陳 蕾 蔡雪雄 古洋洋

(1.集美大學(xué)，福建 廈門 361021；2.福建社會科學(xué)院，福建 福州 350001)

一、引言和文獻綜述

金融支持產(chǎn)業(yè)發(fā)展作為農(nóng)戶收入增長的有效手段之一，自脫貧攻堅以來一直受到政府的高度重視，但是農(nóng)村地區(qū)金融資源相較城市地區(qū)仍然匱乏，加之正規(guī)小額信貸存在貧困瞄準(zhǔn)偏離、抗金融風(fēng)險能力要求高和農(nóng)村地區(qū)金融市場對農(nóng)戶的金融排斥等問題，很大一部分農(nóng)戶不能通過正規(guī)渠道獲得足夠信貸資金用于增收。在此背景下，深入研究正規(guī)金融與非正規(guī)金融對農(nóng)戶收入增長的影響有著重要的理論和實踐價值。

在正規(guī)金融影響農(nóng)戶收入的研究中，Hossain(1988)基于Grameen銀行貸款數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)針對農(nóng)戶的正規(guī)小額信貸可以提供農(nóng)戶必要生產(chǎn)資金，顯著提升農(nóng)戶生產(chǎn)能力，改善農(nóng)戶的生活條件和收入水平。Miled et al.(2018)研究發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家正規(guī)金融機構(gòu)的人均小額貸款水平越高，其人口生活水平也越高。馮海紅(2016)以中國山東省17市的信貸數(shù)據(jù)為樣本進行實證研究，發(fā)現(xiàn)正規(guī)小額信貸對農(nóng)戶收入有顯著影響，但這種影響受到小額信貸規(guī)模的限制。王晶等(2018)認為，隨著農(nóng)戶可獲得正規(guī)信貸數(shù)額的增加，農(nóng)戶生產(chǎn)的產(chǎn)出明顯增加。但是，由于正規(guī)信貸存在“瞄準(zhǔn)偏差”和“精英俘獲”等問題，實際從正規(guī)金融機構(gòu)獲得貸款的農(nóng)戶較少，非正規(guī)金融作為正規(guī)金融的有效補充，可以為缺乏資金的農(nóng)戶提供必要的生產(chǎn)資金，對農(nóng)戶收入增長也會有顯著的正向影響，并且在當(dāng)前農(nóng)村正規(guī)金融市場發(fā)展不健全的背景下，非正規(guī)信貸不僅顯著提升農(nóng)戶的收入水平，而且逐漸成為部分農(nóng)戶獲取金融資源的主要渠道之一(張兵 等，2012；王定祥 等，2011)。賀立龍等(2018)從信貸供需的心理視角，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對正規(guī)金融有懼貸心理，更傾向于選擇非正規(guī)金融。武麗娟等(2019)、陳亮等(2017)將正規(guī)金融和非正規(guī)金融納入同一模型進行實證研究，分析兩者的扶貧效率，認為扶貧撥款能縮小貧富差距的前提是投資有效增值，且民間借款的增收作用遠小于機構(gòu)貸款，結(jié)論是扶貧貸款更有助于貧困農(nóng)戶脫貧。

當(dāng)農(nóng)戶能同時獲得正規(guī)金融和非正規(guī)金融時，兩種資金使用方式的差異是否會對農(nóng)戶收入產(chǎn)生不同影響？行為經(jīng)濟學(xué)的心理賬戶理論認為，農(nóng)戶傾向于從不同的借款渠道獲得不同用途的資金，正規(guī)金融的借貸資金會用于既定的生產(chǎn)性投資，非正規(guī)金融的借貸資金會用于正規(guī)金融未允許的領(lǐng)域，以此實現(xiàn)兩者對收入影響的最大化(Thaler,1980；Tversky et al.，1981；田國英，2013)。趙黎青(1998)認為，不同資金的合理配置可以進一步提升各種資金的增收效應(yīng)。趙曉菊等(2011)在正規(guī)金融和非正規(guī)金融的研究中發(fā)現(xiàn)，當(dāng)兩種信貸機構(gòu)相互合作，對不同信貸資金的使用加以界定，可以進一步提升農(nóng)戶的收入水平。陳蕾等(2020)在分析社會捐贈和涉農(nóng)信貸時也發(fā)現(xiàn)，由于社會捐贈和涉農(nóng)信貸兩種資金的主要投資領(lǐng)域不同，能夠發(fā)揮相互促進作用，因此兩種資金的合理配置可以進一步促進農(nóng)戶增收。

