地方政府干預(yù)處于高等程度的地區(qū)，信貸資金配置效率處于有效狀態(tài)，因此能夠有效減緩貧困。由此假設(shè)三成立，即現(xiàn)階段，與地方政府行為干預(yù)程度弱的地區(qū)相比，地方政府干預(yù)程度較強(qiáng)的地區(qū)，農(nóng)村信貸資金規(guī)模和信貸資金配置效率對貧困減緩效果會(huì)更顯著。

在控制變量中，除固定資產(chǎn)投資系數(shù)，其余指標(biāo)均沒有隨地方政府干預(yù)的程度發(fā)生變化，因此本文僅對固定資產(chǎn)投資系數(shù)進(jìn)行討論。在地方政府干預(yù)處于低等程度的地區(qū)，固定資產(chǎn)規(guī)模的系數(shù)為00148，沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)；在地方政府干預(yù)處于中等水平的地區(qū)，固定資產(chǎn)規(guī)模的系數(shù)為03332，沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)；在地方政府干預(yù)處于高等程度的地區(qū)，固定資產(chǎn)規(guī)模的系數(shù)為03356，通過了顯著性水平檢驗(yàn)，這可能是因?yàn)榈胤秸深A(yù)程度高的地區(qū)對其交通和水利等基礎(chǔ)設(shè)施的投資建設(shè)力度更大，從而打破了貧困地區(qū)因基礎(chǔ)設(shè)施薄弱對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制約，進(jìn)而達(dá)到減緩貧困的目的（莫連光和陳光焱，2008） [57]。

表3假說三的估計(jì)結(jié)果

（1）（2）（3）低等地區(qū)中等地區(qū)高等地區(qū)常數(shù)項(xiàng)14030**（05945）12179**（05138）30359***（01639）POVt-107928***（02678）08710***（02894）08294***（03083）SCA00982（00629）02926*（01174）00888***（00341）EFF00193（00139）-03332*（01972）03356***（00607）RGDP06734***（02224）04080**（01599）07109***（00455）EDU09216（00565）0096600611）-02793（02054）DIS-03542*（01835）-03722*（02012）-06459**（02533）INV00148（00907）06332（00388）00649*（00382）Hansen test[10000][10000][10000]AR（1）[00032][00029][00023]AR（2）[03930][07832][04532]注：（）為統(tǒng)計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差；***、**、*分別表示1%、5%和10%的水平下顯著；[]內(nèi)數(shù)據(jù)為P值。

五、結(jié)論與啟示

信貸資金的合理配置有利于提升貧困人口在市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境下的自我發(fā)展能力，同時(shí)也有助于反貧困工作的可持續(xù)發(fā)展。為此，政府部門通過多種手段擴(kuò)大農(nóng)村信貸資金規(guī)模來幫助貧困人口從事創(chuàng)收活動(dòng)。然而，地方政府干預(yù)信貸資金配置是否有助于貧困減緩成為現(xiàn)階段反貧困工作中需要厘清的問題，本文基于3個(gè)假設(shè)條件，通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，對中國30個(gè)省1988—2011年地方政府干預(yù)、農(nóng)村信貸資金配置與反貧困的關(guān)系進(jìn)行分析。主要結(jié)論概述如下：

第一，地方政府干預(yù)程度與貧困程度總體呈非線性關(guān)系，適度的地方政府干預(yù)有助于貧困減緩，而過度的地方政府干預(yù)會(huì)抑制反貧困效果。第二，隨著我國農(nóng)村信貸投放規(guī)模不斷擴(kuò)大，貧困人口的融資需求得到滿足，其貧困得以減緩，然而我國農(nóng)村信貸資金的利用效率水平較低，導(dǎo)致其貧困減緩作用不顯著。第三，現(xiàn)階段地方政府行為干預(yù)程度弱的地區(qū)難以有效解決市場失靈問題，因此其農(nóng)村信貸資金規(guī)模以及信貸資金配置效率的提升對貧困減緩作用不顯著，而在地方政府干預(yù)程度較強(qiáng)的地區(qū)，農(nóng)村信貸資金規(guī)模和信貸資金配置效率對貧困減緩效果較為顯著。

以上結(jié)論為破解現(xiàn)階段扶貧難題提供了有益的啟示。首先，要進(jìn)一步強(qiáng)化地方政府的扶貧職能。建立地方政府反貧困激勵(lì)機(jī)制，鼓勵(lì)地方政府加大固定資產(chǎn)投入力度，改善公共服務(wù)水平和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)條件，并規(guī)范地方政府干預(yù)信貸資金配置行為，加強(qiáng)農(nóng)村信貸資金的使用監(jiān)管，避免落入政府干預(yù)陷阱。其次，完善農(nóng)村信貸資金回流機(jī)制。在地方政府引導(dǎo)下，營造農(nóng)村貧困地區(qū)信貸資金“洼地”，鼓勵(lì)民間資本進(jìn)入，運(yùn)用利息補(bǔ)貼等經(jīng)濟(jì)手段，提高金融機(jī)構(gòu)貸款意愿，加快農(nóng)業(yè)小額保險(xiǎn)發(fā)展，分散農(nóng)村信貸風(fēng)險(xiǎn)。在此基礎(chǔ)上，優(yōu)化農(nóng)村信貸資金的投向和投量，提高信貸資金運(yùn)營績效，構(gòu)建農(nóng)村信貸資金的高效轉(zhuǎn)化機(jī)制，促使信貸資金配置效率改善。與此同時(shí)，利用農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣站等途徑進(jìn)行定期技能培訓(xùn)，提高貧困人口素質(zhì)，激發(fā)低收入群體自我脫貧和自我發(fā)展的意識。最后，通過加強(qiáng)貧困地區(qū)農(nóng)業(yè)災(zāi)情的監(jiān)控，加大農(nóng)業(yè)減災(zāi)資金支持，加快減災(zāi)治貧社會(huì)保障體系建設(shè)。

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Local Government Intervention， Rural Credit Capital Allocation and Anti-poverty

XIE Tingting，GUO Yanfang

（Corps Financial Development Research Center ，Shihezi University， Wujiaqu ， Xinjiang 831300， China）

Abstract：The local government intervention credit capital allocation can help poor rural to anti-poverty？ Be present in poverty alleviation and development work need to clarify the problem. By building a dynamic panel model， using the system GMM to 30 provinces from 1988 to 2011 in our country local government intervention， the relationship between rural credit capital allocation and anti-poverty is analyzed. Conclude that Chinas local government intervention and poor slow inverted U type nonlinear relationship， the moderate local government intervention will help the poor to slow， and excessive local government intervention can form local government intervention trap， inhibit the anti-poverty effect； At the present stage in our country rural credit funds to help solve the financing difficulties， poor implementation poverty to slow， but our country rural credit allocative efficiency at a lower level， no significant effect on poverty slow； Compared with the local government intervention in the poorer areas， local government intervention degree of strong regional scale and efficiency of rural credit capital allocation for poor slow effect is more significant.

Key words：local government intervention； rural credit funds；rural credit allocation efficiency； anti-poverty

責(zé)任編輯：張士斌