金融可得性、非農就業(yè)與農民收入*
——基于CHFS數據的實證研究

肖龍鐸 張兵

（南京農業(yè)大學金融學院江蘇南京210095）

金融可得性、非農就業(yè)與農民收入*
——基于CHFS數據的實證研究

肖龍鐸 張兵

（南京農業(yè)大學金融學院江蘇南京210095）

本文基于微觀視角分析了金融可得性通過影響非農就業(yè)來影響農民收入的作用機制，然后利用中國家庭金融調查（CHFS）數據進行了實證檢驗。結果表明：一個地區(qū)金融可得性的提高有助于提升當地農村家庭的非農就業(yè)水平，在控制了變量的內生性之后，金融可得性每提高1%，農村家庭的非農就業(yè)水平將提升1.74%；同時，一個地區(qū)的金融可得性對當地農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就業(yè)水平的提升，即金融可得性可通過影響農村家庭非農就業(yè)，進而影響農民收入。進一步考察金融可得性對不同財富水平農村家庭影響的異質性發(fā)現(xiàn)，金融可得性通過非農就業(yè)渠道的增收效應在財富較少的農村家庭中更加明顯。

金融可得性 非農就業(yè) 農村家庭 農民收入

一、引言

持續(xù)增加農民收入對中國經濟發(fā)展和社會穩(wěn)定具有特別重要的現(xiàn)實意義（溫濤等，2005）。改革開放以來，伴隨著經濟的高速增長，中國城鄉(xiāng)收入差距迅速擴大，統(tǒng)計數據顯示，1978年城鄉(xiāng)居民人均收入比為2.57∶1，2009年則達到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，農村貧困的解決之路任重道遠，截至2015年末，中國農村貧困人口依然高達5575萬人，①數據來源：國家統(tǒng)計局《2015年國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。這些數據充分揭示了農民收入問題的嚴峻性。中國政府已經制定了到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，因此，不斷增加農民收入自然就成為中國未來幾年具有緊迫性的重要任務。

農民收入問題一直是學術界關注的熱點，學者們從不同角度對其開展了廣泛的分析和探討。一些研究已經比較成熟，并形成了共識，譬如學術界普遍認為，增加農民收入的關鍵在于擴大非農就業(yè)，農民增收問題的核心已經變成了如何解決農民的非農就業(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，農民收入中金融作用的相關研究就是其中之一。在很長一段時間，金融與農民收入關系的研究被隱含在金融發(fā)展與經濟增長的相關研究中（King和Levine，1993），直到20世紀90年代以后，學者們開始研究金融發(fā)展與收入分配的關系，才間接探討了金融在農民收入中的作用，研究普遍認為，金融發(fā)展可通過降低金融門檻、改善金融服務、支持人力資本投資等渠道來增加窮人（或農民）收入（Greenwood和Jovanovic，1990；Townsend和Ueda，2003；Beck等，2007）。鑒于農民收入增長對中國的重要意義，以及城鄉(xiāng)收入差距迅速擴大的現(xiàn)實，國內學者也開始關注中國金融發(fā)展對農民收入的影響問題。不同于國外的相關研究，國內大多數研究認為，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，金融成為了農村資金大量外流最主要的渠道，由此導致金融發(fā)展對農民收入增長具有顯著的負面作用（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據對金融發(fā)展與農民收入的長期關系進行檢驗，缺乏微觀視角的考察，使得相關認識過于單??；第二，現(xiàn)有研究多將金融視為農民收入的直接影響因素，相應的實證分析也只是給出了金融發(fā)展與農民收入的數量關系，而沒有考慮金融通過中間渠道對農民收入的間接影響。第三，現(xiàn)有研究多是通過總量層面的指標（如“銀行信貸總量占GDP的比重”）來衡量金融發(fā)展水平，進而探討金融對農民收入的作用，而忽略了金融資源配置結構問題，總量的上升并不必然帶來結構的均衡，金融發(fā)展水平的提高并不能代表所有經濟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規(guī)模較大的經濟主體（Ayyagari等，2016）。

