張樂(lè)柱 許蘭壯 伍茜蓉

(1.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州 510642；2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210095)

一、引言

農(nóng)民增收是解決“三農(nóng)”問(wèn)題的關(guān)鍵，是實(shí)現(xiàn)共同富裕、解決發(fā)展不平衡矛盾的重要前提(姜長(zhǎng)云等，2021)[1]。然而，中國(guó)農(nóng)村金融普遍存在信貸需求的市場(chǎng)失靈問(wèn)題(鐘騰等，2020)[2]，農(nóng)戶仍遭受著嚴(yán)峻的正規(guī)信貸約束(張樂(lè)柱、楊明婉，2020)[3]。自2014年起，“三農(nóng)”領(lǐng)域的貸款投入需求約8.45萬(wàn)億，減去實(shí)際農(nóng)戶貸款余額5.4萬(wàn)億，至2015年，我國(guó)“三農(nóng)”金融的缺口高達(dá)3.05萬(wàn)。至2014年年底，中國(guó)農(nóng)村家庭正規(guī)信貸獲批率僅27.6%，遠(yuǎn)低于全國(guó)平均水平的40.5%，此外，金融機(jī)構(gòu)涉農(nóng)信貸服務(wù)體量較小，大量有信貸需求的農(nóng)戶未能獲得金融機(jī)構(gòu)的信貸服務(wù)。據(jù)統(tǒng)計(jì)截至2019年，農(nóng)戶貸款占涉農(nóng)貸款余額的29.4%，僅占各項(xiàng)貸款的6.9%。中國(guó)農(nóng)村面臨著金融服務(wù)需求大、金融機(jī)構(gòu)信貸資金獲取難的現(xiàn)實(shí)困境，引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)信貸資源促進(jìn)農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，是促進(jìn)農(nóng)戶收入持續(xù)增長(zhǎng)的重要實(shí)踐，也是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要舉措。

在農(nóng)村金融市場(chǎng)的改革實(shí)踐中，政府一直致力于在國(guó)家干預(yù)與農(nóng)村金融自由化的兩極中尋找平衡，因?yàn)檗r(nóng)戶的異質(zhì)性特征，導(dǎo)致金融資源的合理配置面臨困難。市場(chǎng)配置下，資本逐利本性使得低財(cái)富家庭金融服務(wù)缺失，從而無(wú)法實(shí)現(xiàn)“向上流動(dòng)”(周洋，2018)[4]。基于此，政府出臺(tái)了扶貧小額信貸等普惠政策來(lái)緩解農(nóng)戶貸款難題(張少寧、張樂(lè)柱，2018)[5]。然而，一方面，扶貧金融所具有的準(zhǔn)公共產(chǎn)品屬性(李伶俐等，2018)[6]，使得農(nóng)村金融市場(chǎng)嚴(yán)重依賴政策導(dǎo)向，造成金融資源配置效率不高。另一方面，政府干預(yù)下農(nóng)村金融資源的擠出效應(yīng)明顯(王小華、溫濤，2021)[7]，中高收入農(nóng)戶因資金要素缺乏導(dǎo)致產(chǎn)出下降，從而陷入“低生產(chǎn)率-低產(chǎn)出-低收入-低儲(chǔ)蓄-低資本形成-低生產(chǎn)率”的惡性循環(huán)。本文基于正規(guī)信貸約束視角探尋到了相應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，并基于此探討如何緩解農(nóng)戶增收桎梏，對(duì)促進(jìn)中國(guó)“三農(nóng)”發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義與研究?jī)r(jià)值。

