伍 艷

[提要]以四川省鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)幫扶縣的建檔立卡脫貧戶為研究對(duì)象，探討信貸資本對(duì)不同收入水平脫貧戶的異質(zhì)性影響。研究結(jié)果表明：(1)信貸資本對(duì)建檔立卡脫貧戶的收入增長具有顯著正向影響，但對(duì)穩(wěn)定脫貧戶的增收效應(yīng)大于脫貧邊緣戶的增收效應(yīng)。(2)信貸資本對(duì)不同收入水平脫貧戶的增收效應(yīng)存在異質(zhì)性，信貸資本對(duì)0.75分位的高收入脫貧戶的影響顯著高于0.5分位和0.25分位的脫貧戶，呈現(xiàn)收入由高到低，影響由強(qiáng)變?nèi)醯奶卣鳌?3)從村級(jí)屬性看，退出貧困村脫貧戶的增收效應(yīng)高于非貧困村脫貧戶的增收效應(yīng)，表明既有的金融支持政策向原貧困村傾斜，可能擴(kuò)大鄉(xiāng)村間的差距。因此，需要通過鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，加強(qiáng)對(duì)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的金融支持，以及對(duì)脫貧邊緣戶的信貸支持，提高信貸資本的有效性。

黨的十八大以來，中國的脫貧攻堅(jiān)取得舉世矚目的成績。截至2020年末，9899萬農(nóng)村貧困人口在現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下實(shí)現(xiàn)脫貧，提前10年實(shí)現(xiàn)聯(lián)合國2030年可持續(xù)發(fā)展議程減貧目標(biāo)。中國脫貧攻堅(jiān)成果的取得，離不開財(cái)政、金融、產(chǎn)業(yè)等各項(xiàng)精準(zhǔn)扶貧政策的支持。其中，中國金融體系的不斷健全以及金融支持政策的不斷完善，在緩解農(nóng)村絕對(duì)貧困中發(fā)揮著重要作用(崔艷娟等，2012)[1]。特別是金融支持政策的制定有利于發(fā)揮金融資源對(duì)貧困縣的支持作用(尹志超等，2020)[2]。

2015年至2020年末，我國金融支持政策惠及區(qū)域涉及14個(gè)連片特困地區(qū)的680個(gè)縣，扶貧小額信貸累計(jì)發(fā)放5464億元，共支持貧困人口和已脫貧人口1291萬人次。然而，全國約有32%的低收入脫貧戶因缺項(xiàng)目和無技術(shù)，仍然沒有申請扶貧小額貸款，信貸資本缺乏。因此，本文需要探討脫貧戶屬性是否影響小額信貸申請意愿，信貸資本對(duì)不同收入水平的建檔立卡脫貧戶是否存在異質(zhì)性影響。該研究結(jié)果有助于厘清不同收入層次脫貧戶對(duì)信貸資本的利用情況，為提高金融支持政策有效性提供一些思路。

一、文獻(xiàn)回顧

國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于信貸資本與收入增長關(guān)系的研究主要從三個(gè)方面展開。

一是信貸支持政策對(duì)農(nóng)戶收入增長的影響。長期以來，農(nóng)村家庭面臨信貸約束，信貸支持政策可以改善和引導(dǎo)農(nóng)村家庭的生產(chǎn)經(jīng)營行為，金融可及性能有效降低農(nóng)戶信貸約束的概率，對(duì)農(nóng)戶人均純收入具有明顯的正向作用(趙尚梅等，2018)[3]。從供給層面看，信貸支持政策能夠增加農(nóng)村貧困地區(qū)的金融資源供給，但在政策效應(yīng)發(fā)揮過程中，農(nóng)村信貸市場信息不對(duì)稱會(huì)帶來道德風(fēng)險(xiǎn)問題，加上農(nóng)戶借貸額度小以及交易成本高，金融機(jī)構(gòu)向貧困農(nóng)戶發(fā)放貸款的意愿不強(qiáng)(王瑜、汪三貴，2016)[4]。由于農(nóng)村信貸配給的長期存在，普通農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求難以滿足，政府主導(dǎo)的金融資源供給難以精準(zhǔn)地投入到貧困人口當(dāng)中，導(dǎo)致農(nóng)村金融資源供給出現(xiàn)“目標(biāo)偏移”和“精英俘獲”(溫濤等，2018)[5]等現(xiàn)象。從需求層面看，低收入農(nóng)戶家庭囿于人力資本水平低下和有效勞動(dòng)能力不足等自身要素稟賦的不足，借貸需求弱，難以通過信貸支持政策擺脫收入增長的困境(王小華等，2014)[6]。

