汪三貴 孫俊娜

摘要 促進(jìn)貧困地區(qū)農(nóng)村勞動力向外流動是提高農(nóng)民收入、縮小城鄉(xiāng)差距的關(guān)鍵。在農(nóng)村勞動力尤其是貧困勞動力外流增速放緩的背景下，文章從信貸約束緩解的視角出發(fā)，基于5省10縣互助資金監(jiān)測的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究項(xiàng)目，借助雙重差分（DID）模型，利用1 059個微觀農(nóng)戶的三期面板數(shù)據(jù)，從家庭層面考察了互助資金政策對貧困村勞動力流動的影響，并從緩解流動性約束、資本替代勞動和提供隱性擔(dān)保三個角度對作用機(jī)制進(jìn)行了分析和檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明：①互助資金政策的實(shí)施對貧困村勞動力外流具有顯著的促進(jìn)作用。安慰劑檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)進(jìn)一步加強(qiáng)了研究結(jié)論的可靠性。②緩解農(nóng)戶的流動性約束是互助資金促進(jìn)貧困村勞動力外流的路徑之一，通過向農(nóng)戶提供借款，使農(nóng)戶尤其是貧困農(nóng)戶獲得了滿足遷移成本的金融資源，從而促進(jìn)了向外流動。③資本替代勞動的機(jī)制作用并不明顯，這可能與互助資金借款額度有限有關(guān)，無法滿足農(nóng)戶機(jī)械化的資本需求。④為農(nóng)戶家庭面臨的收入風(fēng)險提供隱性擔(dān)保也是互助資金促進(jìn)貧困村勞動力外流的路徑之一，通過為農(nóng)戶提供資金融通渠道，確保農(nóng)戶即使在外流失敗的情況下能夠通過向互助資金借貸平滑消費(fèi)和緩解風(fēng)險沖擊。研究結(jié)論為探索農(nóng)村金融供給能否成為進(jìn)一步促進(jìn)剩余貧困勞動力轉(zhuǎn)移的契機(jī)提供了有理論價值和可操作的視角，未來應(yīng)繼續(xù)堅(jiān)持農(nóng)村金融改革的步伐，加快金融產(chǎn)品和金融工具創(chuàng)新，不斷提高貧困農(nóng)戶的信貸可得性和可持續(xù)性收益。

關(guān)鍵詞 互助資金;勞動力流動;準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究

中圖分類號 F832.0 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A 文章編號 1002-2104（2021）02-0140-13

DOI：10.12062/cpre.20200922

城鄉(xiāng)勞動力流動是勞動資源優(yōu)化配置的必然結(jié)果。改革開放以來，伴隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，我國農(nóng)村剩余勞動力開始大規(guī)模向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，為城鎮(zhèn)工業(yè)部門提供了豐富的勞動力，有力地推動了經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展，也提高了農(nóng)村人口的收入水平[1-2]。然而，近年來農(nóng)村勞動力外流規(guī)模雖然在不斷擴(kuò)大，但凈增加量卻趨于下降[3] （圖1），勞動力轉(zhuǎn)移增速放緩。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，2018年我國第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口占全部就業(yè)人口的比重為26.1%，第一產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重為7.2%，這意味著，與發(fā)達(dá)國家相比，現(xiàn)階段我國農(nóng)村勞動力資源仍然過剩，農(nóng)業(yè)部門人均產(chǎn)值和農(nóng)民收入水平遠(yuǎn)低于其他部門。在農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移增速放緩的背景下，仍有許多農(nóng)村剩余勞動力尤其是貧困勞動力轉(zhuǎn)移不夠[4]，滯留農(nóng)村，導(dǎo)致勞動力資源浪費(fèi)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率低下、城鄉(xiāng)居民收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。已有研究指出，要縮小城鄉(xiāng)收入差距，就要進(jìn)一步轉(zhuǎn)移農(nóng)業(yè)剩余人口，促進(jìn)農(nóng)民增收[5]。因此，探索可能促進(jìn)農(nóng)村勞動力向外流動的因素具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，有利于為進(jìn)一步轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力尤其是貧困勞動力提供理論依據(jù)。

在我國農(nóng)村，尤其是貧困地區(qū)農(nóng)村，農(nóng)民的收入來源主要靠種養(yǎng)殖業(yè)和外出務(wù)工，而這兩種活動都可能受到金融資源的約束（如購買農(nóng)業(yè)投入品、外出務(wù)工成本等）。但中國農(nóng)村金融市場發(fā)展緩慢，長期面臨著內(nèi)源性信貸供給不足和外源性商業(yè)信貸配給的兩難困境[6]，因此，在信息不對稱的情況下，缺乏抵押品的農(nóng)戶尤其是貧困農(nóng)戶面臨著嚴(yán)重的信貸約束[7]?？芍滟Y金不足、資金融通渠道匱乏嚴(yán)重制約著貧困地區(qū)農(nóng)戶的增收和脫貧解困。在農(nóng)戶的兩種主要創(chuàng)收活動中，已有研究表明，信貸供給有效地促進(jìn)了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入水平、提高了農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率[8-11]，但鮮有圍繞農(nóng)村信貸供給對農(nóng)戶另一種主要創(chuàng)收活動——勞動力流動的相關(guān)研究?；诖耍疚睦弥袊r(nóng)村金融供給的一種重要創(chuàng)新形式——貧困村互助資金政策，在準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究的支持下，從家庭層面探討信貸供給對貧困村勞動力流動的影響，以探索農(nóng)村金融供給能否成為進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)村勞動力尤其是貧困勞動力向外流動的契機(jī)。

