張寧，張兵，秦曉暉，陸磊

（1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院，江蘇南京210095；2.西南交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，四川成都610031；3.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)江蘇農(nóng)村金融發(fā)展研究中心，江蘇南京210095）

非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭收入、消費(fèi)水平的影響分析
——基于對(duì)江蘇1202戶家庭的調(diào)查

張寧1，3，張兵1，2，秦曉暉1，陸磊1

（1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院，江蘇南京210095；2.西南交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，四川成都610031；3.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)江蘇農(nóng)村金融發(fā)展研究中心，江蘇南京210095）

分析非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭收入及消費(fèi)的影響機(jī)理，并基于微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，利用工具變量分位數(shù)回歸法（IVQR）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，同時(shí)采用match估計(jì)平均處理效應(yīng)的方法測(cè)算非正規(guī)金融對(duì)家庭收入及消費(fèi)水平的影響程度，結(jié)果表明：雖然非正規(guī)金融借款主要用于生活消費(fèi)，但其仍通過(guò)減少家庭消費(fèi)資金對(duì)生產(chǎn)投資資金的擠占間接增加了家庭的生產(chǎn)投資支出，進(jìn)而對(duì)家庭的收入和消費(fèi)均具有顯著的正向作用；由于非正規(guī)金融的存在，所有樣本家庭平均增加的純收入和消費(fèi)支出分別為507.17元/人和661.37元/人，占其純收入和消費(fèi)支出均值的比重分別為2.68%和4.68%；對(duì)于向非正規(guī)金融市場(chǎng)借款的家庭，其所增加的純收入和消費(fèi)支出分別為528.33元/人和712.54元/人，占純收入和消費(fèi)支出均值的比重分別為2.79%和5.04%。

非正規(guī)金融；收入與消費(fèi)；農(nóng)村家庭；match估計(jì)

一、引言

非正規(guī)金融（informal finance）是指處于中央貨幣當(dāng)局或金融市場(chǎng)當(dāng)局監(jiān)督之外發(fā)生的金融交易、貸款和存款［1］。當(dāng)農(nóng)村家庭有資金需求時(shí)，其可以向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)（包括農(nóng)信社、農(nóng)合行和農(nóng)商行，新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)等）借款，如果受到正規(guī)金融機(jī)構(gòu)排斥，或者基于時(shí)滯、交易成本等因素的考慮，其也可以選擇從非正規(guī)金融市場(chǎng)（包括親戚、朋友，民間放貸人等）借款①調(diào)研過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭將非正規(guī)借款中除了親戚借款，都稱為朋友借款，與當(dāng)?shù)鼐用窦靶刨J員深入訪談發(fā)現(xiàn)，所謂的“朋友”包括民間放貸人等非正規(guī)金融形式，但由于本文是從需求者的角度進(jìn)行分析，因此，對(duì)借款來(lái)源未作更詳盡的說(shuō)明。。當(dāng)農(nóng)村家庭有閑置資金時(shí)，其可以存入銀行，也可以借給親友用于生產(chǎn)或消費(fèi)。家庭在非正規(guī)金融市場(chǎng)上借出資金可能是主動(dòng)行為，也可能是被動(dòng)行為；已有研究表明，借出用于生產(chǎn)投資的高息（相對(duì)于銀行利率）借款通常是家庭的主動(dòng)行為，而借出用于生活消費(fèi)的零息借款則通常是家庭的被動(dòng)行為，屬于親友之間的道義相助［2］。非正規(guī)金融通過(guò)降低服務(wù)門檻提高了農(nóng)村家庭的信貸可獲性［3］。不管是過(guò)去還是現(xiàn)在，非正規(guī)金融始終是我國(guó)農(nóng)村家庭融資的最主要來(lái)源［4-8］。然而也有學(xué)者指出，農(nóng)村正規(guī)金融在滿足生產(chǎn)發(fā)展特別是非農(nóng)生產(chǎn)發(fā)展的需要方面發(fā)揮了重要作用，而基于社會(huì)資本的非正規(guī)金融則主要是對(duì)于緩沖收入的沖擊起著較為重要的作用［9］。那么，非正規(guī)金融能否起到提高農(nóng)村家庭收入及消費(fèi)水平的作用？同時(shí)，也有學(xué)者認(rèn)為，借款如果不是用于生產(chǎn)投資，而是用于教育、醫(yī)療等消費(fèi)，則對(duì)家庭的收入并無(wú)影響②參考已有文獻(xiàn)，本文“生產(chǎn)投資”包括非農(nóng)生產(chǎn)投資（指?jìng)€(gè)體工商經(jīng)營(yíng)等方面的投入）和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資（指種養(yǎng)業(yè)投入）；“消費(fèi)”包括購(gòu)買生活消費(fèi)品、教育、醫(yī)療、購(gòu)建房和婚喪嫁娶等項(xiàng)支出。［4］。那么，家庭借款真的只有用在生產(chǎn)投資方面才能提高收入嗎？在非正規(guī)借款中比重較大的生活消費(fèi)性借款能否通過(guò)減少生活消費(fèi)資金對(duì)生產(chǎn)投資資金的擠占來(lái)提高農(nóng)村家庭收入？對(duì)于借出資金的家庭，高息非正規(guī)借款可以提高其收入，那么零息非正規(guī)借款是否會(huì)降低其消費(fèi)、擠占其生產(chǎn)投資資金，進(jìn)而影響其收入、消費(fèi)水平？進(jìn)一步地，如果非正規(guī)金融能夠提高農(nóng)村家庭的收入、消費(fèi)水平，那么程度究竟有多大？

