李平輝

（中國人民銀行怒江州中心支行，云南 怒江 673299）

一、問題提出與文獻評述

（一）問題提出

黨的十八大以來，黨中央把貧困人口脫貧作為全面建成小康社會的底線任務和標志性指標，在全國范圍全面打響了脫貧攻堅戰(zhàn)，其力度之大、規(guī)模之廣、影響之深，前所未有。整體來看，我國脫貧攻堅成績顯著，每年農(nóng)村貧困人口減少都超過1000萬人，累計脫貧5500多萬人；貧困發(fā)生率從2012年底的10.2%下降到2016年底的4.5%，下降5.7個百分點；貧困地區(qū)農(nóng)村居民收入增幅高于全國平均水平，貧困群眾生活水平明顯提高，貧困地區(qū)面貌明顯改善。并且值得關注的是深度貧困地區(qū)貧困發(fā)生率依舊較高，特別是西藏和四省藏區(qū)、南疆四地州、四川涼山、云南怒江、甘肅臨夏等地區(qū)，生存環(huán)境惡劣，致貧原因復雜，基礎設施和公共服務缺口大，貧困發(fā)生率普遍在20%左右。

與此同時，相對于龐大的貧困人口基數(shù)、復雜的致貧原因以及多樣化的深度貧困地區(qū)及貧困人口而言，我國相配套的貨幣政策還存在一系列問題和挑戰(zhàn)，尚無法有效滿足貧困地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和扶貧對象多樣化的需求，其中一個表現(xiàn)就是普惠金融服務體系尚未建立，深度貧困地區(qū)的金融機構(gòu)和網(wǎng)點較少，金融服務覆蓋面和參透率偏低。為此《意見》明確指出綜合運用貨幣政策工具助推深度貧困地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，進一步加強深度貧困地區(qū)貨幣政策工具管理，加大對深度貧困地區(qū)的專項貨幣政策工具傾斜力度，完善貧困戶直接補貼機制，保障各類補貼資金安全及時足額發(fā)放到位，為深度貧困地區(qū)農(nóng)戶提供安全可靠的投資渠道，提高財產(chǎn)性收入水平。本文旨在研究貨幣政策工具對深度貧困地區(qū)貧困發(fā)生率的實際影響程度，并分析其影響是否存在地區(qū)差異。

（二）文獻評述

第一，關于貧困地區(qū)貨幣政策區(qū)域化問題的研究。國外學者使用地區(qū)失業(yè)數(shù)據(jù)和FOMC會議記錄的數(shù)據(jù)來驗證貨幣政策制定者受其所代表地區(qū)經(jīng)濟狀況影響的假設。該分析證實，地區(qū)條件影響著儲備銀行行長的政策偏好，即不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的差異會導致貨幣政策導向的不同（Henry W.ChappellJr.、Rob RoyMcGregor and Todd A.Vermilyea，2008）。近年來，我國學者在貧困地區(qū)貨幣政策區(qū)域化方面也做了諸多研究，并對少數(shù)民族貧困地區(qū)貨幣政策區(qū)域化提出了構(gòu)想，學者認為要使貨幣政策在貧困地區(qū)有效發(fā)揮作用，不能只考慮貨幣政策工具的區(qū)域化，而必須從改變貧困地區(qū)目前的經(jīng)濟金融環(huán)境出發(fā)，健全貨幣政策傳導環(huán)節(jié)，完善政策傳導機制，提高政策實施效應。貧困地區(qū)要實現(xiàn)這一目標應選擇“供給領先”的政策性金融扶植發(fā)展模式，其第一階段的主要任務是完善政策性扶植體系，提高現(xiàn)有商業(yè)金融和合作金融的運作效益，積極爭取國際金融機構(gòu)援助性貸款等；第二階段是大力發(fā)展其他金融組織（黃正權(quán)，1990；趙曉芳和王亦龍，2010）。