二、文獻(xiàn)綜述

主流觀點(diǎn)認(rèn)為正規(guī)信貸約束對(duì)農(nóng)戶收入存在顯著的負(fù)向影響，信貸約束制約了農(nóng)戶信貸資金獲得，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率下降，影響農(nóng)戶收入與福利水平(Hailu，2018)[8]。但僅考慮整體效應(yīng)無(wú)法支持更深入的制度探討，眾多學(xué)者針對(duì)不同收入水平農(nóng)戶進(jìn)行了深入研究，但結(jié)論存在很多分歧。朱喜和李子奈(2007)[9]基于2003年3000戶農(nóng)村家庭抽樣數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)信貸資金的獲得對(duì)中低收入農(nóng)戶具有顯著促進(jìn)作用，但對(duì)最貧困及最富有農(nóng)戶沒(méi)有影響。李長(zhǎng)生和張文琪(2015)[10]基于對(duì)2013年江西省872份農(nóng)戶數(shù)據(jù)的分析結(jié)果，提出信貸約束對(duì)低收入、較低收入與高收入農(nóng)戶存在顯著負(fù)向關(guān)系，而對(duì)中高收入農(nóng)戶影響不顯著。李慶海等(2016)[11]基于2013年蘇魯兩省1773個(gè)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)信貸約束對(duì)不同收入水平農(nóng)戶均存在顯著負(fù)向影響，其影響呈倒U型關(guān)系。曹瓅和楊雨(2020)[12]基于2018年江蘇省農(nóng)戶數(shù)據(jù)研究認(rèn)為正規(guī)信貸約束僅對(duì)低收入農(nóng)戶的生產(chǎn)性收入具有顯著負(fù)向影響。產(chǎn)生異質(zhì)性的主要原因在于樣本的地域差異性，本文使用CHFS全國(guó)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)使研究結(jié)論更具有代表性。

現(xiàn)有文獻(xiàn)為本文提供了充分的借鑒與啟示，但尚未在理論與實(shí)證經(jīng)驗(yàn)上形成完備的共識(shí)。鑒于此，本文進(jìn)一步擴(kuò)展了穩(wěn)健性檢驗(yàn)以及內(nèi)生性討論。研究發(fā)現(xiàn)，正規(guī)信貸約束對(duì)不同收入水平農(nóng)戶存在顯著的異質(zhì)性及穩(wěn)健性：對(duì)于低收入農(nóng)戶(Q(0.10)、Q(0.25))，正規(guī)信貸約束對(duì)其收入不顯著，對(duì)于中高收入農(nóng)戶(Q(0.50)、Q(0.75)、Q(0.90))，正規(guī)信貸約束對(duì)其收入有顯著負(fù)向影響且隨著收入水平提升負(fù)向影響程度越大。此外，基于2015-2019年三輪 CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證結(jié)果通過(guò)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。對(duì)這一現(xiàn)象的解釋是，富裕農(nóng)戶擁有更大的生產(chǎn)資本，更可能性獲得信息與技術(shù)，資金約束對(duì)生產(chǎn)限制導(dǎo)致其收入程度的影響更大。同時(shí)，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)正規(guī)借貸也有類似的結(jié)論，對(duì)低收入Q(0.1)農(nóng)戶的影響不顯著，對(duì)中高收入農(nóng)戶有顯著正向影響且收入水平越高正向影響越大。

三、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)模型設(shè)定與內(nèi)生性討論

借鑒李長(zhǎng)生和黃季焜(2020)[13]的模型設(shè)計(jì)，構(gòu)建正規(guī)信貸約束對(duì)農(nóng)戶收入影響模型：

Incomei=α0+α1Crediti+α2Perxonali+α3Familyi+α4Sociali+εi

(1)

式(1)中，Incomei表示農(nóng)戶i的家庭收入；Crediti是核心解釋變量，農(nóng)戶i受到正規(guī)信貸約束則取值為1，否則為0；Perxonali表示農(nóng)戶i的個(gè)體特征，包括是否為戶主、年齡、性別、教育程度與婚姻狀況；Familyi表示農(nóng)戶i的家庭特征，從家庭規(guī)模、家庭健康狀況、生產(chǎn)性資產(chǎn)三方面來(lái)刻畫；Sociali表示農(nóng)戶i的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)特征，包括是否是黨員、是否參加宗族掃墓；α為估計(jì)系數(shù)，其中α1是本文關(guān)注的估計(jì)系數(shù)；εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

普通最小二乘回歸只能得到自變量對(duì)農(nóng)戶收入期望值的影響，不能得到被解釋變量農(nóng)戶收入的條件概率分布。采用分位數(shù)回歸模型，考慮收入水平不同條件的分位數(shù)(τ表示相應(yīng)的分位點(diǎn))，能更精準(zhǔn)地描述自變量對(duì)農(nóng)戶收入變化的條件分布影響。

