肖龍鐸 張兵

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院江蘇南京210095）

金融可得性、非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)民收入*
——基于CHFS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

肖龍鐸 張兵

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院江蘇南京210095）

本文基于微觀視角分析了金融可得性通過影響非農(nóng)就業(yè)來影響農(nóng)民收入的作用機(jī)制，然后利用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明：一個地區(qū)金融可得性的提高有助于提升當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平，在控制了變量的內(nèi)生性之后，金融可得性每提高1%，農(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平將提升1.74%；同時，一個地區(qū)的金融可得性對當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭人均純收入具有顯著正向影響，且這種正向影響大部分可歸因于金融可得性提高帶來的家庭非農(nóng)就業(yè)水平的提升，即金融可得性可通過影響農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)，進(jìn)而影響農(nóng)民收入。進(jìn)一步考察金融可得性對不同財(cái)富水平農(nóng)村家庭影響的異質(zhì)性發(fā)現(xiàn)，金融可得性通過非農(nóng)就業(yè)渠道的增收效應(yīng)在財(cái)富較少的農(nóng)村家庭中更加明顯。

金融可得性 非農(nóng)就業(yè) 農(nóng)村家庭 農(nóng)民收入

一、引言

持續(xù)增加農(nóng)民收入對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會穩(wěn)定具有特別重要的現(xiàn)實(shí)意義（溫濤等，2005）。改革開放以來，伴隨著經(jīng)濟(jì)的高速增長，中國城鄉(xiāng)收入差距迅速擴(kuò)大，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，1978年城鄉(xiāng)居民人均收入比為2.57∶1，2009年則達(dá)到3.33∶1，近幾年雖略有回落，但仍明顯高于改革初的水平。與此同時，農(nóng)村貧困的解決之路任重道遠(yuǎn)，截至2015年末，中國農(nóng)村貧困人口依然高達(dá)5575萬人，①數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局《2015年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報》。這些數(shù)據(jù)充分揭示了農(nóng)民收入問題的嚴(yán)峻性。中國政府已經(jīng)制定了到2020年全面建成小康社會以及貧困人口全部脫貧的宏偉目標(biāo)，因此，不斷增加農(nóng)民收入自然就成為中國未來幾年具有緊迫性的重要任務(wù)。

農(nóng)民收入問題一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)，學(xué)者們從不同角度對其開展了廣泛的分析和探討。一些研究已經(jīng)比較成熟，并形成了共識，譬如學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為，增加農(nóng)民收入的關(guān)鍵在于擴(kuò)大非農(nóng)就業(yè)，農(nóng)民增收問題的核心已經(jīng)變成了如何解決農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)問題（Gardner，2000；張車偉、王德文，2004；鐘甫寧、何軍，2007）。還有一些研究則略顯不足，農(nóng)民收入中金融作用的相關(guān)研究就是其中之一。在很長一段時間，金融與農(nóng)民收入關(guān)系的研究被隱含在金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)研究中（King和Levine，1993），直到20世紀(jì)90年代以后，學(xué)者們開始研究金融發(fā)展與收入分配的關(guān)系，才間接探討了金融在農(nóng)民收入中的作用，研究普遍認(rèn)為，金融發(fā)展可通過降低金融門檻、改善金融服務(wù)、支持人力資本投資等渠道來增加窮人（或農(nóng)民）收入（Greenwood和Jovanovic，1990；Townsend和Ueda，2003；Beck等，2007）。鑒于農(nóng)民收入增長對中國的重要意義，以及城鄉(xiāng)收入差距迅速擴(kuò)大的現(xiàn)實(shí)，國內(nèi)學(xué)者也開始關(guān)注中國金融發(fā)展對農(nóng)民收入的影響問題。不同于國外的相關(guān)研究，國內(nèi)大多數(shù)研究認(rèn)為，由于中國在金融改革發(fā)展過程中長期存在的城市傾向政策，金融成為了農(nóng)村資金大量外流最主要的渠道，由此導(dǎo)致金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長具有顯著的負(fù)面作用（溫濤等，2005；許崇正、高希武，2005；劉旦，2007；譚燕芝，2009；余新平等，2010）。但是，現(xiàn)有研究存在以下不足之處：第一，現(xiàn)有研究多是從宏觀層面利用時間序列數(shù)據(jù)對金融發(fā)展與農(nóng)民收入的長期關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，缺乏微觀視角的考察，使得相關(guān)認(rèn)識過于單??；第二，現(xiàn)有研究多將金融視為農(nóng)民收入的直接影響因素，相應(yīng)的實(shí)證分析也只是給出了金融發(fā)展與農(nóng)民收入的數(shù)量關(guān)系，而沒有考慮金融通過中間渠道對農(nóng)民收入的間接影響。第三，現(xiàn)有研究多是通過總量層面的指標(biāo)（如“銀行信貸總量占GDP的比重”）來衡量金融發(fā)展水平，進(jìn)而探討金融對農(nóng)民收入的作用，而忽略了金融資源配置結(jié)構(gòu)問題，總量的上升并不必然帶來結(jié)構(gòu)的均衡，金融發(fā)展水平的提高并不能代表所有經(jīng)濟(jì)主體金融可得性的提高，原因是金融資源很可能集中于少數(shù)規(guī)模較大的經(jīng)濟(jì)主體（Ayyagari等，2016）。

已有研究已經(jīng)指出，自20世紀(jì)90年代中期以來，農(nóng)民收入中來源于農(nóng)業(yè)經(jīng)營的部分基本停滯，農(nóng)民收入的增長幾乎全部來自非農(nóng)經(jīng)營和務(wù)工（鐘甫寧、何軍，2007），因此可以推斷，若從收入來源來看，如果金融具有農(nóng)民增收效應(yīng)，那么很可能是通過促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)來實(shí)現(xiàn)的。基于這一推斷和以上已有文獻(xiàn)的不足，本文將從微觀視角研究金融可得性如何通過非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)民收入產(chǎn)生影響。首先理論分析金融可得性通過非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)民收入的作用機(jī)制，然后利用中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，簡稱CHFS）的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。本文的貢獻(xiàn)也就是與已有研究的不同之處在于：首先，本文從微觀層面研究了金融可得性與農(nóng)民收入的關(guān)系，補(bǔ)充了已有研究金融與農(nóng)民收入關(guān)系的文獻(xiàn)；其次，本文分析了金融可得性通過影響農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)來影響其收入的作用機(jī)制，為更深刻地認(rèn)識金融在農(nóng)民收入中的作用提供了一個新的視角；第三，相比于總量層面衡量的金融發(fā)展水平，本文更關(guān)注微觀經(jīng)濟(jì)主體金融資源的可得性問題，研究金融可得性在促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)以及農(nóng)民收入增長中的作用，以期為未來的金融改革提供政策啟示。