1 政策介紹與文獻(xiàn)綜述

1.1 政策介紹

我國農(nóng)村金融發(fā)展緩慢，但各部門不斷進(jìn)行農(nóng)村金融體制改革與探索創(chuàng)新，增加農(nóng)戶信貸供給。但根據(jù)相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，全國只有27%的農(nóng)戶能夠獲得正規(guī)渠道的貸款，并且在有融資需求的農(nóng)戶中，仍有超過40%無法獲得正規(guī)信貸支持[12]。由于農(nóng)村正規(guī)金融的巨大交易成本，2006 年，財政部和當(dāng)時的國務(wù)院扶貧辦探索出一種農(nóng)村非正規(guī)金融供給模式，借鑒孟加拉國鄉(xiāng)村銀行模式在14個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的28個貧困縣開始試點(diǎn)貧困村互助資金政策?；ブY金實(shí)質(zhì)為一種小額信貸組織，以財政安排到貧困村的專項(xiàng)扶貧資金、村民自愿按一定比例繳納的互助金和無任何附加條件的社會捐贈資金為基礎(chǔ)成立互助資金社[13]，通過設(shè)立理事會和監(jiān)事會管理資金使用，對借款額度、使用期限、占用費(fèi)率和還款方式等內(nèi)容進(jìn)行規(guī)定?；ブY金社以互助小組聯(lián)保形式向村內(nèi)有融資需求的農(nóng)戶尤其是貧困農(nóng)戶提供無抵押的有息借款，支持其用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、私營活動、外出務(wù)工等創(chuàng)收活動。各貧困村互助資金項(xiàng)目的實(shí)施范圍僅限于村莊內(nèi)部，不對村莊外開放，村莊內(nèi)的常住農(nóng)戶均可以通過繳納一定比例的自付資金入社， 且入股自由、退股自愿，通過互助小組聯(lián)保，入社農(nóng)戶均可以向互助資金社申請貸款，降低了農(nóng)戶的融資成本與門檻，拓寬了融資渠道，緩解了信貸約束，真正做到了民有、民用、民管、民享，周轉(zhuǎn)使用、滾動發(fā)展，互助小組聯(lián)保形式借助農(nóng)村熟人社會特征也降低了違約風(fēng)險[14]。

1.2 文獻(xiàn)綜述

經(jīng)典人口流動理論中，Lewis[15]提出現(xiàn)代工業(yè)部門以不變的工資率從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門吸收邊際生產(chǎn)率為零的剩余勞動力，直到吸收完畢，工資率上升，出現(xiàn)“劉易斯拐點(diǎn)”。Todaro[16]認(rèn)為勞動力流動決策取決于勞動力對預(yù)期收入的估計(jì)，這依賴于城鄉(xiāng)預(yù)期收入差距和獲得就業(yè)機(jī)會的概率。許多學(xué)者基于上述理論解釋了中國勞動力流動的原因，基本上認(rèn)同了較高的工資率或城鄉(xiāng)收入差距是吸引農(nóng)村勞動力流動的最主要因素[17-20];但也有學(xué)者對這一結(jié)論持懷疑態(tài)度，因?yàn)榘凑者@個邏輯，越是貧困的地區(qū)應(yīng)該越具有遷移動力，故而應(yīng)該有更多的貧困農(nóng)戶流出[17]，而不是大量貧困勞動力滯留農(nóng)村。有研究也指出，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移最多的既不是最貧困的地區(qū)，也不是最貧困的農(nóng)戶[21]。這些研究表明即使在城市預(yù)期收入更高的情況下，部分農(nóng)村勞動力尤其是貧困勞動力仍然留在農(nóng)村，說明其向外流動的動機(jī)不僅僅是城鄉(xiāng)收入差距，還存在其他影響貧困勞動力流動的因素。