已有研究已經指出，自20世紀90年代中期以來，農民收入中來源于農業(yè)經營的部分基本停滯，農民收入的增長幾乎全部來自非農經營和務工（鐘甫寧、何軍，2007），因此可以推斷，若從收入來源來看，如果金融具有農民增收效應，那么很可能是通過促進非農就業(yè)來實現(xiàn)的?；谶@一推斷和以上已有文獻的不足，本文將從微觀視角研究金融可得性如何通過非農就業(yè)對農民收入產生影響。首先理論分析金融可得性通過非農就業(yè)影響農民收入的作用機制，然后利用中國家庭金融調查（China Household Finance Survey，簡稱CHFS）的數據進行實證檢驗。本文的貢獻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民收入的關系，補充了已有研究金融與農民收入關系的文獻；其次，本文分析了金融可得性通過影響農村家庭非農就業(yè)來影響其收入的作用機制，為更深刻地認識金融在農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，本文更關注微觀經濟主體金融資源的可得性問題，研究金融可得性在促進非農就業(yè)以及農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：第二部分進行理論分析并提出研究假說；第三部分介紹模型與數據；第四部分是實證結果及分析；最后是研究結論與啟示。

二、理論分析與研究假說

現(xiàn)有關于金融影響就業(yè)的文獻主要遵循以下邏輯：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），進而影響了其對勞動力的需求。已有文獻表明，一個地區(qū)的金融可得性對當地企業(yè)的就業(yè)創(chuàng)造具有重要作用。Benmelech等（2011）對美國標準普爾Compustat數據庫的企業(yè)數據進行分析后發(fā)現(xiàn)，一個地區(qū)的信貸可得性對當地企業(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)，原因是金融危機使得金融機構在為小企業(yè)提供資金方面更加謹慎，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)的數據進行實證分析后發(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者認為，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富進行創(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)，從而促進了新企業(yè)產生率和自我雇傭率的提高，進而創(chuàng)造出大量就業(yè)機會，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)調查數據進行實證分析發(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）也相應越高。Bianchi（2010）通過構建理論模型證明，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)家的數量，而企業(yè)家數量的增加將創(chuàng)造出大量新的就業(yè)機會。

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，滿足其潛在投資擴張需求，使得企業(yè)對勞動力的需求增加；二是數量渠道。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，促進新企業(yè)產生率的提高，企業(yè)的數量增加，從而創(chuàng)造出新的就業(yè)機會。

對于農村勞動力來說，實現(xiàn)非農就業(yè)無非通過兩種途徑：一種是在本地企業(yè)實現(xiàn)非農就業(yè)，另一種是到外地企業(yè)實現(xiàn)非農就業(yè)，其非農就業(yè)地域選擇決策的目標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，中國的農村家庭難以整體搬遷，勞動力外出務工以個人為主，外出務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，因農村勞動力外出而產生的“留守兒童”、“留守老人”等現(xiàn)象，已經成為社會問題，引起廣泛關注。其心理評價也會隨著家庭收入的增加而不斷提高（紀月清等，2010）。同時，隨著農村養(yǎng)老、教育、醫(yī)療等政策的逐漸完善，農村勞動力外出務工的機會成本也不斷增加，因此，只有當本地與外地工資水平差距很大時，農村勞動力才愿意選擇外出務工。另外，由于家庭難以整體搬遷，農村家庭還需要留下一定數量的勞動力照顧家務以及從事農業(yè)生產，因此，對于大多數中國農村家庭來說，在本地實現(xiàn)非農就業(yè)可能更有利于其家庭效用最大化目標的實現(xiàn)。②從2004年開始，大量農民工開始返鄉(xiāng)務工，使得沿海經濟發(fā)達地區(qū)的許多企業(yè)遭遇了“民工荒”、“招工難”的困境。另外，統(tǒng)計數據顯示，2010年以來，本地農民工增速明顯快于外出農民工（見國家統(tǒng)計局《全國農民工監(jiān)測調查報告（2011-2015）》）。