本文余下部分安排如下：第二部分進(jìn)行理論分析并提出研究假說；第三部分介紹模型與數(shù)據(jù)；第四部分是實(shí)證結(jié)果及分析；最后是研究結(jié)論與啟示。

二、理論分析與研究假說

現(xiàn)有關(guān)于金融影響就業(yè)的文獻(xiàn)主要遵循以下邏輯：融資約束是眾多企業(yè)尤其是中小企業(yè)發(fā)展面臨的主要難題，融資約束制約了企業(yè)最優(yōu)規(guī)模的投資（Nykvist，2008），進(jìn)而影響了其對勞動力的需求。已有文獻(xiàn)表明，一個地區(qū)的金融可得性對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的就業(yè)創(chuàng)造具有重要作用。Benmelech等（2011）對美國標(biāo)準(zhǔn)普爾Compustat數(shù)據(jù)庫的企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，一個地區(qū)的信貸可得性對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的勞動雇傭決策具有顯著影響。Duygan -Bump等（2015）針對美國小企業(yè)工作者的研究發(fā)現(xiàn)，在2007-2009年金融危機(jī)期間，在對外部融資依賴程度更高企業(yè)工作的工作者更容易失業(yè)，原因是金融危機(jī)使得金融機(jī)構(gòu)在為小企業(yè)提供資金方面更加謹(jǐn)慎，使得這些小企業(yè)金融可得性降低，從而影響了其對勞動力的需求。Ayyagari等（2016）對70個發(fā)展中國家50000個企業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)，金融可得性對企業(yè)的勞動雇傭增長具有顯著正向影響，且這種作用在中小企業(yè)更加明顯，即中小企業(yè)的勞動需求對金融可得性的敏感度更高。

20世紀(jì)90年代逐漸發(fā)展起來的“金融發(fā)展與企業(yè)家精神”理論則從企業(yè)家創(chuàng)業(yè)的角度闡釋了金融對就業(yè)創(chuàng)造的作用。眾多從事這方面理論研究的學(xué)者認(rèn)為，金融可得性的提高意味著擁有良好創(chuàng)新精神和創(chuàng)業(yè)想法的企業(yè)家面臨的融資約束將大大緩解，打破了原有依靠自有財(cái)富進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的局面，企業(yè)家的創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)潛能得到充分激發(fā)，從而促進(jìn)了新企業(yè)產(chǎn)生率和自我雇傭率的提高，進(jìn)而創(chuàng)造出大量就業(yè)機(jī)會，有效緩解了社會就業(yè)壓力，勞動力市場也變得更有彈性（Dem irgü?-Kunt和Levine，2008；Bianchi，2010）。K lapper等（2007）通過對世界銀行創(chuàng)業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，私人貸款占GDP的比例越高的國家，企業(yè)密度（每千個職業(yè)人口中企業(yè)的個數(shù)）也相應(yīng)越高。Bianchi（2010）通過構(gòu)建理論模型證明，金融可得性的提高將緩解潛在企業(yè)家的融資約束，從而增加一國企業(yè)家的數(shù)量，而企業(yè)家數(shù)量的增加將創(chuàng)造出大量新的就業(yè)機(jī)會。

綜合以上可知，金融可通過兩種渠道幫助企業(yè)創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會：一是規(guī)模渠道。金融通過緩解已有企業(yè)尤其是中小企業(yè)的融資約束，滿足其潛在投資擴(kuò)張需求，使得企業(yè)對勞動力的需求增加；二是數(shù)量渠道。金融通過為具有創(chuàng)新精神和創(chuàng)業(yè)想法的潛在企業(yè)家提供資金，促進(jìn)新企業(yè)產(chǎn)生率的提高，企業(yè)的數(shù)量增加，從而創(chuàng)造出新的就業(yè)機(jī)會。

對于農(nóng)村勞動力來說，實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)無非通過兩種途徑：一種是在本地企業(yè)實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)，另一種是到外地企業(yè)實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)，其非農(nóng)就業(yè)地域選擇決策的目標(biāo)通常為家庭效用最大化。已有研究表明，不同于其他發(fā)展中國家，中國的農(nóng)村家庭難以整體搬遷，勞動力外出務(wù)工以個人為主，外出務(wù)工會給外出勞動力和其他家人帶來心理上的效用損失，①近年來，因農(nóng)村勞動力外出而產(chǎn)生的“留守兒童”、“留守老人”等現(xiàn)象，已經(jīng)成為社會問題，引起廣泛關(guān)注。其心理評價也會隨著家庭收入的增加而不斷提高（紀(jì)月清等，2010）。同時，隨著農(nóng)村養(yǎng)老、教育、醫(yī)療等政策的逐漸完善，農(nóng)村勞動力外出務(wù)工的機(jī)會成本也不斷增加，因此，只有當(dāng)本地與外地工資水平差距很大時，農(nóng)村勞動力才愿意選擇外出務(wù)工。另外，由于家庭難以整體搬遷，農(nóng)村家庭還需要留下一定數(shù)量的勞動力照顧家務(wù)以及從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因此，對于大多數(shù)中國農(nóng)村家庭來說，在本地實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)可能更有利于其家庭效用最大化目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。②從2004年開始，大量農(nóng)民工開始返鄉(xiāng)務(wù)工，使得沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的許多企業(yè)遭遇了“民工荒”、“招工難”的困境。另外，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2010年以來，本地農(nóng)民工增速明顯快于外出農(nóng)民工（見國家統(tǒng)計(jì)局《全國農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告（2011-2015）》）。

