吳君嫻 黃永興

（安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院 安徽馬鞍山 243002）

《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》和十三五規(guī)劃綱要均指出，要發(fā)揮各類金融機(jī)構(gòu)支農(nóng)作用，整合各類扶貧資源，多方面拓寬貧困地區(qū)融資渠道?！多l(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018－2022年）》也強(qiáng)調(diào)，“要把更多金融資源配置到農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重點(diǎn)領(lǐng)域和薄弱環(huán)節(jié)”，“引導(dǎo)更多金融資源支持鄉(xiāng)村振興”，發(fā)展農(nóng)村金融成為我國解決貧困問題和實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要手段。然而，受到制度環(huán)境的約束，現(xiàn)今農(nóng)村正規(guī)金融仍然存在諸如機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)不足、服務(wù)手段滯后、信貸配給嚴(yán)重等問題，未能滿足農(nóng)村發(fā)展的需要，反而造成了嚴(yán)重的農(nóng)村資金外流。農(nóng)村正規(guī)金融的供求失衡為非正規(guī)金融的蓬勃發(fā)展提供了廣闊空間。非正規(guī)金融憑借無需抵押品、關(guān)系型信用約束、重復(fù)交易等特點(diǎn)非常適應(yīng)于中國農(nóng)村的“鄉(xiāng)土社會(huì)”，是中國農(nóng)村地區(qū)主要融資方式和農(nóng)戶首選融資渠道[1]。那么，非正規(guī)金融是否能有效促進(jìn)農(nóng)戶貧困減緩，從而提升農(nóng)村整體福利水平呢？在鄉(xiāng)村振興新時(shí)期背景下，上述問題的解答對于深化農(nóng)村金融改革和科學(xué)制定金融扶貧政策都具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

一、農(nóng)村非正規(guī)金融減緩農(nóng)村貧困的作用機(jī)理分析

農(nóng)村非正規(guī)金融通過直接和間接兩種途徑作用于農(nóng)村貧困，一方面通過提高包括信貸在內(nèi)的各種金融服務(wù)的可得性促進(jìn)家庭貧困減緩，另一方面通過增加資本積累和推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)而帶動(dòng)農(nóng)村地區(qū)整體福利水平的提升，窮人通過經(jīng)濟(jì)增長的“涓滴效應(yīng)”受益。然而，在農(nóng)村發(fā)展的不同時(shí)期，農(nóng)村非正規(guī)金融減貧并非遵循固定的形式，而是根據(jù)不同時(shí)期的需要靈活地提供相適應(yīng)的金融服務(wù)，且其減貧效果會(huì)受到經(jīng)濟(jì)、政策等因素的影響。因此，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展和農(nóng)村貧困減緩會(huì)呈現(xiàn)階段性同步特征。

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，農(nóng)村整體收入水平較低，民間資本持有者和資金盈余者本身資本積累規(guī)模較小，民間金融組織處于起步階段，又受到嚴(yán)格管制和打壓，只能在政策的夾縫中緩慢發(fā)展，因而其交易額很小、服務(wù)面有限，非正規(guī)金融發(fā)展處于低水平區(qū)間。在這一階段，非正規(guī)金融滿足的是農(nóng)戶日常小額資金需要，發(fā)揮的是平滑消費(fèi)和抵御風(fēng)險(xiǎn)的作用。有限的資金供給決定了它更多地是用來解決迫在眉睫的問題，是作為一種非正式保險(xiǎn)機(jī)制在農(nóng)村家庭遭遇意外事件時(shí)提供保護(hù)，從而在一定程度上減少貧困的發(fā)生。但是非正規(guī)金融的這種非正式保險(xiǎn)機(jī)制表現(xiàn)形式卻很難對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長起到明顯的拉動(dòng)作用，它在提高農(nóng)民各項(xiàng)福利水平過程中發(fā)揮的作用也就非常有限。