農村中小企業(yè)③在20世紀80-90年代，農村企業(yè)基本以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)為主，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在當時農村經濟發(fā)展中發(fā)揮了重要作用，90年代后期，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產權不明晰的弊端逐漸顯露，中國開始對其推行產權改革，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)逐漸轉變成產權明晰的私人企業(yè)?，F(xiàn)在的農村中小企業(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行的。是為農村勞動力提供本地非農就業(yè)機會的主要陣地（張車偉、王德文，2004；肖蘭華、金雪軍，2010），但由于農村金融市場存在嚴重的信息不對稱，農村金融機構在與當地企業(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、難以滿足金融機構風險規(guī)避要求的農村中小企業(yè)被拒在正規(guī)金融市場門外，面臨著更為嚴重的融資約束（肖蘭華、金雪軍，2010）。資金成為制約農村中小企業(yè)發(fā)展的重要條件，也是影響其創(chuàng)造非農就業(yè)機會的重要因素。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富積累較少的農民可以獲得資金實現(xiàn)自我雇傭或成為企業(yè)家，從而創(chuàng)造出大量非農就業(yè)機會。此外，已有研究表明，金融可以促進人力資本投資，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村勞動力的人力資本水平，從而提高其成功實現(xiàn)非農就業(yè)的概率。

基于以上分析，本文認為，金融可得性可通過影響農村家庭的非農就業(yè)來影響其收入，即存在“金融可得性→非農就業(yè)→農民收入”的作用機制。一個地區(qū)金融可得性的提高可從規(guī)模和數量兩個渠道促進當地農村中小企業(yè)創(chuàng)造更多的非農就業(yè)機會，并在一定程度上提高農民的人力資本水平，從而提高非農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村潛在創(chuàng)業(yè)家庭的融資約束，提升了其開展非農經營等創(chuàng)業(yè)活動的概率（張龍耀等，2013）。另外，本地非農就業(yè)機會的增加也為那些因為照顧家務而選擇留下的勞動力提供了非農就業(yè)與照顧家庭兩者兼顧的機會。基于此，本文認為一個地區(qū)的金融可得性可以改變當地農村家庭的就業(yè)結構，提高非農就業(yè)水平，而中國的二元經濟結構使得農業(yè)部門的勞動邊際生產力長期低于非農部門（蔡昉、都陽，2011），因此，這種就業(yè)結構的變化（非農就業(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地農村家庭的非農就業(yè)水平；

假說2：金融可得性可通過影響農村家庭的非農就業(yè)，進而影響農民收入。

三、模型與數據

（一）模型設定

為了檢驗金融可得性對農村家庭非農就業(yè)水平的影響，本文設定如下計量模型：

其中，NFEi表示家庭i的非農就業(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，εi為隨機擾動項，衡量影響家庭非農就業(yè)水平的不可觀測因素。

為了檢驗金融可得性對農民收入的影響，本文設定以下計量模型：

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，μi為隨機擾動項，衡量影響家庭收入水平不可觀測的因素。

進一步，為了考察金融可得性影響農民收入的非農就業(yè)機制，在模型（2）的基礎上引入金融可得性與非農就業(yè)水平的交互項，得到如下模型（3）：

如果“金融可得性→非農就業(yè)→農民收入”的作用機制成立，即金融可得性可通過影響農村家庭非農就業(yè)水平來影響農民收入，那么模型（3）中金融可得性與非農就業(yè)水平交互項AFi*NFEi的系數β2應在較高的顯著水平下大于零，否則，β2的估計結果不顯著。

（二）數據來源

本文所用數據來源于西南財經大學2011年開展的中國家庭金融調查項目，該調查涵蓋了全國除西藏、新疆、內蒙古和港澳臺地區(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、負債、收入、消費等方面的信息，而本文所用數據為其中的4405個農業(yè)戶籍家庭樣本。中國家庭金融調查拒訪率較低，與2010年全國人口普查數據的人口統(tǒng)計學特征非常接近，具有較好的代表性（甘犁等，2012）。

（三）變量選擇

1、非農就業(yè)水平

非農就業(yè)一般指農村勞動力在除農業(yè)以外的其他行業(yè)實現(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，本文將樣本農村家庭成員中在除農業(yè)以外的其他行業(yè)實現(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就業(yè)勞動力。本文中非農就業(yè)水平則用家庭非農就業(yè)人數與勞動力總人數的比值表示，若家庭勞動力全部為農業(yè)勞動力，則非農就業(yè)水平為0，若家庭勞動力全部為非農勞動力，則非農就業(yè)水平為1，若家庭勞動力既有農業(yè)又有非農勞動力，則非農就業(yè)水平介于0到1之間。