農(nóng)村中小企業(yè)③在20世紀(jì)80-90年代，農(nóng)村企業(yè)基本以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)為主，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在當(dāng)時農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮了重要作用，90年代后期，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)權(quán)不明晰的弊端逐漸顯露，中國開始對其推行產(chǎn)權(quán)改革，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)逐漸轉(zhuǎn)變成產(chǎn)權(quán)明晰的私人企業(yè)?，F(xiàn)在的農(nóng)村中小企業(yè)一部分就是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)改制過來的，另一部分則是后期在《公司法》下成立并縣域及縣域以下運(yùn)行的。是為農(nóng)村勞動力提供本地非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的主要陣地（張車偉、王德文，2004；肖蘭華、金雪軍，2010），但由于農(nóng)村金融市場存在嚴(yán)重的信息不對稱，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)在與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的博弈中所采取的信貸配給策略，使得眾多缺乏有效抵押資產(chǎn)、難以滿足金融機(jī)構(gòu)風(fēng)險規(guī)避要求的農(nóng)村中小企業(yè)被拒在正規(guī)金融市場門外，面臨著更為嚴(yán)重的融資約束（肖蘭華、金雪軍，2010）。資金成為制約農(nóng)村中小企業(yè)發(fā)展的重要條件，也是影響其創(chuàng)造非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的重要因素。按照前文理論，金融可得性的提高可以有效緩解農(nóng)村中小企業(yè)的融資約束，同時，金融門檻的降低使得許多財(cái)富積累較少的農(nóng)民可以獲得資金實(shí)現(xiàn)自我雇傭或成為企業(yè)家，從而創(chuàng)造出大量非農(nóng)就業(yè)機(jī)會。此外，已有研究表明，金融可以促進(jìn)人力資本投資，增加人力資本積累（Krebs，2003），因此，金融可得性的提高有助于提升農(nóng)村勞動力的人力資本水平，從而提高其成功實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)的概率。

基于以上分析，本文認(rèn)為，金融可得性可通過影響農(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)來影響其收入，即存在“金融可得性→非農(nóng)就業(yè)→農(nóng)民收入”的作用機(jī)制。一個地區(qū)金融可得性的提高可從規(guī)模和數(shù)量兩個渠道促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)村中小企業(yè)創(chuàng)造更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，并在一定程度上提高農(nóng)民的人力資本水平，從而提高非農(nóng)部門勞動需求與供給成功匹配的概率。同時，金融可得性的提高通過緩解農(nóng)村潛在創(chuàng)業(yè)家庭的融資約束，提升了其開展非農(nóng)經(jīng)營等創(chuàng)業(yè)活動的概率（張龍耀等，2013）。另外，本地非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的增加也為那些因?yàn)檎疹櫦覄?wù)而選擇留下的勞動力提供了非農(nóng)就業(yè)與照顧家庭兩者兼顧的機(jī)會?；诖耍疚恼J(rèn)為一個地區(qū)的金融可得性可以改變當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭的就業(yè)結(jié)構(gòu)，提高非農(nóng)就業(yè)水平，而中國的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)使得農(nóng)業(yè)部門的勞動邊際生產(chǎn)力長期低于非農(nóng)部門（蔡昉、都陽，2011），因此，這種就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化（非農(nóng)就業(yè)水平的提高）必將帶來家庭收入的增長。綜上所述，本文提出以下兩個待驗(yàn)證的假說：

假說1：一個地區(qū)金融可得性的提高有助于提升當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平；

假說2：金融可得性可通過影響農(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)，進(jìn)而影響農(nóng)民收入。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)金融可得性對農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平的影響，本文設(shè)定如下計(jì)量模型：

其中，NFEi表示家庭i的非農(nóng)就業(yè)水平，AFi表示家庭i所在地區(qū)的金融可得性，Xi表示一系列影響家庭非農(nóng)就業(yè)水平的控制變量，包括戶主個人特征、家庭特征以及地區(qū)特征變量，α為待估參數(shù)，εi為隨機(jī)擾動項(xiàng)，衡量影響家庭非農(nóng)就業(yè)水平的不可觀測因素。

為了檢驗(yàn)金融可得性對農(nóng)民收入的影響，本文設(shè)定以下計(jì)量模型：

其中，yi表示家庭i的人均純收入，AFi表示家庭i所在地區(qū)的金融可得性，Xi表示一系列影響家庭人均純收入的控制變量，包括戶主個人特征、家庭特征以及地區(qū)特征變量，β為待估參數(shù)，μi為隨機(jī)擾動項(xiàng)，衡量影響家庭收入水平不可觀測的因素。

進(jìn)一步，為了考察金融可得性影響農(nóng)民收入的非農(nóng)就業(yè)機(jī)制，在模型（2）的基礎(chǔ)上引入金融可得性與非農(nóng)就業(yè)水平的交互項(xiàng)，得到如下模型（3）：

如果“金融可得性→非農(nóng)就業(yè)→農(nóng)民收入”的作用機(jī)制成立，即金融可得性可通過影響農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平來影響農(nóng)民收入，那么模型（3）中金融可得性與非農(nóng)就業(yè)水平交互項(xiàng)AFi*NFEi的系數(shù)β2應(yīng)在較高的顯著水平下大于零，否則，β2的估計(jì)結(jié)果不顯著。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2011年開展的中國家庭金融調(diào)查項(xiàng)目，該調(diào)查涵蓋了全國除西藏、新疆、內(nèi)蒙古和港澳臺地區(qū)以外的8438個家庭樣本，比較全面地收集了中國家庭的人口、資產(chǎn)、負(fù)債、收入、消費(fèi)等方面的信息，而本文所用數(shù)據(jù)為其中的4405個農(nóng)業(yè)戶籍家庭樣本。中國家庭金融調(diào)查拒訪率較低，與2010年全國人口普查數(shù)據(jù)的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征非常接近，具有較好的代表性（甘犁等，2012）。

