中国金融发展对贫困减少长短期动态影响

巴磊林

(合肥工业大学 管理学院，安徽　合肥　230009)

中国金融发展对贫困减少长短期动态影响

巴磊林

(合肥工业大学 管理学院，安徽合肥230009)

摘要：贫困问题是制约经济发展和影响社会稳定的重大障碍性因素之一。利用经济计量方法，对中国1985年到2013年金融发展、经济发展对城镇贫困减少长、短期影响和Granger因果关系进行实证研究。实证结果表明：1985年至2013年，金融发展、经济发展、贫困减少三者之间存在长期均衡的关系。从长短期来看，中国经济发展、金融发展能够有效促进贫困的减少。因此政府要从宏观经济发展、金融发展的角度制定脱贫工作新政策。加快经济发展，进一步深化中国金融发展与改革对于解决中国贫困问题具有重要指导意义和实践意义。

关键词：金融发展；经济发展；协整；脱贫

一、引言

近几年来，经济理论界和政策研究部门对金融问题进行了很多研究并且不断深入，产生了不少研究成果，但对金融发展与反贫困关系的研究工作比较少。理论研究表明：经济增长对减贫存在正向的作用，即其他条件不变时，经济增长会带来贫困的减少；金融发展对减贫存在正向的作用，即其他条件不变时，金融发展会带来贫困的减少。

Geda等人(2006)[1]选取埃塞俄比亚1994年至2000年城乡相关数据，通过构建一个经济计量模型对金融发展对贫困影响效应进行研究。研究表明，如果穷人获得的信贷增多，那么其贫困发生率就会明显降低，信贷能扩大居民消费，因而金融发展能够促进贫困减少。Jeannene和Kpodar(2005)[2]选取发展中国家近20年数据，从金融发展和金融波动性这两个角度出发，通过构建一个评价贫困的模型，对金融波动、金融发展与贫困减少三者动态关系进行实证研究。研究表明，金融发展通过麦金农渠道效应对减贫产生直接影响，通过经济增长对减贫产生间接影响。Honohan(2004)[3]选取金融机构数量、金融深度指数和贫困发生率作为评价因素，对主流金融和微观金融进行比较，他发现二者对减贫表现出互为补充、互为交替的影响效应，并得到主流金融对减贫有明显的正向效应结论。Barr(2005)[4]通过实证分析得到结论，微型金融既能够促进金融市场自我完善和不断成熟，又对贫困减少具有正向的作用。Jalilian和Kirkpatrick(2001)[5]选用了26个发展中国家的数据来研究金融发展对贫困减缓的影响，研究表明，金融发展指数每提高1%，贫困人群收入将提高0.4%。张立军，湛泳(2006)[6]选用1994～2004年年度数据，研究小额信贷与贫困减少的动态关系，实证表明小额信贷可以提高农民人均收入，脱贫效应明显。彭建刚，李关政(2006)[7]通过实证得出结论，改善金融发展结构，加大中小金融机构发展力度，有利于调整经济发展结构，增加农村居民人均可支配收入，从而起到减贫效应。郑长德(2008)[8]对金融中介发展、收入分配和农村脱贫三者关系进行实证研究，认为金融发展能够促进经济增长和调整收入分配的不平等性，对贫困减少有促进作用。杨俊，王燕，张宗益(2008)[9]选用1980～2005年年度数据，使用VAR方法,分析了中国金融发展对贫困减少长短期动态影响和Granger因果关系。实证研究表明金融发展没有成为减贫的有效因素，二者不存在Granger因果关系。杨小玲(2009)[10]选用1978～2007年时间序列数据研究了中国农村金融发展与农村贫困减少两者的动态关系，得出农村金融机构授信放宽，农村金融发展对脱贫效应有促进作用。陈银娥，师文明(2010)[11]选用1980～2005年年度数据，研究了中国农村正规金融、非正规金融发展对农村贫困减少的动态影响。研究表明，农村正规金融发展能够减缓农村贫困状况，但是促进作用不明显；非正规金融发展对农村贫困减少没有起到良好的促进效果。

由以上研究可知，金融发展在以下两个方面对脱贫产生作用，一是金融机构通过提供金融产品、金融服务给贫困群体和对他们授信放宽的方式，使贫困群体获得更多资本进行生产，以增加经济收入。二是金融发展促进经济增长，而经济增长带来的效益会由富裕群体向贫困群体流动，使穷人受益，从而脱贫,产生经济增长的涓流效应。