2、家庭人均純收入

本文將受訪家庭當年從各個渠道獲得的總收入扣除獲得相應收入的費用支出后得到家庭純收入總和，再除以家庭總人數，計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)的微觀經濟主體（包括企業(yè)和家庭）以一定成本獲取正規(guī)金融服務的難易程度。已有文獻在衡量單一經濟主體金融可得性時多使用該主體實際獲得的資金情況作為指標（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）采用農戶獲得的正規(guī)與非正規(guī)貸款總額來衡量農戶的金融可得性），而本文的金融可得性并不針對某一具體的經濟主體，而更偏向于地域層面的衡量，因此，這些衡量方法在本文并不適用?？紤]到數據的限制，并結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)）所有農村家庭存款開戶銀行的家數作為金融可得性的衡量指標。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)）中所有農村家庭存款開戶銀行的家數進行歸納統(tǒng)計，大致得到為該樣本村（或社區(qū)）農村家庭服務的銀行機構數量，用以衡量當地的金融可得性。通常一個地區(qū)為當地微觀經濟主體服務的銀行機構數量越多，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)）所有農村家庭存款開戶銀行家數”并不是嚴格意義上的村（或社區(qū)）內部或周圍有多少家銀行機構，也不是指僅為農村家庭提供服務的銀行家數，而是用以指代當地所有微觀經濟主體（包括企業(yè)和家庭）②結合理論部分的分析，本文的金融可得性是指一個地區(qū)所有微觀經濟主體（包括企業(yè)和家庭）的金融可得性，強調地域層面的衡量，因此，這里選擇能夠衡量一個地區(qū)所有微觀經濟主體（包括企業(yè)和家庭）金融可得性的指標才比較合理，而受數據限制，我們無法直接衡量企業(yè)層面的金融可得性。但鑒于在農村地區(qū)，企業(yè)和家庭的區(qū)分并不那么明顯，許多農村中小企業(yè)就是以家庭為單位，一個地區(qū)金融可得性高，通常當地的所有微觀經濟主體（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)）所有農村家庭存款開戶銀行家數”來間接衡量當地的金融可得性。能夠真實獲得信貸等金融服務的銀行機構數量，用這一指標衡量金融可得性更加微觀，也更能準確地反映出當地私人部門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（考慮到入戶調查中受訪者往往出于隱私或習俗等原因對家庭資產和負債情況匯報不準確，我們在控制變量中引入“房產”和“汽車”兩個變量，以輔助刻畫樣本家庭的資產情況）、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)的經濟發(fā)展水平和政策環(huán)境均可能對農村家庭非農就業(yè)水平及收入產生影響，因此我們在模型中控制了地區(qū)（省份）虛擬變量。在數據處理中，本文剔除了數據缺失較多、家庭人均純收入小于0以及家庭資產小于0的樣本，共得到有效樣本4106個。具體變量選擇及描述統(tǒng)計見表1。

表1 變量選擇及描述統(tǒng)計

四、實證結果

（一）金融可得性對農村家庭非農就業(yè)水平影響的檢驗

根據前文設定，農村家庭非農就業(yè)水平為介于0-1之間的受限變量，為避免OLS回歸產生的估計偏差，本文采用Tobit模型檢驗金融可得性對農村家庭非農就業(yè)水平的影響。具體估計結果見表2。

表2 農村家庭非農就業(yè)水平的Tobit模型估計結果

表2第（1）列匯報了Tobit模型的實證結果及其邊際效應，可以發(fā)現(xiàn)，金融可得性變量的系數在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)的金融可得性對當地農村家庭的非農就業(yè)水平具有正向促進作用。而從邊際效應來看，金融可得性每提高1%，當地農村家庭的非農就業(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)模和數量兩個層面促進當地企業(yè)創(chuàng)造更多的非農就業(yè)機會，同時，金融可得性的提高也有助于農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，即有助于提高農村勞動力由農業(yè)就業(yè)向非農就業(yè)轉變的能力，因此可以初步得出結論：一個地區(qū)金融可得性的提高有助于提升當地農村家庭的非農就業(yè)水平，從而驗證了假說1。