（三）變量選擇

1、非農(nóng)就業(yè)水平

非農(nóng)就業(yè)一般指農(nóng)村勞動力在除農(nóng)業(yè)以外的其他行業(yè)實(shí)現(xiàn)的就業(yè)，CHFS問卷不僅詢問了受訪者的就業(yè)行業(yè)，而且詢問了其在該行業(yè)的就業(yè)時間，因此，本文將樣本農(nóng)村家庭成員中在除農(nóng)業(yè)以外的其他行業(yè)實(shí)現(xiàn)就業(yè)，且一年就業(yè)時間大于6個月的勞動力歸為非農(nóng)就業(yè)勞動力。本文中非農(nóng)就業(yè)水平則用家庭非農(nóng)就業(yè)人數(shù)與勞動力總?cè)藬?shù)的比值表示，若家庭勞動力全部為農(nóng)業(yè)勞動力，則非農(nóng)就業(yè)水平為0，若家庭勞動力全部為非農(nóng)勞動力，則非農(nóng)就業(yè)水平為1，若家庭勞動力既有農(nóng)業(yè)又有非農(nóng)勞動力，則非農(nóng)就業(yè)水平介于0到1之間。

2、家庭人均純收入

本文將受訪家庭當(dāng)年從各個渠道獲得的總收入扣除獲得相應(yīng)收入的費(fèi)用支出后得到家庭純收入總和，再除以家庭總?cè)藬?shù)，計(jì)算得到家庭人均純收入。

3、金融可得性

本文將金融可得性界定為正規(guī)金融可得性，用來衡量一個地區(qū)的微觀經(jīng)濟(jì)主體（包括企業(yè)和家庭）以一定成本獲取正規(guī)金融服務(wù)的難易程度。已有文獻(xiàn)在衡量單一經(jīng)濟(jì)主體金融可得性時多使用該主體實(shí)際獲得的資金情況作為指標(biāo)（例如，何韌等（2012）采用有無獲得銀行貸款來衡量企業(yè)的金融可得性；盧亞娟等（2014）采用農(nóng)戶獲得的正規(guī)與非正規(guī)貸款總額來衡量農(nóng)戶的金融可得性），而本文的金融可得性并不針對某一具體的經(jīng)濟(jì)主體，而更偏向于地域?qū)用娴暮饬?，因此，這些衡量方法在本文并不適用。考慮到數(shù)據(jù)的限制，并結(jié)合本文所研究主題的需要，我們參考尹志超等（2015）的做法，將樣本村（或社區(qū)）所有農(nóng)村家庭存款開戶銀行的家數(shù)作為金融可得性的衡量指標(biāo)。①CHFS問卷中詢問了受訪者存款開戶的具體銀行，我們對每個樣本村（或社區(qū)）中所有農(nóng)村家庭存款開戶銀行的家數(shù)進(jìn)行歸納統(tǒng)計(jì)，大致得到為該樣本村（或社區(qū)）農(nóng)村家庭服務(wù)的銀行機(jī)構(gòu)數(shù)量，用以衡量當(dāng)?shù)氐慕鹑诳傻眯?。通常一個地區(qū)為當(dāng)?shù)匚⒂^經(jīng)濟(jì)主體服務(wù)的銀行機(jī)構(gòu)數(shù)量越多，該地區(qū)的金融可得性就越高。需要指出的是，這里的“樣本村（或社區(qū)）所有農(nóng)村家庭存款開戶銀行家數(shù)”并不是嚴(yán)格意義上的村（或社區(qū)）內(nèi)部或周圍有多少家銀行機(jī)構(gòu)，也不是指僅為農(nóng)村家庭提供服務(wù)的銀行家數(shù)，而是用以指代當(dāng)?shù)厮形⒂^經(jīng)濟(jì)主體（包括企業(yè)和家庭）②結(jié)合理論部分的分析，本文的金融可得性是指一個地區(qū)所有微觀經(jīng)濟(jì)主體（包括企業(yè)和家庭）的金融可得性，強(qiáng)調(diào)地域?qū)用娴暮饬?，因此，這里選擇能夠衡量一個地區(qū)所有微觀經(jīng)濟(jì)主體（包括企業(yè)和家庭）金融可得性的指標(biāo)才比較合理，而受數(shù)據(jù)限制，我們無法直接衡量企業(yè)層面的金融可得性。但鑒于在農(nóng)村地區(qū)，企業(yè)和家庭的區(qū)分并不那么明顯，許多農(nóng)村中小企業(yè)就是以家庭為單位，一個地區(qū)金融可得性高，通常當(dāng)?shù)氐乃形⒂^經(jīng)濟(jì)主體（包括企業(yè)和家庭）金融可得性都高，所以本文中以“樣本村（或社區(qū)）所有農(nóng)村家庭存款開戶銀行家數(shù)”來間接衡量當(dāng)?shù)氐慕鹑诳傻眯浴Ｄ軌蛘鎸?shí)獲得信貸等金融服務(wù)的銀行機(jī)構(gòu)數(shù)量，用這一指標(biāo)衡量金融可得性更加微觀，也更能準(zhǔn)確地反映出當(dāng)?shù)厮饺瞬块T獲取資金的難易程度（尹志超等，2015）。

4、控制變量

參考已有研究，本文的控制變量選擇反映戶主個人特征、家庭特征以及地區(qū)特征的變量，具體包括戶主性別、年齡、受教育程度、家庭資產(chǎn)（考慮到入戶調(diào)查中受訪者往往出于隱私或習(xí)俗等原因?qū)彝ベY產(chǎn)和負(fù)債情況匯報不準(zhǔn)確，我們在控制變量中引入“房產(chǎn)”和“汽車”兩個變量，以輔助刻畫樣本家庭的資產(chǎn)情況）、人口規(guī)模、勞動力比例、人均耕地面積以及所在地區(qū)人均GDP。另外，考慮到中國各省份之間差異巨大，而不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和政策環(huán)境均可能對農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平及收入產(chǎn)生影響，因此我們在模型中控制了地區(qū)（省份）虛擬變量。在數(shù)據(jù)處理中，本文剔除了數(shù)據(jù)缺失較多、家庭人均純收入小于0以及家庭資產(chǎn)小于0的樣本，共得到有效樣本4106個。具體變量選擇及描述統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量選擇及描述統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果

（一）金融可得性對農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平影響的檢驗(yàn)

根據(jù)前文設(shè)定，農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平為介于0-1之間的受限變量，為避免OLS回歸產(chǎn)生的估計(jì)偏差，本文采用Tobit模型檢驗(yàn)金融可得性對農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平的影響。具體估計(jì)結(jié)果見表2。