二是信貸資本對(duì)貧困農(nóng)戶收入水平的影響。信貸資本對(duì)貧困農(nóng)戶收入水平提高是否具有顯著影響，學(xué)術(shù)界尚未形成定論。一些研究認(rèn)為信貸可以有效緩解窮人的信貸約束，提高窮人的增收創(chuàng)造能力(Copestake et al.，2005)[7](P.703-723)；幫助窮人擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)，改善貧困狀況(Khandker，2005)[8](P.263-286)。同時(shí)，信貸能有效減緩農(nóng)村收入不平等程度，運(yùn)用信貸降低農(nóng)村絕對(duì)貧困的效應(yīng)顯著大于降低農(nóng)村相對(duì)貧困的效應(yīng)，特別是對(duì)貧困地區(qū)農(nóng)戶家庭的收入增長具有積極的促進(jìn)作用(胡宗義等，2016[9]；賈俊雪等，2017[10])。由于金融機(jī)構(gòu)貸款的回報(bào)率高于民間借貸，正規(guī)信貸資本有助于貧困農(nóng)戶脫貧，農(nóng)戶通過借貸行為豐富家庭的金融資產(chǎn)，以此提高家庭收入水平(史清華，2002[11]；武麗娟、李定，2019[12])。另一些研究認(rèn)為信貸對(duì)貧困農(nóng)戶收入提高的影響并不顯著，銀行信貸對(duì)窮人的經(jīng)營性收入、工資性收入及財(cái)產(chǎn)性收入都沒有顯著影響(Tarozzi et al，2015；[13](P.54-89)Augsburg and Harmgart，2015；[14](P.183-203)Angelucci，2015[15](P.151-182))。特別是對(duì)低收入的特殊困難群體，以及人口負(fù)擔(dān)比高的農(nóng)戶家庭，信貸資本的增收效果有限(章貴軍和歐陽敏華，2018)[16]。主要原因在于特殊困難群體將銀行貸款視為嚴(yán)重的債務(wù)負(fù)擔(dān)，如果出現(xiàn)突發(fā)的自然災(zāi)害或者外部事件沖擊，可能導(dǎo)致低收入群體無力償還貸款(Crepon et al.，2015；[17](P.123-150)Banerjee et al.，2015[18](P.22-53))。

三是信貸資本對(duì)不同收入農(nóng)戶的影響。農(nóng)村信貸市場發(fā)展具有明顯的門檻效應(yīng)，低收入農(nóng)戶和高收入農(nóng)戶面臨的金融環(huán)境不同，高收入農(nóng)戶因自身資本積累程度高，初始收入水平高，更容易從金融機(jī)構(gòu)信貸支持中獲益；低收入農(nóng)戶因陷入收入的惡性循環(huán)而外援融資能力弱(師榮蓉等，2013)[19]。對(duì)于不同收入水平的農(nóng)戶，金融機(jī)構(gòu)信貸的增收效果受到農(nóng)村地區(qū)內(nèi)部分層的影響，同樣的信貸規(guī)模也會(huì)產(chǎn)生不同的增收效應(yīng)(伍艷，2019)[20]。從農(nóng)戶個(gè)體看，農(nóng)戶通過借貸行為優(yōu)化生產(chǎn)要素投入，克服家庭初始稟賦不足的弱點(diǎn)，有利于應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)中的突發(fā)沖擊，從而促進(jìn)農(nóng)戶收入增長和福利改善(馬九杰、吳本健，2012)[21]。如果信貸主要用于非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)，對(duì)高收入農(nóng)戶的經(jīng)營性收入增長產(chǎn)生正效應(yīng)，對(duì)低收入農(nóng)戶的經(jīng)營性收入產(chǎn)生逆效應(yīng)(韋惠蘭、羅萬云，2016)[22]。

綜上所述，已有文獻(xiàn)對(duì)信貸支持政策和農(nóng)村信貸的增收效應(yīng)進(jìn)行了深入研究，但仍然存在一些不足，主要表現(xiàn)在：第一，在研究對(duì)象上，已有文獻(xiàn)關(guān)于信貸行為和金融支持政策的研究對(duì)象集中于普通農(nóng)戶和貧困戶，對(duì)鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)幫扶縣建檔立卡脫貧戶的研究存在空白；第二，在研究內(nèi)容上，已有文獻(xiàn)關(guān)于信貸資本增收效應(yīng)的研究缺少對(duì)研究對(duì)象進(jìn)行收入分位的組間特征和結(jié)構(gòu)分析。收入結(jié)構(gòu)分析可厘清建檔立卡脫貧戶主要脫貧增收路徑；收入分位分析可以了解建檔立卡脫貧戶出現(xiàn)異質(zhì)性影響的原因。為了彌補(bǔ)國內(nèi)外研究的不足，本文嘗試從以下三方面進(jìn)行突破：第一，以鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)幫扶縣建檔立卡脫貧戶為研究對(duì)象，根據(jù)脫貧戶屬性將建檔立卡脫貧戶區(qū)分為穩(wěn)定脫貧戶和脫貧邊緣戶，考察信貸資本的脫貧增收效應(yīng)是否顯著。第二，運(yùn)用收入分位數(shù)方法檢驗(yàn)信貸資本對(duì)不同分位脫貧戶收入增長的異質(zhì)性影響。第三，擴(kuò)展了信貸資本的外延，將“是否獲得小額貸款”作為核心解釋變量，考慮借貸的主觀能動(dòng)性，將“是否有意愿貸款”作為工具變量，解決實(shí)證結(jié)果的內(nèi)生性問題。