此外，戶主年齡的估計系數為負，且在1%的水平上顯著，說明戶主年齡越大的家庭非農勞動力占比相對越低。一般來說，年齡越大，勞動力職業(yè)由農業(yè)向非農轉變就越困難，而父母的工作狀態(tài)通常對子女的就業(yè)機會具有重要影響（Becker和Tomes，1986），從而影響了家庭的非農就業(yè)水平。戶主受教育程度與家庭非農就業(yè)水平具有顯著的正相關關系，表明教育在促進農村勞動力實現(xiàn)非農就業(yè)方面具有重要作用。家庭資產以及房產、汽車的系數均為正，且分別在10%、5%、1%的水平上顯著，說明三者均與家庭非農就業(yè)水平具有顯著的正相關關系。家庭資產、房產、汽車通常代表家庭的財富水平，財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就業(yè)水平。家庭人口規(guī)模和勞動力比例均與家庭非農就業(yè)水平具有顯著正相關關系，說明人口越多、勞動力占比越高的家庭非農就業(yè)水平越高?？赡艿脑蚴?，隨著農業(yè)生產機械化、電氣化的普及，農業(yè)勞動強度逐漸降低，農村家庭只需安排較少的勞動力即可完成農業(yè)生產的勞動需要，而剩余勞動力則將更多努力放在尋求非農就業(yè)機會上，因此家庭人口越多、勞動力占比越高，其尋求非農工作的剩余勞動力越多，家庭的非農就業(yè)水平也越高。人均耕地面積的系數為負，且在1%的水平上顯著，說明耕地面積越多的家庭非農就業(yè)水平越低，可能的原因是，耕地面積越多，需要的農業(yè)勞動力越多，因而從事非農就業(yè)的勞動力就越少。所在地區(qū)人均GDP與當地農村家庭非農就業(yè)水平具有顯著正相關關系，說明經濟越發(fā)達的地區(qū)，非農就業(yè)水平越高。

目前，雖然金融機構的設置受到政府監(jiān)管部門的干預，相對外生，但是金融機構的自身利益同樣也是影響其機構設置的重要因素。因此，本文以“樣本村（或社區(qū)）所有農村家庭存款開戶銀行的家數”作為金融可得性的衡量指標可能存在內生性問題。一般來說，非農就業(yè)水平較高的地區(qū)通常經濟也較發(fā)達，銀行更傾向于在該地區(qū)設置更多機構來獲得盈利（尹志超等，2015）。為解決以上內生性問題，經過反復檢驗，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量與全村（或社區(qū)）總人數的比值）作為金融可得性的工具變量。作為一種重要的金融服務，信用卡不僅支持“先消費后付款”這種新型的消費形式，而且還可以為持有者提供短期貸款等信貸服務，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，往往意味著當地的微觀經濟主體（包括企業(yè)和家庭）獲得信貸等金融服務越便利，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村家庭非農就業(yè)水平的影響。表2第（2）列匯報了采用兩步法對Tobit模型進行工具變量估計的結果，其中，Wald檢驗的結果表明可以在5%的顯著水平上拒絕變量外生性假設，即原模型存在內生變量。在一階段估計中，工具變量的t值為2.71，系數在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。結果表明，金融可得性的回歸系數仍然在1%的水平上顯著為正，同時計算得到此時金融可得性的邊際效應為0.0174，①由于兩步法不支持邊際效應計算，這里采用極大似然估計工具變量Tobit（即IV Tobit）得到金融可得性的邊際效應。本文中兩步法與IV Tobit的估計值非常接近，因此利用IV Tobit得到邊際效應是合適的。即一個地區(qū)的金融可得性每提高1%，當地農村家庭的非農就業(yè)水平將提升1.74%，從而進一步驗證了假說1。

（二）金融可得性影響農民收入的非農就業(yè)機制檢驗

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

表3 農民收入模型的估計結果

續(xù)表3

表3第（1）列給出了基礎模型的估計結果，可以看出，金融可得性變量的系數為0.0526，且在1%的水平上顯著，反映出一個地區(qū)的金融可得性與當地農村家庭人均純收入顯著正相關。而從邊際效應來看，銀行機構每增加1家，當地農村家庭人均純收入將增加526元，說明金融具有明顯的農民增收效應。