表2 農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平的Tobit模型估計(jì)結(jié)果

表2第（1）列匯報了Tobit模型的實(shí)證結(jié)果及其邊際效應(yīng)，可以發(fā)現(xiàn)，金融可得性變量的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明在控制了其他因素后，一個地區(qū)的金融可得性對當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平具有正向促進(jìn)作用。而從邊際效應(yīng)來看，金融可得性每提高1%，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平將提升1.97%。從理論上來說，一個地區(qū)金融可得性的提高可從規(guī)模和數(shù)量兩個層面促進(jìn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)造更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，同時，金融可得性的提高也有助于農(nóng)村勞動力增加人力資本投資以及緩解潛在創(chuàng)業(yè)家庭所面臨的流動性約束，即有助于提高農(nóng)村勞動力由農(nóng)業(yè)就業(yè)向非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)變的能力，因此可以初步得出結(jié)論：一個地區(qū)金融可得性的提高有助于提升當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平，從而驗(yàn)證了假說1。

此外，戶主年齡的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著，說明戶主年齡越大的家庭非農(nóng)勞動力占比相對越低。一般來說，年齡越大，勞動力職業(yè)由農(nóng)業(yè)向非農(nóng)轉(zhuǎn)變就越困難，而父母的工作狀態(tài)通常對子女的就業(yè)機(jī)會具有重要影響（Becker和Tomes，1986），從而影響了家庭的非農(nóng)就業(yè)水平。戶主受教育程度與家庭非農(nóng)就業(yè)水平具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明教育在促進(jìn)農(nóng)村勞動力實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)方面具有重要作用。家庭資產(chǎn)以及房產(chǎn)、汽車的系數(shù)均為正，且分別在10%、5%、1%的水平上顯著，說明三者均與家庭非農(nóng)就業(yè)水平具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。家庭資產(chǎn)、房產(chǎn)、汽車通常代表家庭的財(cái)富水平，財(cái)富水平較高的家庭更有利于家庭成員人力資本的積累，同時提高其開展創(chuàng)業(yè)活動的概率（張龍耀等，2013），從而有助于提升家庭的非農(nóng)就業(yè)水平。家庭人口規(guī)模和勞動力比例均與家庭非農(nóng)就業(yè)水平具有顯著正相關(guān)關(guān)系，說明人口越多、勞動力占比越高的家庭非農(nóng)就業(yè)水平越高。可能的原因是，隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械化、電氣化的普及，農(nóng)業(yè)勞動強(qiáng)度逐漸降低，農(nóng)村家庭只需安排較少的勞動力即可完成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動需要，而剩余勞動力則將更多努力放在尋求非農(nóng)就業(yè)機(jī)會上，因此家庭人口越多、勞動力占比越高，其尋求非農(nóng)工作的剩余勞動力越多，家庭的非農(nóng)就業(yè)水平也越高。人均耕地面積的系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著，說明耕地面積越多的家庭非農(nóng)就業(yè)水平越低，可能的原因是，耕地面積越多，需要的農(nóng)業(yè)勞動力越多，因而從事非農(nóng)就業(yè)的勞動力就越少。所在地區(qū)人均GDP與當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平具有顯著正相關(guān)關(guān)系，說明經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，非農(nóng)就業(yè)水平越高。

目前，雖然金融機(jī)構(gòu)的設(shè)置受到政府監(jiān)管部門的干預(yù)，相對外生，但是金融機(jī)構(gòu)的自身利益同樣也是影響其機(jī)構(gòu)設(shè)置的重要因素。因此，本文以“樣本村（或社區(qū)）所有農(nóng)村家庭存款開戶銀行的家數(shù)”作為金融可得性的衡量指標(biāo)可能存在內(nèi)生性問題。一般來說，非農(nóng)就業(yè)水平較高的地區(qū)通常經(jīng)濟(jì)也較發(fā)達(dá)，銀行更傾向于在該地區(qū)設(shè)置更多機(jī)構(gòu)來獲得盈利（尹志超等，2015）。為解決以上內(nèi)生性問題，經(jīng)過反復(fù)檢驗(yàn)，本文選擇樣本村（或社區(qū)）信用卡覆蓋率（樣本村（或社區(qū)）全部激活使用的信用卡數(shù)量與全村（或社區(qū)）總?cè)藬?shù)的比值）作為金融可得性的工具變量。作為一種重要的金融服務(wù)，信用卡不僅支持“先消費(fèi)后付款”這種新型的消費(fèi)形式，而且還可以為持有者提供短期貸款等信貸服務(wù)，同時，信用卡的使用通常需要一個良好的信用環(huán)境，一個地區(qū)的信用卡覆蓋率越高，往往意味著當(dāng)?shù)氐奈⒂^經(jīng)濟(jì)主體（包括企業(yè)和家庭）獲得信貸等金融服務(wù)越便利，金融可得性越高，而全村層面的信用卡覆蓋率則基本不受農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平的影響。表2第（2）列匯報了采用兩步法對Tobit模型進(jìn)行工具變量估計(jì)的結(jié)果，其中，Wald檢驗(yàn)的結(jié)果表明可以在5%的顯著水平上拒絕變量外生性假設(shè)，即原模型存在內(nèi)生變量。在一階段估計(jì)中，工具變量的t值為2.71，系數(shù)在1%的水平上顯著為正，方程的F值為71.36，說明不存在弱工具變量，因此選擇樣本村（或社區(qū)）信用卡覆蓋率作為金融可得性的工具變量是合適的。結(jié)果表明，金融可得性的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正，同時計(jì)算得到此時金融可得性的邊際效應(yīng)為0.0174，①由于兩步法不支持邊際效應(yīng)計(jì)算，這里采用極大似然估計(jì)工具變量Tobit（即IV Tobit）得到金融可得性的邊際效應(yīng)。本文中兩步法與IV Tobit的估計(jì)值非常接近，因此利用IV Tobit得到邊際效應(yīng)是合適的。即一個地區(qū)的金融可得性每提高1%，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平將提升1.74%，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了假說1。