圍繞以上問(wèn)題國(guó)內(nèi)學(xué)者進(jìn)行了有益探索。例如，唐禮智［10］用宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響，結(jié)果表明農(nóng)村非正規(guī)金融和正規(guī)金融與農(nóng)村居民的純收入之間均存在穩(wěn)定的正向關(guān)系，并且非正規(guī)金融在促進(jìn)農(nóng)村家庭增收的效率上要高于正規(guī)金融。得出類似結(jié)論的還有李銳、李寧輝［11］，高燕［12］，馬光榮、楊恩艷［13］等。趙丙奇［14］、洪正等［15］、程昆等［16］學(xué)者還分析了非正規(guī)金融提高農(nóng)村家庭收入、消費(fèi)水平的關(guān)鍵因素，認(rèn)為聲譽(yù)約束機(jī)制、組織化、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等是使得非正規(guī)金融高效率的關(guān)鍵因素。另外，關(guān)于非正規(guī)金融市場(chǎng)上農(nóng)村家庭資金供給行為，張兵、陳涔［2］基于調(diào)研數(shù)據(jù)分析了非正規(guī)金融市場(chǎng)上農(nóng)村家庭的資金供給行為特征，認(rèn)為家庭有息供給決策重視需求方經(jīng)濟(jì)狀況和資金的收益性，無(wú)息供給決策則更關(guān)注的是“關(guān)系”。

然而，已有文獻(xiàn)雖然實(shí)證檢驗(yàn)了非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭收入的積極影響，探討了非正規(guī)金融提高收入、消費(fèi)水平的關(guān)鍵因素，但并未對(duì)其影響機(jī)理進(jìn)行較詳盡的分析與檢驗(yàn)，尤其是生活消費(fèi)性借款是如何影響農(nóng)村家庭收入的；同時(shí)，張兵、陳涔［2］等學(xué)者雖然分析了家庭供給行為特征，但并未進(jìn)一步分析其行為的收入、消費(fèi)影響；此外，已有文獻(xiàn)也沒(méi)有對(duì)非正規(guī)金融收入、消費(fèi)影響程度的測(cè)算做出嘗試。與已有研究不同，本文同時(shí)考慮資金供給方和需求方，通過(guò)對(duì)借款按照用途進(jìn)行分類，利用工具變量分位數(shù)回歸法（Instrumental Variable Quantile Regression，IVQR）檢驗(yàn)非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭收入和消費(fèi)的影響，并利用match估計(jì)（matching estimators）平均處理效應(yīng)（average treatment effects）的方法測(cè)算影響程度。分位數(shù)回歸對(duì)異常值和異方差等違背最小二乘法假定的情況具有較強(qiáng)的抗耐性，回歸結(jié)果的穩(wěn)健性強(qiáng)于OLS回歸方法［17］，而工具變量分位數(shù)回歸方法同時(shí)解決了內(nèi)生性和異質(zhì)性問(wèn)題［18］。

二、理論分析

信貸配給理論認(rèn)為，受到正規(guī)金融信貸配給的農(nóng)村家庭并不是因?yàn)闊o(wú)法承擔(dān)使得正規(guī)金融機(jī)構(gòu)利潤(rùn)最大化的利率，而是正規(guī)金融機(jī)構(gòu)基于道德風(fēng)險(xiǎn)及逆向選擇問(wèn)題的考慮使得市場(chǎng)實(shí)際資金供給滿足不了有效需求造成的［19］。由此可以推斷，基于農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的非正規(guī)金融市場(chǎng)由于信息較充分，服務(wù)門檻較低，在正規(guī)金融市場(chǎng)上受到信貸配給的家庭資金需求可以從非正規(guī)金融市場(chǎng)得到滿足，非正規(guī)金融提高了農(nóng)村家庭的信貸可獲性［20］。由于正規(guī)金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱，且家庭以生產(chǎn)的名義借款較容易，因此生活用款擠占生產(chǎn)用款的現(xiàn)象普遍存在；而在非正規(guī)金融市場(chǎng)上，基于血緣、地緣、業(yè)緣的關(guān)系使得市場(chǎng)信息較充分，借出資金的家庭一般對(duì)資金的用途較明確，且其道義小農(nóng)的屬性使得市場(chǎng)上生活消費(fèi)借款通常不收利息，而其理性小農(nóng)的屬性又使得生產(chǎn)投資借款一般收取高息［21］。