第二，關于貧困地區(qū)貨幣政策執(zhí)行效果的研究。國外學者使用了代表整個收入分配的不平等指標，在不同頻率數(shù)據(jù)的情況下，評價了貨幣政策的分配效果，為了識別貨幣政策沖擊，采用了現(xiàn)代和長期的識別方法。研究結(jié)果表明，收入不平等的動態(tài)主要是由收入分配前1%人群的變化所驅(qū)動的，緊縮貨幣政策降低了收入不平等（Karen Davtyan，2017）。國內(nèi)學者認為隨著經(jīng)濟金融發(fā)展，基層央行貨幣政策工具箱日漸豐富，初步擁有了差別存款準備金率、再貸款、利率政策、窗口指導等工具，通過及時、有效的綜合運用，引導金融機構(gòu)加大了對貧困農(nóng)牧戶改善生活、發(fā)展生產(chǎn)的基本資金需求的支持力度，促進了農(nóng)牧區(qū)新興產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟組織的發(fā)展，在有效緩解貧困群體貸款難的同時也促進了貧困地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，達到了綜合運用貨幣政策工具助力脫貧攻堅的預期效果。其貨幣政策工具運用效果的特點為：一是差別存款準備金率有效提升貧困地區(qū)信貸投入效果；二是再貸款運用有效促進貧困地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展；三是利率政策有效降低貧困群體發(fā)展負擔；四是窗口指導實現(xiàn)與產(chǎn)業(yè)政策緊密對接（潘邦強和鐘暉，2004；中國人民銀行甘孜州中心支行課題組，2012；王秀清和索少康，2017）。

第三，關于貨幣政策在貧困地區(qū)傳導過程中面臨的困難及難點的研究。國外學者認為在抵押貸款取消抵押品贖回權(quán)，貨幣政策變得更加難以描述，因為轉(zhuǎn)向了一種以私人部門信貸為重點、依賴于傳統(tǒng)商業(yè)銀行戰(zhàn)略的新信貸政策。新的信貸政策打破了美聯(lián)儲信貸與其有效貨幣基礎 (影響貨幣總量的貨幣基礎)之間存在的緊密聯(lián)系。美聯(lián)儲已經(jīng)采取了退出策略，但它所遵循的自由裁量權(quán)仍然存在，就像在超額準備金付息方面的錯誤政策一樣（John A.Tatom，2014）。搜集國內(nèi)相關文獻，通過整理和提煉發(fā)現(xiàn)大部分學者認為貨幣政策在貧困地區(qū)傳導過程中面臨的困難有：一是貨幣政策的統(tǒng)一性與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實性的差異直接影響了貨幣政策在貧困地區(qū)的有效實施；二是貨幣政策傳導“慢半拍”,也在一定程度上影響了金融對當?shù)亟?jīng)濟的有效支持；三是商業(yè)銀行在經(jīng)營管理體制的改革和“轉(zhuǎn)軌”過程中所帶來的一些負面影響,對貨幣政策傳導增加了一定難度；四是社會信用體系建設滯后，信用環(huán)境差,也在一定程度上影響了金融機構(gòu)信貸投入的積極性；五是基層央行調(diào)控手段較弱,致使傳導乏力。并對貧困地區(qū)貨幣政策傳導提出建議,學者認為要解決好貧困地區(qū)貨幣政策傳導,切實改善金融生態(tài)環(huán)境,構(gòu)筑貧困地區(qū)金融經(jīng)濟和諧發(fā)展,必須要上下齊動,才能實現(xiàn)真正意義上的貧困地區(qū)大開發(fā)。首先制定出符合區(qū)域特點的貨幣政策,切實處理好統(tǒng)一性和差異性、全面性和區(qū)域性關系。進而增強貧困地區(qū)貨幣政策傳導的實效性；其次加快經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整,走出惡性循環(huán)的怪圈,為區(qū)域經(jīng)洲央速發(fā)展提供有力的金融保障；再次做好商業(yè)銀行的改革,促使商業(yè)銀行以積極的態(tài)度適應中小企業(yè)和產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟調(diào)整的不斷發(fā)展、變化的經(jīng)濟形勢,為基層央行貨幣政策傳導構(gòu)建良好的效能機制；最后完善基層央行的貨幣政策運作機制,疏通傳導渠道,真正發(fā)揮窗口指導作用（潘百壽，1987；劉繼武和陳淑平，1999；周尚平，2001；人民銀行臨夏州中心支行課題組，2002；人民銀行南寧中心支行課題組，2002；人民銀行臨夏州中心支行課題組，2002；楊雙平，2004；拉孜克·買買提和張玉民，2005；許立新，2011）。