（二）金融可得性影響農(nóng)民收入的非農(nóng)就業(yè)機(jī)制檢驗(yàn)

為驗(yàn)證金融可得性對農(nóng)民收入的影響，我們將家庭人均純收入作為被解釋變量進(jìn)行回歸。首先利用方差膨脹因子（vif）方法進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，得到平均的vif為1.31，所有自變量的vif均小于10，故不存在嚴(yán)重的多重共線性。具體估計(jì)結(jié)果見表3。

表3 農(nóng)民收入模型的估計(jì)結(jié)果

續(xù)表3

表3第（1）列給出了基礎(chǔ)模型的估計(jì)結(jié)果，可以看出，金融可得性變量的系數(shù)為0.0526，且在1%的水平上顯著，反映出一個地區(qū)的金融可得性與當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭人均純收入顯著正相關(guān)。而從邊際效應(yīng)來看，銀行機(jī)構(gòu)每增加1家，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭人均純收入將增加526元，說明金融具有明顯的農(nóng)民增收效應(yīng)。

其他控制變量方面，戶主受教育程度與家庭人均純收入具有顯著正相關(guān)關(guān)系，可能的原因是，教育作為重要的人力資本投資形式，對個人的收入增長具有明顯促進(jìn)作用，而父母的受教育程度通常對子女的受教育機(jī)會具有重要影響（Becker和Tomes，1986），因此戶主受教育程度的提高將促進(jìn)整個家庭人均純收入的增加。家庭資產(chǎn)以及房產(chǎn)、汽車的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，反映了家庭資產(chǎn)以及房產(chǎn)、汽車與家庭人均純收入的顯著正相關(guān)關(guān)系。非農(nóng)就業(yè)水平的回歸系數(shù)顯著為正，反映了中國長期二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的收入差距。勞動力比例與家庭人均純收入顯著正相關(guān)，可能的原因是勞動力比例同樣反映了家庭負(fù)擔(dān)程度，家庭勞動力比例越高，負(fù)擔(dān)程度越輕，相應(yīng)的人均純收入越高。所在地區(qū)人均GDP與家庭人均純收入顯著正相關(guān)，可能是由于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)擁有更多的經(jīng)濟(jì)機(jī)會，從而對當(dāng)?shù)丶彝ト司兪杖氲脑鲩L具有促進(jìn)作用。

在上述回歸中，金融可得性變量可能會存在與前文類似的內(nèi)生性問題。隨著家庭收入水平的提高，家庭對金融服務(wù)的需求不斷增加，因此，銀行更可能在家庭收入較高的地區(qū)設(shè)置更多機(jī)構(gòu)。為解決這一可能存在的內(nèi)生性問題，這里再次使用樣本村（或社區(qū)）信用卡覆蓋率（樣本村（或社區(qū)）全部激活使用的信用卡數(shù)量與全村（或社區(qū)）總?cè)藬?shù)的比值）作為金融可得性的工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)（簡稱2SLS），表3第（2）列匯報了估計(jì)結(jié)果。Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)（簡稱DWH檢驗(yàn)）的P值為0.0095，在1%的顯著水平上拒絕了外生性假設(shè)，模型存在內(nèi)生性問題。一階段估計(jì)的F值為53.26，工具變量的t值為2.73，表明不存在弱工具變量，此外，過度識別檢驗(yàn)的P值為0.4656，故接受工具變量外生的原假設(shè)。以上說明這里選擇樣本村（或社區(qū)）信用卡覆蓋率作為金融可得性的工具變量是合適的。2SLS的估計(jì)結(jié)果顯示，在控制了變量的內(nèi)生性后，金融可得性的影響系數(shù)變?yōu)?.0413，且在1%的水平上顯著，說明一個地區(qū)的金融可得性對當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭人均純收入具有顯著正向影響，銀行機(jī)構(gòu)每增加1家，農(nóng)村家庭人均純收入將增加413元，這進(jìn)一步證實(shí)了金融可得性對增加農(nóng)民收入的顯著促進(jìn)作用。

那么，金融可得性是否會通過提升農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平來增加農(nóng)民收入呢？為了檢驗(yàn)金融可得性影響農(nóng)民收入的非農(nóng)就業(yè)機(jī)制，我們在模型中引入金融可得性與非農(nóng)就業(yè)水平的交互項(xiàng)，表3第（3）列匯報了估計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，金融可得性與非農(nóng)就業(yè)水平交互項(xiàng)的系數(shù)在1%的顯著水平上為正，表明隨著金融可得性的提高，農(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平得以提升，進(jìn)而帶來家庭人均純收入的增加，假說2得以驗(yàn)證。具體來看，在引入金融可得性與非農(nóng)就業(yè)水平的交互項(xiàng)后，金融可得性的系數(shù)由0.0413減小為0.0139，這說明金融可得性對農(nóng)村家庭人均純收入的影響大部分可歸因于金融可得性提高帶來的農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平的提升，從而驗(yàn)證了“金融可得性→非農(nóng)就業(yè)→農(nóng)民收入”這一作用機(jī)制成立。

（三）異質(zhì)性考察

上文結(jié)果證實(shí)了金融可得性通過影響農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平來影響農(nóng)民收入的作用機(jī)制，那么，這種影響在不同財(cái)富水平的農(nóng)村家庭中是否具有差異呢？對此，本文將全部農(nóng)村家庭樣本按照家庭資產(chǎn)規(guī)模的四分位數(shù)劃分成四個子樣本，分別對這四個子樣本進(jìn)行工具變量兩階段估計(jì)，以考察金融可得性對不同財(cái)富水平農(nóng)村家庭影響的異質(zhì)性，結(jié)果見表4、表5。

表4 金融可得性對不同財(cái)富水平農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平影響的異質(zhì)性