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關系，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作用，而父母的受教育程度通常對子女的受教育機會具有重要影響（Becker和Tomes，1986），因此戶主受教育程度的提高將促進整個家庭人均純收入的增加。家庭資產以及房產、汽車的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，反映了家庭資產以及房產、汽車與家庭人均純收入的顯著正相關關系。非農就業(yè)水平的回歸系數顯著為正，反映了中國長期二元經濟結構導致的農業(yè)部門和非農部門的收入差距。勞動力比例與家庭人均純收入顯著正相關，可能的原因是勞動力比例同樣反映了家庭負擔程度，家庭勞動力比例越高，負擔程度越輕，相應的人均純收入越高。所在地區(qū)人均GDP與家庭人均純收入顯著正相關，可能是由于經濟發(fā)達的地區(qū)擁有更多的經濟機會，從而對當地家庭人均純收入的增長具有促進作用。

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生性問題。隨著家庭收入水平的提高，家庭對金融服務的需求不斷增加，因此，銀行更可能在家庭收入較高的地區(qū)設置更多機構。為解決這一可能存在的內生性問題，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量與全村（或社區(qū)）總人數的比值）作為金融可得性的工具變量，進行兩階段最小二乘估計（簡稱2SLS），表3第（2）列匯報了估計結果。Durbin-Wu-Hausman檢驗（簡稱DWH檢驗）的P值為0.0095，在1%的顯著水平上拒絕了外生性假設，模型存在內生性問題。一階段估計的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，過度識別檢驗的P值為0.4656，故接受工具變量外生的原假設。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的估計結果顯示，在控制了變量的內生性后，金融可得性的影響系數變?yōu)?.0413，且在1%的水平上顯著，說明一個地區(qū)的金融可得性對當地農村家庭人均純收入具有顯著正向影響，銀行機構每增加1家，農村家庭人均純收入將增加413元，這進一步證實了金融可得性對增加農民收入的顯著促進作用。

那么，金融可得性是否會通過提升農村家庭非農就業(yè)水平來增加農民收入呢？為了檢驗金融可得性影響農民收入的非農就業(yè)機制，我們在模型中引入金融可得性與非農就業(yè)水平的交互項，表3第（3）列匯報了估計結果。可以發(fā)現(xiàn)，金融可得性與非農就業(yè)水平交互項的系數在1%的顯著水平上為正，表明隨著金融可得性的提高，農村家庭的非農就業(yè)水平得以提升，進而帶來家庭人均純收入的增加，假說2得以驗證。具體來看，在引入金融可得性與非農就業(yè)水平的交互項后，金融可得性的系數由0.0413減小為0.0139，這說明金融可得性對農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村家庭非農就業(yè)水平的提升，從而驗證了“金融可得性→非農就業(yè)→農民收入”這一作用機制成立。

（三）異質性考察

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

表4 金融可得性對不同財富水平農村家庭非農就業(yè)水平影響的異質性

表5 金融可得性對不同財富水平農村家庭人均純收入影響的異質性

續(xù)表5

表4中，金融可得性變量的系數均顯著為正，說明金融可得性對不同財富水平農村家庭的非農就業(yè)水平均具有顯著正向影響，而從邊際效應來看，相比于財富較多的家庭（財富分布位于50-75%及75-100%的家庭），金融可得性對財富較少農村家庭（財富分布位于0-25%及25-50%的家庭）非農就業(yè)水平的促進作用更大。在表5的估計結果中，金融可得性與非農就業(yè)水平交互項的系數均在1%的顯著水平上為正，進一步證實了金融可得性影響農民收入的非農就業(yè)機制。而從具體系數來看，金融可得性通過非農就業(yè)渠道的增收效應在財富較少農村家庭（財富分布位于0-25%及25-50%的家庭）更加明顯?？赡艿脑蚴?，財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富較多家庭的成員，這使得其在把握經濟機會的競爭上處于劣勢，當非農就業(yè)機會有限時，財富較多家庭的成員更優(yōu)先獲得，而當金融可得性提高帶來非農就業(yè)機會增加時，財富較少家庭的成員也可以實現(xiàn)非農就業(yè)，進而帶來收入增加。因此，相對于財富較多的家庭，財富較少農村家庭的非農就業(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村低財富家庭的收入、緩解農村貧困問題具有積極作用。