Incomei(τ|x)=α0+α1Crediti+α2Perxonali+α3Familyi+α4Sociali+εi(τ)

(2)

鑒于模型中可能存在因遺漏變量或反向因果關(guān)系而產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，借鑒張?zhí)枟澓鸵境?2016)[14]、蔡棟梁等(2020)[15]的做法，選取“同一鄉(xiāng)村/城市家庭信貸水平”和“同一鄉(xiāng)村/城市金融知識(shí)水平”作為正規(guī)信貸約束的工具變量?！巴秽l(xiāng)村/城市其他家庭信貸水平”為除該家庭外的其他家庭信貸約束均值，此家庭信貸約束水平不變，其他家庭信貸約束情況可以反映該地區(qū)金融水平和信貸供給能力。家庭信貸獲取能力與其生活地區(qū)的金融環(huán)境密切相關(guān)，“同一鄉(xiāng)村/城市家庭信貸水平”不會(huì)對(duì)家庭個(gè)體收入產(chǎn)生直接影響，因此滿足工具變量假設(shè)(“同一鄉(xiāng)村/城市金融知識(shí)水平”采用相同的方式處理)。

(二)研究樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2015年、2017年及2019年的調(diào)查樣本，因?yàn)?017年與2019年沒(méi)有農(nóng)戶信貸數(shù)據(jù)，最終選擇了2017年與2019年農(nóng)戶收入作為因變量，與2015年的自變量構(gòu)建新的截面數(shù)據(jù)，并結(jié)合成非平衡面板數(shù)據(jù)。2015年樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)省，其中農(nóng)戶樣本為11654個(gè)(甘犁等，2014[16]；Li等，2014[17])。為使樣本更具代表性，剔除了：(1)農(nóng)戶收入小于等于0的樣本個(gè)體；(2)受訪者年齡小于18大于80的樣本個(gè)體；(3)家庭成員規(guī)模大于10的家庭樣本個(gè)體；(4)受訪者不能識(shí)別的樣本個(gè)體。最終獲得9026個(gè)有效農(nóng)戶樣本，三年非平衡面板數(shù)據(jù)共21406個(gè)農(nóng)戶樣本。核心變量為正規(guī)信貸約束，被解釋變量為農(nóng)戶收入。為避免異端值的干擾，對(duì)被解釋變量在2.5%水平下進(jìn)行縮尾處理。

(三)變量描述與統(tǒng)計(jì)

1.正規(guī)信貸約束。借鑒尹志超和張?zhí)枟?2017)[18]的做法，通過(guò)“需要但沒(méi)有申請(qǐng)，或者申請(qǐng)被拒絕”原則對(duì)正規(guī)信貸約束進(jìn)行度量。根據(jù)2015年CHFS問(wèn)卷的設(shè)計(jì)，若農(nóng)戶家庭在“生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)與信用卡中沒(méi)有銀行貸款的原因”問(wèn)題中選擇了“需要但沒(méi)有申請(qǐng)，或者申請(qǐng)被拒絕”選項(xiàng)，則定義該農(nóng)戶受到正規(guī)信貸約束，否則為未受到正規(guī)信貸約束。

表1列出了在不同收入水平下，農(nóng)戶受到正規(guī)信貸約束的描述性統(tǒng)計(jì)情況。低收入水平與高收入水平農(nóng)戶在獲得正規(guī)信貸方面存在顯著差異，高收入水平農(nóng)戶獲得正規(guī)信貸的比例更高。而獲得正規(guī)信貸的低收入家庭Q(0.10)比中低收入家庭Q(0.25)多7戶，一定程度上反映了金融扶貧政策的有效性。但就正規(guī)信貸可得性占比而言，中等以下收入水平農(nóng)戶低于均值26.5041%，低收入Q(0.10)、中等偏下Q(0.25)、中等Q(0.50)分別為21.6617%、18.4874%和21.7494%，遠(yuǎn)低于中等偏上Q(0.75)31.0256%和高收入Q(0.90)37.7672%，這表明金融機(jī)構(gòu)存在“嫌貧愛(ài)富”傾向，低收入農(nóng)戶較難獲得正規(guī)信貸支持。