在中国居民多维贫困影响因素分析方面，已有文献集中讨论经济增长、收入分配不平等与贫困减少三者的关系，本文将综合运用经济计量方法，具体包括协整理论与误差修正模型、Granger因果检验、脉冲响应函数与方差分解等方法从金融发展的视角来对金融发展、经济增长对贫困减少的长短期动态影响进行讨论分析，进而对减贫提供决策依据。

二、模型与方法

(一)协整理论与方法

1.单位根检验

如果一个时间序列Xt是非平稳的，则其均值和方差将随时间t改变，这样的时间序列数据必须经过d次差分才可以转换成为平稳时间序列数据，那么这样的序列被称为d阶单整，记为I(d)。在进行协整分析时，首先需要判断数据是否满足同阶单整。在ADF检验中，检验假设为H0∶u=1。当检验结果拒绝原假设，则说明原序列不存在单位根，为平稳序列。回归方程为：

(1)

其中，Xt是被检验的序列，α是常数项，T为时间趋势，p为滞后项，εt是随机误差项。对于原始序列，当临界值大于T统计量，则拒绝原假设，此序列为平稳的I(0)序列；如果序列通过一阶差分后才平稳,那么该序列是I(1)序列。

2.Johansen协整检验

假设{Xt}是m维向量时间序列，在估计之前，首先要确定{Xt}中协整关系的个数，即协整的秩。Jonhansen协整检验就是通过极大似然估计来检验协整的秩。由于{Xt}存在协整关系时，协整的秩等于影响矩阵的秩，而影响矩阵的秩等于矩阵中非零特征根的个数，因此可以通过判断影响矩阵非零特征根的个数，来确定协整关系的个数。Johansen和Juselius(1990)基于似然比检验构造了两种形式的检验统计量，一种是迹(trace)统计量，一种是最大特征根统计量。

H0∶r≤r0和H1∶r>r0，(0≤r0≤m)

(2)

原假设表明系统中至多存在r0个协整关系，迹(trace)统计量形式如下：

(3)

式中，λ1≥λ2≥…≥λm为影响矩阵的特征根。

当样本容量T→∞时，检验统计量λtrace的渐近分布为

(4)

式中，W(r)是m-r维的布朗运动，其协方差矩阵为单位矩阵Ⅰ(m-r)×(m-r)。

检验过程为连续检验，具体方法为：首先检验r=0，若λtrace<临界值，则接受原假设，检验终止，表明{Xt}中不存在协整关系；若λtrace>临界值，则拒绝原假设，检验继续；依次检验r≤1，r≤2，…，r≤m-1，直至出现r*，使得r≤r*-1被拒绝，而r≤r*被接受，则结论为rank{}=r*，表明{Xt}中存在r*个协整关系。

检验协整的秩的第二种统计量是最大特征根统计量，其检验假设与迹(trace)统计量假设的不同之处在于，备择假设变为系统中至多存在r0+1个协整关系，形式如下：

H0∶r≤r0和≤H1∶r≤r0+1,(0≤r0≤m)

(5)

检验统计量：

λmax=-T1n(1-λr0+1)

(6)

最大特征根统计量检验过程与迹统计量类似，这里不再赘述。

(二)Granger因果检验

对于变量X和Y，如果在考虑变量X的条件下，变量Y的预测效果要好于只单独由Y的过去信息对Y进行预测的效果，即变量X的变化有助于解释变量Y的变化，则认为X是引起Y变化的Granger原因。

需要进行如下步骤来判断X是否是引起Y变化的Granger原因：

步骤1：为检验X不是引起Y变化的Granger原因，利用最小二乘法估计如下两个回归模型。含有假设条件约束的回归方程为：

(7)

不含假设条件约束的回归方程为：

(8)

式中，RRS1、RSS2分别为两个回归方程对应的残差平方和。

步骤2：根据上述两个残差平方和来计算统计量，检验系数是否满足原始假设：H0∶β1=β2=…=βs=0。构造如下统计量：

(9)

式中，n为样本容量；s、k均为参数个数。

步骤3：利用F统计量检验原假设H0。对于给定的显著性水平，若拒绝原假设，认为至少有一个显著地不为零，即认为X是Y的Granger原因；反之，则认为X不是Y的Granger原因。