現(xiàn)有阻礙農(nóng)村勞動力尤其是貧困勞動力流動的相關(guān)研究主要有三種觀點(diǎn)：一是人力資本和社會資本稟賦特征。理論研究和經(jīng)驗(yàn)研究都表明，人力資本水平高的勞動力更容易找到工作而實(shí)現(xiàn)遷移[22-24]，農(nóng)村貧困勞動力人力資本積累不足，難以滿足非農(nóng)就業(yè)市場對勞動力素質(zhì)的要求而阻礙其外流;社會資本是農(nóng)戶獲取務(wù)工信息的主要渠道，能夠提高外出就業(yè)成功的概率，對勞動力流動影響非常顯著[25-27]，那些滯留農(nóng)村的貧困勞動力可能受社會資本水平限制，缺乏必要的信息獲取渠道。二是外出務(wù)工成本制約。由于勞動力流動需要一定的遷移成本，農(nóng)村勞動力尤其是貧困勞動力由于可支配資金不足與資金融通渠道匱乏無法支付較高的外出務(wù)工成本而滯留農(nóng)村[28-33]，這些研究從流動性約束角度解釋了貧困勞動力的外流阻力。三是外出務(wù)工的不確定性風(fēng)險。雖然新遷移經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為農(nóng)村勞動力流動被看作是獲取收入來源和分散風(fēng)險的一個有吸引力的渠道[34]，但農(nóng)村勞動力流動本身是一個充滿風(fēng)險和不確定性的過程[35]，由于人力資本水平相對較低，農(nóng)村勞動力容易面臨就業(yè)排斥等問題[36-37]。因此，在信貸受到約束的情況下，盡管外出務(wù)工的預(yù)期收入很高，但由于收入的不確定性，風(fēng)險厭惡的低收入農(nóng)戶可能選擇不外出，因?yàn)橐坏┩獬鰟?wù)工失敗，家庭容易陷入消費(fèi)風(fēng)險[38-40]。由此可見，無論是外出務(wù)工成本制約還是受不確定性風(fēng)險制約，農(nóng)村勞動力的流動都與信貸的可獲得性存在較大關(guān)系，一旦有了資金獲取渠道，貧困勞動力就可以獲得支付外出務(wù)工成本的資金，也可以應(yīng)對外出務(wù)工的不確定性風(fēng)險可能帶來的消費(fèi)風(fēng)險。

當(dāng)前關(guān)于信貸可獲得性與農(nóng)村勞動力流動的研究比較少，僅有少數(shù)研究從宏觀層面證實(shí)了農(nóng)村金融發(fā)展對勞動力流動的促進(jìn)作用[41-42] ，也有少數(shù)文獻(xiàn)從微觀層面得出金融可得性對農(nóng)戶從事非農(nóng)就業(yè)的正向促進(jìn)作用[43]，但上述研究均缺乏對作用機(jī)制的探討，或由于僅采用截面數(shù)據(jù)使得因果效應(yīng)的科學(xué)性有待商榷，以上不足為本文提供了探索空間?；ブY金作為農(nóng)村信貸供給的一種重要創(chuàng)新形式，是否會對農(nóng)村勞動力流動產(chǎn)生影響以及通過何種途徑產(chǎn)生影響，需要理論與實(shí)證的共同檢驗(yàn)。基于此，本文可能有以下貢獻(xiàn)：一是基于理論分析和準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究獲得的微觀數(shù)據(jù)，從家庭層面探討互助資金政策與貧困村勞動力流動之間的關(guān)系，豐富相關(guān)研究的文獻(xiàn)基礎(chǔ);二是基于準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)的研究過程和雙重差分模型的研究設(shè)計(jì)有效控制其他趨勢性因素的影響以及處理組和對照組實(shí)驗(yàn)前的差異，從而保證政策沖擊的外生性，確保獲得更為準(zhǔn)確的因果效應(yīng);三是利用微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)進(jìn)一步分析了互助資金政策影響農(nóng)村勞動力流動的微觀機(jī)制，彌補(bǔ)了當(dāng)前相關(guān)研究的不足。

2 理論分析與研究假設(shè)

我國農(nóng)村地區(qū)正規(guī)金融供給與需求存在著嚴(yán)重的不對稱格局，資金供給嚴(yán)重不足，農(nóng)戶融資難度大。互助資金作為一種非正規(guī)的信貸供給服務(wù)政策為面臨信貸約束的農(nóng)戶尤其是貧困農(nóng)戶提供了資金融通渠道，理論上可以通過改變農(nóng)戶的可支配或預(yù)期支配資金水平影響家庭勞動力的流動決策。具體而言，互助資金主要可以通過以下機(jī)制影響家庭勞動力流動（圖2）。

第一，互助資金能夠緩解農(nóng)戶的流動性約束促進(jìn)農(nóng)村勞動力流動。在中國，由于經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平差異，農(nóng)村勞動力通常從相對貧窮落后的中西部地區(qū)流向發(fā)達(dá)的東部沿海地區(qū)，因此外出務(wù)工成本可能很高，導(dǎo)致許多農(nóng)村勞動力尤其是貧困家庭的勞動力由于缺乏必要的金融資本而無法外出，滯留農(nóng)村?；ブY金作為一種信貸供給服務(wù)，通過向貧困村內(nèi)條件較差且有融資需求的農(nóng)戶提供借款，可以緩解其流動性約束，滿足外出務(wù)工成本的融資需求，并且互助資金的占用費(fèi)率一般高于銀行貸款利率，信貸約束寬松的農(nóng)戶通常不會從互助資金借款，因此其具有自動瞄準(zhǔn)真正面臨流動性約束的農(nóng)戶，從而促進(jìn)農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)非農(nóng)部門流動。