表1 正規(guī)信貸約束描述性統(tǒng)計(jì)分析(按收入五等分)

2.其他變量與描述性統(tǒng)計(jì)。本文核心解釋變量是正規(guī)信貸約束，被解釋變量是農(nóng)戶收入(依據(jù)不同定義區(qū)分為農(nóng)戶收入Ⅰ與農(nóng)戶收入Ⅱ，其中，農(nóng)戶收入Ⅱ?yàn)榉€(wěn)健性檢驗(yàn)中的被解釋變量)。由于2019年CHFS數(shù)據(jù)缺失農(nóng)業(yè)收入數(shù)據(jù)，即農(nóng)戶收入Ⅰ缺失，第一部分實(shí)證分析主要基于2015年CHFS數(shù)據(jù)，第二部分實(shí)證分析是基于2015-2019年非平衡面板數(shù)據(jù)處理。根據(jù)楊明婉和張樂(lè)柱(2019)[19]，農(nóng)戶收入水平受到農(nóng)戶個(gè)體、家庭以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)特征的共同影響，因而選擇三個(gè)維度作為控制變量。其中，個(gè)體特征包括戶主、年齡、性別、教育程度與婚姻狀況；家庭特征包括家庭規(guī)模、生產(chǎn)性資產(chǎn)和家庭健康狀況；社會(huì)網(wǎng)絡(luò)特征包括黨員和宗族掃墓。各變量的定義與具體情況如表2所示，通過(guò)均值差異檢驗(yàn)以比較正規(guī)信貸約束組與無(wú)正規(guī)信貸約束組下各變量均值差異，除收入、婚姻、生產(chǎn)性資產(chǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)特征外，其他變量均通過(guò)1%或5%水平的顯著性檢驗(yàn)。這表明，正規(guī)信貸約束組與無(wú)正規(guī)信貸約束組之間存在顯著差異，這一特征將使以下回歸結(jié)果更具穩(wěn)健性。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、正規(guī)信貸約束影響農(nóng)戶收入的實(shí)證分析

(一)初步回歸結(jié)果：農(nóng)戶收入Ⅰ

表3給出了對(duì)式(1)和式(2)的初步回歸結(jié)果，使用OLS和分位數(shù)回歸模型檢驗(yàn)了正規(guī)信貸約束對(duì)農(nóng)戶收入的影響，被解釋變量為農(nóng)戶收入Ⅰ。結(jié)果表明，正規(guī)信貸約束對(duì)農(nóng)戶收入存在顯著負(fù)向影響。此外，正規(guī)信貸約束對(duì)不同收入水平農(nóng)戶存在較強(qiáng)的異質(zhì)性。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示：(1)對(duì)于Q(0.10)和Q(0.25)收入水平的低收入與中低收入農(nóng)戶，正規(guī)信貸約束對(duì)收入的邊際效應(yīng)分別為-30.8104與-590.097，但并不顯著；(2)對(duì)于Q(0.50)、Q(0.75)和Q(0.90)收入水平的中等、中高、高收入農(nóng)戶，正規(guī)信貸約束對(duì)其收入存在顯著負(fù)向影響。受約束農(nóng)戶的平均收入分別比未受約束農(nóng)戶低2766.69元、5551.418元和5906.085元，且分別通過(guò)了5%、1%與10%水平的顯著性檢驗(yàn)。正規(guī)信貸約束對(duì)農(nóng)戶收入存在抑制作用，且這種抑制作用隨農(nóng)戶收入的增加而增加?；蛟S較富裕農(nóng)戶擁有更大的生產(chǎn)規(guī)模，資金約束對(duì)其生產(chǎn)限制更為嚴(yán)重，進(jìn)而對(duì)收入負(fù)面影響更大。中等、中高、高收入農(nóng)戶獲得的正規(guī)信貸支持不足，意味著正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對(duì)其存在一定的“惜貸”行為。當(dāng)中高收入農(nóng)戶面臨負(fù)面沖擊，可能會(huì)因?yàn)檎?guī)信貸約束進(jìn)入低收入群體，這不利于下滲經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的實(shí)現(xiàn)。