本文的可能貢獻在于：第一，首先從國家層面研究分析七大貨幣政策工具對國家貧困發(fā)生率的影響以及選擇影響程度較深的變量，避免因深度貧困地區(qū)部分貨幣政策工具缺乏而主觀選擇變量，得到的分析結(jié)論較為可靠；第二，本文選用“三州”地區(qū)相關數(shù)據(jù)，“三州”屬于國家層面的深度貧困地區(qū)，其地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異較小，為深入分析深度貧困地區(qū)貨幣政策工具對貧困發(fā)生率的影響以及作用機制提供了一個全新的視角。本文研究結(jié)論為有關部門科學和各地區(qū)貫徹落實脫貧攻堅任務提供了更細致和有針對性的參考。

本文余下部分安排如下：第二部分說明相關數(shù)據(jù)，并介紹實證方法；第三部分首先從國家層面分析七大貨幣政策工具對貧困發(fā)生率的影響程度，并選擇影響程度較深的貨幣政策工具為自變量，為下一步研究做好變量選擇，其次從“三州”角度看貨幣政策工具對貧困發(fā)生率的影響，并報告實證結(jié)果，包括平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整性檢驗和面板數(shù)據(jù)模型評比；第四部分為全文結(jié)論。

二、數(shù)據(jù)說明和計量方法

（一）變量說明

1.貨幣政策工具說明。貨幣政策工具是中央銀行為達到貨幣政策目標而采取的手段，根據(jù)《中國人民銀行法》第三條規(guī)定，中國貨幣政策最終目標為“保持貨幣幣值的穩(wěn)定，并以此促進經(jīng)濟的增長。”貨幣政策工具分為一般性工具和選擇性工具。一般性貨幣政策工具包括公開市場操作、存款準備金和再貼現(xiàn)；選擇性貨幣政策工具包括貸款規(guī)?？刂啤⑻胤N存款、對金融企業(yè)窗口指導等。一般性貨幣政策工具多屬于間接調(diào)控工具，選擇性貨幣政策工具多屬于直接調(diào)控工具。在過去較長時期內(nèi)，中國貨幣政策以調(diào)控為主，即采取信貸規(guī)模、現(xiàn)金計劃等工具。1998年以后，取消了貨幣規(guī)?？刂疲饕扇￠g接貨幣政策工具調(diào)控貨幣供應量?，F(xiàn)階段，中國的貨幣政策工具主要有公開市場操作、存款準備金、再貸款與再貼現(xiàn)、利率政策、常備借貸便利、中期借貸便利和抵押補充貸款等。

表1 貨幣政策工具作用及意義

2.貨幣政策工具數(shù)據(jù)整理。本文選用2010-2017年年度存量數(shù)據(jù)，用公開市場貨幣投放余額表示公開市場操作、存款準備金余額表示存款準備金、再貸款余額表示中央銀行貸款、金融機構(gòu)貸款余額表示貸款利率政策、常備借貸便利余額表示常備借貸便利、中期借貸便利余額表示中期借貸便利、抵押補充貸款余額表示抵押補充貸款，為減少數(shù)據(jù)波動影響，將各個變量進行對數(shù)化，詳細情況見下表2所示。

表2 變量說明

3.數(shù)據(jù)來源。上述全國貨幣政策工具數(shù)據(jù)來源于wind數(shù)據(jù)庫，全國貧困發(fā)生率數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局公布的相關信息；深度貧困地區(qū)貨幣政策工具數(shù)據(jù)由中國人民銀行臨夏州、涼山州和怒江州中心支行提供，深度貧困地區(qū)貧困發(fā)生率數(shù)據(jù)來源于各地州統(tǒng)計局公布的相關信息。