隨著農(nóng)民收入水平的不斷提高，民間資本供給者資金規(guī)模不斷擴(kuò)大，民間金融組織發(fā)展日益成熟，政府對待非正規(guī)金融的態(tài)度也從一味地壓制轉(zhuǎn)向引導(dǎo)其健康發(fā)展，非正規(guī)金融逐漸由低水平區(qū)間邁入高水平區(qū)間，它發(fā)揮作用的主要途徑也相應(yīng)發(fā)生了變化。一方面，金融服務(wù)門檻進(jìn)一步降低，以前被排斥于金融服務(wù)之外的大部分貧困人群都能獲得非正規(guī)金融支持。更重要的是，非正規(guī)金融發(fā)展到高水平階段后，農(nóng)戶生產(chǎn)性投資資金需求得到滿足，更多有條件的農(nóng)戶通過創(chuàng)立鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)了脫貧致富。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展為沒有能力創(chuàng)業(yè)的農(nóng)戶提供了更多的非農(nóng)就業(yè)崗位，從而促進(jìn)了農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)的增加和貧困農(nóng)戶收入的提高。因此，非正規(guī)金融作為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的重要推動(dòng)力量，極大促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，并進(jìn)一步通過經(jīng)濟(jì)增長的收入效應(yīng)和分配效應(yīng)改善農(nóng)戶各個(gè)方面的福利狀況。

當(dāng)非正規(guī)金融發(fā)展至成熟期，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)也處于高水平均衡狀態(tài)，農(nóng)村金融資源實(shí)現(xiàn)合理配置，農(nóng)戶的各種融資需要基本能得到滿足，貧困發(fā)生率和貧困程度降至最低，農(nóng)村貧困維持在較低水平。

二、模型設(shè)定與變量選取

（一）模型設(shè)定。由第二部分理論分析可知，由于作用途徑和作用效果存在較大差異，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對農(nóng)村貧困的影響呈現(xiàn)階段性特征，二者之間可能蘊(yùn)含著某種復(fù)雜的非線性關(guān)聯(lián)。為了對這種非線性假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，本文借鑒Hansen（1999）[2]的面板門檻回歸模型思路，分別構(gòu)建農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展與農(nóng)村收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困的面板門檻回歸模型。模型設(shè)定為：

（二）變量選取。

1.被解釋變量。本文從收入、教育和醫(yī)療三個(gè)方面考察農(nóng)民貧困狀況，對應(yīng)于收入貧困（POV）、教育貧困（EDU）和醫(yī)療貧困（MED）三個(gè)指標(biāo)。

（1）收入貧困。在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，衡量收入貧困的指標(biāo)主要包括貧困發(fā)生率、貧困深度、FGT指數(shù)和人均消費(fèi)水平等。由于各省各項(xiàng)指標(biāo)統(tǒng)計(jì)口徑的差別，無法直接計(jì)算出貧困發(fā)生率、貧困深度和FGT指數(shù)。因此，本文參照呂勇斌和趙培培（2014）[3]的做法，選擇農(nóng)村人均消費(fèi)支出作為收入貧困的衡量指標(biāo)。

（2）教育貧困。本文以人均受教育年限作為教育貧困的代理變量。參照陳釗、陸銘和金煜（2004）[4]等學(xué)者的做法，定義人均受教育年限=（小學(xué)人口×6+初中人口×9+高中或中專人口×12+大專及以上人口×16）/6歲以上總?cè)丝凇?/p>

（3）醫(yī)療貧困。以每千農(nóng)村人口村衛(wèi)生室人員數(shù)衡量農(nóng)村醫(yī)療貧困程度。

2.農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平（RIF）。由于無法獲得非正規(guī)金融發(fā)展的官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，本文借鑒冉光和和湯芳樺（2012）[5]等學(xué)者的做法，選用《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》中各地區(qū)農(nóng)村農(nóng)戶投資資金來源和農(nóng)村非農(nóng)戶投資資金來源中的自籌資金和其他資金四項(xiàng)之和來衡量農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展情況。以農(nóng)村非正規(guī)金融數(shù)據(jù)與農(nóng)林牧漁增加值的比值作為非正規(guī)金融發(fā)展水平的衡量指標(biāo)，RIF既是模型的核心解釋變量，也是門檻變量。