表5 金融可得性對不同財(cái)富水平農(nóng)村家庭人均純收入影響的異質(zhì)性

續(xù)表5

表4中，金融可得性變量的系數(shù)均顯著為正，說明金融可得性對不同財(cái)富水平農(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平均具有顯著正向影響，而從邊際效應(yīng)來看，相比于財(cái)富較多的家庭（財(cái)富分布位于50-75%及75-100%的家庭），金融可得性對財(cái)富較少農(nóng)村家庭（財(cái)富分布位于0-25%及25-50%的家庭）非農(nóng)就業(yè)水平的促進(jìn)作用更大。在表5的估計(jì)結(jié)果中，金融可得性與非農(nóng)就業(yè)水平交互項(xiàng)的系數(shù)均在1%的顯著水平上為正，進(jìn)一步證實(shí)了金融可得性影響農(nóng)民收入的非農(nóng)就業(yè)機(jī)制。而從具體系數(shù)來看，金融可得性通過非農(nóng)就業(yè)渠道的增收效應(yīng)在財(cái)富較少農(nóng)村家庭（財(cái)富分布位于0-25%及25-50%的家庭）更加明顯?？赡艿脑蚴?，財(cái)富較少家庭的成員通常在人力資本、社會資本等方面明顯低于財(cái)富較多家庭的成員，這使得其在把握經(jīng)濟(jì)機(jī)會的競爭上處于劣勢，當(dāng)非農(nóng)就業(yè)機(jī)會有限時，財(cái)富較多家庭的成員更優(yōu)先獲得，而當(dāng)金融可得性提高帶來非農(nóng)就業(yè)機(jī)會增加時，財(cái)富較少家庭的成員也可以實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)，進(jìn)而帶來收入增加。因此，相對于財(cái)富較多的家庭，財(cái)富較少農(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平對金融可得性更敏感、彈性更大，這意味著提高金融可得性對于增加農(nóng)村低財(cái)富家庭的收入、緩解農(nóng)村貧困問題具有積極作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)①限于文章篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果沒有匯報，若有需要請聯(lián)系作者。

除了銀行等金融機(jī)構(gòu)提供金融服務(wù)的多寡，金融需求者的自身特質(zhì)也是影響其金融可得性的重要因素。為檢驗(yàn)以上實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選擇“樣本村（或社區(qū)）中持有除存款（包括活期存款和定期存款）以外其他金融資產(chǎn)（如股票、基金、債券、黃金、理財(cái)產(chǎn)品、金融衍生品等）的家庭數(shù)占樣本村（或社區(qū)）所有家庭數(shù)的比值”②對于大多數(shù)農(nóng)村家庭來說，存款（包括活期存款和定期存款）是其主要的金融資產(chǎn)持有方式，而其他金融資產(chǎn)（如股票、基金、債券、黃金、理財(cái)產(chǎn)品、金融衍生品等）則需要相應(yīng)的金融信息和知識，因此，選擇“樣本村（或社區(qū)）中持有除存款（包括活期存款和定期存款）以外其他金融資產(chǎn)（如股票、基金、債券、黃金、理財(cái)產(chǎn)品、金融衍生品等）的家庭數(shù)占樣本村（或社區(qū)）所有家庭數(shù)的比值”可以從金融需求者自身特質(zhì)的角度大致衡量當(dāng)?shù)氐慕鹑诳傻眯浴泶妗皹颖敬澹ɑ蛏鐓^(qū)）所有農(nóng)村家庭存款開戶銀行家數(shù)”作為金融可得性的補(bǔ)充衡量指標(biāo)，同時，選擇“家庭人均非農(nóng)就業(yè)時間”代替非農(nóng)勞動占比來衡量農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平，重復(fù)以上估計(jì)，結(jié)果仍顯示金融可得性對農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平具有明顯促進(jìn)作用，金融可得性可通過促進(jìn)農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)來增加農(nóng)民收入，其他控制變量的結(jié)果則與前文估計(jì)基本一致，這說明前文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、研究結(jié)論與啟示

本文基于微觀視角研究了金融可得性、非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)民收入之間的關(guān)系，首先理論分析了金融可得性通過影響非農(nóng)就業(yè)來影響農(nóng)民收入的作用機(jī)制，然后利用CHFS數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明：第一，一個地區(qū)金融可得性的提高有助于提升當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平，在控制了變量的內(nèi)生性之后，金融可得性每提高1%，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平將提升1.74%；第二，一個地區(qū)的金融可得性對當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭人均純收入具有顯著正向影響，在考慮了變量的內(nèi)生性后，銀行機(jī)構(gòu)每增加1家，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村家庭人均純收入將增加413元；第三，金融可得性對農(nóng)村家庭人均純收入的影響大部分可歸因于金融可得性提高帶來的農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平的提升，即金融可得性可通過影響農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平，進(jìn)而影響農(nóng)民收入；第四，金融可得性通過非農(nóng)就業(yè)渠道的增收效應(yīng)在財(cái)富較少農(nóng)村家庭（財(cái)富分布位于0-25%及25-50%的家庭）中更加明顯。

由于在金融改革發(fā)展過程中長期存在的城市傾向政策，許多學(xué)者從宏觀層面研究認(rèn)為中國的金融發(fā)展不利于農(nóng)民收入的增長，而本文基于微觀視角得出的研究結(jié)論則肯定了金融在增加農(nóng)民收入中的促進(jìn)作用，而這一作用的發(fā)揮更多地得益于金融在擴(kuò)大農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)方面的積極影響?；谝陨辖Y(jié)論，我們得到以下政策啟示：增加農(nóng)民收入是一項(xiàng)系統(tǒng)工程，需要政府、社會等各方面的共同努力，要真正打破中國長期存在的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、持續(xù)增加農(nóng)民收入，關(guān)鍵在于擴(kuò)大非農(nóng)就業(yè)機(jī)會（鐘甫寧、何軍，2007）。當(dāng)足夠多的農(nóng)業(yè)勞動力實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)，使得農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門的邊際生產(chǎn)力相等時，才意味著二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的終結(jié)（蔡昉、都陽，2011），農(nóng)民收入也就不再成為問題，而金融在這一過程中可以而且應(yīng)當(dāng)發(fā)揮出重要作用。為此，未來的金融改革應(yīng)該著眼于構(gòu)建更加完善的金融市場，減少金融資源配置扭曲，并進(jìn)一步降低金融準(zhǔn)入門檻，提高競爭水平，鼓勵貸款技術(shù)和金融產(chǎn)品創(chuàng)新，同時引導(dǎo)正規(guī)金融供給向欠發(fā)達(dá)地區(qū)傾斜，提高落后地區(qū)微觀經(jīng)濟(jì)主體的金融可得性，不斷提升農(nóng)村家庭的非農(nóng)就業(yè)水平，以此來促進(jìn)農(nóng)民收入增長和擺脫貧困，從而推動中國經(jīng)濟(jì)的包容性增長。