第二，互助資金能夠通過資本替代勞動促進(jìn)農(nóng)村勞動力流動。已有研究指出，農(nóng)業(yè)技術(shù)變遷越來越傾向于勞動節(jié)約型[44]，農(nóng)業(yè)機(jī)械化既能減輕勞動強(qiáng)度，又能提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，形成資本對農(nóng)業(yè)勞動力的直接替代，具有促進(jìn)勞動力流動的功效[45-47]。但農(nóng)業(yè)機(jī)械化需要滿足一定的生產(chǎn)性資本投入，很多農(nóng)戶尤其是貧困農(nóng)戶在進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資時缺乏足夠的可支配資金水平，并且由于我國農(nóng)村信貸市場發(fā)育不健全，難以滿足農(nóng)戶的融資需求，進(jìn)一步限制了其資本投入[48-49]，從而只能將更多勞動力束縛在土地之上，造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率低下和勞動力資源的浪費(fèi)?；ブY金為農(nóng)戶提供了資金融通渠道，通過向農(nóng)戶提供貸款有利于提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)資本投入水平，實(shí)現(xiàn)資本對勞動力的替代，將勞動力從土地上解放出來，流向收入水平更高的非農(nóng)就業(yè)部門。

第三，互助資金能夠?yàn)檗r(nóng)戶面臨的不確定性風(fēng)險提供隱性擔(dān)保促進(jìn)勞動力流動。如前所述，農(nóng)村勞動力的流動是一個充滿風(fēng)險和不確定性的過程。對于風(fēng)險厭惡者來說，通常寧愿接受一個確定的較低的收入水平，也不愿接受一個更高的但含有不確定性的預(yù)期收入[50]，尤其是那些本身在收入、教育、醫(yī)療等方面面臨著不確定性的家庭，一旦在城鎮(zhèn)沒有實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定就業(yè)回流農(nóng)村，對整個家庭成本付出的代價是巨大的，尤其在信貸約束比較嚴(yán)重的農(nóng)村地區(qū)，一旦風(fēng)險發(fā)生，無法獲得資金來源，收入的波動極易導(dǎo)致家庭陷入消費(fèi)風(fēng)險[51]。因此，很多農(nóng)戶尤其是貧困農(nóng)戶選擇不外出務(wù)工，而是從事熟練程度更高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，以獲得一個相對低下但確定性的收入水平。外出務(wù)工收入的不確定性以及可能面臨的消費(fèi)風(fēng)險一定程度上阻礙了農(nóng)村勞動力外流?；ブY金政策的實(shí)施為農(nóng)戶提供了資金融通渠道，即為本身面臨著不確定性的家庭提供了隱性擔(dān)保，即使勞動力外出就業(yè)失敗回流農(nóng)村，家庭收入有波動的情況下也可以通過向互助資金借貸幫助家庭平滑消費(fèi)和緩解風(fēng)險沖擊[52]。因此，互助資金通過隱性保險機(jī)制減少了勞動力外流的后顧之憂，有利于促使勞動力從事預(yù)期收入更高的非農(nóng)就業(yè)。

根據(jù)以上分析，本文提出以下假設(shè)。

H1：互助資金政策對貧困村勞動力流動具有正向促進(jìn)作用。

H2：互助資金促進(jìn)貧困村勞動力流動的作用機(jī)制為：緩解流動性約束、資本替代勞動、提供隱性擔(dān)保。

3 數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自原國務(wù)院扶貧辦與中國人民大學(xué)于2010年、2012年和2014年合作開展的貧困村互助資金監(jiān)測項(xiàng)目，該項(xiàng)目的實(shí)施過程遵循嚴(yán)格的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究。在項(xiàng)目開展前，基于地區(qū)平衡原則和貧困分布狀況，課題組協(xié)商選定山東、河南、湖南、四川和甘肅5省進(jìn)行互助資金準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究。在項(xiàng)目省推薦和課題組評估的基礎(chǔ)上，每省選擇2個項(xiàng)目縣各5個貧困村作為備選村，課題組隨機(jī)選取其中3個貧困村為項(xiàng)目村，開展互助資金項(xiàng)目，2個貧困村為對照村，不開展互助資金項(xiàng)目，共計(jì)30個項(xiàng)目村和20個對照村。

本文數(shù)據(jù)獲取過程具體如下：2010年，在各地互助資金項(xiàng)目開展之前，課題組對各貧困村進(jìn)行了基線調(diào)查，即準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)的事前測量。在樣本農(nóng)戶選取上，通過分層等距抽樣的方法確定，每村抽取30戶，共計(jì)1 500戶（具體抽樣方法可見楊龍和張偉賓[11]）?；€調(diào)查內(nèi)容由村莊問卷和農(nóng)戶問卷兩部分構(gòu)成，村莊問卷主要調(diào)查上一年度村莊的基本情況（人口、勞動力、土地等）、基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)情況以及村級治理情況等方面;農(nóng)戶問卷主要調(diào)查上一年度家庭的人口特征、基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)享有情況、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況、務(wù)工情況、借貸情況以及收入、消費(fèi)和資產(chǎn)情況等內(nèi)容?；€調(diào)查共計(jì)獲得村莊問卷50份，農(nóng)戶問卷1 500份。

基線調(diào)查結(jié)束后，大多數(shù)選定項(xiàng)目村順利成立互助資金社并開始放款工作，但其中一個項(xiàng)目村由于各種原因最終未能順利開展，轉(zhuǎn)為對照村，故2012年課題組進(jìn)行第一輪追蹤調(diào)查時，項(xiàng)目村為29個，對照村為21個。調(diào)查內(nèi)容在基期調(diào)查的基礎(chǔ)上，增加了項(xiàng)目村互助資金開展及使用等相關(guān)內(nèi)容，調(diào)查對象為所有基期調(diào)查農(nóng)戶，最終追蹤成功1 349戶。