當(dāng)農(nóng)戶存在融資約束時，往往傾向于將獲得的正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金同時投入同一個領(lǐng)域，然而此時兩者對收入的影響不會達到最大。Guan et al.(2015)認為,不同渠道的資金同時投入同一生產(chǎn)領(lǐng)域時，隨著資金投入的增加，資金之間會相互抑制，即這時再增加任一資金的投入反而不會帶來產(chǎn)出的增加。Najam(2000)認為,不同渠道資金會相互影響，如果不能合理使用，不同資金對產(chǎn)出將產(chǎn)生明顯抑制。鄧坤(2015)、謝玉梅等(2016)認為，由于資金匱乏和生活條件低下等因素，低收入農(nóng)戶會將不同的信貸資金用于生活消費，資金投入并未起到增加農(nóng)戶收入的作用。

綜上所述，已有研究注意到正規(guī)金融和非正規(guī)金融對貧困地區(qū)農(nóng)戶的影響，但并未對兩種資金影響農(nóng)戶收入的效果存在差異的原因及共同使用時的總效果做進一步分析，為此，本文將探討當(dāng)農(nóng)戶同時獲得正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金時，如何配合使用兩種資金才能使其增收效果達到最大。

二、理論分析及研究假設(shè)

正規(guī)金融的使用一般更多局限于某些固定領(lǐng)域，非正規(guī)金融相對于正規(guī)金融的使用有更高的自由度，因此可以投資的領(lǐng)域更大、投資的范圍更廣(李智 等，2013)，當(dāng)兩者分別投資，即正規(guī)金融投資于既定的生產(chǎn)領(lǐng)域，非正規(guī)金融投資于和正規(guī)金融相互補充的其他領(lǐng)域，兩者對收入增長的影響能夠相互補充。參照吳本健等(2019)的模型，與財政資金的獲取需要支付利息一樣，正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金的使用成本也是不同的，由于兩者分別投資于不同的生產(chǎn)領(lǐng)域，所以正規(guī)金融和非正規(guī)金融有各自的產(chǎn)出彈性，此時農(nóng)戶通過生產(chǎn)獲得的收入可以表示為：

(1)

本文主要討論正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金的增收效果，為了簡化分析，假設(shè)其他要素不起作用或不變的情況下，農(nóng)戶收入來源于生產(chǎn)性收入、自有資金未投入生產(chǎn)的利息收入和其他收入。假設(shè)農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營能力、個人投資能力在t期無明顯變化，則在t+1期農(nóng)戶總收入可以表示為：

(2)

假設(shè)不用于生產(chǎn)的資金收益率為t期正規(guī)金融的存款利率r，式(2)中，(1-θ)rK表示自有資金沒有用于生產(chǎn)的部分在t期帶來的收益，W表示其他收入。農(nóng)戶在第t期自有資金的一部分為上一期投入生產(chǎn)的自有資金，另一部分為通過正規(guī)金融和非正規(guī)金融獲得的資金，因此農(nóng)戶在第t期自有資金K的組成可以表示為：

K=(1-σ)θK+FL+NFL

(3)

得到自有資金對正規(guī)金融資金和非正規(guī)金融資金的一階偏導(dǎo)數(shù)：

(4)

當(dāng)農(nóng)戶分別使用正規(guī)金融資金和非正規(guī)金融資金進行生產(chǎn)時，兩種資金對收入的邊際貢獻可以表述為：

(5)

(6)