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

除了銀行等金融機構提供金融服務的多寡，金融需求者的自身特質也是影響其金融可得性的重要因素。為檢驗以上實證結果的穩(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（如股票、基金、債券、黃金、理財產品、金融衍生品等）的家庭數占樣本村（或社區(qū)）所有家庭數的比值”②對于大多數農村家庭來說，存款（包括活期存款和定期存款）是其主要的金融資產持有方式，而其他金融資產（如股票、基金、債券、黃金、理財產品、金融衍生品等）則需要相應的金融信息和知識，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（如股票、基金、債券、黃金、理財產品、金融衍生品等）的家庭數占樣本村（或社區(qū)）所有家庭數的比值”可以從金融需求者自身特質的角度大致衡量當地的金融可得性。來代替“樣本村（或社區(qū)）所有農村家庭存款開戶銀行家數”作為金融可得性的補充衡量指標，同時，選擇“家庭人均非農就業(yè)時間”代替非農勞動占比來衡量農村家庭非農就業(yè)水平，重復以上估計，結果仍顯示金融可得性對農村家庭非農就業(yè)水平具有明顯促進作用，金融可得性可通過促進農村家庭非農就業(yè)來增加農民收入，其他控制變量的結果則與前文估計基本一致，這說明前文的實證結果是穩(wěn)健的。

五、研究結論與啟示

本文基于微觀視角研究了金融可得性、非農就業(yè)與農民收入之間的關系，首先理論分析了金融可得性通過影響非農就業(yè)來影響農民收入的作用機制，然后利用CHFS數據進行了實證檢驗。研究結果表明：第一，一個地區(qū)金融可得性的提高有助于提升當地農村家庭的非農就業(yè)水平，在控制了變量的內生性之后，金融可得性每提高1%，當地農村家庭的非農就業(yè)水平將提升1.74%；第二，一個地區(qū)的金融可得性對當地農村家庭人均純收入具有顯著正向影響，在考慮了變量的內生性后，銀行機構每增加1家，當地農村家庭人均純收入將增加413元；第三，金融可得性對農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村家庭非農就業(yè)水平的提升，即金融可得性可通過影響農村家庭非農就業(yè)水平，進而影響農民收入；第四，金融可得性通過非農就業(yè)渠道的增收效應在財富較少農村家庭（財富分布位于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，許多學者從宏觀層面研究認為中國的金融發(fā)展不利于農民收入的增長，而本文基于微觀視角得出的研究結論則肯定了金融在增加農民收入中的促進作用，而這一作用的發(fā)揮更多地得益于金融在擴大農村勞動力非農就業(yè)方面的積極影響。基于以上結論，我們得到以下政策啟示：增加農民收入是一項系統(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濟結構、持續(xù)增加農民收入，關鍵在于擴大非農就業(yè)機會（鐘甫寧、何軍，2007）。當足夠多的農業(yè)勞動力實現(xiàn)非農就業(yè)，使得農業(yè)與非農部門的邊際生產力相等時，才意味著二元經濟結構的終結（蔡昉、都陽，2011），農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當發(fā)揮出重要作用。為此，未來的金融改革應該著眼于構建更加完善的金融市場，減少金融資源配置扭曲，并進一步降低金融準入門檻，提高競爭水平，鼓勵貸款技術和金融產品創(chuàng)新，同時引導正規(guī)金融供給向欠發(fā)達地區(qū)傾斜，提高落后地區(qū)微觀經濟主體的金融可得性，不斷提升農村家庭的非農就業(yè)水平，以此來促進農民收入增長和擺脫貧困，從而推動中國經濟的包容性增長。

另外，需要指出的是，限于數據和研究問題的側重點，本文并未對金融如何促進企業(yè)創(chuàng)造就業(yè)機會進行實證檢驗，而這對于深入認識金融在擴大非農就業(yè)方面的積極作用具有重要意義。因此，利用企業(yè)層面的數據，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性企業(yè)勞動需求影響的差異性將是進一步研究的重點。

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（G）

*本文得到國家自然科學基金青年項目“農村非正規(guī)金融的收入效應及其正規(guī)化研究”（項目編號：71403124）和江蘇高校哲學社會科學研究項目“市場導向下農村金融改革中政府作用研究”（項目編號：2015SJD091）資助。作者感謝匿名審稿專家提出的寶貴修改意見。