2014年，課題組開展了第二輪追蹤調(diào)查。本來原則上要求在項(xiàng)目監(jiān)測期內(nèi)，選定的項(xiàng)目村必須實(shí)施互助資金項(xiàng)目，對照村不得開展。但由于事前并未明確項(xiàng)目監(jiān)測期限范圍，本輪追蹤調(diào)查時有10個對照村在上一輪追蹤調(diào)查結(jié)束后也成立了互助資金社進(jìn)行信貸供給，而1個項(xiàng)目村則被撤銷了項(xiàng)目村資格，后未再實(shí)施。故2014年進(jìn)行追蹤調(diào)查時，項(xiàng)目村變?yōu)?8個，對照村為12個。調(diào)查內(nèi)容與上一輪追蹤調(diào)查保持一致，調(diào)查對象仍為所有基期調(diào)查農(nóng)戶，最終追蹤成功1 323戶。

綜合三期樣本數(shù)據(jù)，兩輪調(diào)查均追蹤到的基期農(nóng)戶數(shù)量為1 213戶。由于本文主要研究互助資金對貧困村勞動力流動的影響，根據(jù)研究需求，本文將基線調(diào)查時家中沒有勞動力以及追蹤調(diào)查時由于分家、出嫁、死亡等原因?qū)е录抑袥]有勞動力的樣本戶進(jìn)行剔除，并剔除了2012年后被取消資格的項(xiàng)目村樣本。此外，剔除了個別缺少關(guān)鍵變量和數(shù)據(jù)質(zhì)量不合格的樣本戶。經(jīng)過以上處理，本文最終得到5省10縣1 059戶農(nóng)戶的三期平衡面板數(shù)據(jù)。樣本戶具體分布情況見表1。

在勞動力流動情況上，本文根據(jù)以往研究經(jīng)驗(yàn)，采用勞動力外出務(wù)工情況進(jìn)行衡量。本文采用國家統(tǒng)計(jì)局相關(guān)統(tǒng)計(jì)口徑，勞動力外出務(wù)工是指到本鄉(xiāng)鎮(zhèn)以外從事生產(chǎn)勞動的情況，并根據(jù)問卷中相關(guān)問題設(shè)置，將全年內(nèi)外出務(wù)工時間≥10天視為外出務(wù)工時間下限。表2對各調(diào)查年項(xiàng)目村和對照村的外出務(wù)工情況進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)，可以看出，項(xiàng)目村外出務(wù)工戶數(shù)比例逐年增加，而對照村有下降趨勢。由此可以看出，互助資金項(xiàng)目的開展與貧困村勞動力的流動具有正相關(guān)關(guān)系，但因果關(guān)系是否成立，仍需通過計(jì)量模型進(jìn)一步驗(yàn)證。

3.2 雙重差分模型設(shè)定

為了評估互助資金政策對貧困村勞動力流動的影響

效果，本文采用政策評估中常用的雙重差分（differences-in-differences，DID）方法。使用雙重差分方法需要滿足兩個前提條件假設(shè)：一是處理組和對照組要滿足共同趨勢假設(shè)以保證分組隨機(jī)和事件隨機(jī)，二是要滿足個體處理穩(wěn)定性假設(shè)（the stable unit treatment value assumption，SUTVA）以保證處理組接受干預(yù)的水平一致且對對照組無溢出效應(yīng)[53]。本文互助資金監(jiān)測項(xiàng)目的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)過程在每個縣選取的5個村均為貧困村，有利于保證村級發(fā)展情況相似，每個縣內(nèi)均安排了項(xiàng)目村和對照村也有利于滿足共同趨勢假設(shè)，同時縣內(nèi)隨機(jī)指定項(xiàng)目村和對照村保證了互助資金政策沖擊的外生性。此外，各地互助資金政策項(xiàng)目在組織形式、運(yùn)行規(guī)則等方面基本相似有利于保證項(xiàng)目村接受政策干預(yù)的力度接近，且封閉于村內(nèi)開展、不對外村開放的實(shí)施原則保證了互助資金項(xiàng)目不存在對對照村的溢出效應(yīng)，因此該項(xiàng)目的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)過程天然滿足SUTVA假設(shè)。由于本文的互助資金項(xiàng)目在各地開始實(shí)施的時間不一致，因此借鑒了Beck 等[54]對開始實(shí)施時間不一致的政策效果評估所采用的漸進(jìn)性雙重差分方法，構(gòu)建模型如下：