由式(5)、(6)可知，在其他條件不變的情況下，正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金對收入的邊際貢獻大小取決于兩者的金額和產(chǎn)出彈性，這和實際生活中兩者分別投資時的結(jié)論一致。根據(jù)收入對正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金一階導(dǎo)數(shù)的結(jié)構(gòu)可以發(fā)現(xiàn)，t期的正規(guī)金融和非正規(guī)金融對于收入的增長存在相互溢出效應(yīng)，即在正規(guī)金融投入總量不變的前提下，增加非正規(guī)金融投入量會促進正規(guī)金融對收入的邊際貢獻，反之亦然。原因在于兩種不同來源資金根據(jù)其使用自由度分別投資于不同領(lǐng)域可以相互補充，因此提高了增收效果。

相反，當(dāng)農(nóng)戶將不同渠道的資金同時投入同一生產(chǎn)領(lǐng)域，因為不同渠道的生產(chǎn)資金會有同樣的產(chǎn)出彈性，此時農(nóng)戶通過生產(chǎn)獲得的收入可以描述為：

YS=A(θK+FL+NFL)Lβ-(r+σ)(FL+θK)-(r+σ)NFL

(7)

其中：α為整體資金的產(chǎn)出彈性，α∈[0,1]；資金的總投入量為θK+FL+NFL，表示農(nóng)戶并未根據(jù)各部門的資金特性進行分類投資，設(shè)θK+FL+NFL=n。其他符號的含義和式(1)相同。

考慮到影響農(nóng)戶的自有資金生息和其他收入因素，農(nóng)戶的總收入可以表示為：

Y=Amn-(r+σ)(FL+θK)-(r+σ)NFL+(1-θ)rK+W

(8)

此時正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金對收入的邊際貢獻可以表述為：

(9)

(10)

(11)

將αAmn進一步處理，可得：

(12)

將式(12)代入式(9)、(10)，可以發(fā)現(xiàn)，若農(nóng)戶將不同的資金投入同一領(lǐng)域時，非正規(guī)金融投入量的增加會降低正規(guī)金融的邊際貢獻水平；同理，正規(guī)金融投入量的增加，也會降低非正規(guī)金融的邊際貢獻水平。此時，正規(guī)金融和非正規(guī)金融對于農(nóng)戶的收入增加存在抑制效應(yīng)。原因可能在于：一是資金的非合理使用無法匹配合適的回報率；二是正規(guī)金融的投資領(lǐng)域相對固定，兩種資金投資到同一生產(chǎn)領(lǐng)域時，一般是將非正規(guī)金融投資到正規(guī)金融生產(chǎn)領(lǐng)域，相當(dāng)于失去了原本非正規(guī)金融投資領(lǐng)域的回報以及兩者之間相互配合促進引發(fā)的收入進一步增長，因此兩種資金合力增收效果不佳，即表現(xiàn)為兩者一階偏導(dǎo)數(shù)中的交叉項系數(shù)與兩種資金分別投資到不同領(lǐng)域時的系數(shù)相反。由式(12)可以發(fā)現(xiàn)，資金產(chǎn)出彈性的增加，會降低單位正規(guī)或非正規(guī)金融資金變動對其邊際產(chǎn)出的影響，即資金產(chǎn)出彈性的提高會提升資金的產(chǎn)出，從而抵消資金使用的高成本。

綜合上述分析，可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶通過不同渠道獲得不同資金，根據(jù)資金使用的自由度不同，其投資領(lǐng)域的差異會顯著影響農(nóng)戶收入。一種方式是當(dāng)農(nóng)戶獲得正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金時，根據(jù)兩類資金的性質(zhì)，分別投入生產(chǎn)的不同領(lǐng)域，兩種資金對農(nóng)戶收入的影響取決于兩種資金的數(shù)額大小和產(chǎn)出彈性；另一種方式是農(nóng)戶將獲得的兩類資金投入相同領(lǐng)域，其增收效應(yīng)不盡如人意。結(jié)合國內(nèi)相關(guān)研究，可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)前中國農(nóng)村地區(qū)由于金融資源分布不均勻、農(nóng)戶投資渠道有限等多種原因，后一種方式較為常見。當(dāng)農(nóng)戶將獲得的不同資金同時投入到同一生產(chǎn)領(lǐng)域時，不同資金對農(nóng)戶收入的影響取決于資金的使用成本。江振娜等(2016)認為，將影響借貸的諸多因素考慮在內(nèi)時，農(nóng)戶獲得正規(guī)金融的利率水平仍然低于非正規(guī)金融。因此，提出：