与此类似，可以检验Y是否是引起X的Granger原因，只要在模型中将X换成Y，Y换成X即可。

(三)误差修正模型

误差修正模型与协整理论之间具有等价性，是从另外一个角度揭示变量之间的相互依赖关系，它能够在一个方程体系中综合描述经济变量之间长期静态和短期动态关系。最为简单的误差校正模型表示如下：

Δyt=β0Δxt+γecmt-1+εt

(10)

其中，ecm是回归模型的残差项，γ<0。称该模型为“误差修正模型”，简称ECM。

例如，对于yt的(1，1)阶自回归分布滞后模型：

yt=α+β0xt+β1xt-1+β2yt-1+εt

(11)

在模型两端同时减yt-1，并在模型右端±β0XT-1，得：

Δyt=α+β0Δxt+(β0+β1)xt-1+(β2-1)yt-1+εt

Δyt=β0Δxt+γ(yt-1-α0-α1xt-1)+εt

(12)

其中，γ=β2-1，α0=(α+β0)/(1-β2)，α1=β1/(1-β2)。

记ecmt-1=yt-1-α0-α1xt-1

(13)

则Δyt=β0Δxt+γecmt-1+εt

(14)

(四)脉冲响应函数

脉冲响应函数描绘出一个内生变量的新息冲击对VAR模型中其他变量的影响。对于一个p阶VAR模型：

Yt=B+A1Yt-1+…+ApYt-p+εt

(15)

式中：Yt是k维向量；Ai是系数矩阵；B是常数向量；εt是k维误差向量，其协方差矩阵为Ω。

经过变形，上述模型可等价为：

(16)

式中：ψ是系数矩阵，C是常数向量，p为非奇异矩阵，满足PP′=Ω，ωt为向量白噪声。系数矩阵ψsP的第i行第j列元素，表示系统中变量i对变量j的一个标准误差的正交化冲击的s期脉冲响应。

三、实证研究

(一)指标选取

贫困受居民自身原因、人力资本、金融原因、政府政策、经济因素等因素多重影响，由于受到数据选取的限制，本文选用的主要指标是贫困指数(包含贫困发生率、贫困深度、贫困强度三个方面)、经济发展指标、金融深度指标，由于农村收入来源分组数据统计时间较短，本文分析的各贫困指标是城镇贫困指标。各变量说明见表1：

表1　变量说明

其中，M2代表广义货币供给，GDP代表国内生产总值。此外，由于国家没有发布一个全国统一的城镇贫困线标准，因此本文以国家统计局发布的以2000年价格计算得到的当年人均纯收入1 875元作为城镇贫困线标准。选用的收入数据是城镇居民人均可支配收入分组数据，其中包括城镇居民最低、较低、中等偏下、中等、中等偏上、较高、最高收入户人均可支配收入，7个分组住户占样本的比例分别为10%，10%，20%，20%，20%，10%，10%。

其中对FGT指数的理解如下：

(17)

其中，x为居民收入，f(x)是收入分布的密度函数，z是贫困标准，x是居民个体收入。当α=0时，P0为贫困发生率，用FGT0表示。当α=1时，P1为贫困深度指数，用FGT1表示，反映贫困居民的收入距离贫困线之间的远近。当α=2时，P2为贫困强度指数，用FGT2表示。它表示加权平均时给予最贫困人口以最大权重，是FGT0和FGT1的进一步说明。当贫困群体数量和居民年均收入维持不变时，FGT0和FGT1均无法衡量，而只能用FGT2来反映贫困人口收入分配的不平等状况。

(二)数据来源

本文选取1985年至2013年共29个年度数据，统计年度较长。数据选取于《统计年鉴》和《金融年鉴》。在对变量进行讨论前，本文对变量进行对数变换，有如下好处：一是经对数变换后的时间序列，其一次差分就变成了按照百分比变化的增长率；二是用协整和误差修正模型对经济变量相互关系进行研究，对变量进行对数变换可以把变量的变化理解为弹性变化。

(三)实证结果

本文使用Eviews8.0统计软件进行统计回归分析。为检验时间序列平稳性，对所采用的数据分别进行单位根检验和协整检验，结果如下所示。

1.单位根检验

本文选用ADF的方法进行单位根检验，检验结果发现，原序列都是非平稳的，但经一阶差分后，1nFGT0，1nFGT1，1nFGT2均在10%的显著水平内达到平稳，1nM在1%的显著水平内达到平稳，1nGDP在5%的显著水平下达到平稳，均满足一阶单整的条件。具体检验结果见表2。

表2　单位根检验结果

注：检验类型(C,T,L)中，C、T、L分别代表常数项、时间趋势和滞后阶数.