當(dāng)農(nóng)村家庭有資金需求時(shí)，其可以向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款，如果受到正規(guī)金融排斥，或者基于時(shí)滯、交易成本等因素的考慮，也可以選擇從非正規(guī)金融市場(chǎng)借款［21］。由于非正規(guī)金融提高了居民的信貸可獲性，對(duì)家庭的收入可能會(huì)有促進(jìn)作用。然而，非正規(guī)金融是否能夠提高借款家庭的收入還取決于資金的用途及利息。如果借款是用于生產(chǎn)投資，那么借入高息非正規(guī)借款的家庭或者是受到正規(guī)金融排斥，或者是基于交易成本的考慮，因此，高息非正規(guī)借款可能提高了其收入①此處隱含一個(gè)前提假設(shè)：非正規(guī)借款者是理性的，借入非正規(guī)高息借款能夠提高其收入（相對(duì)于不借款），或能夠降低其損失。，同時(shí)也可能提高其所雇用工人收入②調(diào)研發(fā)現(xiàn)，借入非正規(guī)高息借款的農(nóng)村居民多為小微企業(yè)老板，所雇用工人基本為本村居民。；如果借款是用于生活消費(fèi)，那么借入零息非正規(guī)借款的家庭只需要還本（借入正規(guī)借款還需要付息），也不需要擠占生產(chǎn)投資資金用于消費(fèi)③需要補(bǔ)充的是，由于生產(chǎn)投資是有周期的，因此消費(fèi)資金并不一定能夠擠占生產(chǎn)資金，如家庭已經(jīng)將盈余資金投入某項(xiàng)生產(chǎn)投資，生產(chǎn)投資周期內(nèi)資金無(wú)法回籠，那么在生產(chǎn)投資期間發(fā)生的醫(yī)療等意外支出可能會(huì)從外部借入。，因此，用于生活消費(fèi)的零息非正規(guī)借款仍可能提高借款家庭收入。

鑒于非正規(guī)金融借款主要為生活消費(fèi)性借款，以下重點(diǎn)分析生活消費(fèi)性借款對(duì)農(nóng)村家庭收入和消費(fèi)的影響。Singh等［22］在系統(tǒng)地討論多種農(nóng)戶模型的基礎(chǔ)上認(rèn)為，是否能夠獲得借款對(duì)農(nóng)村家庭生產(chǎn)和消費(fèi)行為具有顯著影響。與市場(chǎng)上其他生產(chǎn)或消費(fèi)主體相同，農(nóng)村家庭的生產(chǎn)和消費(fèi)決策同樣是以家庭效用最大化為目標(biāo)。下圖描述了農(nóng)村家庭在一筆剛性消費(fèi)支出發(fā)生前后家庭收入及生產(chǎn)投資水平的變化。

圖1農(nóng)村家庭生產(chǎn)投資—消費(fèi)決策模型

圖1中，橫軸表示第1期農(nóng)村家庭的收入及生產(chǎn)投資水平，縱軸表示第2期農(nóng)村家庭的收入及生產(chǎn)投資水平，Y1Y2和Y1′Y2依次表示產(chǎn)生一筆剛性消費(fèi)支出B前后的家庭投資預(yù)算約束線，U1和U1′依次表示B支出前后家庭投資偏好無(wú)差異曲線，I1和I1′依次表示B支出前后家庭第1期投資水平，Y2和Y2′分別表示B支出前后家庭第2期收入水平。在第1期，U1和Y1Y2的切點(diǎn)為家庭的生產(chǎn)投資最優(yōu)點(diǎn)；在沒(méi)有借貸支持的條件下，剛性消費(fèi)支出B使得家庭當(dāng)期生產(chǎn)投資最優(yōu)點(diǎn)變?yōu)閁1′和Y1′Y2的切點(diǎn)，由于當(dāng)期家庭生產(chǎn)投資水平由I1降至I1′，相應(yīng)地，下期產(chǎn)出水平下降，家庭收入由Y2降至Y2′。如果家庭通過(guò)借入消費(fèi)性借款來(lái)消除消費(fèi)資金對(duì)生產(chǎn)投資資金的擠占，那么家庭當(dāng)期的生產(chǎn)投資支出及下期的收入水平將恢復(fù)至I1和Y2，由于收入水平?jīng)Q定消費(fèi)水平，因此，下期消費(fèi)水平也將提高。

當(dāng)農(nóng)村家庭有資金盈余時(shí)，其可能存入正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得利息，也可能借給非正規(guī)金融市場(chǎng)資金需求者用于生產(chǎn)投資，從而獲得高于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)存款的利息，最終非正規(guī)高息借款提高了其收入水平。如果該家庭基于道義，將盈余資金借給需要的家庭用于消費(fèi)，那么，如果借出的資金并未擠占其生產(chǎn)投資資金，非正規(guī)零息借款可能并沒(méi)有降低其收入水平。