二、數(shù)據(jù)、變量與統(tǒng)計(jì)描述

(一)數(shù)據(jù)來源

為鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，2021年8月，國家鄉(xiāng)村振興局將四川省25個(gè)縣確定為國家鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)幫扶縣，本文以國家鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)幫扶縣為調(diào)研范圍，調(diào)研區(qū)域的選擇標(biāo)準(zhǔn)：一是2020年退出貧困的縣域；二是綜合考慮退出貧困村和非貧困村的建檔立卡脫貧戶；三是每個(gè)區(qū)域至少有3個(gè)鄉(xiāng)村振興幫扶縣。具體的調(diào)研區(qū)域?yàn)椋焊首沃莸男慢埧h、白玉縣和德格縣，涼山州的越西縣、甘洛縣和雷波縣，阿壩州的壤塘縣、黑水縣和金川縣。每個(gè)縣抽取5個(gè)退出貧困村和3個(gè)非貧困村，共1062戶建檔立卡脫貧戶。其中，甘孜州選取380戶，涼山州選取370戶，阿壩州選取312戶。選取2017—2020年退出貧困的農(nóng)戶家庭為調(diào)研對(duì)象，通過2020年8月和2021年9月兩次社會(huì)調(diào)查獲取數(shù)據(jù)。調(diào)查內(nèi)容為：是否獲得小額貸款、是否有借貸意愿、信貸額度有多少、文化程度、人口負(fù)擔(dān)比、健康水平、收入結(jié)構(gòu)、物質(zhì)資本狀況、生計(jì)策略、是否參加村社組織、是否參加就業(yè)培訓(xùn)等。

(二)變量設(shè)置與統(tǒng)計(jì)描述

1.被解釋變量：脫貧戶家庭人均純收入。根據(jù)國務(wù)院印發(fā)的《“十三五”脫貧攻堅(jiān)規(guī)劃》，全國建檔立卡脫貧戶人均純收入由2015年的3416元增加到2019年的9808元，年均增幅30.2%；①2020年，貧困地區(qū)農(nóng)民人均可支配收入增長幅度高于全國平均水平，在收入增長的前提下實(shí)現(xiàn)不愁吃和不愁穿。因此，為真實(shí)反映脫貧戶經(jīng)濟(jì)生活變動(dòng)狀況，考慮脫貧戶生活消費(fèi)支出，以脫貧戶家庭人均純收入的對(duì)數(shù)反映收入變動(dòng)情況。

2.核心解釋變量：信貸資本。由于本文主要考察建檔立卡脫貧戶的信貸狀況，故以是否獲得小額貸款作為代理變量，是=1，否=0。脫貧人口小額信貸是為建檔立卡脫貧戶量身定制的金融支持產(chǎn)品，按照國家鄉(xiāng)村振興局發(fā)布的《關(guān)于深入扎實(shí)做好過渡期脫貧人口小額信貸工作的通知》，脫貧人口小額貸款的對(duì)象為：有貸款意愿、有一定技能和就業(yè)創(chuàng)業(yè)潛質(zhì)以及還款能力較強(qiáng)的建檔立卡脫貧戶，主要支持建檔立卡脫貧戶發(fā)展特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)。所以，各地建檔立卡脫貧戶只要有生產(chǎn)性借貸需求，信用良好，均能從農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)獲得小額貸款。

3.控制變量：從數(shù)據(jù)調(diào)研情況看，農(nóng)戶家庭因素和生計(jì)資本因素對(duì)農(nóng)戶收入增長產(chǎn)生顯著影響。因此，為了克服農(nóng)戶家庭異質(zhì)性和生計(jì)資本異質(zhì)性帶來的經(jīng)濟(jì)沖擊，設(shè)置家庭特征變量和生計(jì)資本特征變量。

農(nóng)戶家庭特征。農(nóng)戶家庭特征主要從戶主文化程度、戶主年齡、家庭務(wù)工人數(shù)、人口負(fù)擔(dān)比、健康水平、是否參加就業(yè)培訓(xùn)等方面考慮。戶主的文化程度對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)來源影響較大，如果戶主的文化程度在高中及以上，又參加過技能培訓(xùn)，家庭的經(jīng)營性收入和工資性收入會(huì)增長較快；如果家庭人口負(fù)擔(dān)比高，意味著家庭生活支出高，可能導(dǎo)致家庭人均純收入下降。而家庭成員健康水平反映農(nóng)戶因疾病負(fù)擔(dān)的費(fèi)用，是否存在因病致貧現(xiàn)象。