3.其他控制變量。選取財(cái)政支農(nóng)力度、農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鄉(xiāng)收入差距以及農(nóng)村化學(xué)技術(shù)發(fā)展作為控制變量。財(cái)政支農(nóng)力度（FSA）采用財(cái)政支出中農(nóng)林水事務(wù)支出與財(cái)政總支出的比值衡量。農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比（EMP）采用第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口占農(nóng)村總就業(yè)人口比重表示。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（RGDP）采用農(nóng)林牧漁增加值反映，并使用相應(yīng)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減處理；城鄉(xiāng)收入差距（CXSRB）用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比表示；農(nóng)村化學(xué)技術(shù)發(fā)展（CHEM）則用化肥施用量和農(nóng)作物總播種面積之比衡量。

為了消除異方差帶來的影響，對所有指標(biāo)都進(jìn)行了對數(shù)處理。由于西藏地區(qū)大部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，本文的面板數(shù)據(jù)包括除西藏外全國30 個(gè)省（市、自治區(qū)），時(shí)間跨度為2003-2016年。相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

三、實(shí)證分析及結(jié)果說明

（一）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。首先，對模型進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。本文以非正規(guī)金融發(fā)展水平為門檻變量，采用“自抽樣法”進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由表1可知，三個(gè)模型均存在單一門檻效應(yīng)，且均在5%的顯著性水平下顯著；其中，模型（2）和模型（3）在1%的顯著性水平下顯著。但三個(gè)模型的雙重門檻效應(yīng)均不顯著，因此，三個(gè)模型單一門檻效應(yīng)。

表1 各模型門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

其次，要對門檻值進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。三個(gè)模型的門檻值依次為-0.8416、-1.5267和1.3137，分別對應(yīng)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平為0.4310、0.2173和3.7199。至此，農(nóng)村非正規(guī)金融減緩農(nóng)村收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困的非線性特征得到驗(yàn)證。

表2 各模型門檻值估計(jì)結(jié)果

（二）模型估計(jì)結(jié)果與分析。在上文門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用面板門檻模型對各變量進(jìn)行回歸。為了便于比較，本文同時(shí)列出了線性固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，具體如表3至表5所示。

1.收入貧困模型估計(jì)結(jié)果。表3報(bào)告了模型（1）即收入貧困模型的估計(jì)結(jié)果。在固定效應(yīng)模型中，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平與農(nóng)村人均消費(fèi)支出顯著正相關(guān)，說明農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展有效地促進(jìn)了農(nóng)村地區(qū)收入貧困的減緩。其他控制變量中，除農(nóng)村化學(xué)技術(shù)水平系數(shù)不顯著外，財(cái)政支農(nóng)支出增加、農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)占比下降、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高以及城鄉(xiāng)收入差距縮小都有利于減緩農(nóng)村收入貧困。

表3 模型（1）估計(jì)結(jié)果（收入貧困模型）

在面板門檻模型中，當(dāng)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平處于不同區(qū)間時(shí)，農(nóng)村非正規(guī)金融對于收入貧困減緩的促進(jìn)效果有所不同，存在鮮明的門檻特征。當(dāng)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平低于0.4310時(shí)，其系數(shù)估計(jì)值為0.092，表明非正規(guī)金融發(fā)展能有效促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)收入貧困減緩；當(dāng)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平高于0.4310 時(shí)，其系數(shù)估計(jì)值為0.247，在跨越門檻值后，農(nóng)村非正規(guī)金融減貧效果得到顯著提升。這是因?yàn)?，隨著農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模的擴(kuò)大和服務(wù)面的拓寬，貧困人口或者通過更加便利地獲得低成本的非正規(guī)金融支持或者因農(nóng)村經(jīng)濟(jì)加速發(fā)展獲得更多更好的工作機(jī)會(huì)提升了自身收入及消費(fèi)水平。