假設(shè)

1

：

農(nóng)戶同時獲得正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金時，正規(guī)金融資金的增收效果大于非正規(guī)金融。

心理賬戶理論認為，將正規(guī)金融和非正規(guī)金融分別投資于不同的領(lǐng)域，可以實現(xiàn)收入最大化。本文沒有對消費進行研究，只是研究在生產(chǎn)領(lǐng)域使用兩類資金，因此認為不同資金根據(jù)使用自由度的不同，分別投資到不同領(lǐng)域時會相互促進，此時正規(guī)金融和非正規(guī)金融的使用產(chǎn)生相互溢出效應(yīng)。從式(5)、(6)的推導(dǎo)結(jié)果可以得出相同的結(jié)論。現(xiàn)實情況是農(nóng)村地區(qū)的生產(chǎn)渠道較少，且資金不充裕，農(nóng)戶僅能在單一領(lǐng)域進行生產(chǎn)，此時正規(guī)金融和非正規(guī)金融投資之間的相互溢出效應(yīng)不會顯現(xiàn)，相反兩種投資之間存在明顯的抑制性。從式(9)、(10)的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，增加一單位正規(guī)金融或非正規(guī)金融的投資反而會降低單位非正規(guī)金融或正規(guī)金融資金對收入的影響。因此，提出：

假設(shè)

2

：

農(nóng)戶使用正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金的增收合力并未達到最大，兩種來源資金間存在抑制效應(yīng)。

隨著收入水平的提高，農(nóng)戶獲得的正規(guī)金融資金的可投資范圍不斷增加，此時正規(guī)金融和非正規(guī)金融使用自由度的差異逐漸降低，即正規(guī)金融和非正規(guī)金融投資同一領(lǐng)域，兩者之間的互斥性隨著收入水平的提高不斷降低。收入水平提高時，資金的產(chǎn)出彈性會更高(馮偉林，2017)。通過式(12)的推導(dǎo)結(jié)果也可以發(fā)現(xiàn)正規(guī)金融和非正規(guī)金融之間的抑制效應(yīng)隨著資金產(chǎn)出水平的提高而下降。因此，提出：

假設(shè)

3

：

當(dāng)不同渠道資金同時投入相同生產(chǎn)領(lǐng)域時，資金間的抑制性隨著收入水平的提高而下降。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

為了驗證正規(guī)金融和非正規(guī)金融的增收效應(yīng)及其相互作用，本文選用北京大學(xué)中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2016年的微觀數(shù)據(jù)，樣本數(shù)量為14019戶，其中農(nóng)村地區(qū)樣本6917戶。在選取數(shù)據(jù)時，刪除異常和空缺數(shù)據(jù)，共篩選出有效農(nóng)村家庭樣本6272戶，有借貸行為的農(nóng)村家庭1689戶，占總樣本的27%，其中有使用正規(guī)金融的農(nóng)村家庭為654戶，使用非正規(guī)金融的農(nóng)村家庭為1241戶。

(二)變量選取和統(tǒng)計性描述

本文主要研究正規(guī)金融、非正規(guī)金融和農(nóng)戶收入增長的關(guān)系，因此被解釋變量選取家庭純收入(IN)。主要解釋變量選取農(nóng)戶獲得的正規(guī)金融資金額(FL)和非正規(guī)金融資金額(NFL)，分別用家庭獲取銀行信貸數(shù)額和民間及親友借貸數(shù)額表示，以正規(guī)金融和非正規(guī)金融回歸系數(shù)的大小描述其對農(nóng)戶收入的影響。為了進一步驗證農(nóng)戶正規(guī)金融、非正規(guī)金融的使用情況和農(nóng)戶收入之間的關(guān)系，將兩者的交互項加入模型，用交互項系數(shù)的符號來判斷農(nóng)戶正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金的使用是否使收入達到最大。若交互項系數(shù)符號為正，表明不同資金的投入滿足心理賬戶理論的結(jié)論，即正規(guī)金融和非正規(guī)金融之間存在互補效應(yīng)，此時資金的使用可以使增收效果達到最大；若交互項系數(shù)符號為負，則表示正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金的增收效果存在抑制效應(yīng)，此時兩種資金的增收合力未達到最大。