生計(jì)資本特征。生計(jì)資本主要包括物質(zhì)資本、自然資本和社會(huì)資本，農(nóng)戶生計(jì)資本的豐裕程度受生計(jì)策略選擇的影響，需要考慮生計(jì)策略(以農(nóng)業(yè)為主還是非農(nóng)為主)。從調(diào)研情況看，農(nóng)戶的生計(jì)資本狀況顯著影響借貸行為，生計(jì)資本缺乏的農(nóng)戶借貸意愿低。因此，以農(nóng)戶人均實(shí)際耕地面積反映自然資本狀況；房屋面積和擁有的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)反映物質(zhì)資本狀況；農(nóng)戶是否參加村社組織，反映社會(huì)資本的高低。

村級(jí)特征。根據(jù)鞏固脫貧攻堅(jiān)成果與鄉(xiāng)村振興銜接的相關(guān)規(guī)定，退出貧困村和非貧困村的建檔立卡脫貧戶均享有相同的信貸支持政策。但是，在實(shí)際調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，退出貧困村的村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展受信貸扶持力度大于非貧困村，退出貧困村的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)資金也明顯多于非貧困村。因此，需要考慮村級(jí)屬性對(duì)脫貧戶收入增長的影響。

表1 變量設(shè)置與統(tǒng)計(jì)描述

(三)分組特征的統(tǒng)計(jì)描述

1.脫貧戶屬性的分組特征

本文調(diào)研的樣本為2017—2020年退出貧困的建檔立卡脫貧戶，截至到2020年，1062戶樣本中有606戶為穩(wěn)定脫貧戶，根據(jù)調(diào)研樣本的收入狀況，本文將連續(xù)3年人均純收入高于6000元的脫貧戶定義為穩(wěn)定脫貧戶。有456戶為脫貧邊緣戶，年人均純收入在4000元～6000元(2020年脫貧標(biāo)準(zhǔn)為人均純收入4000元左右)。由于信貸資本對(duì)穩(wěn)定脫貧戶和脫貧邊緣戶收入的影響可能存在異質(zhì)性，故按照脫貧戶屬性分組進(jìn)行比較。

表2顯示，穩(wěn)定脫貧戶和脫貧邊緣戶在人均純收入、是否獲得小額貸款、健康水平、務(wù)工人數(shù)、是否參加就業(yè)培訓(xùn)等方面存在顯著差別。穩(wěn)定脫貧戶的人均純收入對(duì)數(shù)的均值為6.23，比脫貧邊緣戶的人均純收入的均值高2.26；且在穩(wěn)定脫貧戶中，有72%的脫貧戶獲得過小額貸款，而脫貧邊緣戶只有31%獲得過小額貸款，表明信貸資本在促進(jìn)農(nóng)戶收入增長方面存在差異。

穩(wěn)定脫貧戶的健康水平、務(wù)工人數(shù)也顯著高于脫貧邊緣戶。健康水平對(duì)勞動(dòng)者個(gè)人收入有長期的正向影響。農(nóng)戶一旦面臨大病沖擊，其人均純收入會(huì)呈現(xiàn)顯著下降趨勢，從中長期看患病農(nóng)戶人均純收入平均降低6%左右，并由此因病致貧(高夢滔和姚洋，2005)[23]。同時(shí)，農(nóng)戶家庭成員在本地和外地務(wù)工人數(shù)多，可以增加工資性收入，且收入增長具有持續(xù)性。

表2 建檔立卡脫貧戶屬性的分組比較

2.脫貧戶收入的分組特征

由于建檔立卡脫貧戶內(nèi)部收入水平不同可能導(dǎo)致借貸行為出現(xiàn)差異，需要對(duì)建檔立卡脫貧戶收入進(jìn)行分組。采用3個(gè)收入分位點(diǎn)：0.25、0.50、0.75，劃分為4個(gè)分位數(shù)區(qū)間：0.1～0.25，0.25～0.50，0.50～0.75，0.75～0.95。