（二）計量方法

本文首先提出以下有待實證檢驗的假說：

假說1：七大貨幣政策工具不全對貧困發(fā)生率有深度影響。

假說2：所選擇出的貨幣政策工具與貧困發(fā)生率之間呈現(xiàn)負相關關系，即貨幣政策工具對貧困發(fā)生率的影響是抑制。

假說3：所選擇出的貨幣政策工具在深度貧困地區(qū)執(zhí)行效果無明顯差異，即同一貨幣政策工具在不同地區(qū)影響程度大致相同。

本文采用主成分分析方法對假說1進行驗證，采用面板數(shù)據(jù)分析方法對假說2和3進行驗證，其相關實證報告見第三部分。

1.主成分分析方法。第一步計算相關系數(shù)矩陣。本文令為相關系數(shù)矩陣，其表達形式為：

第二步計算特征根與特征向量。首先解特征方程｜λI-R｜=0，通常用雅克比法（Jacobi）求出特征值，并使其按大小順序排列；然后分別求出對應特征值λi的特征向量，要求即其中eij表示向量ei的第j個向量。

第三部步計算主成分貢獻率及累計貢獻率，其表達式分別為：

一般情況下取累計貢獻率為85%-95%的特征值λ1,λ2,…,λm所對應的第一、第二、...、第m(m＜p)個主成分。

第四步計算主成分載荷和主成分得分。主成分載荷是反映主成分Fi與原變量zj之間的關聯(lián)程度，其計算公式為：

根據(jù)參數(shù)αi的不同限制，可將面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法分為兩大類：一類是具有相同單位根過程情形下的檢驗，即參數(shù)αi滿足包括LLC檢驗和Breitung檢驗；另一類是不同單位根過程情形下的檢驗，即允許參數(shù)ρi跨截面變化，包括IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗。

第二步面板數(shù)據(jù)協(xié)整性檢驗。為了進一步驗證序列間長期均衡關系，本文基于Fisher協(xié)整檢驗法對序列進行了協(xié)整檢驗。檢驗統(tǒng)計量P值為：

其中pi是第i個截面Johansen協(xié)整檢驗的P值；N同上。若樣本檢驗統(tǒng)計量值大于臨界值，則拒絕不存在協(xié)整關系的原假設，即存在協(xié)整關系。

第三步面板數(shù)據(jù)模型分類。根據(jù)對截距項和解釋變量系數(shù)的不同假設，可將面板數(shù)據(jù)回歸模型分為：混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型3種類型。

混合回歸模型:從時間上看，不同個體之間不存在顯著性差異；從界面上看，不同截面之間也不存在明顯差異，可以將所有的數(shù)據(jù)混合在一起，其表達式為:

固定效應模型:如果對于不同的截面或不同的時間序列，只是模型的截距項是不同的，而模型的斜率系數(shù)相同，則稱之為固定效應模型。固定效應模型又分為三類，分別是個體固定效應模型、時間固定效應模型和時間個體固定效應模型，其表達式分別為:

隨機效應模型:如果式子混合效應模型（8）中丟失了一些隨個體和時間變化的不可觀測的隨機性因素時，可以對誤差項進行分解來描述這種信息的缺失，將uit分解為3個分量：

其中ui、vt和wit分別表示個體隨機誤差分量，時間隨機誤差分量和混合隨機誤差分量。同時，這3個分量互不相關，也不存在截面自相關、時間自相關和混合自相關。

材料二為60個由兩個高頻漢字隨機組合而成的假詞(頻級800～1000；課題組，2008)，所有假詞末尾均加上“的”作為結(jié)尾以模仿形容詞，如“阿敢的”“象組的”“例退的”。