從本質(zhì)上講，家庭提高的收入來(lái)源于兩個(gè)方面：第一是非正規(guī)金融使得一些原本（僅有正規(guī)金融的情況下）實(shí)現(xiàn)不了的生產(chǎn)投資得以實(shí)現(xiàn)；第二是非正規(guī)金融使得一些原本是由正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得的收入（存貸款利息差）轉(zhuǎn)移到了農(nóng)村家庭手中（家庭之間直接借貸）。

此外，非正規(guī)金融還可以通過(guò)降低農(nóng)村家庭的流動(dòng)性偏好來(lái)提高其收入和消費(fèi)水平。在信貸配給較為嚴(yán)重的農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)村家庭及小微企業(yè)由于融資難而具有較強(qiáng)的流動(dòng)性偏好，傾向于多儲(chǔ)蓄［23］、少投資和少消費(fèi)［24］；進(jìn)而使得地區(qū)資金外流現(xiàn)象明顯，經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢，不利于家庭收入增加及小微企業(yè)發(fā)展，導(dǎo)致其融資難，多儲(chǔ)蓄、少投資和少消費(fèi)，地區(qū)資金外流，如此惡性循環(huán)。然而，非正規(guī)金融（尤其是親友間融資）這層安全網(wǎng)的存在降低了農(nóng)村家庭的流動(dòng)性偏好，促進(jìn)其消費(fèi)和投資，進(jìn)而緩解農(nóng)村資金外流（或信貸配給）現(xiàn)象。綜上所述，非正規(guī)金融不僅可以通過(guò)直接增加農(nóng)村家庭的生產(chǎn)投資支出，減少生活消費(fèi)資金對(duì)生產(chǎn)投資資金的擠占以及使其獲得利息收入，還可以通過(guò)降低家庭的流動(dòng)性偏好，增加收入和消費(fèi)。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建與變量選擇

1.非正規(guī)金融影響農(nóng)村家庭收入的檢驗(yàn)

（1）模型構(gòu)建

由于傳統(tǒng)的OLS模型估計(jì)只能得到各個(gè)自變量對(duì)因變量的期望值的影響，卻無(wú)法分析各個(gè)自變量對(duì)因變量的分布規(guī)律的影響，為此Koenker和Bassett［25］構(gòu)建了分位數(shù)回歸模型（quantile regression）。該模型假定因變量條件分布的分位數(shù)是自變量的線性函數(shù)，進(jìn)而構(gòu)建因變量的分位數(shù)回歸，得出自變量對(duì)因變量分位數(shù)的影響。為了考察不同分位數(shù)上非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭收入水平的影響差異，本文構(gòu)建如下回歸模型：

式（1）中，Incomei表示家庭的收入水平；Xi為影響家庭收入水平的各因素，包括非正規(guī)融資情況；βθ為系數(shù)向量；Quantθ（Incomei|Xi）表示Incomei在給定X的情況下與分位點(diǎn)θ（0＜θ＜1）對(duì)應(yīng)的條件分位數(shù)［26］。與θ對(duì)應(yīng)的系數(shù)向量βθ是通過(guò)最小化絕對(duì)離差（LAD）來(lái)實(shí)現(xiàn)的，即：

通過(guò)bootstrap密集算法技術(shù)對(duì)分位數(shù)回歸系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，即通過(guò)不斷地進(jìn)行有放回抽樣而獲得樣本的置信區(qū)間，從而對(duì)系數(shù)加以推斷［27］。然而，農(nóng)村家庭在非正規(guī)金融市場(chǎng)上的融資行為可能會(huì)受到其收入水平的影響，因此模型存在內(nèi)生性問(wèn)題，使用式（2）得到的分位數(shù)回歸系數(shù)估計(jì)值可能是有偏的。鑒于此，我們參考Chernozhukovm和Hansen［18］利用工具變量法（IV），通過(guò)建立工具變量分位數(shù)回歸模型（IVQR）來(lái)解決收入方程中存在的內(nèi)生性問(wèn)題。

（2）變量選擇

1）被解釋變量（Income）。由于農(nóng)村家庭借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款和正規(guī)借款是需要付利息的，因此，本文選擇2010—2011年“家庭年度純收入”均值作為模型的被解釋變量，而非家庭總收入。