表3 初步回歸：農(nóng)戶收入Ⅰ分位數(shù)回歸結(jié)果

在個(gè)人特征中，“戶主”與“性別”對(duì)收入幾乎沒(méi)有影響；“年齡”對(duì)收入存在負(fù)向影響，通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；年輕人更有可能通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)獲取信息，而年長(zhǎng)的則傾向于依靠生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)，易于因錯(cuò)過(guò)新機(jī)會(huì)和新技術(shù)而導(dǎo)致產(chǎn)量下降。“教育”可以提高收入，通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，并且在較富裕農(nóng)戶中更為明顯?！盎橐觥睂?duì)收入存在正向影響，已婚農(nóng)戶的收入水平高于未婚農(nóng)戶；相較于未婚農(nóng)戶，已婚農(nóng)戶更重視家庭未來(lái)發(fā)展，且婚姻使得家庭有效勞動(dòng)力數(shù)量增加，生產(chǎn)分工也更為明確，已婚農(nóng)戶投入更多時(shí)間且更高效率進(jìn)行農(nóng)場(chǎng)經(jīng)營(yíng)。在家庭特征中，較大的“家庭規(guī)?！币馕吨鄤趧?dòng)投入，更有可能帶來(lái)較高收入；“生產(chǎn)性資產(chǎn)”增加意味著更好的家庭經(jīng)營(yíng)狀況，收入水平也越高；糟糕的“家庭健康狀況”將會(huì)減少收入，特別是較高收入水平農(nóng)戶，擁有更好的生產(chǎn)稟賦，勞動(dòng)邊際產(chǎn)出也大，而家庭健康狀況差會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)力投入不足，對(duì)收入增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面影響。在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)特征方面，“黨員”“宗族掃墓”對(duì)農(nóng)戶收入存在正向影響，即農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越廣泛，其獲得的生產(chǎn)幫助和信息渠道就越多，收入增長(zhǎng)越快。

(二)內(nèi)生性討論：兩階段最小二乘法

將“同一鄉(xiāng)村/城市家庭信貸水平”與“同一鄉(xiāng)村/城市金融知識(shí)水平”作為正規(guī)信貸約束的工具變量進(jìn)行回歸分析。根據(jù)表4第一階段估計(jì)的F值大于10%偏誤水平下的臨界值16.38，表明不存在弱工具變量問(wèn)題。Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示在1%水平的顯著性檢驗(yàn)下拒絕“家庭正規(guī)信貸約束不存在內(nèi)生性”的原假設(shè)。結(jié)果表明所選工具變量是有效的。兩階段普通最小二乘估計(jì)結(jié)果顯示，正規(guī)信貸約束對(duì)農(nóng)戶收入Ⅰ存在顯著負(fù)向影響，并通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。工具變量分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，對(duì)于IVQ(0.1)與IVQ(0.25)低收入與中低收入水平農(nóng)戶，正規(guī)信貸約束對(duì)農(nóng)戶收入不顯著；對(duì)于IVQ(0.5)、IVQ(0.75)與IVQ(0.9)中等、中高、高收入水平農(nóng)戶，正規(guī)信貸約束對(duì)其收入存在顯著負(fù)向影響，邊際效應(yīng)分別為-3078.915、-6518.292與-7507.335，并分別通過(guò)了5%、1%與1%水平的顯著性檢驗(yàn)。

表4 兩階段工具變量回歸估計(jì)結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)：農(nóng)戶收入Ⅱ