表3顯示，不同分位數(shù)區(qū)間脫貧戶的戶主年齡、房屋面積、是否退出貧困村、是否參加村社組織的均值差別不明顯，接近樣本整體平均水平。是否獲得小額貸款、文化程度、是否參加就業(yè)培訓(xùn)等變量隨著收入分位區(qū)間上升依次遞增，呈現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。特別是核心解釋變量“是否獲得小額貸款”在不同分位數(shù)區(qū)間變化明顯，“0.1～0.25分位”與“0.75～0.95分位”的均值相差0.51。戶主文化程度對(duì)脫貧戶收入差距影響明顯，戶主文化程度高，金融素養(yǎng)相對(duì)高，對(duì)信貸知識(shí)了解多，更易產(chǎn)生借貸需求，通過生產(chǎn)性借貸，提高經(jīng)營性收入。人口負(fù)擔(dān)比、健康水平、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)和家庭務(wù)工人數(shù)等控制變量在“0.5～0.75分位”和“0.75～0.95分位”區(qū)間變化不明顯，差別較小。經(jīng)營主業(yè)和耕地面積隨著收入分位數(shù)區(qū)間上升而下降，原因在于：以農(nóng)業(yè)為主的生計(jì)策略，更易受到自然條件約束，容易出現(xiàn)因?yàn)?zāi)致貧。

表3 建檔立卡脫貧戶收入的分組比較

三、模型設(shè)定與實(shí)證分析

(一)模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)模型

為了反映信貸資本對(duì)脫貧戶收入增長的影響效應(yīng)，本文在收入決定函數(shù)(Morduch and Sicular，1998)[24]的基礎(chǔ)上，擴(kuò)展并建立基準(zhǔn)模型：

(1)

在公式(1)中，建檔立卡脫貧戶人均純收入取對(duì)數(shù)，以InY表示，下標(biāo)i表示第i個(gè)脫貧戶，loan為核心解釋變量(是否獲得小額貸款)?？刂谱兞糠謩e用ST、SJ、SC表示，ST反映脫貧戶家庭特征，包括戶主年齡、文化程度、健康水平、務(wù)工人數(shù)、人口負(fù)擔(dān)比、是否參加就業(yè)培訓(xùn)等細(xì)分變量；SJ反映生計(jì)資本特征，包括經(jīng)營主業(yè)、耕地面積、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、是否參加村社組織等細(xì)分變量；SC反映村級(jí)特征，通過是否為退出貧困村表征。β為回歸系數(shù)，若β顯著為正，表示信貸資本有效增加建檔立卡脫貧戶收入，達(dá)到脫貧增收效果；若β顯著為負(fù)，表示信貸資本對(duì)建檔立卡脫貧戶收入具有負(fù)向影響。ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.處理效應(yīng)模型

考慮到建檔立卡脫貧戶的主觀能動(dòng)性，可能存在遺漏變量、反向因果等潛在的內(nèi)生性問題，本文采用處理效應(yīng)模型檢驗(yàn)信貸資本對(duì)脫貧戶收入增長帶來的內(nèi)生性問題。處理效應(yīng)模型要求選取影響建檔立卡脫貧戶借貸需求的工具變量。影響脫貧戶借貸需求的因素有內(nèi)因和外因。根據(jù)信貸支持政策的規(guī)定，只要脫貧戶有借貸的意愿，提出借貸申請，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)會(huì)根據(jù)農(nóng)戶條件給予放貸，從而避免小額信貸目標(biāo)偏移的局限。因此，脫貧戶獲得小額貸款主要受自身意愿影響，以“是否有意愿借貸”作為工具變量。

本文借鑒王德文和蔡昉(2008)[25]、平衛(wèi)英和羅良清(2020)[26]等學(xué)者的做法，解決內(nèi)生性問題采用Maddala(1983)提出的處理方程，模型設(shè)定為：

回歸方程：

(2)

處理方程：

(3)

公式(2)為回歸方程，與上文基準(zhǔn)模型保持一致，公式(3)為處理方程，該處理方程至少包含一個(gè)影響核心解釋變量的外生變量，即公式(3)的Zi包括影響建檔立卡脫貧戶是否獲得小額貸款的因素，這些影響因素跟回歸方程中的控制變量ST、SJ、SC可以有重疊，但Z中至少有一個(gè)變量不在前文的控制變量中，該變量為內(nèi)生性啞變量loan的工具變量，以“是否有意愿借貸”(Wloan)表征。

(二)實(shí)證分析

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4的列(1)表示信貸資本對(duì)總體建檔立卡脫貧戶收入影響的回歸結(jié)果，列(2)表示信貸資本對(duì)穩(wěn)定脫貧戶收入影響的回歸結(jié)果，列(3)表示信貸資本對(duì)脫貧邊緣戶收入影響的回歸結(jié)果。從函數(shù)的合理性看，Link test值在1%和5%顯著性水平上顯著，表明函數(shù)設(shè)定具有合理性?；貧w模型的R2值在0.4以上，表明設(shè)立的基準(zhǔn)模型具有一定的解釋力。