2）解釋變量（X）。①家庭融資：基于前文對(duì)非正規(guī)金融影響的理論分析，本文選擇樣本期間“是否借出非正規(guī)消費(fèi)性借款”、“是否借出非正規(guī)生產(chǎn)性借款”、“是否借入非正規(guī)消費(fèi)性借款”和“是否借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款”作為家庭融資變量，以考察農(nóng)村家庭在非正規(guī)金融市場(chǎng)上借入和借出資金，以及不同用途借款對(duì)其收入的影響，此外，還包括變量“是否借入正規(guī)借款”；②家庭特征：參考已有研究，影響收入的家庭特征主要包括戶主特征、勞動(dòng)力占比、主要收入來(lái)源、資產(chǎn)和耕地面積［28］；③村莊特征：非正規(guī)金融可以通過(guò)為經(jīng)營(yíng)小微企業(yè)的農(nóng)村家庭提供資金來(lái)增加其雇傭工人收入，因此，本文將家庭所在村莊“小微企業(yè)數(shù)目”與“戶均非正規(guī)借款額”（衡量村莊非正規(guī)金融發(fā)展規(guī)模）的交互項(xiàng)也作為模型的解釋變量，同時(shí)，由于農(nóng)村家庭所在村莊的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)其收入也是有影響的，因此加入變量“戶均收入水平”。此外，模型中還包括地區(qū)虛擬變量。

3）工具變量

在選擇工具變量之前，我們使用Hausman檢驗(yàn)對(duì)模型中變量的內(nèi)生性進(jìn)行識(shí)別，結(jié)果表明，“是否借入非正規(guī)消費(fèi)性借款”和“是否借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款”為內(nèi)生變量。參考已有研究，選擇農(nóng)村家庭至其能借入資金的親友家庭距離（公里）作為“是否借入非正規(guī)消費(fèi)性借款”的工具變量［28］；由于非正規(guī)金融市場(chǎng)利率會(huì)影響農(nóng)村家庭生產(chǎn)性借款決策［29］，但與家庭自身能力基本無(wú)關(guān)，符合對(duì)工具變量選取的要求，因此我們選擇農(nóng)村家庭所在村非正規(guī)高息借款利率作為“是否借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款”的工具變量。

2.非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭收入、消費(fèi)影響程度的測(cè)算

鑒于傳統(tǒng)的OLS模型存在選擇性偏差問(wèn)題，本文參考Abadie A［30］的研究，采用match估計(jì)平均處理效應(yīng)的方法來(lái)測(cè)度非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭收入消費(fèi)水平的提高作用。

對(duì)于任何農(nóng)村家庭i，i=1，……，N，令｛｝Yi（0），Yi（1）代表兩個(gè)潛在的產(chǎn)出：Yi（1）代表向非正規(guī)金融市場(chǎng)融資時(shí)的產(chǎn)出，Yi（0）代表沒(méi)有向非正規(guī)金融市場(chǎng)融資時(shí)的產(chǎn)出。如果兩者都可以觀察得到，那么非正規(guī)金融對(duì)家庭i產(chǎn)出的影響就是Yi（1）-Yi（0）；然而家庭i不可能同時(shí)處于這兩種狀態(tài)，現(xiàn)實(shí)中我們只能觀察到二者之一。令觀察到的產(chǎn)出為Yi，則：

式（3）中，Wi表示家庭i樣本期是否向非正規(guī)金融市場(chǎng)融資（融入或融出）。

本文重點(diǎn)關(guān)注的是非正規(guī)金融的存在對(duì)全體農(nóng)村家庭的平均處理效應(yīng)，即總體平均處理效應(yīng)（population average treatment effect，PATE）和樣本平均處理效應(yīng)（sample average treatment effect，SATE），其表達(dá)式分別為：

類似地，可以定義向非正規(guī)金融市場(chǎng)借款的農(nóng)村家庭的總體平均處理效應(yīng)（population average treatment effect for the treated，PATT）和樣本平均處理效應(yīng)（sample average treatment effect for the treat?ed，SATT），其表達(dá)式分別為：

對(duì)特征變量X的子集中的x，假設(shè)如下條件是成立的，①在條件X=x下，W獨(dú)立于（Y（0），Y（1））；②對(duì)某個(gè)c＞0，c＜P（W=1|X=x）＜1-c。為標(biāo)準(zhǔn)歐幾里得空間中的向量范數(shù)，且令j（mi）為滿足Wj=1-Wi以及的下標(biāo)j，其中1｛g｝為示性函數(shù)（indicator function），即括號(hào)中表述為真時(shí)，取值為1，否則取值為0。也就是說(shuō)，j（mi）所代表的就是變量“是否向非正規(guī)金融市場(chǎng)融資”的取值與家庭相反的農(nóng)村家庭中，就特征變量X而言，與這個(gè)家庭最接近的第m個(gè)家庭。

與家庭i最匹配（match）的前M個(gè)家庭用JM（i）表示，則JM（i）=｛｝j1（i），…，jM（i）。在為某個(gè)家庭尋找M個(gè)匹配（match）對(duì)象的情況下，家庭i作為其他家庭匹配對(duì)象的次數(shù)之和用KM（i）表示，在匹配的過(guò)程中，每一個(gè)樣本都是可以多次使用的，即同一個(gè)家庭可以作為其他多個(gè)家庭的匹配對(duì)象。

