農(nóng)戶(hù)借貸行為及其收入效應(yīng)*
——基于CHFS的實(shí)證分析

金 雅，周佳利，劉際陸

（臺(tái)州學(xué)院 商學(xué)院，浙江 臺(tái)州 318000）

一、引 言

黨的十九大報(bào)告提出，要實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，強(qiáng)調(diào)農(nóng)業(yè)農(nóng)村問(wèn)題即關(guān)乎國(guó)計(jì)民生的根本性問(wèn)題，必須始終堅(jiān)持把解決好“三農(nóng)”問(wèn)題作為全黨工作重中之重。解決“三農(nóng)”問(wèn)題最根本的任務(wù)就是要解決農(nóng)民收入增長(zhǎng)的問(wèn)題，如何增加農(nóng)民收入，是當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定所面臨的重大問(wèn)題。農(nóng)村金融是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的核心，在加快社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)、縮小城鄉(xiāng)差距、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化的過(guò)程中起著舉足輕重的作用。而農(nóng)戶(hù)信貸作為農(nóng)村金融發(fā)展中最重要的資本配置要素，將直接影響農(nóng)民收入水平，也將影響農(nóng)村地區(qū)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化的整體發(fā)展［1］。本文基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，結(jié)合農(nóng)村實(shí)際，對(duì)農(nóng)戶(hù)借貸的收入效應(yīng)進(jìn)行分析研究，以期為優(yōu)化農(nóng)戶(hù)借貸行為，改善農(nóng)戶(hù)融資機(jī)會(huì)，促進(jìn)農(nóng)戶(hù)收入增長(zhǎng)提供理論與經(jīng)驗(yàn)依據(jù)。

關(guān)于借貸收入效應(yīng)的研究有很多，但多數(shù)是基于省際面板數(shù)據(jù)，從宏觀角度來(lái)探討借貸對(duì)農(nóng)民收入的影響［2-4］，微觀視角的研究較少。且相關(guān)文獻(xiàn)對(duì)解釋變量的選取上有較大差異，部分文獻(xiàn)僅探討正規(guī)金融貸款對(duì)收入的影響［5-7］，忽略了非正規(guī)金融的影響，也有部分文獻(xiàn)從家庭整體借貸情況入手［8］，忽略了借貸資金的用途，進(jìn)而導(dǎo)致研究結(jié)果不一致。

本文將在前人研究的基礎(chǔ)上，利用中國(guó)家庭金融調(diào)查2015年發(fā)布的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，研究農(nóng)戶(hù)借貸行為及其收入效應(yīng)，與現(xiàn)有研究相比，本文的調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)主要省份，樣本規(guī)模更大，并且區(qū)分正規(guī)金融和非正規(guī)金融借貸資金的來(lái)源分別探討兩種借貸行為的收入效應(yīng)，最后本文還考慮到東中西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，檢驗(yàn)了借貸收入效應(yīng)的區(qū)域差異。

二、理論分析及研究假設(shè)

麥金農(nóng)（1973）［9］與肖（1973）［10］提出金融深化論和金融壓制論，認(rèn)為金融發(fā)展可以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，國(guó)內(nèi)學(xué)者將這一理論運(yùn)用到我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展問(wèn)題中，姚耀軍（2004），王虎和范從來(lái)（2006）等學(xué)者研究表明農(nóng)村金融的發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，對(duì)農(nóng)民收入具有促進(jìn)作用［11-12］。而后，隨著農(nóng)村金融的發(fā)展，學(xué)者們?cè)絹?lái)越關(guān)注借貸行為對(duì)農(nóng)戶(hù)收入、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響。例如，朱喜和李子奈（2007）基于IVQR模型的研究發(fā)現(xiàn)，借貸從總體上促進(jìn)了農(nóng)戶(hù)收入增長(zhǎng)，但在不同收入層次上借貸的產(chǎn)出效應(yīng)存在差異［13］73。劉輝煌和吳偉（2014）亦發(fā)現(xiàn)貸款對(duì)農(nóng)戶(hù)收入具有顯著促進(jìn)作用，但在低收入水平上貸款的收入效應(yīng)并不明顯，原因在于相當(dāng)多具有借貸需求的農(nóng)戶(hù)沒(méi)有得到貸款支持［14］。韋克游（2014）則表明農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金投入和農(nóng)戶(hù)收入的影響不顯著，提出農(nóng)戶(hù)資金問(wèn)題不在于資金的有效使用環(huán)節(jié)，而在于資金的可得性環(huán)節(jié)［15］67。