根據(jù)門檻值可將樣本劃分為低區(qū)制和高區(qū)制，由原數(shù)據(jù)可計(jì)算出各地區(qū)考察期內(nèi)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平的均值，從而判斷農(nóng)村非正規(guī)金融減貧效果的地區(qū)差異。在全國30個(gè)省份中，已有18個(gè)省份對門檻值實(shí)現(xiàn)了跨越，說明在全國五分之三的地區(qū)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展高效地促進(jìn)了農(nóng)村人均消費(fèi)支出的增加。尚未跨越門檻值的12個(gè)省份除海南外均位于中西部地區(qū)，且主要位于西部地區(qū)。究其原因，相較于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的中東部地區(qū)，西部地區(qū)及較貧困的中部地區(qū)農(nóng)民自身資本積累不足、非正規(guī)金融規(guī)模較小，難以為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提供有效支撐，非正規(guī)金融只是部分地解決了農(nóng)戶短期小額貸款需要，因此，其減貧效果不及中東部地區(qū)。

其他控制變量中，財(cái)政支農(nóng)支出增加、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高以及城鄉(xiāng)收入差距縮小都對農(nóng)村收入貧困減緩起到顯著的促進(jìn)作用，且作用效果與固定效應(yīng)模型基本一致。

2.教育貧困模型估計(jì)結(jié)果。表4報(bào)告了模型（2）即教育貧困模型的估計(jì)結(jié)果。在固定效應(yīng)模型中，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平提高對農(nóng)村居民人均受教育水平的提升有顯著的正向作用。控制變量中財(cái)政支農(nóng)支出增加、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高以及城鄉(xiāng)收入差距縮小都對減緩農(nóng)村教育貧困作用顯著。

表4 模型（2）估計(jì)結(jié)果（教育貧困模型）

在面板門檻模型中，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對教育貧困影響具有鮮明的單一門檻特征，門檻值為0.2173。在未跨越門檻值的低區(qū)制內(nèi)，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平的系數(shù)估計(jì)值為0.012，表明非正規(guī)金融發(fā)展能有效促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)教育貧困減緩；當(dāng)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平跨越門檻值，邁入高區(qū)制時(shí)，其系數(shù)估計(jì)值為0.036，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展減緩教育貧困的邊際收益遞增。另外，考慮農(nóng)村非正規(guī)金融減緩教育貧困的地區(qū)差異。除內(nèi)蒙古和海南外，其他省市均處在高區(qū)制水平，說明農(nóng)村非正規(guī)金融是解決農(nóng)村教育貧困的一個(gè)有益補(bǔ)充。由于我國九年義務(wù)教育的普及以及農(nóng)民教育觀念的轉(zhuǎn)變，在農(nóng)村地區(qū)，對于教育的重視程度不斷提升，農(nóng)村家庭中教育支出比重日益增長，非正規(guī)金融發(fā)展不但通過促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展與基礎(chǔ)設(shè)施完善改善教育貧困，也通過增加農(nóng)戶收入進(jìn)而增加家庭教育支出提升農(nóng)村受教育水平。從其他控制變量來看，變量作用效果與固定效應(yīng)結(jié)果基本一致。

3.醫(yī)療貧困模型估計(jì)結(jié)果。表5報(bào)告了模型（3）即醫(yī)療貧困模型的估計(jì)結(jié)果。在固定效應(yīng)模型中，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平提高對農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)改善有明顯的促進(jìn)作用?？刂谱兞恐胸?cái)政支農(nóng)支出增加和城鄉(xiāng)收入差距縮小能夠顯著減緩農(nóng)村醫(yī)療貧困。

在面板門檻模型中，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對農(nóng)村醫(yī)療貧困影響的門檻值為3.7199。門檻值前后，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平的系數(shù)估計(jì)值分別為0.083和0.480，表明農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展有效促進(jìn)了農(nóng)村醫(yī)療水平的提高，并且在跨越門檻值后作用效果大幅度提升。但是，值得注意的是，在全國30個(gè)省市中，只有浙江和上?？缭搅碎T檻值，而其他省市仍處于低區(qū)制內(nèi)。上述結(jié)果反映的是農(nóng)村非正規(guī)金融通過經(jīng)濟(jì)增長的間接效應(yīng)對農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療貧困的改善作用。非正規(guī)金融促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長和財(cái)政收支增加，從而帶來了地區(qū)醫(yī)療資源投入的增大，農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)水平由此得到提升。其他控制變量中，財(cái)政支農(nóng)支出增加、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高以及城鄉(xiāng)收入差距縮小也有利于農(nóng)村醫(yī)療貧困的減緩。