基于2015-2019年CHFS非平衡面板數(shù)據(jù)，以“農(nóng)戶收入Ⅱ”作為新的被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表5中XTOLS回歸結(jié)果顯示，正規(guī)信貸約束對(duì)農(nóng)戶收入Ⅱ存在顯著負(fù)向影響，通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。由于所使用的是短面板數(shù)據(jù)，采用三期混合數(shù)據(jù)進(jìn)行分位數(shù)回歸，結(jié)果顯示正規(guī)信貸約束對(duì)Q(0.10)低收入農(nóng)戶的影響不顯著，而對(duì)于收入水平處于Q(0.25)、Q(0.50)、Q(0.75)與Q(0.90)的農(nóng)戶存在顯著負(fù)向影響，且分別通過(guò)了5%、1%、1%與1%水平的顯著性檢驗(yàn)。除了對(duì)于中低收入農(nóng)戶，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與本文研究結(jié)論一致。對(duì)于中低收入農(nóng)戶呈顯著負(fù)相關(guān)，主要是因?yàn)榭紤]了時(shí)間維度，資金要素作用于收入需要借貸過(guò)程與生產(chǎn)周期，尤其是生產(chǎn)要素稟賦不充分需要更長(zhǎng)生產(chǎn)周期的中低收入農(nóng)戶。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步分析：正規(guī)借貸對(duì)農(nóng)戶收入的影響

無(wú)論解決貧困問(wèn)題，還是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興與共同富裕，既需要社會(huì)底層的農(nóng)戶公平地獲得生產(chǎn)要素，更需要提高稀缺性金融要素的配置效率。上文已經(jīng)討論了正規(guī)信貸約束對(duì)農(nóng)戶的異質(zhì)性影響，不同收入水平農(nóng)戶面臨信貸市場(chǎng)非平衡的發(fā)展情形。由此提出了正規(guī)借貸是否會(huì)對(duì)農(nóng)戶產(chǎn)生異質(zhì)性影響的問(wèn)題，對(duì)該問(wèn)題的分析，有助于進(jìn)一步探討農(nóng)戶增收路徑。本部分基于2015-2019年CHFS非平衡面板數(shù)據(jù)，考察正規(guī)借貸對(duì)農(nóng)戶收入Ⅱ的影響。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)做法，依據(jù)農(nóng)戶是否從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)并獲得資金來(lái)定義正規(guī)借貸。對(duì)應(yīng)CHFS問(wèn)卷中“目前，您家是否因生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)有尚未還清的銀行/信用社貸款？”，若選擇“是”則為獲得正規(guī)借貸，反之亦然，其他變量與前文一致。

表6中的XTOLS回歸結(jié)果顯示，正規(guī)借貸顯著促進(jìn)了農(nóng)戶收入增加。分位數(shù)回歸結(jié)果中，除收入水平處于Q(0.10)的低收入農(nóng)戶外，正規(guī)借貸對(duì)其他收入水平農(nóng)戶均存在顯著促進(jìn)作用，且隨農(nóng)戶收入水平提高，正規(guī)借貸對(duì)其收入的促進(jìn)作用也越大。這些農(nóng)戶相較于低收入農(nóng)戶具備更好的生產(chǎn)條件，增加的生產(chǎn)資金投入可為其帶來(lái)更高收入，表明隨著農(nóng)戶收入水平的提升，金融配置效率也提高；對(duì)于Q(0.10)的低收入農(nóng)戶，正規(guī)借貸對(duì)其收入不顯著。這類農(nóng)戶大多為較貧困的群體，享有政府扶貧金融信貸服務(wù)，但結(jié)果表明在金融扶持政策下，相對(duì)貧困農(nóng)戶的金融配置效率并不高。由此可見(jiàn)，對(duì)相對(duì)貧困農(nóng)戶的扶持不可單純從資金補(bǔ)貼出發(fā)，更應(yīng)結(jié)合人力資本扶持等配套性服務(wù)來(lái)設(shè)計(jì)相關(guān)政策[5]，同時(shí)發(fā)揮金融市場(chǎng)機(jī)制作用，將信貸資金匹配至效率更高的農(nóng)戶群體，以促進(jìn)下滲經(jīng)濟(jì)理論的實(shí)現(xiàn)，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