簡(jiǎn)單match模型預(yù)期的潛在產(chǎn)出估計(jì)量如下：

從而得到平均處理效應(yīng)的估計(jì)量：

對(duì)于向非正規(guī)金融市場(chǎng)融資的農(nóng)村家庭，其平均處理效應(yīng)的估計(jì)量為：

一般情況下，簡(jiǎn)單match估計(jì)結(jié)果的偏差較大，尤其是在特征變量X較多的情況下，其偏差太大。為了解決該問(wèn)題，學(xué)者們提出了基于偏差修正的估計(jì)量。例如Abadie A［30］提出的估計(jì)量可以漸近地消除條件偏差，其偏差修正match估計(jì)量具體表述如下：

則平均處理效應(yīng)（average treatment effects）的偏差修正估計(jì)量為：

對(duì)于向非正規(guī)金融市場(chǎng)融資的家庭，其平均處理效應(yīng)的偏差修正估計(jì)量為：

方差的估計(jì)方法參見Abadie［30-31］。在本文的研究過(guò)程中，只估計(jì)了樣本方差，并考慮了異方差的影響。由于本文此處擬分析非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭收入及消費(fèi)水平的影響，因此，模型中的產(chǎn)出是指家庭收入及消費(fèi)水平；家庭特征變量X包括各類影響其收入，進(jìn)而影響消費(fèi)水平的相關(guān)因素，在本文中，X與分位數(shù)回歸模型中的解釋變量相同，但并不包括非正規(guī)融資變量，即是否借出非正規(guī)消費(fèi)性借款、是否借出非正規(guī)生產(chǎn)性借款、是否借入非正規(guī)消費(fèi)性借款和是否借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款（具體見表2）。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本統(tǒng)計(jì)

本文數(shù)據(jù)來(lái)源系“江蘇農(nóng)村金融發(fā)展報(bào)告”課題組于2012年對(duì)江蘇農(nóng)村家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為的入戶調(diào)查。實(shí)地調(diào)查共包括41個(gè)鎮(zhèn)（鄉(xiāng)），80個(gè)村，1202戶家庭。在1202戶樣本中，2010—2011年共有595戶家庭發(fā)生過(guò)借款行為。其中，發(fā)生非正規(guī)借款的達(dá)401戶，共發(fā)生借款757筆?？梢哉f(shuō)，對(duì)于大部分農(nóng)村家庭，非正規(guī)借款是其主要融資形式。同時(shí)，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)還顯示，在非正規(guī)借款中，零息非正規(guī)借款的比重較高息非正規(guī)借款更大，零息非正規(guī)借款筆數(shù)和戶數(shù)占比分別為59.18%和74.26%（見表1）①調(diào)研發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村非正規(guī)金融市場(chǎng)僅包括兩類借款，一類為零息借款，多用于消費(fèi)方面（教育、醫(yī)療、購(gòu)建房、購(gòu)買耐用品等）；另一類為利率高于同期銀行貸款利率的高息借款，多用于生產(chǎn)方面（包括購(gòu)買農(nóng)用機(jī)械、個(gè)體工商投資等）。因此，本文將非正規(guī)借款分為零息借款和高息借款進(jìn)行討論。所調(diào)查的1089筆借款中，正規(guī)借款加權(quán)平均月利率為0.92%；非正規(guī)借款加權(quán)平均月利率為0.57%，其中高息借款為1.96%。。由蘇北、蘇中和蘇南的子樣本統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以得出同樣的結(jié)論。

表1家庭借款情況統(tǒng)計(jì)（2010—2011年）

對(duì)借款用途進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，發(fā)現(xiàn)正規(guī)借款主要用于農(nóng)業(yè)及非農(nóng)生產(chǎn)投資，非正規(guī)借款則更多是用于生活消費(fèi)方面。進(jìn)一步地，高息非正規(guī)借款中有83.37%是用于家庭非農(nóng)生產(chǎn)投資方面，而零息非正規(guī)借款中用于生活消費(fèi)的筆數(shù)占比達(dá)94.57%。前文所構(gòu)建模型具體變量說(shuō)明及其統(tǒng)計(jì)特征見表3。

表2變量統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果

（一）非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響機(jī)理檢驗(yàn)

利用工具變量分位數(shù)回歸法，第25個(gè)、第50個(gè)、第75個(gè)和第90個(gè)分位點(diǎn)的回歸結(jié)果具體見表3。從回歸結(jié)果可以看出，在農(nóng)村家庭收入水平的不同分位點(diǎn)上，是否借出非正規(guī)消費(fèi)性借款的回歸系數(shù)均不顯著，主要原因是，農(nóng)村家庭基于道義借出的零息消費(fèi)性借款是以不影響其生產(chǎn)投資支出為前提的，因此對(duì)收入水平并無(wú)顯著影響；而其他各類借款行為對(duì)農(nóng)村家庭收入水平不同分位數(shù)的影響系數(shù)具有明顯差異，具體體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：