從總樣本列(1)看，核心解釋變量在1%顯著性水平下影響脫貧戶收入增長，即信貸資本對(duì)脫貧戶收入增長具有正向影響，脫貧戶每獲得一次小額貸款，人均純收入提高0.133%。從控制變量看，戶主文化程度、家庭成員健康水平、是否參加就業(yè)培訓(xùn)、務(wù)工人數(shù)等變量在1%水平下顯著影響脫貧戶收入水平。戶主文化程度高，受教育年限長，且家庭成員參加過就業(yè)培訓(xùn)，有利于家庭人均純收入的增長。農(nóng)戶家庭成員處于非常健康和比較健康狀態(tài)，不容易遭受疾病的沖擊，可以減少因病致貧的風(fēng)險(xiǎn)。農(nóng)戶擁有的生產(chǎn)性固定資產(chǎn)和人口負(fù)擔(dān)比在5%顯著性水平下影響收入增長，人口負(fù)擔(dān)比對(duì)農(nóng)戶收入增長具有負(fù)向影響，家庭負(fù)擔(dān)的老人和小孩越多，生活開支大，導(dǎo)致人均純收入減少。

在村級(jí)屬性方面，回歸結(jié)果顯示退出貧困村屬性對(duì)建檔立卡脫貧戶家庭純收入具有顯著正向促進(jìn)作用，即退出貧困村建檔立卡脫貧戶的增收效應(yīng)大于非貧困村建檔立卡脫貧戶，表明隨著脫貧攻堅(jiān)的深入推進(jìn)，一些退出貧困村的發(fā)展超過了非貧困村，可能出現(xiàn)新的發(fā)展差距，產(chǎn)生新的不平衡，需要通過鄉(xiāng)村振興融合發(fā)展。

表4 信貸資本對(duì)建檔立卡脫貧戶收入增長影響的回歸結(jié)果

列(2)和列(3)分別反映影響穩(wěn)定脫貧戶和脫貧邊緣戶收入增長的回歸結(jié)果。從核心解釋變量看，穩(wěn)定脫貧戶的收入增長受信貸資本影響最大，影響系數(shù)為0.1542，高于總體樣本的回歸系數(shù)；脫貧邊緣戶借貸需求較弱，其收入增長受信貸資本的影響較小，影響系數(shù)為0.0857，表明信貸資本對(duì)不同脫貧戶的影響效果存在異質(zhì)性。從控制變量看，健康水平、文化程度和參加就業(yè)培訓(xùn)對(duì)兩種類型脫貧戶的影響也存在異質(zhì)性。健康水平對(duì)脫貧邊緣戶的影響高于穩(wěn)定脫貧戶，影響系數(shù)為0.1532，比穩(wěn)定脫貧戶高0.057個(gè)百分點(diǎn)。很多脫貧邊緣戶因身患重大疾病，醫(yī)療費(fèi)用居高不下，導(dǎo)致家庭收入減少，成為影響其收入增長的主要因素。而穩(wěn)定脫貧戶的文化程度和參加就業(yè)培訓(xùn)對(duì)收入增長的影響顯著高于脫貧邊緣戶，這與學(xué)者們普遍認(rèn)為農(nóng)戶的人力資本正向影響收入水平的觀點(diǎn)相一致。

2.處理效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

處理效應(yīng)模型可以采用極大似然估計(jì)法(MLE)和兩步估計(jì)法(Two-step)進(jìn)行計(jì)算。極大似然估計(jì)法考慮所有模型參數(shù)，計(jì)算復(fù)雜，估計(jì)誤差??；兩步估計(jì)法考慮參數(shù)較少，計(jì)算方便，存在一定的估計(jì)誤差。為便于比較，本文同時(shí)采用兩種方法進(jìn)行內(nèi)生性處理。表5顯示，兩步估計(jì)法的風(fēng)險(xiǎn)值λ和極大似然估計(jì)法的ρ的回歸系數(shù)在5%水平下顯著，說明是否獲得扶貧小額貸款存在內(nèi)生性問題，采用處理效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)是合理的。

根據(jù)表5的回歸結(jié)果，兩種估計(jì)方法的回歸系數(shù)相差甚小，第一階段的“是否有意愿借貸”與第二階段的“是否獲得小額貸款”(loan)的回歸系數(shù)高度相關(guān)，在1%水平下顯著為正，表明“是否有意愿借貸”正向影響“是否獲得小額貸款”，且獲得小額貸款能顯著影響家庭純收入。同時(shí)，在控制了可能的內(nèi)生性問題后，獲得小額貸款的脫貧戶人均純收入增長比未獲得小額貸款的脫貧戶收入增長平均高出38.25%。一方面表明信貸資本的增收效應(yīng)顯著，另一方面說明要準(zhǔn)確評(píng)估金融支持效果，需要考慮模型的內(nèi)生性問題。

表5 處理效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

四、增收的異質(zhì)性討論

從脫貧戶收入分組的統(tǒng)計(jì)描述中發(fā)現(xiàn)，處于不同收入分位數(shù)區(qū)間的建檔立卡脫貧戶之間表現(xiàn)出較大的異質(zhì)性，信貸資本的收入增長效應(yīng)可能會(huì)因脫貧戶收入水平的差異出現(xiàn)異質(zhì)性影響，需要進(jìn)一步進(jìn)行實(shí)證研究。