目前我國(guó)農(nóng)村借貸市場(chǎng)呈現(xiàn)出正規(guī)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)并存的二元結(jié)構(gòu)狀態(tài)，且非正規(guī)私人借貸占主導(dǎo)地位，形成該局面的主要原因是正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸資金對(duì)農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)的支持力度不足［15］68。這兩種渠道的借貸對(duì)農(nóng)戶(hù)的生活和生產(chǎn)都有十分重要的作用。一般而言，由于金融機(jī)構(gòu)向農(nóng)戶(hù)放貸需要經(jīng)過(guò)嚴(yán)格的資格審核評(píng)估，挑選出還貸能力最強(qiáng)或違約風(fēng)險(xiǎn)最小的農(nóng)戶(hù)來(lái)發(fā)放貸款，而當(dāng)農(nóng)戶(hù)在生活上需要借貸時(shí)，通常只能向親戚朋友或民間放貸機(jī)構(gòu)借款，因此，農(nóng)戶(hù)向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得的貸款主要用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，向非正規(guī)機(jī)構(gòu)獲得的借款除了用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外更傾向于日常生活開(kāi)支［16］。以農(nóng)戶(hù)取得借貸資金后的用途來(lái)分析，當(dāng)農(nóng)戶(hù)獲得生產(chǎn)性借貸之后，將優(yōu)化其原來(lái)的生產(chǎn)要素組合，調(diào)整生產(chǎn)行為，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，從而提高農(nóng)戶(hù)的收入［17］。而對(duì)于農(nóng)戶(hù)取得的生活性借貸，一方面該資金可以保證當(dāng)期家庭的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)投資不受影響，維持農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)、生活的正常進(jìn)行；另一方面，從資金的可替代角度入手，農(nóng)戶(hù)借款進(jìn)行日常生活開(kāi)支，其原來(lái)自有資金即可被省下來(lái)進(jìn)行生產(chǎn)投資，從而影響農(nóng)戶(hù)收入［18］。因此，不論是正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款，還是非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款，都在相當(dāng)程度上緩解了農(nóng)戶(hù)的流動(dòng)性約束，促進(jìn)了農(nóng)戶(hù)在生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)上的投資，對(duì)農(nóng)戶(hù)產(chǎn)出的增長(zhǎng)都具有促進(jìn)作用［13］75。但是正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的貸款在申請(qǐng)和使用過(guò)程中會(huì)受到金融機(jī)構(gòu)的監(jiān)管，將更多地被用于直接生產(chǎn)性投入［19］，從借貸的效益上看，相比非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款對(duì)農(nóng)戶(hù)收入的間接影響，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款對(duì)于農(nóng)戶(hù)收入水平提高的效果應(yīng)更加明顯。

綜上所述，本文提出農(nóng)戶(hù)借貸行為對(duì)收入影響的假設(shè)：

H1：相比沒(méi)有借貸行為的農(nóng)戶(hù)，有借貸行為的農(nóng)戶(hù)具有更高的收入，即借貸行為具有收入效應(yīng)。

H2：正規(guī)金融借貸行為的收入效應(yīng)高于非正規(guī)金融借貸。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源。本文使用的農(nóng)戶(hù)借貸及收入等相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2015年中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心的調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)（China Household Finance Survey，以 下 簡(jiǎn) 稱(chēng)CHFS）。該調(diào)查項(xiàng)目采用三階段分層、與人口規(guī)模成比例（PPS）的抽樣方法，樣本分布在全國(guó)29個(gè)省（自治區(qū)、直轄市），共獲得40000多個(gè)家庭的資產(chǎn)與負(fù)債、收入與支出以及家庭人口特征等各方面的詳細(xì)微觀數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理如下：首先，本文研究農(nóng)戶(hù)問(wèn)題，因此將非農(nóng)業(yè)戶(hù)口樣本以及未從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的樣本剔除；其次，在成人庫(kù)中提取戶(hù)主信息，與其家庭信息配比；最后剔除無(wú)效樣本，例如收入、借貸等關(guān)鍵指標(biāo)未作回答、回答缺失或無(wú)效的樣本，最終得到6752個(gè)有效樣本。

樣本借貸資金來(lái)源及區(qū)域差異情況如表1所示，農(nóng)戶(hù)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中有正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款的樣本363個(gè)，僅占總樣本量的5.4%，有非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款的樣本782個(gè)，占11.6%，由此可見(jiàn)，農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)投入的資金主要來(lái)源于自有資金。而分析樣本借貸行為的區(qū)域差異，可以發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)的農(nóng)戶(hù)樣本存在借貸行為的比例最高，為18.3%，依次為中部地區(qū)、東部地區(qū)。值得注意的是，東部地區(qū)2331個(gè)樣本中僅227個(gè)樣本存在借貸行為，不論是正規(guī)貸款還是非正規(guī)借款的樣本比例都遠(yuǎn)低于中西部地區(qū)。