式（1）中，i表示農(nóng)戶，j表示村莊（j=1，2，…，49），t表示年份（t=2010，2012，2014）。yijt為被解釋變量，表示j村i農(nóng)戶家中在t年勞動力流動情況，若家中有人外出務(wù)工取值為1，否則取值為0。treatjt為核心解釋變量，表示j村在t年是否開展互助資金項(xiàng)目，若是取值為1，否則取值為0。估計(jì)系數(shù)β1即是本文關(guān)注的處理效應(yīng)，即互助資金政策對貧困村勞動力流動的影響，若為正向且顯著，則表示實(shí)施互助資金項(xiàng)目促進(jìn)了貧困村勞動力向外流動，若為負(fù)向且顯著，則表示互助資金項(xiàng)目抑制了貧困村勞動力外出務(wù)工。Z′是一系列控制變量，包括戶主個體特征、家庭稟賦特征、所在村莊特征等可能影響農(nóng)戶家庭勞動力流動的因素;ηt和λi分別表示時間固定效應(yīng)和農(nóng)戶個體固定效應(yīng)，εijt為誤差項(xiàng)。

3.3 變量選取與描述統(tǒng)計(jì)

3.3.1 被解釋變量

本文核心被解釋變量是貧困村勞動力流動情況?；跀?shù)據(jù)可得性和借鑒已有研究[55]，本文選取“家中是否有勞動力外出務(wù)工”作為代理變量衡量勞動力流動情況。此外，借鑒陳媛媛和傅偉[56]對勞動力流動的衡量，本文又采用“家中勞動力平均外出務(wù)工時間”作為代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于對外出務(wù)工時間的測量容易受一些不可控因素（如主觀記憶偏差等）的影響而導(dǎo)致測量結(jié)果偏誤[57]，因此本文以“家中是否有勞動力外出務(wù)工”為核心被解釋變量，“勞動力平均外出務(wù)工時間”為輔助檢驗(yàn)的被解釋變量。

4.2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

盡管基準(zhǔn)回歸盡可能地控制了其他影響農(nóng)村勞動力流動的潛在因素，但仍可能存在一些不可觀測因素影響估計(jì)結(jié)果的可靠性。因此，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，得到較為準(zhǔn)確的政策效應(yīng)，本文通過替換核心被解釋變量的方法再次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。借鑒相關(guān)研究，本文采用“家中勞動力平均外出務(wù)工時間”替換“家中是否有勞動力外出務(wù)工”來衡量勞動力流動情況。表5第（6）列和第（7）列分別給出了控制其他因素前后的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，核心解釋變量的回歸系數(shù)均顯著為正，表明互助資金項(xiàng)目的開展增加了貧困村勞動力平均外出務(wù)工時間，再次驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的結(jié)論，即互助資金項(xiàng)目對貧困村勞動力向外流動的促進(jìn)作用是顯著的。此外，控制變量的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果也較為一致，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是基本穩(wěn)健的。

5 機(jī)制檢驗(yàn)與異質(zhì)性分析

根據(jù)前文的分析，互助資金政策的實(shí)施確實(shí)能夠顯著促進(jìn)貧困村勞動力的向外流動，那是通過什么機(jī)制產(chǎn)生影響的呢？接下來，本文將進(jìn)一步分析互助資金項(xiàng)目對貧困村勞動力流動影響的作用機(jī)制。根據(jù)理論分析，本文分別選取緩解流動性約束、資本替代勞動力和提供隱性擔(dān)保作為互助資金可能影響貧困村勞動力流動的三種微觀機(jī)制，并依次進(jìn)行檢驗(yàn)。

5.1 緩解流動性約束

為了驗(yàn)證互助資金政策是否通過緩解農(nóng)戶的流動性約束而促進(jìn)勞動力流動，本文將同時考慮影響農(nóng)戶流動性約束情況的兩個因素，即可支配財富水平和信貸約束情況?；跀?shù)據(jù)可得性，本文采用現(xiàn)行農(nóng)村貧困標(biāo)準(zhǔn)下（每人每年2 300元，2010年不變價?？紤]到通貨膨脹，為使研究更加科學(xué)合理，本文利用農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)對基期貧困標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了相應(yīng)調(diào)整）“基期是否為貧困戶”作為農(nóng)戶家庭可支配財富水平的代理變量，通常來講，相比非貧困戶，貧困戶家庭的可支配財富水平更低，從而意味著面臨的流動性約束更強(qiáng)。表6第（1）列為在模型（1）中引入“treat×貧困戶”交互變量，回歸結(jié)果顯示，交互項(xiàng)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，說明相比于非貧困戶，互助資金對貧困戶家庭勞動力向外流動的促進(jìn)作用更明顯，也就是說，互助資金的開展成為提高農(nóng)戶尤其是貧困農(nóng)戶可支配財富水平的重要來源，緩解了貧困農(nóng)戶的流動性約束，滿足了外出務(wù)工成本，進(jìn)而促進(jìn)勞動力向外流動。在信貸約束方面，本文根據(jù)農(nóng)戶調(diào)查問卷中的問題“根據(jù)你家現(xiàn)在的條件，能否從信用社或其他金融機(jī)構(gòu)借到錢”和“若你家現(xiàn)在遇到急事需要錢，能否從私人或其他非金融機(jī)構(gòu)借到錢”將農(nóng)戶基期面臨的信貸約束環(huán)境分為信貸約束寬松（能從至少一種情況借到錢）和信貸約束緊張（兩種情況均借不到錢）兩種情況，并分別賦值0和1，通常來講，信貸約束緊張的農(nóng)戶面臨著更強(qiáng)的流動性約束。在模型（1）中引入“treat×信貸約束緊張”交互變量的回歸結(jié)果如表6第（2）列所示，可以看出，交互項(xiàng)系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，說明相比于信貸環(huán)境寬松的農(nóng)戶，互助資金對信貸環(huán)境緊張的農(nóng)戶家庭勞動力外流具有更明顯的促進(jìn)作用，也就是說，互助資金的開展有效緩解了農(nóng)戶的信貸約束情況，農(nóng)戶面臨的信貸環(huán)境更為寬松，流動性約束得到緩解，從而有利于促進(jìn)勞動力向外流動。根據(jù)理論分析和上述回歸結(jié)果，本文可以得出互助資金能夠通過緩解農(nóng)戶的流動性約束促進(jìn)勞動力流動。