(一)分位數(shù)回歸模型

本文將建檔立卡脫貧戶的人均純收入按照分位數(shù)進(jìn)行分組，以此考察信貸資本對(duì)不同收入脫貧戶的影響是否存在異質(zhì)性。根據(jù)Koenker和Basset(1978)[27]提出的分位數(shù)回歸方法，本文依據(jù)被解釋變量“人均純收入”的條件分位數(shù)進(jìn)行回歸，該回歸方法依賴bootstrap技術(shù)，Bootstrap技術(shù)在非參數(shù)統(tǒng)計(jì)中估計(jì)統(tǒng)計(jì)量變異性，模型設(shè)定如下：

(4)

公式(4)中，InY表示建檔立卡脫貧戶的人均純收入，取對(duì)數(shù)值；下標(biāo)i表示第i個(gè)農(nóng)戶，下標(biāo)d表示分位數(shù)，d=25%、50%、75%，表示0.25、0.50、0.75等3個(gè)收入分位點(diǎn)，分別代表建檔立卡脫貧戶中的低收入、中等收入和高收入人群。核心解釋變量loan表示是否獲得小額貸款，反映信貸支持政策的實(shí)施；控制變量X反映農(nóng)戶家庭特征、生計(jì)資本特征和村級(jí)特征；α是半彈性系數(shù)，表示核心解釋變量loan變化一個(gè)單位引致的農(nóng)戶人均純收入變化的百分比。

(二)實(shí)證結(jié)果分析

表6的列(1)是對(duì)0.25分位低收入脫貧戶的實(shí)證結(jié)果，列(2)是對(duì)0.50分位中等收入脫貧戶的實(shí)證結(jié)果，列(3)是對(duì)0.75分位高收入脫貧戶的估計(jì)結(jié)果。從回歸結(jié)果看，核心解釋變量“是否獲得小額貸款”對(duì)“0.75分位”和“0.50分位”的脫貧戶收入增長產(chǎn)生顯著的正向影響，對(duì)0.25分位的脫貧戶收入影響較弱，表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。具體而言，脫貧人口小額貸款對(duì)0.75分位的高收入脫貧戶的影響系數(shù)為0.1452，顯著高于0.25分位的影響系數(shù)(0.0336)，呈現(xiàn)出收入由低到高，影響由弱變強(qiáng)的特征。表明處于最低收入水平的農(nóng)戶因缺乏對(duì)貸款的有效需求，難以有效利用小額信貸服務(wù)(林萬龍，2012)[28]。獲得小額貸款更有利于建檔立卡脫貧戶的收入增長，脫貧戶收入與擁有信貸資本存在顯著正相關(guān)。

從控制變量看，脫貧戶的健康水平、務(wù)工人數(shù)、文化程度以及人口負(fù)擔(dān)比對(duì)人均純收入產(chǎn)生顯著影響，但對(duì)不同收入階層的影響存在異質(zhì)性。健康水平對(duì)低收入脫貧戶的影響大于中高收入。從調(diào)研樣本看，低收入脫貧戶主要為患慢性疾病或喪失勞動(dòng)能力的群體，對(duì)健康因素敏感性強(qiáng)。家庭務(wù)工人數(shù)對(duì)中高收入脫貧戶的影響大于低收入脫貧戶，表明中高收入脫貧戶的部分收入增長可能來源于工資性收入。而人口負(fù)擔(dān)比和戶主文化程度對(duì)中等收入脫貧戶影響最大，如果中等收入脫貧戶需要負(fù)擔(dān)的老人和孩子多，消費(fèi)支出增加，將影響該部分農(nóng)戶收入持續(xù)增長。中等收入脫貧戶要在人口負(fù)擔(dān)比較高的情況下增加收入，需要提高文化程度，獲得小額貸款支持生產(chǎn)經(jīng)營。