2.协整检验

通过ADF检验表明，各序列都是一阶单整的，因此有存在协整关系的可能。协整检验的目的在于，如果一组非平稳时间序列数据存在一个平稳的线性组合，那么，非平稳的时间序列之间就存在着一种长期稳定的均衡关系，可以用来进行时间序列分析。常用的协整检验方法有两种：一种是EG两步法，另一种是基于Johansen协整检验，本文选择后一种检法方法。

首先确定协整检验的最优滞后阶数。建立贫困指数(1nFGT0、1nFGT1、1nFGT2)与各变量(1nGDP、1nM)之间的VAR模型。根据AIC最小原则确定协整检验的最优滞后阶数都为1阶。检验结果见表3：

表3　贫困发生率、贫困强度、贫困深度与金融深度协整方程式

注：变量估计系数下面括号里面数表示相应系数的值，带*表示在5%的显著性水平.

根据迹统计量和最大特征值与5%个临界值比较来看，贫困指数1nFGT0、1nFGT1、1nFGT2分别与变量1nGDP、1nM之间存在协整关系，这表明贫困各指标与金融深度、经济发展之间存在长期均衡的关系。协整方程见表3：

从上述3个协整方程，我们得知贫困发生率、贫困深度、贫困强度与金融深度指数和经济发展存在显著的负相关关系。这表明，从长期来看，金融深度发展水平越高，城镇贫困发生率、城镇贫困深度、城镇贫困强度越小，贫困程度也会得到减轻。金融深度发展水平每提高1%，贫困发生率下降0.22%，贫困强度下降0.22%，贫困深度下降0.23%。贫困发生率、贫困强度与经济发展存在显著的负相关关系，这表明从长期来看，经济发展能够促进贫困的减少。这与大部分的研究结论一致。

从长期来看金融深度发展对贫困减少起到了降低的作用，但不够明显。究其原因可能是，改革开放以来，城镇金融取得快速的发展，但是不同地区金融发展水平存在不均衡性，而且随着经济的发展，城镇居民收入差距可能会扩大，能加剧贫困的发生。总体而言，我国城镇的贫困率是呈下降趋势的，随着金融产品的逐步创新、理财产品的种类增加以及资本市场的不断发展，金融深度发展对贫困降低将发挥更加积极有效的作用。

3.误差修正模型实证结果

在确定了金融深度指数、经济发展、贫困减少之间的长期均衡关系之后，利用向量误差修正模型来反映三者之间的短期动态关系，分析结果见表4。

在VEC模型中，VECM是误差修正项，反映变量之间的长期均衡关系，其前面的系数表示变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，将其调整到均衡状态的调整速度。所有作为解释变量的差分项的系数反映该变量的短期波动对解释变量的短期变化的影响。从长期来看，当上期贫困发生率、贫困强度、贫困深度上升的时候，误差修正机制促使本期贫困发生率、贫困深度等指标下降，起调整作用的系数分别为-0.1049、-0.0953、-0.0811，这3个贫困指数对应的调整系数都是显著的负相关，起到良好的误差调整作用。这表明这3个贫困指数变动存在一种回归均衡水平趋势，同时这种长期作用在持续发挥作用。从短期来看，金融深度指数与3种贫困指数都呈现显著负相关，这说明金融深度指数能够促进这三类贫困指数的下降。我国城镇居民人均收入较高，能够满足其基本生活需要，人们把多余的资本放在银行储蓄，同时，城镇金融的发展给人们提供了购买金融产品，投资储蓄的机会，使资产做到保值增值，从而降低了贫困的发生。

表4　贫困发生率与金融深度指数的向量误差修正模型估计结果

注：***表明1%显著性水平，**表明5%显著性水平，*表明10%显著性水平，(-1)表示滞后一期，D表示差分.

4.Granger因果检验结果

确定了金融深度、经济发展和贫困指数之间的长期、短期关系并不能说明它们之间存在因果关系，本文用Granger因果方法检验它们之间是否存在因果关系。Granger因果检验不是检验逻辑上变量间的因果关系，而是变量间的先后顺序，是否存在一个变量的前期信息会预测另一个变量的当期。

表5　贫困指标与金融深度Granger因果检验

注：***表明1%显著性水平，**表明5%显著性水平，*表明10%显著性水平.