第四步面板數(shù)據(jù)模型選定。為了檢驗面板數(shù)據(jù)模型的類型：混合回歸模型、變截距回歸模型還是變系數(shù)回歸模型，經(jīng)常使用的檢驗是協(xié)方差分析檢驗(F檢驗)。以混合回歸模型和固定效應模型為例，設定兩個假設：H0:選用混合回歸模型；H1：選用固定效應模型。構(gòu)造并計算統(tǒng)計量：

其中S1為混合回歸模型的殘差平方和；S2為固定效應模型的殘差平方和；N為樣本容量，k為被估參數(shù)個數(shù)。

三、實證結(jié)果

（一）主成分分析的實證結(jié)果

從全國層面看，各貨幣政策工具對扶貧效果不一，見下表3，分類較為明顯，存款準備金、中央銀行貸款和金融機構(gòu)貸款對扶貧成效負相關系數(shù)為0.9以上，其他貨幣政策工具相關性較弱。

表3 相關性

結(jié)合主成分分析方法進一步確定影響程度較深的因素，從表4中可以看出，提取了特征根大于1的1個主成份，該主成份F的方差貢獻率為83.46%，累計方差貢獻率為83.46%，特征根為3.842。

表4 總方差解釋表

提取引資截荷矩陣數(shù)據(jù)，記為“A”,得分記為“U”，根據(jù)公式：，計算結(jié)果見下表8，得主成份表達式：

從式1中可以看出，從大到小排序變量LNZ2、LNZ3、LNZ4系數(shù)值較大，其他因素系數(shù)值較小，則說明從全國層面來看主要影響扶貧成效的貨幣政策工具為存款準備金、中央銀行貸款和金融機構(gòu)貸款。因此驗證了假說1：七大貨幣政策工具不全對貧困發(fā)生率有深度影響。

表5 主成份得分表

（二）面板數(shù)據(jù)模型的實證結(jié)果

1.平穩(wěn)性及協(xié)整檢驗。為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文首先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗方法采用上述介紹的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法，結(jié)果見表6所示，原值序列LNY、LNZ2、LNZ3和LNZ4沒有在同一檢驗形式下均拒絕原假設，綜合來看原值序列為非平穩(wěn)序列。一階差分序列中，所有序列在LLC檢驗形式下通過了1%的顯著水平檢驗，這充分表明一階差分序列是平穩(wěn)單整的序列。

表6 面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

由于各系列都是同階單整序列，即滿足進行協(xié)整檢驗的前提條件，因此，本文采用Fisher方法進行協(xié)整檢驗。在檢驗過程中采用原序列存在線性趨勢，而協(xié)整方程中含有截距項的檢驗形式，見表7所示。Fisher檢驗的原假設：檢驗結(jié)果不存在協(xié)整關系。根據(jù)表7，LNY、LNZ2、LNZ3和LNZ4兩兩之間的關系分別在1%的顯著水平下（P值均小于0.01）拒絕原假設，這表明LNY、LNZ2、LNZ3和LNZ4兩兩之間存在協(xié)整關系，即存在長期的穩(wěn)定均衡關系。

表7 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗

2.面板數(shù)據(jù)模型建立與選定。為了更準確地解釋變量對被解釋變量的影響，本文采用F檢驗同時借助hausman檢驗，L-L檢驗以及從核心變量系數(shù)具有實際意義的角度選取相應的模型，首先檢驗各貨幣政策工具對扶貧效果影響的顯著性，該模型采用混合模型，模型1形式為其次從地區(qū)角度看貨幣政策工具的差異性，該模型采用變截距不變系數(shù)個體固定效應模型，模型2形式為最后從時間角度看貨幣政策工具的遞進性，該模型采用的是變系數(shù)不變截距時點固定效應模型，模型3形式

根據(jù)實證結(jié)果顯示，整體來看，3個回歸模型檢驗結(jié)果良好，擬合效果均在0.9以上，F(xiàn)值在5%水平下通過顯著性檢驗，DW值顯示不存在明顯的殘差自相關。