表1 農(nóng)戶(hù)借貸資金來(lái)源及區(qū)域差異

（二）研究變量和計(jì)量模型。本文被解釋變量為農(nóng)戶(hù)收入（lnincome）,農(nóng)戶(hù)家庭除了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收入外，還可能有其他來(lái)源的收入，例如工資、政府補(bǔ)貼等等，基于本文研究目的，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收入作為農(nóng)戶(hù)收入，并在處理數(shù)據(jù)時(shí)，對(duì)收入數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，①為了減少數(shù)據(jù)的偏度，先對(duì)農(nóng)業(yè)收入數(shù)據(jù)加1后再取對(duì)數(shù)。使其更接近正態(tài)分布，以縮小收入分布不均所帶來(lái)的誤差。

為驗(yàn)證本文的假設(shè)，設(shè)置是否借貸（ifdebt）作為解釋變量。農(nóng)戶(hù)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中是否存在銀行貸款或其他渠道借款，有，則ifdebt=1，反之，則為0。同時(shí)，為了對(duì)比正規(guī)金融貸款和非正規(guī)金融借款收入效應(yīng)的差異，分別設(shè)置正規(guī)金融貸款（ifdebt1）和非正規(guī)金融借款（ifdebt2）?？紤]能夠獲得借貸資金的農(nóng)戶(hù)，可能具有較強(qiáng)的個(gè)人能力，更易獲得較高的收入，而擁有較高收入、較強(qiáng)能力的農(nóng)戶(hù)更容易獲得借貸支持。因此借貸行為和收入之間可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，考慮到調(diào)查數(shù)據(jù)的限制，本文以農(nóng)戶(hù)的受教育程度（edu）作為其能力特征的替代變量，以降低內(nèi)生性對(duì)模型估計(jì)結(jié)果的影響。

控制變量參考以往文獻(xiàn)［5-6］，設(shè)置了個(gè)體、家庭、區(qū)域差異三個(gè)層面。其中個(gè)體層面包括戶(hù)主性別、年齡、受教育程度、政治面貌；家庭層面為家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)；區(qū)域差異為地區(qū)虛擬變量，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的劃分標(biāo)準(zhǔn)，北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南為東部地區(qū)，山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南為中部地區(qū)，內(nèi)蒙、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏為西部地區(qū)。各變量定義如表2所示。

為驗(yàn)證假設(shè)，本文采用普通最小二乘法作線(xiàn)性回歸，建立模型如下：

表2 變量定義表

四、實(shí)證分析

（一）描述性分析。表3統(tǒng)計(jì)分析表明，樣本中家庭平均農(nóng)業(yè)收入的自然對(duì)數(shù)為6.864，對(duì)應(yīng)的平均收入為957.19元，比較有無(wú)借貸行為樣本的平均收入，發(fā)現(xiàn)有借貸行為的為1968.45元，無(wú)借貸行為的為843.8元，初步驗(yàn)證了農(nóng)戶(hù)的借貸行為會(huì)影響收入，這種影響是否具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，還需進(jìn)一步檢驗(yàn)。在有借貸行為的樣本中，存在正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款的樣本占36.1%，而非正規(guī)機(jī)構(gòu)借款的比例為77.7%，可見(jiàn)除了自有資金外，非正規(guī)金融借款是農(nóng)戶(hù)的主要融資渠道。農(nóng)戶(hù)平均受教育程度為2.605，介于小學(xué)和初中之間，最高學(xué)歷為大學(xué)本科，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)的受教育程度普遍較低，學(xué)歷水平在一定程度上能夠反映其個(gè)人綜合能力。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）農(nóng)戶(hù)借貸行為的收入效應(yīng)。農(nóng)戶(hù)借貸行為的收入效應(yīng)模型回歸結(jié)果列于表4。結(jié)果表明，借貸行為（ifdebt）與農(nóng)戶(hù)收入（lnincome）之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，發(fā)生借貸行為的農(nóng)戶(hù)具有更高的收入，即借貸行為具有收入效應(yīng)，假設(shè)1得證。區(qū)分正規(guī)金融貸款和非正規(guī)金融借款分別回歸，結(jié)果顯示這種正相關(guān)關(guān)系依然顯著，而正規(guī)金融貸款系數(shù)為2.038，非正規(guī)金融借款系數(shù)為0.343，表明正規(guī)金融貸款行為的收入效應(yīng)強(qiáng)于非正規(guī)金融借款，假設(shè)2得證。反映能力特征的受教育程度（edu）系數(shù)均顯著為正，戶(hù)主接受教育水平越高，個(gè)人綜合能力越強(qiáng)，收入越高。另外，年齡平方（age2）系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明戶(hù)主年齡與收入存在“倒U形”關(guān)系，性別（gender）系數(shù)顯著為正，男性戶(hù)主比女性收入高，均與實(shí)際情況相符。