表6　贫困指标与经济发展Granger因果检验

注：***表明1%显著性水平，**表明5%显著性水平，*表明10%显著性水平.

由表5、表6可知，金融深度是城镇贫困发生率、城镇贫困强度和城镇贫困深度变化的Granger原因。同时，城镇贫困发生率、城镇贫困强度是金融深度水平的Granger原因，但是城镇贫困深度不是金融深度水平的Granger原因。经济发展是城镇贫困发生率、城镇贫困强度和城镇贫困深度变化的Granger原因，城镇贫困发生率、城镇贫困强度、城镇贫困深度都不是经济发展水平的Granger原因。究其原因可能是，城镇贫困发生率、城镇贫困强度的降低在一定程度上说明城镇居民收入的增加，这为金融发展提供了资本来源，是金融发展的影响因素之一。这个表明金融的发展和经济的增长是使贫困指标下降的重要因素。

5.脉冲相应结果

脉冲影响函数用来进一步刻画当在误差修正模型扰动项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响，用来研究变量间的相互影响。图1～图6分别是城镇贫困发生率、城镇贫困强度、城镇贫困深度受相应金融发展的脉冲反应函数曲线，横轴代表时间范围，展示的是30年，纵轴代表贫困指数对金融发展单位冲击的响应程度。实线部分为脉冲影响函数，两条虚线部分表示正负两个(+/-)标准差偏离带。脉冲响应图见图1至图6：

图1　贫困发生率受金融发展脉冲响应

图2　贫困发生率受经济发展脉冲响应

图3　贫困强度受金融发展脉冲响应

图4　贫困强度受经济发展脉冲响应

图5　贫困深度受金融发展脉冲响应

图6　贫困深度受经济发展脉冲响应

由图1～图6可以得到，金融发展、经济发展对贫困发生率产生的冲击效应均表现为负向变动趋势，冲击作用先增加后减少，再趋于收敛状态。这表明从长、短期来看，金融发展、经济发展有利于贫困发生率的减少，贫困发生率受金融发展冲击呈现先缓慢变化，到第5期冲击作用最大，受经济发展冲击呈现先缓慢变化，到第4期冲击作用最大。这说明金融发展和经济发展对贫困的降低不是立即见效的，而是具有滞后性，经济的发展先于金融发展对贫困产生影响。贫困强度和贫困深度的分析与此类似，不再赘述。从长期来看金融的发展对贫困的减少有促进作用。这与协整得到的结论相一致。

(四)结论

本文运用经济计量分析方法对中国金融深度指数与城镇贫困指标的关系进行研究，实证研究表明1985～2013年，中国金融深度、经济发展、城镇贫困指标(贫困发生率、贫困深度、贫困强度)三者之间存在协整关系，即存在长期均衡的关系。中国金融深度和经济发展是城镇贫困(贫困发生率、贫困深度、贫困强度)的Granger原因。而且，城镇贫困指标(贫困发生率、贫困深度)是中国金融深度的Granger原因，贫困强度不是中国金融深度的Granger原因，三个贫困指标不是经济发展的Granger原因。这为政府从金融视角研究脱贫问题提供了理论与实证支持，也与本文的研究思路相一致。从短期看，中国金融发展和经济增长对城镇贫困减少具有短期的促进作用, 但效果不明显。从长期看，金融深度指数抑制了城镇贫困发生率、贫困深度、贫困强度的减少，有效地促进了贫困减少。这表明中国金融发展已经成为促进城镇贫困减少的有效因素，金融发展对贫困的降低有积极的作用。脉冲响应结果表明，随着时间的推移，金融发展水平和经济增长对贫困指数先起到负向冲击作用，冲击作用逐渐增强，随后下降，但是都是负向冲击。金融发展成为解决贫困问题的有效路径之一。

1980年以来，随着城镇产业结构调整步伐的加快，城镇形成了冲击性的贫困，它对中国扶贫工作是一个巨大挑战。虽然从短期和长期来看，中国金融发展对城镇贫困减少有促进作用，但随着中国金融体制改革的不断深化和发展，现行经济发展战略和金融制度所带来的中国金融发展在功能上仍与贫困减少之间存在不协调的事实。因此，加大金融体制改革创新和发展力度，使金融发展成为脱贫的新路径势在必行。要继续深化金融发展和创新，优化金融的制度安排，推动金融市场向着正确合理的方向有序发展，为改善中国贫困状况创造良好的金融发展环境。