控制變量：借鑒程名望等(2015)，分別從物質(zhì)資本、人力資本、制度因素和家庭因素等方面考慮?；跇颖緮?shù)據(jù)差異性，物質(zhì)資本選取家庭農(nóng)業(yè)器械價值總額、擁有房產(chǎn)當(dāng)前市價總額，人力資本選取戶主年齡、戶主年齡平方項、性別、受教育程度、戶主是否黨員，制度因素選取家庭收到政府轉(zhuǎn)移支付的數(shù)額，家庭因素選取家庭總?cè)丝跀?shù)和家庭勞動力數(shù)量。

變量說明與描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

(三)模型設(shè)計

模型設(shè)定為：

(13)

本文采用OLS和分位數(shù)回歸兩種方法進行實證研究，原因主要基于以下考慮：一是采用OLS可以從總體上分析解釋變量對被解釋變量的影響程度，而分位數(shù)回歸可以在OLS的基礎(chǔ)上更為精確地描述解釋變量對被解釋變量每一個局部變化及條件分布特征的影響，因此可以更為直觀地描述在不同收入水平下正規(guī)和非正規(guī)金融分別對農(nóng)戶收入的影響；二是分位數(shù)回歸在隨機條件下比均值回歸更能保持一致性(Cameron et al.，2005)；三是不同的分位數(shù)表示不同的收入水平，收入水平越高，資金的產(chǎn)出水平越高，因此以收入分位數(shù)的變動來描述資金產(chǎn)出水平的變動，可以更好地描述交互項和資本產(chǎn)出彈性之間的關(guān)系。第q分位數(shù)回歸估計系數(shù)是通過尋找使得下式最小化的β而得到：

(14)

本文分別選取 0.25、0.5和0.75分位點進行分位數(shù)回歸，并與OLS的回歸結(jié)果相結(jié)合，分別研究正規(guī)金融和非正規(guī)金融對全樣本組和各收入分位點的增收效應(yīng)及其交互項的變化趨勢。

四、實證結(jié)果

(一)回歸結(jié)果及分析

如表2所示，估計1為省份層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的OLS回歸結(jié)果，估計2為分位數(shù)回歸結(jié)果。

表2 正規(guī)金融和非正規(guī)金融增收效果的實證結(jié)果

在估計1的回歸結(jié)果中，正規(guī)金融對農(nóng)戶收入的影響為正，系數(shù)為0.0468，即每增加1%的正規(guī)金融資金額，農(nóng)戶收入會增加4.68%；非正規(guī)金融對農(nóng)戶收入的影響也為正，在1%水平下顯著，系數(shù)為0.0197，即每增加1%的非正規(guī)金融資金額，農(nóng)戶收入會增加1.97%。同時，可以看到，非正規(guī)金融對農(nóng)戶收入的增加作用小于正規(guī)金融。在估計2的回歸結(jié)果中，不同分位數(shù)水平下，正規(guī)金融和非正規(guī)金融對農(nóng)戶收入的影響隨著收入分位數(shù)的提高呈現(xiàn)明顯的增加趨勢，且均在1%水平下顯著。收入分位數(shù)在0.25時，每增加一單位正規(guī)金融和非正規(guī)金融對農(nóng)戶收入的增加分別為3.55%和1.18%，而當(dāng)收入分位數(shù)為0.75時，正規(guī)金融和非正規(guī)金融的增收效應(yīng)明顯增加，每多投入一單位正規(guī)金融和非正規(guī)金融對收入的增加分別為4.89%和1.87%。綜合來看，無論是OLS的回歸結(jié)果還是不同分位數(shù)的回歸結(jié)果均顯示正規(guī)金融對農(nóng)戶收入的增加大于非正規(guī)金融。假設(shè)1得到驗證。