5.2 資本替代勞動

農(nóng)業(yè)技術(shù)變遷越來越傾向于勞動節(jié)約型。根據(jù)理論分析，互助資金政策可以通過資本投入對農(nóng)業(yè)勞動力進(jìn)行替代進(jìn)而促進(jìn)剩余勞動力向外流動。農(nóng)業(yè)機(jī)械化是資本替代勞動力的一種重要表現(xiàn)形式[62]，因此，基于數(shù)據(jù)可得性，本文采用雇傭機(jī)械支出和生產(chǎn)經(jīng)營性資產(chǎn)價值作為農(nóng)業(yè)資本投入的衡量。通過將模型（1）中的被解釋變量分別替換為“雇傭機(jī)械支出”和“生產(chǎn)經(jīng)營性資產(chǎn)價值對數(shù)”來檢驗(yàn)互助資金對農(nóng)業(yè)資本投入的影響，從而間接檢驗(yàn)互助資金影響勞動力流動的機(jī)制。表7給出了估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，雇傭機(jī)械支出對treat的回歸系數(shù)為正，說明互助資金增加了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用，而生產(chǎn)經(jīng)營性資產(chǎn)價值有所降低，這一方面與資產(chǎn)折舊有關(guān)，另一方面與農(nóng)戶新增生產(chǎn)經(jīng)營性資產(chǎn)較少有關(guān)。treat的系數(shù)均不顯著，說明互助資金的開展對農(nóng)戶機(jī)械投入的影響不明顯，通過資本替代勞動影響勞動力流動的機(jī)制并未得到驗(yàn)證?？赡艿慕忉屖牵ブY金雖然為農(nóng)戶提供了融資渠道，但農(nóng)戶可以從互助資金社借貸的資金額度有限，根據(jù)收集數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)戶可貸款金額一般不超過5 000元，使用周期半年到一年不等，除購買種子、化肥外，難以滿足機(jī)械化的資金需求，對提高農(nóng)戶的機(jī)械投入水平有限，因此對農(nóng)業(yè)勞動力的替代作用不明顯。

5.3 提供隱性擔(dān)保

本文認(rèn)為，農(nóng)村勞動力的流動決策應(yīng)考慮家庭為應(yīng)對不確定性而做出的選擇。根據(jù)前文理論分析，在信貸受到約束的情況下，即使預(yù)期收入很高，但由于收入的不確定性，人們可能選擇不外出務(wù)工，尤其是那些本身面臨著不確定性的家庭。而互助資金的實(shí)施為農(nóng)戶提供了隱性擔(dān)保，即使家庭勞動力外出務(wù)工失敗，也可以通過向互助資金借貸幫助家庭平滑消費(fèi)和緩解風(fēng)險沖擊，從而有利于促進(jìn)勞動力流動。根據(jù)這種隱性擔(dān)保機(jī)制的邏輯，隨著農(nóng)戶面臨不確定性的增加，勞動力外流的概率應(yīng)該提高。而在農(nóng)村居民中，收入風(fēng)險和醫(yī)療風(fēng)險是其面臨的主要不確定性因素，故本文主要考慮這兩種風(fēng)險。借鑒沈坤榮和謝勇[63]的做法，本文以基期家庭人均純收入為被解釋變量，以家庭成員的平均年齡、平均受教育程度、就業(yè)比例、家庭承包地數(shù)量、經(jīng)營收入情況以及戶主的性別、政治身份以及省級固定效應(yīng)等為解釋變量進(jìn)行OLS回歸得到殘差值，并以殘差值表征收入不確定性，殘差值越大，說明家庭面臨的收入風(fēng)險越大。借鑒尹志超等[35]的做法，以基期家庭65歲以上老年人數(shù)表征面臨的醫(yī)療不確定性。家庭老人數(shù)量越多，面臨的醫(yī)療風(fēng)險可能越大。在模型（1）中分別引入“treat×收入風(fēng)險”交互項(xiàng)和“treat×醫(yī)療風(fēng)險”交互項(xiàng)的回歸結(jié)果見表8第（1）列和第（2）列，可以看到，互助資金與收入風(fēng)險交互項(xiàng)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明與面臨收入風(fēng)險低的農(nóng)戶家庭相比，互助資金對面臨收入風(fēng)險高的家庭勞動力流動的促進(jìn)作用更明顯，互助資金項(xiàng)目的實(shí)施確實(shí)發(fā)揮了隱性擔(dān)保作用;互助資金與醫(yī)療風(fēng)險交互項(xiàng)系數(shù)也為正，說明互助資金對面臨醫(yī)療風(fēng)險高的家庭勞動力流動的促進(jìn)作用更明顯，但這一影響缺乏統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，說明互助資金的隱性擔(dān)保作用在應(yīng)對收入風(fēng)險沖擊上更為明顯。