表5 模型（3）估計(jì)結(jié)果（醫(yī)療貧困模型）

可見，總體看來，現(xiàn)階段非正規(guī)金融發(fā)展對于農(nóng)戶在收入、教育和醫(yī)療三方面貧困的減緩都有顯著的促進(jìn)作用，對應(yīng)于圖1中的前兩個(gè)階段。這與目前農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高，以及農(nóng)村金融市場發(fā)展尚不完善的現(xiàn)狀相吻合。另外，需要指出的是，由于非正規(guī)金融缺乏規(guī)范的契約和有效的監(jiān)管，非法集資、中介人跑路、洗錢犯罪等現(xiàn)象層出不窮，給農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和農(nóng)民財(cái)產(chǎn)都造成不小的損失，是非正規(guī)金融走向成熟必須解決的問題。

四、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論?；诜钦?guī)金融在農(nóng)村地區(qū)的天然適應(yīng)性以及現(xiàn)階段農(nóng)村貧困表現(xiàn)形式的多樣性，本文分析了非正規(guī)金融減緩農(nóng)村貧困的作用機(jī)理，并在此基礎(chǔ)上利用我國2003-2015年省級面板數(shù)據(jù)，采用面板門檻模型分析了農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展與農(nóng)村收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困之間的非線性關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：

第一，從總體上看，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展有助于減緩農(nóng)村多維貧困。

第二，農(nóng)村非正規(guī)金融減緩收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困的作用效果是非線性的，均呈現(xiàn)出鮮明的單一門檻特征。對于任一維度的貧困，在跨越門檻值前后，非正規(guī)金融發(fā)展都能顯著促進(jìn)農(nóng)村貧困的減緩；并且，在跨越門檻值后，非正規(guī)金融減貧的正向作用均有所增強(qiáng)。

第三，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展的多維減貧效果呈現(xiàn)出區(qū)域不平衡特征。在對收入貧困的分析中，有18 個(gè)省市處于非正規(guī)金融發(fā)展的高區(qū)制，非正規(guī)金融減貧效果顯著強(qiáng)于其他地區(qū)；在對教育貧困的分析中，只有內(nèi)蒙古和海南處于低水平區(qū)間，相較于其他省市，其農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展減貧效果較弱；在對醫(yī)療貧困的分析中，只有浙江和上海兩省處于高區(qū)制內(nèi)，這兩省農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對醫(yī)療貧困的減緩效果頗為突出。

第四，加大財(cái)政支農(nóng)力度、提升農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和縮小城鄉(xiāng)收入差距都能顯著促進(jìn)農(nóng)村收入、教育及醫(yī)療貧困的減緩。農(nóng)村就業(yè)結(jié)構(gòu)變化只對收入貧困有顯著影響，農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)占比下降有助于收入貧困的減緩，但是對教育貧困和醫(yī)療貧困的影響并不顯著。

（二）政策建議?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，本文提出以下政策建議。

第一，進(jìn)一步放開政策方面對非正規(guī)金融的約束，給予其明晰的發(fā)展定位，并加強(qiáng)對農(nóng)村非正規(guī)金融的監(jiān)管，發(fā)揮積極引導(dǎo)作用，保障農(nóng)村非正規(guī)金融陽光有效運(yùn)行。

第二，綜合考慮農(nóng)民各方面需要，構(gòu)建多元化農(nóng)村扶貧體系，在準(zhǔn)確識別致貧原因的基礎(chǔ)上，根據(jù)貧困農(nóng)戶不同需求提供有差別的金融服務(wù)，實(shí)現(xiàn)金融精準(zhǔn)扶貧。

第三，根據(jù)不同區(qū)域在不同發(fā)展階段非正規(guī)金融減貧效果的差異，對其他金融資源進(jìn)行合理配置，充分釋放各種金融資源在解決農(nóng)村貧困問題方面的積極作用。

第四，加大公共財(cái)政投入力度，完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展與金融服務(wù)成本，激發(fā)農(nóng)村各類市場主體活力，從而促進(jìn)農(nóng)村扶貧深層次推進(jìn)。