表6 進(jìn)一步探討：正規(guī)借貸對(duì)農(nóng)戶收入Ⅱ的影響

六、研究結(jié)論與政策啟示

(一)研究結(jié)論

基于CHFS數(shù)據(jù)對(duì)正規(guī)信貸約束與農(nóng)戶收入的影響關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，得出如下結(jié)論：(1)正規(guī)信貸約束對(duì)農(nóng)戶收入存在顯著負(fù)相關(guān)性。(2)正規(guī)信貸約束對(duì)不同收入水平農(nóng)戶具有明顯的異質(zhì)性：對(duì)于Q(0.10)低收入農(nóng)戶，正規(guī)信貸約束對(duì)其收入不顯著；對(duì)于(Q(0.50)、Q(0.75)、Q(0.90))中高收入農(nóng)戶，正規(guī)信貸約束對(duì)其收入有顯著負(fù)向影響且收入水平越高負(fù)向影響越大。(3)農(nóng)村金融資源配置效率隨農(nóng)戶收入水平的提高而提升，表明在市場(chǎng)調(diào)節(jié)機(jī)制下，金融資源將配置給更高收入農(nóng)戶并帶來(lái)金融效率提升。對(duì)于Q(0.10)低收入農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，正規(guī)借貸與正規(guī)信貸約束均對(duì)其無(wú)顯著影響，單純的金融扶持政策不能有效促進(jìn)低收入農(nóng)戶增收。

(二)政策啟示

第一，破解正規(guī)金融約束條件，促其增加農(nóng)戶信貸。正規(guī)信貸約束的核心是供需雙方的條件約束，從供給方來(lái)說(shuō)，應(yīng)利用現(xiàn)代金融科技手段，降低單位成本，擴(kuò)展行為邊界，并開(kāi)發(fā)適宜的金融產(chǎn)品；從需求方來(lái)說(shuō)，金融素養(yǎng)的提升、信用環(huán)境的優(yōu)化以及社會(huì)資本的運(yùn)用等都會(huì)降低信息不對(duì)稱程度，提升金融交易能力與均衡水平，進(jìn)而滿足農(nóng)戶的生產(chǎn)需求。

第二，營(yíng)造市場(chǎng)機(jī)制的實(shí)施條件進(jìn)而提高金融配置效率。在農(nóng)村金融市場(chǎng)機(jī)制下，金融要素將自由配置給生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)回報(bào)更高的中高收入農(nóng)戶，從而實(shí)現(xiàn)金融效率與農(nóng)戶增收的雙贏目標(biāo)。一方面，中高收入農(nóng)戶擁有較好的經(jīng)營(yíng)結(jié)構(gòu)，要素回報(bào)率更高，農(nóng)戶將因獲得更多生產(chǎn)投資而提高收入。隨著中高收入農(nóng)戶生產(chǎn)規(guī)模不斷擴(kuò)大，從低收入農(nóng)戶手中流入更多土地，有利于農(nóng)村整體形成規(guī)?；?jīng)營(yíng)格局。此外，中高收入農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)后可以通過(guò)雇傭低收入農(nóng)戶進(jìn)行生產(chǎn)管理，低收入農(nóng)戶將同時(shí)獲得土地租金與勞動(dòng)收入；另一方面，金融機(jī)構(gòu)將獲得更穩(wěn)定的貸款利息收益，激發(fā)金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)村金融市場(chǎng)的重視與完善。與此同時(shí)，在農(nóng)戶收入增長(zhǎng)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目標(biāo)實(shí)現(xiàn)中，金融要素配置效率得到提升。

第三，以配套扶持政策完善低收入農(nóng)戶幫扶機(jī)制。對(duì)低收入農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，單純的金融扶持對(duì)其收入效應(yīng)并不顯著，應(yīng)建立人力資本、醫(yī)療保障、金融扶持等綜合性政策設(shè)計(jì)幫扶機(jī)制。一方面，教育、醫(yī)療等公共服務(wù)帶來(lái)的正向外部性能顯著促進(jìn)所有農(nóng)戶收入的增加，當(dāng)?shù)褪杖朕r(nóng)戶增收并具備一定生產(chǎn)基礎(chǔ)時(shí)，金融配置才能實(shí)現(xiàn)對(duì)其的增收作用；另一方面，完善農(nóng)村勞動(dòng)力跨部門流轉(zhuǎn)的就業(yè)渠道，提供就業(yè)支持與技能培訓(xùn)，促進(jìn)低收入農(nóng)戶增加非農(nóng)收入。