5.4 異質(zhì)性分析

農(nóng)戶之間存在顯著的特征差異，當(dāng)互助資金政策實(shí)施后，對勞動力流動的影響可能在不同特征的農(nóng)戶中存在異質(zhì)性。根據(jù)前文所述，我國農(nóng)村尤其是貧困地區(qū)農(nóng)村仍然存在剩余勞動力，滯留于土地之上從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。于是，本文從異質(zhì)性角度看互助資金是否有助于農(nóng)戶脫離土地，向外流動。根據(jù)農(nóng)戶基期生計(jì)活動中農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重將農(nóng)戶分為務(wù)農(nóng)為主型和非農(nóng)為主型兩類，其中前者農(nóng)業(yè)收入占比超過50%。將兩個子樣本數(shù)據(jù)分別代入模型（1）進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果如表9所示?？梢钥闯?，互助資金政策的實(shí)施在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著促進(jìn)了基期以務(wù)農(nóng)為主的農(nóng)戶家庭勞動力的外流，而對基期主要從事非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)戶家庭勞動力流動的影響不明顯，說明互助資金確實(shí)有助于農(nóng)村剩余勞動力脫離土地束縛，實(shí)現(xiàn)向外流動。

6 結(jié)論與啟示

促進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)、縮小城鄉(xiāng)差距、推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展是我國實(shí)現(xiàn)第二個百年奮斗目標(biāo)的重要內(nèi)容之一。但近年來我國農(nóng)村勞動力外流增速放緩，許多勞動力尤其是貧困勞動力仍然滯留農(nóng)村。在此背景下，本文從信貸約束緩解的視角出發(fā)，基于5省10縣互助資金監(jiān)測的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究項(xiàng)目，采用雙重差分模型，利用1 059個微觀農(nóng)戶的三期面板數(shù)據(jù)，從家庭層面研究了互助資金政策對貧困村勞動力流動的影響。研究結(jié)果顯示，互助資金政策的實(shí)施對貧困村勞動力外流具有顯著促進(jìn)作用。這一結(jié)果表明，互助資金作為農(nóng)村信貸供給服務(wù)的一種創(chuàng)新形式，對勞動力流動產(chǎn)生了重要影響，對于探索農(nóng)村金融供給成為進(jìn)一步促進(jìn)剩余勞動力尤其是貧困勞動力流動的契機(jī)具有重要意義。通過進(jìn)一步分析互助資金影響勞動力流動的作用機(jī)制發(fā)現(xiàn)，互助資金主要通過緩解農(nóng)戶家庭的流動性約束、為農(nóng)戶家庭面臨的不確定性提供隱性擔(dān)保兩個渠道促進(jìn)勞動力外流，而由于借貸額度限制等原因，通過增加農(nóng)業(yè)資本投入替代勞動的機(jī)制并未通過檢驗(yàn)。

基于上述結(jié)論，本文得到如下啟示：隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)向?qū)I(yè)化和規(guī)?；较虬l(fā)展，促進(jìn)就業(yè)轉(zhuǎn)移將是貧困農(nóng)戶和低收入戶的主要創(chuàng)收渠道。如何促進(jìn)農(nóng)村勞動力尤其是貧困勞動力轉(zhuǎn)移，本文的研究結(jié)論從信貸供給服務(wù)角度給出了一種方向。可以看出，農(nóng)村金融供給服務(wù)不僅提高了貧困農(nóng)戶的信貸可得性，還在一定程度上促進(jìn)了轉(zhuǎn)移就業(yè)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。因此，未來要繼續(xù)堅(jiān)持農(nóng)村金融改革的步伐，不斷探索多元化的農(nóng)村金融產(chǎn)品和金融工具創(chuàng)新，彌補(bǔ)農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展緩慢導(dǎo)致的信貸約束問題。并且要結(jié)合農(nóng)戶的實(shí)際需求，在風(fēng)險可控的前提下靈活制定相關(guān)政策，比如根據(jù)本文研究，互助資金政策囿于借貸額度限制，無法滿足農(nóng)戶的機(jī)械化資本需求，實(shí)現(xiàn)資本對勞動力的替代，未來可通過設(shè)置合理的風(fēng)控機(jī)制適當(dāng)提高互助資金的借款額度，延長借款期限等，盡可能滿足農(nóng)戶更高水平的資金需求。此外，缺乏可持續(xù)性一直是農(nóng)村金融服務(wù)存在的主要問題之一，未來應(yīng)注重農(nóng)村金融服務(wù)政策的頂層設(shè)計(jì)，既能保證貸出資金的安全性，又能確保農(nóng)戶獲得可持續(xù)性的金融服務(wù)，從而從中獲得可持續(xù)的收益。

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（責(zé)任編輯：王愛萍）