表8是混合模型的實證結(jié)果，模型1表達式：

表8 模型1回歸結(jié)果

從表8可以看出，存款準備金、中央銀行貸款和金融機構(gòu)貸款對扶貧效果有著顯著的影響。存款準備金、中央銀行貸款和金融機構(gòu)貸款對貧困發(fā)生率的影響均通過5%顯著性檢驗，系數(shù)為負說明存款準備金、中央銀行貸款、金融機構(gòu)貸款對貧困發(fā)生率均為負相關，與實際意義相符合。因此驗證了假說2：所選擇出的貨幣政策工具與貧困發(fā)生率之間呈現(xiàn)負相關關系，即貨幣政策工具對貧困發(fā)生率的影響是抑制。

表9是變截距不變系數(shù)個體固定效應模型，模型2表達式：

從表9中可以看出，存款準備金、中央銀行貸款、金融機構(gòu)貸款對深度貧困地區(qū)貧困發(fā)生率系數(shù)差距相對較小，且中央銀行貸款普適性低，作為脫貧攻堅主要運用的貨幣政策工具目前效果尚未發(fā)揮出來。由模型2可以看出：一是該模型為變截距不變系數(shù)，說明各地區(qū)貨幣政策工具扶貧成效差異性?。欢怯^察發(fā)現(xiàn)中央銀行貸款對“三州”貧困發(fā)生率的負影響系數(shù)為0.07，其他貨幣政策工具負影響系數(shù)均在0.3以下，即中央銀行貸款作為脫貧攻堅的主要貨幣政策工具，運用效果并不理想；三是從截距看，臨夏州、涼山州、怒江州的截距系數(shù)分別為6.68、7.01、6.51，由此可見，怒江州扶貧成效為最快。因此驗證了假說3：所選擇出的貨幣政策工具在深度貧困地區(qū)執(zhí)行效果無明顯差異，即同一貨幣政策工具在不同地區(qū)影響程度大致相同。

表9 模型2回歸結(jié)果

表10是變系數(shù)不變截距時點固定效應模型，模型3表達式：

從表10中可以看出，2010-2017年貨幣政策工具扶貧績效逐漸明顯，并發(fā)現(xiàn)2014-2015年為成效節(jié)點。由模型3可以看出：2010-2017年深度貧困地區(qū)貨幣政策工具差異性較小，深度貧困地區(qū)綜合運用貨幣政策工具，結(jié)合各地區(qū)的特點積極創(chuàng)新扶貧模式。

表10 模型3回歸結(jié)果

四、結(jié)語

本文基于2010-2017年全國及深度貧困地區(qū)面板數(shù)據(jù)，對深度貧困地區(qū)貨幣政策工具與貧困發(fā)生率之間的關系進行了分析研究。結(jié)論表明：第一，從全國層面看，貨幣政策工具與貧困發(fā)生率存在深度相關關系的有存款準備金、中央銀行貸款、金融機構(gòu)貸款；第二，上述三種貨幣政策工具在深度貧困地區(qū)與貧困發(fā)生率之間存在顯著負相關，深度貧困地區(qū)綜合運用上述三種貨幣政策工具會對貧困發(fā)生率增長產(chǎn)生明顯的負面效應，從而抑制貧困發(fā)生率增長；第三，上述三種貨幣政策工具在深度貧困地區(qū)扶貧效果不存在明顯差異，但中央銀行貸款作為支持深度貧困地區(qū)脫貧攻堅的主要貨幣政策工具，其運用效果并不理想。總體來看，存款準備金、中央銀行貸款、金融機構(gòu)貸款和貧困發(fā)生率之間存在顯著負效應，并發(fā)現(xiàn)中央銀行貸款對貧困發(fā)生率產(chǎn)生的負效應最小，加強運用中央銀行貸款工具將會對貧困發(fā)生率增長產(chǎn)生較大程度的偏離，進而抑制貧困發(fā)生率增長。