本文進(jìn)一步在模型中引入借貸行為（ifdebt）與能力特征（edu）交互項(xiàng)（ifdebt_edu），若交互項(xiàng)的系數(shù)大于零，則說(shuō)明農(nóng)戶(hù)的個(gè)人能力特征會(huì)增強(qiáng)借貸行為的收入效應(yīng)，回歸結(jié)果列于表5。結(jié)果顯示，在全樣本和非正規(guī)金融借款的樣本中，交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，表明農(nóng)戶(hù)受教育程度越高，個(gè)人能力越強(qiáng)，對(duì)借貸資金的利用效率越高，借貸行為對(duì)收入的影響越強(qiáng)。

表4 農(nóng)戶(hù)借貸行為的收入效應(yīng)

表5 農(nóng)戶(hù)能力特征對(duì)借貸收入效應(yīng)的影響分析

（三）區(qū)域差異回歸分析。前述分析是基于全國(guó)范圍樣本的實(shí)證結(jié)果，本文亦進(jìn)行了東中西部的區(qū)域差異研究，結(jié)果列示于表6。研究發(fā)現(xiàn)：借貸行為的收入效應(yīng)存在區(qū)域差異，西部借貸行為的收入效應(yīng)最為強(qiáng)烈，依次為中部地區(qū)、東部地區(qū)。同樣的結(jié)果也出現(xiàn)在正規(guī)金融貸款行為的收入效應(yīng)區(qū)域差異的檢驗(yàn)結(jié)果中，西部地區(qū)正規(guī)金融貸

表6 農(nóng)戶(hù)借貸收入效應(yīng)的區(qū)域差異

款收入效應(yīng)更為強(qiáng)烈。而在非正規(guī)金融借款的樣本中，僅中部地區(qū)的借款收入效應(yīng)通過(guò)檢驗(yàn)，而東部地區(qū)與西部地區(qū)不顯著，表明相較于正規(guī)金融貸款，非正規(guī)金融借款的收入效應(yīng)較弱，并且存在明顯的區(qū)域差異。

五、結(jié)論與政策建議

本文運(yùn)用2015年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了農(nóng)戶(hù)借貸的收入效應(yīng)。結(jié)果表明，農(nóng)戶(hù)借貸行為能顯著提高農(nóng)戶(hù)收入水平，且相較于非正規(guī)金融借款，正規(guī)金融貸款的收入效應(yīng)更高，農(nóng)戶(hù)受教育程度能在一定程度上提高借貸行為的收入效應(yīng)。另外，本文還發(fā)現(xiàn)中西部地區(qū)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款行為的收入效應(yīng)顯著高于東部地區(qū)，這與東部地區(qū)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，經(jīng)濟(jì)水平普遍較高，農(nóng)戶(hù)可通過(guò)自有資金或民間借貸等途徑滿(mǎn)足資金需求，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)對(duì)正規(guī)金融貸款依賴(lài)程度較低有一定關(guān)聯(lián)。

基于上述結(jié)論，為提高農(nóng)戶(hù)收入，縮小東中西部收入差距，本文提出以下政策建議。首先，政府應(yīng)更加重視農(nóng)村金融改革，加大對(duì)農(nóng)戶(hù)信貸的支持力度，從源頭上改善農(nóng)村金融資源配置不合理問(wèn)題。其次，規(guī)范民間借貸行為，充分發(fā)揮民間金融的補(bǔ)充作用，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融市場(chǎng)主體的多元化、多樣化。同時(shí)，針對(duì)東中西部的區(qū)域差異，政府部門(mén)應(yīng)制定差別化的金融政策，引導(dǎo)信貸資金向經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)流動(dòng)，充分發(fā)揮信貸資金的收入效應(yīng)，最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民整體收入水平的提高。最后，需要指出的是，本文關(guān)于農(nóng)戶(hù)借貸收入效應(yīng)的檢驗(yàn)主要針對(duì)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的家庭，借貸用途也以生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)為主，因此相關(guān)研究結(jié)論可能存在一定的局限性。