為了進一步驗證上文假設(shè)，將正規(guī)金融和非正規(guī)金融兩者的交互項加入模型進行回歸分析，結(jié)果見表3。

表3 正規(guī)金融和非正規(guī)金融的增收效果及其相互作用的實證結(jié)果

估計1中，正規(guī)金融和非正規(guī)金融的交互項系數(shù)為-0.0028，在1%水平下顯著，即在其他條件不變的情況下，隨著正規(guī)金融資金的增加會降低非正規(guī)金融資金對農(nóng)戶的增收效果，且每增加1%，非正規(guī)金融對農(nóng)戶收入的增長效應(yīng)降低0.28%；同理，增加非正規(guī)金融資金時，也會同等降低正規(guī)金融對農(nóng)戶收入的增收效應(yīng)。在估計2中，隨著收入分位數(shù)的變動，兩者的交互項始終為負值，均在1%水平下顯著。將估計1和估計2的回歸結(jié)果相結(jié)合，可以看到，正規(guī)金融和非正規(guī)金融兩者的交互項始終為負，即兩者中任一金額的增加都會降低另一資金對農(nóng)戶的增收效用，此時正規(guī)金融和非正規(guī)金融影響收入增長的合力并未達到最大，兩種來源資金間存在抑制效應(yīng)。假設(shè)2得到驗證。

估計2中，當(dāng)收入分位數(shù)分別為0.25、0.5和0.75時，表示樣本收入水平不斷提高。隨著收入水平的提高，資金產(chǎn)出彈性也在增大，此時正規(guī)金融和非正規(guī)金融的交互項系數(shù)的絕對值呈現(xiàn)逐步下降趨勢，分別為-0.0039、-0.0036和-0.0028。這表明不同來源資金間的抑制性隨著資本產(chǎn)出彈性的增加而下降。假設(shè)3得到驗證。

(二)內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗

正規(guī)金融和非正規(guī)金融對農(nóng)戶收入增長有顯著的正效應(yīng)，但是高收入水平又使農(nóng)戶更容易獲得正規(guī)信貸資金，兩者互為因果的關(guān)系會使模型存在內(nèi)生性問題。與此同時，某些不可觀察的因素同樣對收入產(chǎn)生影響，也會造成模型的內(nèi)生性問題。處理互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題時通常采用合適的工具變量，本文在研究正規(guī)金融和非正規(guī)金融對農(nóng)戶收入影響問題時，模型的主要解釋變量為正規(guī)金融、非正規(guī)金融和兩者的交互項，在尋找工具變量時根據(jù)數(shù)據(jù)庫中實際變量的可選取范圍，選取滯后兩期(2014年)的農(nóng)戶家庭正規(guī)金融借貸和非正規(guī)金融借貸作為工具變量，經(jīng)過樣本匹配保留有效農(nóng)戶家庭樣本5347戶。選擇變量時，將影響農(nóng)戶收入的眾多因素和數(shù)據(jù)庫的實際可得性相結(jié)合，綜合考慮物質(zhì)資本、人力資本、制度因素和家庭因素四個方面，采用代理變量法最大程度降低由于遺漏變量造成的內(nèi)生性問題。回歸結(jié)果見表4。

表4 內(nèi)生性的處理

可以看出，在分位數(shù)回歸中，正規(guī)金融的增收效應(yīng)始終大于非正規(guī)金融，兩者的交互項始終為負數(shù)。隨著收入分位數(shù)的增加，交互項的數(shù)值逐漸降低，即農(nóng)戶并未將正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金分別投入不同的生產(chǎn)領(lǐng)域，以實現(xiàn)其增收效果最大化。隨著收入水平的提高，正規(guī)金融和非正規(guī)金融之間的抑制效應(yīng)不斷降低。這和表3的結(jié)論一致。