1.是否借出非正規(guī)生產(chǎn)性借款

各分位點(diǎn)的回歸結(jié)果顯示，借出非正規(guī)生產(chǎn)性借款對(duì)農(nóng)村家庭收入水平的提高具有顯著促進(jìn)作用，并且呈倒“U型”。當(dāng)農(nóng)村家庭收入水平低于第75個(gè)分位點(diǎn)時(shí)，其借出非正規(guī)生產(chǎn)性借款會(huì)進(jìn)一步提升其收入水平（見表3）。

2.是否借入非正規(guī)消費(fèi)性借款

當(dāng)收入水平在第25個(gè)和第50個(gè)分位點(diǎn)時(shí)，借入非正規(guī)消費(fèi)性借款對(duì)家庭收入的提高具有顯著的促進(jìn)作用；而在第75個(gè)和第90個(gè)分位點(diǎn)時(shí)，對(duì)收入水平的影響并不顯著。這表明，對(duì)于收入水平較低的農(nóng)村家庭而言，借入非正規(guī)消費(fèi)性借款可以減少生活消費(fèi)資金對(duì)生產(chǎn)投資資金的擠占，從而促進(jìn)收入水平的提升；而對(duì)于收入較高的家庭而言，可能并不存在生活消費(fèi)資金對(duì)生產(chǎn)投資資金的擠占現(xiàn)象，因此是否借入非正規(guī)消費(fèi)性借款對(duì)其收入水平的影響并不顯著（見表3）。

3.是否借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款

總體來(lái)看，對(duì)收入水平較低的農(nóng)村家庭而言，借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款對(duì)收入水平的提升作用較大。主要原因是，由于農(nóng)村非正規(guī)生產(chǎn)性借款的利息是高于銀行貸款利息的，因此，對(duì)于從正規(guī)金融市場(chǎng)借款較容易的高收入家庭來(lái)說(shuō)，更傾向于借入正規(guī)借款；而對(duì)于較易受到正規(guī)金融排斥的低收入家庭而言，非正規(guī)金融市場(chǎng)是其融入生產(chǎn)資金的主要渠道（見表3）。

4.是否借入正規(guī)借款

工具變量分位數(shù)回歸結(jié)果表明，在收入的第75個(gè)和第90個(gè)分位點(diǎn)時(shí)，借入正規(guī)借款對(duì)農(nóng)村家庭收入水平具有顯著的提升作用；而在收入的低分位點(diǎn)時(shí)影響并不顯著。這說(shuō)明，與收入較低的農(nóng)村家庭相比，正規(guī)金融對(duì)高收入家庭收入的影響更大（見表3）?？疾飚?dāng)?shù)匦∥⑵髽I(yè)數(shù)目與戶均非正規(guī)借款額交互項(xiàng)的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，在收入水平的第25個(gè)和第50個(gè)分位點(diǎn)時(shí)，所在村小微企業(yè)數(shù)目越多、非正規(guī)金融規(guī)模越大，農(nóng)村家庭的收入水平越高；而在高分位點(diǎn)時(shí)，影響并不顯著。主要原因是，非正規(guī)金融對(duì)小微企業(yè)生產(chǎn)發(fā)展具有支持作用，而在小微企業(yè)打工往往是低收入家庭的主要收入來(lái)源之一。此外，其他變量的回歸結(jié)果表明，教育程度、主要收入來(lái)源、資產(chǎn)及所在村居民收入水平對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響顯著：受教育程度、家庭資產(chǎn)和所在村居民收入水平對(duì)家庭收入水平的提高影響顯著；以個(gè)體工商業(yè)為最主要收入來(lái)源的家庭收入顯著高于以種養(yǎng)業(yè)為最主要收入來(lái)源的家庭（見表4）。

表3模型估計(jì)結(jié)果

表4 match模型的估計(jì)結(jié)果

（二）非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭收入及消費(fèi)影響程度的測(cè)算

從表5可以看出，不論是對(duì)于所有樣本家庭，還是對(duì)于向非正規(guī)金融市場(chǎng)借款的樣本家庭，非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村居民的純收入以及消費(fèi)支出的影響均為正，并且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。由此可見，作為農(nóng)村居民的重要融資渠道，雖然農(nóng)村非正規(guī)金融主要用于生活消費(fèi)，但其通過(guò)降低家庭消費(fèi)資金對(duì)生產(chǎn)資金的擠占，促進(jìn)了農(nóng)村家庭的生產(chǎn)投資，進(jìn)而對(duì)收入及消費(fèi)的提高產(chǎn)生了積極作用。用于生產(chǎn)投資用途的非正規(guī)借款直接提高了農(nóng)村家庭的生產(chǎn)投入，對(duì)家庭收入和消費(fèi)水平顯然也具有促進(jìn)作用。