表6 信貸資本對(duì)不同收入脫貧戶影響的估計(jì)結(jié)果

(三)原因解釋

鑒于本文主要探討信貸資本影響脫貧戶增收效應(yīng)的異質(zhì)性，需要從不同收入層次的脫貧戶收入結(jié)構(gòu)分析異質(zhì)性的原因。表7顯示，收入分位在0.25以下的脫貧戶轉(zhuǎn)移性收入占比最高，在收入結(jié)構(gòu)中占比53.26%，表明低收入脫貧戶主要依靠農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、生態(tài)補(bǔ)償金和低保金等救濟(jì)性資金生活，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)動(dòng)力不足，較少申請小額貸款，其影響系數(shù)最小且顯著性不強(qiáng)。收入分位在0.75以上的脫貧戶經(jīng)營性收入占比最高，其次為工資性收入，說明小額貸款主要支持生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)，農(nóng)戶通過生產(chǎn)性借貸提高經(jīng)營性收入，回歸系數(shù)最大且正向顯著。對(duì)于收入分位在0.5～0.75的脫貧戶，其工資性收入最高，占比為41.20%，其次為經(jīng)營性收入，說明該分位的脫貧戶家庭成員主要在本地或外地務(wù)工，并且兼營農(nóng)業(yè)或非農(nóng)活動(dòng)，其影響系數(shù)也顯著為正。收入分位在0.25～0.50的脫貧戶家庭工資性收入和轉(zhuǎn)移性收入占比均在37%左右，這部分脫貧戶一方面依賴政府補(bǔ)貼和低保金生活，另一方面獲得鄉(xiāng)村給予的公益性崗位，有一定比例的工資性收入。根據(jù)國家扶貧辦(現(xiàn)為鄉(xiāng)村振興局)公布的數(shù)據(jù)，截至到2020年末，中西部22個(gè)省份扶貧公益崗位共安置433.2萬貧困人口。

從不同分位數(shù)的經(jīng)營性收入占比看，0.75以上分位到0.5分位再到0.25以下分位數(shù)的建檔立卡脫貧戶，其經(jīng)營性收入占比呈現(xiàn)依次降低態(tài)勢，從40.15%逐漸下降到16.28%，佐證了信貸資本影響農(nóng)戶增收效應(yīng)存在異質(zhì)性。

表7 不同收入脫貧戶家庭收入結(jié)構(gòu)占比 單位：%

五、結(jié)論與建議

本文以鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)幫扶縣建檔立卡脫貧戶為研究對(duì)象，考察信貸資本對(duì)穩(wěn)定脫貧戶和脫貧邊緣戶收入增長的異質(zhì)性影響，在基準(zhǔn)模型回歸的基礎(chǔ)上，運(yùn)用處理效應(yīng)模型解決內(nèi)生性問題，并以收入分位數(shù)模型實(shí)證檢驗(yàn)信貸資本對(duì)不同收入水平脫貧戶產(chǎn)生的影響。

研究結(jié)果表明：第一，信貸資本對(duì)脫貧戶收入增長具有正向影響，脫貧戶每獲得一次小額貸款，人均純收入提高0.133%；但從村級(jí)屬性看，退出貧困村的建檔立卡脫貧戶獲得小額貸款的增收效應(yīng)顯著大于非貧困村的建檔立卡脫貧戶。第二，從脫貧戶屬性看，信貸資本對(duì)穩(wěn)定脫貧戶收入和脫貧邊緣戶收入的影響存在異質(zhì)性。穩(wěn)定脫貧戶的收入增長受信貸資本影響最大，高于總體樣本的回歸系數(shù)；脫貧邊緣戶借貸需求較弱，其收入增長受信貸資本的影響較小。第三，信貸資本對(duì)不同收入脫貧戶的影響存在異質(zhì)性。信貸資本對(duì)不同收入脫貧戶的影響呈現(xiàn)出收入由低到高，影響由弱變強(qiáng)的特征，脫貧戶收入與小額貸款存在顯著正相關(guān)。第四，不同收入分位的脫貧戶收入結(jié)構(gòu)存在顯著差異。0.75分位以上的脫貧戶經(jīng)營性收入占比高，0.25分位以下的脫貧戶轉(zhuǎn)移性收入占比高，生產(chǎn)性借貸需求弱，擁有的信貸資本少，由此證明信貸資本對(duì)低收入脫貧戶的影響較弱。

基于以上研究結(jié)論，提出相關(guān)建議。第一，持續(xù)加大對(duì)農(nóng)戶的信貸支持，特別是對(duì)脫貧邊緣戶給予金融政策的優(yōu)惠，形成“中小額信貸+特色金融產(chǎn)品”的農(nóng)戶信貸體系，有效滿足各類農(nóng)戶融資需求。面向中小規(guī)模農(nóng)戶，推出10萬元以下的農(nóng)戶小額貸款產(chǎn)品，提高信貸支持的有效性，以金融助力農(nóng)村低收入人群的生產(chǎn)性借貸需求。第二，依托鄉(xiāng)村振興，統(tǒng)籌考慮退出貧困村與非貧困村的產(chǎn)業(yè)發(fā)展、村集體收益、利益聯(lián)結(jié)等情況，全方位支持鄉(xiāng)村間和城鄉(xiāng)間的融合發(fā)展。第三，通過鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展和就業(yè)培訓(xùn)等提高低收入農(nóng)戶的經(jīng)營性收入和工資性收入，增強(qiáng)低收入農(nóng)戶的獲得感和幸福感，逐步縮小收入差距，為實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)奠定基礎(chǔ)。

注釋：

①習(xí)近平《在決戰(zhàn)決勝脫貧攻堅(jiān)座談會(huì)上的講話》，《北京人大》，2020年3月10日。