另外，需要指出的是，限于數(shù)據(jù)和研究問題的側(cè)重點(diǎn)，本文并未對金融如何促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，而這對于深入認(rèn)識金融在擴(kuò)大非農(nóng)就業(yè)方面的積極作用具有重要意義。因此，利用企業(yè)層面的數(shù)據(jù)，研究企業(yè)勞動雇傭決策對金融的敏感性，以及識別金融對異質(zhì)性企業(yè)勞動需求影響的差異性將是進(jìn)一步研究的重點(diǎn)。

1.蔡昉、都陽：《工資增長、工資趨同與劉易斯轉(zhuǎn)折點(diǎn)》[J]，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)》2011年第9期。

2.甘犁、尹志超、賈男、徐舒、馬雙：《中國家庭金融調(diào)查報告2012》[M]，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2012年。

3.何韌、劉兵勇、王婧婧：《銀企關(guān)系、制度環(huán)境與中小微企業(yè)信貸可得性》[J]，《金融研究》2012年第11期。

4.紀(jì)月清、劉迎霞、鐘甫寧：《家庭難以搬遷下的中國農(nóng)村勞動力遷移》[J]，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2010年第11期。

5.劉旦：《我國農(nóng)村金融發(fā)展效率與農(nóng)民收入增長》[J]，《山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2007年第1期。

6.盧亞娟、張龍耀、許玉韞：《金融可得性與農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》[J]，《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》2014年第10期。

7.譚燕芝：《農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之關(guān)系的實(shí)證分析：1978～2007》[J]，《上海經(jīng)濟(jì)研究》2009年第4期。

8.溫濤、冉光和、熊德平：《中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第9期。

9.肖蘭華、金雪軍：《抵押品缺失與農(nóng)村中小企業(yè)信貸融資的逆向選擇》[J]，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2010年第8期。

10.許崇正、高希武：《農(nóng)村金融對增加農(nóng)民收入支持狀況的實(shí)證分析》[J]，《金融研究》2005年第9期。

11.尹志超、吳雨、甘犁：《金融可得性、金融市場參與和家庭資產(chǎn)選擇》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2015年第3期。

12.余新平、熊皛白、熊德平：《中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長》[J]，《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2010年第6期。

13.張車偉、王德文：《農(nóng)民收入問題性質(zhì)的根本轉(zhuǎn)變——分地區(qū)對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)和增長變化的考察》[J]，《中國農(nóng)村觀察》2004年第1期。

14.張龍耀、楊軍、張海寧：《金融發(fā)展、家庭創(chuàng)業(yè)與城鄉(xiāng)居民收入——基于微觀視角的經(jīng)驗(yàn)分析》[J]，《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2013年第7期。

15.鐘甫寧、何軍：《增加農(nóng)民收入的關(guān)鍵：擴(kuò)大非農(nóng)就業(yè)機(jī)會》[J]，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題》2007年第1期。

16.Ayyagari,M.,Juarros,P.,Peria,M.S.M.,and Singh,S.,2016,“Access to Finance and Job Grow th: Firm-Level Evidence across Developing Countries”[D],World Bank Policy Research Working Paper,No. 7604.

17.Beck,T.,Dem irgü?-Kunt,A.,and Levine,R.,2007,“Finance,Inequality,and the Poor”[J],Journal of Economic Growth,Vol.12,No.1:27-49.

18.Becker,G.,and Tomes,N.,1986,“Human Capital and the Rise and Fall of Families”[J],Journal of Labor Economics,Vol.4,No.3:1-47.

19.Benmelech,E.,Bergman,N.,and Seru,A.,2011,“Financing labor”[D],NBER Working Papers,No.17144.

20.Bianchi,M.,2010,“Credit Constraints,Entrepreneurial Talent,and Econom ic Development”[J],Small Business Economics,Vol.34,No.1:93-104.

21.Dem irgü?-Kunt,A.,and Levine,R.,2008,“Finance,Financial Sector Policies,and Long-Run Grow th”[D], The World Bank Policy Research Working Paper,No.4469.

22.Duygan-Bump,B.,Levkov,A.,and Montoriol-Garriga,J.,2015,“Financing Constraints and Unemployment:Evidence from the Great Recession”[J],Journal of Monetary Economics,Vol.75,No.1: 89-105.

23.Gardner,B.L.,2000,“Econom ic Grow th and Low Income in Agriculture”[J],American Journal of Agricultural Economics,Vol.82,No.5:1059-1074.

24.Greenwood,J.,and Jovanovic,B.,1990,“Financial Development,Grow th,and the Distribution of Income”[J],Journal of Political Economy,Vol.98,No.5:1076-1107.

25.King,R.and Levine,R.,1993,“Finance and Grow th:Schumpeter M ight Be Right”[J],Quarterly Journal of Economics,Vol.108,No.3:717-737.

26.K lapper,J.,Am it,R.,Guillén,M.,and Quesada,J.,2007,“Entrepreneurship and Firm Formation Across Countries”[D],The World Bank Policy Research Working Paper,No.4313.

27.Krebs,T.,2003,“Human Capital Risk and Econom ic Grow th”[J],The Quarterly Journal of Economics, Vol.118,No.2:709-744.

28.Nykvist,J.,2008,“Entrepreneurship and Liquidity Constraints:Evidence from Sweden”[J],The Scandinavian Journal of Economics,Vol.110,No.1:23-43.

29.Townsend,R.M.and Ueda,K..,2003,“Financial Deepening,Inequality and Grow th:A Model-based Quantitative Evaluation”[J],Review of Economic Studies,Vol.73,No.1:251-293.

（G）

*本文得到國家自然科學(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”（項(xiàng)目編號：71403124）和江蘇高校哲學(xué)社會科學(xué)研究項(xiàng)目“市場導(dǎo)向下農(nóng)村金融改革中政府作用研究”（項(xiàng)目編號：2015SJD091）資助。作者感謝匿名審稿專家提出的寶貴修改意見。