表5非正規(guī)金融對(duì)家庭收入消費(fèi)的增加效應(yīng)

從表5可以看出，由于非正規(guī)金融市場(chǎng)的存在，所有樣本家庭平均所增加的純收入和消費(fèi)支出分別為507.17元/人和661.37元/人，占其純收入和消費(fèi)支出均值的比重分別為2.68%和4.68%；對(duì)于向非正規(guī)金融市場(chǎng)借款的家庭，其所增加的純收入和消費(fèi)支出分別為528.33元/人和712.54元/人，占純收入和消費(fèi)支出均值的比重分別為2.79%和5.04%。

五、結(jié)論與政策啟示

本文通過(guò)對(duì)農(nóng)村家庭借款按照用途進(jìn)行分類，實(shí)證檢驗(yàn)了非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭收入及消費(fèi)的影響，并對(duì)影響程度進(jìn)行了測(cè)算。得出以下主要結(jié)論：第一，農(nóng)村家庭借出非正規(guī)消費(fèi)性借款并不會(huì)影響其生產(chǎn)，進(jìn)而不會(huì)降低其收入水平；第二，由于農(nóng)村非正規(guī)金融市場(chǎng)上的生產(chǎn)性借款是收取高利息的，因此，借出非正規(guī)生產(chǎn)性借款對(duì)收入水平的提高具有顯著促進(jìn)作用；第三，對(duì)于收入較低的農(nóng)村家庭而言，借入非正規(guī)消費(fèi)性借款可以減少生活消費(fèi)資金對(duì)生產(chǎn)投資資金的擠占，從而促進(jìn)收入水平的提升，而對(duì)于收入較高的家庭而言，可能并不存在生活消費(fèi)資金對(duì)生產(chǎn)投資資金的擠占現(xiàn)象，因此借入非正規(guī)消費(fèi)性借款并不會(huì)提高其收入水平；第四，相對(duì)于收入較高的農(nóng)村家庭，借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款對(duì)收入較低的家庭收入水平的提升作用更大；第五，與收入較低的農(nóng)村家庭相比，正規(guī)金融對(duì)高收入家庭收入的影響更大；第六，非正規(guī)金融對(duì)家庭的收入和消費(fèi)均具有顯著的正向作用，由于非正規(guī)金融的存在，所有樣本家庭平均所增加的純收入和消費(fèi)支出分別為507.17元/人和661.37元/人，占其純收入和消費(fèi)支出均值的比重分別為2.68%和4.68%；對(duì)于向非正規(guī)金融市場(chǎng)借款的家庭，其所增加的純收入和消費(fèi)支出分別為528.33元/人和712.54元/人，占純收入和消費(fèi)支出均值的比重分別為2.79%和5.04%。

由于農(nóng)村地區(qū)普遍存在信貸配給現(xiàn)象，資金外流成為常態(tài)，新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)及網(wǎng)點(diǎn)在服務(wù)對(duì)象上與傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)并無(wú)明顯差異性，新增金融機(jī)構(gòu)及網(wǎng)點(diǎn)在選擇借款人過(guò)程中普遍存在“搭便車”現(xiàn)象（為降低搜集信息的成本，傾向于服務(wù)已有金融機(jī)構(gòu)的服務(wù)對(duì)象，同時(shí)可以降低風(fēng)險(xiǎn)）。然而非正規(guī)金融具有內(nèi)生性金融的本土化性質(zhì)，非正規(guī)金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱程度低，運(yùn)作機(jī)制靈活，隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而發(fā)展，其存在與當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)力發(fā)展水平相適應(yīng)，在有效作用邊界內(nèi)能夠緩解農(nóng)村家庭融資難及資金外流現(xiàn)象，提高農(nóng)村家庭收入及消費(fèi)水平。我們認(rèn)為，在正規(guī)金融服務(wù)難以提高覆蓋面、非正規(guī)金融未超出其自身服務(wù)邊界（主要指其服務(wù)半徑需較小以保證社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、聲譽(yù)約束機(jī)制有效）的前提下，允許和引導(dǎo)非正規(guī)金融市場(chǎng)發(fā)展（如互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的應(yīng)用）不失為發(fā)展普惠金融的一條有效路徑。

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（責(zé)任編輯 余敏）

F832.43

A

1671-511X（2016）05-0091-10

2016-02-08

國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目“農(nóng)村非正規(guī)金融的收入效應(yīng)及其正規(guī)化研究”（71403124），江蘇高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目“市場(chǎng)導(dǎo)向下農(nóng)村金融改革中政府作用研究”（2015SJD091），南京農(nóng)業(yè)大學(xué)中央高校基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)人文社會(huì)科學(xué)研究基金項(xiàng)目（SKPT2015027，KJQN201565，SKCX2016007）成果之一。

張寧，管理學(xué)博士，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院講師，碩士研究生導(dǎo)師，研究方向：農(nóng)村金融。