為了保證模型結(jié)果的穩(wěn)健性，采用2018年農(nóng)戶家庭純收入作為被解釋變量重復(fù)使用OLS和分位數(shù)回歸。由表5可以看到，在剔除家庭純收入差距超過三倍的變量后，對以2018年家庭純收入為因變量的模型進行OLS和分位數(shù)回歸的結(jié)果和前文結(jié)論保持一致，即正規(guī)金融的增收效率始終大于非正規(guī)金融，兩者之間存在明顯的抑制性，但是這種抑制性會隨著農(nóng)戶收入水平的提高而不斷降低。這說明模型結(jié)果有良好的穩(wěn)健性。

表5 2018年家庭純收入回歸結(jié)果

五、結(jié)論和政策建議

本文從正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金使用自由度的視角出發(fā)，分析正規(guī)金融和非正規(guī)金融增收效果存在差異的原因及其對收入增加的總體效應(yīng)是否達到最大，然后采用CFPS 2016的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)果表明：第一，農(nóng)戶無法將正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金分別進行生產(chǎn)時，正規(guī)金融和非正規(guī)金融對于農(nóng)戶收入增加存在顯著的正向影響，但是正規(guī)金融的增收效果始終大于非正規(guī)金融。第二，在正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金同時投入相同領(lǐng)域時，兩者對農(nóng)戶收入增長的總體效應(yīng)并未達到最大。第三，隨著資金產(chǎn)出彈性的提高，即使正規(guī)金融和非正規(guī)金融資金同時投入同一領(lǐng)域，其總的增收效果也會逐漸增大。

基于以上結(jié)論，提出以下政策建議：第一，完善農(nóng)村金融體系，促進農(nóng)村金融發(fā)展。農(nóng)村金融的發(fā)展，可以降低農(nóng)戶獲得正規(guī)金融和非正規(guī)金融信貸門檻，增加農(nóng)戶獲得信貸的數(shù)額，使農(nóng)戶在進行投資時無論是通過正規(guī)金融還是非正規(guī)金融都可以獲得充足的資金，此時原先受制于資金使用自由度的農(nóng)戶就能夠進行靈活配置，從而有效發(fā)揮不同資金的互補增收作用。第二，引導(dǎo)不同地區(qū)農(nóng)戶合理使用不同來源的金融資源。無法區(qū)分資金來源進行投資會使不同資金的增收合力達不到最大。因此，匯聚各方資源積極支持鄉(xiāng)村振興、拓寬產(chǎn)業(yè)路徑、增加農(nóng)戶收入的同時，還要考慮提升農(nóng)戶的個人能力，拓寬農(nóng)戶投資渠道等，使其可以靈活使用不同來源的信貸資金。第三，合理引導(dǎo)農(nóng)戶借貸行為。在產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度較低的地區(qū)，由于缺乏金融資源和對正規(guī)金融的了解，農(nóng)戶更傾向于選擇非正規(guī)金融進行融資，不能合理配置各種金融資源，不但會降低正規(guī)金融的增收效應(yīng)，還會讓正規(guī)金融資源閑置，要積極宣傳，改變農(nóng)戶的認知，增加其對正規(guī)金融的了解，鼓勵農(nóng)戶更多選擇正規(guī)金融；在有一定產(chǎn)業(yè)布局的地區(qū)，在農(nóng)戶進行正規(guī)金融融資的同時，可以鼓勵其開展適當(dāng)?shù)姆钦?guī)金融的信貸活動。第四，因地制宜，合理發(fā)展非正規(guī)金融。金融資源匱乏地區(qū)要防范非正規(guī)金融恣意增加對正規(guī)金融扶貧效果的擠出作用。在部分已經(jīng)形成自己獨具特色產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和布局的地區(qū)，資本產(chǎn)出水平相比其他貧困地區(qū)更高，資本需求也更大，應(yīng)適當(dāng)鼓勵非正規(guī)金融的發(fā)展，既可以降低正規(guī)金融集中信貸風(fēng)險，也可以完善金融支持農(nóng)村發(fā)展的體系。