(五)政策建议

2001年至2010年，我国实施了《中国农村扶贫开发纲要》。十年间农村扶贫工作取得了巨大成就，农村居民生活水平稳步提高，贫困人口大幅减少。但贫困人群在生活环境质量、人力资源条件、经济发展水平等方面仍处于相对劣势地位，扶贫任务依然艰巨。

21世纪以来，中国的扶贫工作取得了巨大成就，基本上解决了居民的温饱问题。但仍然面临巨大压力。如何在新时期，新常态下，有效全面地把贫困对居民的影响降到最低，成为一项艰巨的政治任务。基于经济发展和金融发展的视角，笔者提出以下政策建议。

第一，加快经济发展，惠及贫困群体。今后我国制定经济增长目标和任务时，更多地应该考虑如何将经济增长对贫困减少的效应发挥到最大。要针对不同地区实际情况制定更具有针对性的减贫经济政策，从而将贫困人数降低。在贫困地区，营造良好的投资环境，刺激私人投资，创造就业机会，能够为贫困群体增加新的收入来源，更重要的是通过增加对基础教育和卫生医疗的财政投入，发挥贫困居民人力资本作用，让穷人直接参与到经济发展中并对其做出贡献，从经济增长中得到实惠。

第二，加大金融创新，深化金融体制改革。加大对民间资本发起设立的中小型银行等金融机构的支持力度，引导民间资本参股、投资金融机构，加大金融创新，开发出更多保值增值的金融产品，惠及人民群众。积极发展农业保险，探索建立巨灾保险制度，积极应对自然灾害，将巨灾对人民的损失降到最低。建立健全合理的信贷机制，更多地将资本投入到民生领域，发展实体经济。让金融为小微企业、“三农”等实体经济服务，发挥金融杠杆作用，将金融对贫困减少的效用发挥到最大限度，为我国脱贫做出新贡献。

参考文献：

[1]Geda A, Shimeles A， Zerfu D. Finance and poverty in Ethiopia[R]. Research Paper No51,United Nations University,2006.

[2]Odhiambo N M. Financial deepening and poverty reduction in Zambia: an empirical investigation[J]. International Journal of Social Economics,2009, 37(1): 41-53.

[3]Honoman P. Financial Sector Policy and the Poor[R].World Bank Working Paper No43, 2004.

[4]Barr M S. Microfinance and financial development[J]. Michigan Journal of International Law, 2005,(26):271-279.

[5]张立军,湛泳.金融发展与降低贫困——基于中国1994～2004年小额信贷的分析[J].当代经济科学,2006,(6):36-42.

[6]张立军,湛泳.我国农村金融发展对城乡收入差距的影响[J]. 财经科学,2006,(4):53-60.

[7]彭建刚,李关政.我国金融发展与二元经济结构内在关系实证分析[J].金融研究,2006,(4):90-100.

[8]郑长德.中国的金融中介发展、收入分配和贫困减缓关系的实证研究[J].西部商学评论,2008,(1):68-83.

[9]杨俊,王燕,张宗益.中国金融发展与贫困减少的经验分析[J].世界经济,2008,(8):62-76.

[10]杨小玲.中国农村金融发展与贫困减少的实证研究[J].金融教学与研究,2009,(6):12-16.

[11]陈银娥,师文明.中国农村金融发展与贫困减少的经验研究[J].中国地质大学学报: 社会科学版,2010,10(6):100-105.

责任编校：张静，罗红

The Short-term and Long-term Dynamic Effects of Poverty Reduction Originating From the Financial Development

BA Lei-lin

(Hefei University of Technology, Hefei 230009， China)

Abstract:Poverty is a major obstacle of controlling economic development and affecting social stability. This paper uses econometric methods to study the long and short-term effects of the reduction of urban poverty and Granger causal relationship coming from the finance development of China from 1985 to 2013. The results show as follows: Between 1985 and 2013, there exists long-term equilibrium relationship among financial development, economic development and poverty reduction. From the short and long term, the economic and financial development can promote the reduction of poverty effectively.Therefore, government's anti-poverty work should make new policy from the angle of macroeconomic and financial development. It is important to solve the problem of China's poverty by speeding up the economic development, deeping financial development and reform.

Key words:financial development；economic development；cointegration；poverty reduction

收稿日期：2015-12-18

作者简介：巴磊林，男，河南信阳人，硕士，研究方向为数量经济。

中图分类号：F832

文献标识码：B

文章编号：1007-9734(2016)01-0005-08