綜合運用貨幣政策工具，引導金融機構(gòu)擴大深度貧困地區(qū)信貸投放，是深度貧困地區(qū)打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的重要支撐。結(jié)合對深度貧困地區(qū)貨幣政策工具運用的觀察，提出如下建議：一是增強深度貧困地區(qū)貨幣政策執(zhí)行的針對性。首先，基層央行要發(fā)揮貨幣信貸政策的導向作用，通過信貸結(jié)構(gòu)優(yōu)化和信貸結(jié)構(gòu)調(diào)整，更好地支持轉(zhuǎn)方式調(diào)結(jié)構(gòu)，服務實體經(jīng)濟發(fā)展；其次，基層央行要鼓勵支持金融機構(gòu)自主創(chuàng)新，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，引導和鼓勵金融機構(gòu)開展金融創(chuàng)新，不斷推出新的信貸產(chǎn)品，提高深度貧困地區(qū)金融運行效率和服務實體經(jīng)濟的能力；再次，基層央行要指導金融機構(gòu)認真貫徹執(zhí)行區(qū)別對待、有扶有控的信貸投放原則，抓好產(chǎn)業(yè)扶貧與易地搬遷金融政策措施落實工作，開發(fā)適合貧困群體和實體經(jīng)濟的需求特點的融資產(chǎn)品，支持新型農(nóng)牧業(yè)專業(yè)合作組織、特色文化旅游、農(nóng)牧區(qū)基礎設施建設等發(fā)展；最后，基層央行要積極引導督促金融機構(gòu)加大對經(jīng)濟薄弱環(huán)節(jié)，尤其是弱勢群體的支持，避免部分人群重新返貧。二是進一步完善扶貧再貸款政策規(guī)定。首先，進一步拓寬再貸款發(fā)放對象，除地方法人金融機構(gòu)外，將扶貧再貸款發(fā)放對象擴展到社會責任心強、扶貧意愿強烈的其他金融機構(gòu)，引導更多的金融機構(gòu)參與扶貧工作中來；其次，適度增加扶貧再貸款的期限檔次，建議增加3年、5年兩個檔次的扶貧再貸款期限，使得扶貧再貸款使用期限與生產(chǎn)周期更加契合、匹配，更便于貸款主體使用貸款脫貧致富；最后，適當放寬扶貧再貸款的投放時間，將投放時間由1個月放寬至3個月，緩解金融機構(gòu)完成運用扶貧再貸款發(fā)放扶貧的工作壓力，避免因期限內(nèi)無法完成發(fā)放任務回收扶貧再貸款現(xiàn)象。三是以信用體系建設破解貧困戶融資難的問題。首先，建立建檔立卡貧困戶的信息網(wǎng)絡體系，強化基層農(nóng)村組織作用，為信用體系建設和優(yōu)化深度貧困地區(qū)金融生態(tài)營造良好的環(huán)境；其次建立貧困戶專項信用評級機制，建立以信用履約為核心，以道德水平、勞動能力、未來產(chǎn)出能力等為指標的貧困戶信用評級理念，在制度設計上圍繞評級對象、工作流程、評級標準、授信額度等范圍對建檔立卡貧困戶信用評級給予傾斜；再次，提升金融扶貧精準度，加強商業(yè)銀行在保證信貸資金安全的前提下，辨別貧困戶脫貧的能力，通過信貸投放啟動示范和帶動效應，激發(fā)貧困群體的內(nèi)生發(fā)展能力，從而實現(xiàn)可持續(xù)脫貧和發(fā)展，最后，建立以財政資金為主的擔?；鸹蝻L險補償基金，完善管理制度，解決金融扶貧的后顧之憂和借款擔保抵押不足的問題。

注釋

①《意見》：為深入貫徹黨的十九大精神，重點攻克深度貧困地區(qū)脫貧任務，打好精準脫貧攻堅戰(zhàn)，按照《中共中央辦公廳國務院辦公廳印發(fā)<關于支持深度貧困地區(qū)脫貧攻堅的實施意見〉的通知》（廳字【2017】41號）相關要求，2017年12月人民銀行、銀監(jiān)會、證監(jiān)會、保監(jiān)會聯(lián)合印發(fā)《關于支持深度貧困地區(qū)脫貧攻堅的實施意見》（以下簡稱《意見》）。

②三州：臨夏州、涼山州和怒江州。