信貸配給與貧困代際傳遞
——以CHFS安徽省樣本為例

劉艷華，程 琦，輝敏敏

(1.安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院，安徽馬鞍山243032；2.中國(guó)人民銀行南京分行，江蘇南京210004；3.國(guó)家稅務(wù)局當(dāng)涂縣稅務(wù)局，安徽馬鞍山243000)

切斷農(nóng)村貧困代際傳遞的渠道是鞏固脫貧攻堅(jiān)成果的關(guān)鍵舉措。十九屆四中全會(huì)明確提出，要“鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，建立解決相對(duì)貧困的長(zhǎng)效機(jī)制”。據(jù)安徽省扶貧開發(fā)工作辦公室的相關(guān)資料顯示，自2014 以來，安徽省脫貧攻堅(jiān)取得顯著成效，貧困人口從484萬(wàn)人下降到2019年底的10萬(wàn)人左右，貧困發(fā)生率從9.1%降至0.2%以下。安徽省脫貧戶整體達(dá)到“一條線、兩不愁、三保障”的脫貧標(biāo)準(zhǔn)，但其致貧因素可能未被根除。致貧因素經(jīng)過一定的潛伏期后，在一定條件下可能會(huì)死灰復(fù)燃，誘發(fā)脫貧戶子代貧困，即產(chǎn)生貧困代際傳遞現(xiàn)象。因此，立足于貧困代際傳遞的形成機(jī)制，分析安徽省農(nóng)村貧困代際傳遞現(xiàn)象對(duì)制定和實(shí)施扶貧措施具有重要的現(xiàn)實(shí)價(jià)值和理論意義。

貧困代際傳遞是貧困狀態(tài)在家庭代際間的一種延續(xù)機(jī)制，從問題的本質(zhì)屬性看，貧困代際傳遞問題屬于俠義的代際收入流動(dòng)范疇。代際收入流動(dòng)主要由以下機(jī)制導(dǎo)致:

1)人力資本的收入代際傳遞機(jī)制。一方面，父母通過對(duì)子女的人力資本投資和稟賦遺傳影響子女收入[1-3]，但取決于資本市場(chǎng)完善與否[4]和子女的學(xué)習(xí)能力。另一方面，父母自身的人力資本積累可通過其收入效應(yīng)、示范效應(yīng)和傳播效應(yīng)影響子女收入水平[5]。但Zhong[6]指出，社會(huì)整體的過度教育由于會(huì)降低教育的市場(chǎng)價(jià)值而阻斷這一機(jī)制的發(fā)揮。

2)社會(huì)資本的收入代際傳遞機(jī)制。社會(huì)資本是嵌套在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的非正式資源，作為非正式制度[7]，父母的社會(huì)資本稟賦可通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)[3，8]、政治資本[9-12]和職業(yè)繼任[13-15]等方面影響子女在勞動(dòng)市場(chǎng)上的職業(yè)選擇和工資談判，進(jìn)而作用于子女的收入水平。

3)財(cái)富資本的收入代際傳遞機(jī)制。財(cái)富資本主要通過財(cái)富繼承對(duì)子女收入產(chǎn)生影響，因?yàn)樨?cái)富集聚可通過財(cái)富繼承而使子女輕易致富。其中，金融資產(chǎn)與房產(chǎn)價(jià)值對(duì)收入代際彈性具有較強(qiáng)的解釋力[16]，遠(yuǎn)超過人力資本和社會(huì)資本，而土地資產(chǎn)的解釋力相對(duì)較弱[3]。

4)個(gè)體素質(zhì)的收入代際傳遞機(jī)制。這一機(jī)制的實(shí)施框架是，父母通過基因遺傳[17-18]、性格塑造[19]和價(jià)值觀熏陶等影響子女先天和后天的個(gè)體素質(zhì)，從而影響其獲取收入的能力。

5)資本市場(chǎng)的收入代際傳遞機(jī)制。這一機(jī)制主要分為兩種情況:在“完善的資本市場(chǎng)”條件下，家庭可在既定的利率水平上獲得足夠的融資支持[1]，因此，決定收入代際傳遞的關(guān)鍵因素是子女的能力；資本市場(chǎng)不完全情況下，信貸約束是影響后代收入水平的主要因素之一[20-23]。

文化貧困論、要素短缺論、代際遺傳論、教育貧困論、能力貧困論、素質(zhì)貧困論等[24]傳統(tǒng)的貧困代際傳遞理論，也是從人力資本、財(cái)富稟賦、個(gè)體素質(zhì)等層面進(jìn)行理論闡釋的。

與一般的收入代際流動(dòng)機(jī)制不同的是，一方面，貧困代際傳遞機(jī)制是貧困者收入在子女中的固化甚至惡化過程。另一方面，由于特有的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)屬性，貧困者收入的代際傳遞也有不同渠道。一是社會(huì)排斥，即貧困家庭子女經(jīng)常被排除在正常社會(huì)活動(dòng)之外，喪失了改變命運(yùn)的機(jī)會(huì)，導(dǎo)致貧困在代際間復(fù)制[25]。二為非健康傳播[26]，即醫(yī)療資源的不可獲得、不合理的生活方式等因素會(huì)導(dǎo)致貧困者子女身體更加脆弱，使其陷入“貧困陷阱”。三為政策與環(huán)境傳遞，其一，長(zhǎng)期接受福利救濟(jì)的貧困者會(huì)形成政策依賴心理，從而失去創(chuàng)新精神和努力工作的熱情，陷入政策福利救濟(jì)的貧困陷阱；其二，惡劣的自然環(huán)境、公共物品的匱乏、低質(zhì)量的自然資源等公共環(huán)境會(huì)增加貧困者的生產(chǎn)生活成本和風(fēng)險(xiǎn)，從而加劇其貧困。

上述研究成果較好地闡釋了長(zhǎng)期貧困的形成，對(duì)人類消除貧困具有積極的理論貢獻(xiàn)。盡管如此，這些研究仍存在一定的拓展空間:對(duì)貧困代際傳遞形成機(jī)制的闡釋，鮮有涉及到信貸配給對(duì)貧困代際傳遞的影響。實(shí)際上，窮人因信用資質(zhì)不足而成為信貸配給的主要對(duì)象，在資金受到嚴(yán)重約束的情況下，人力資本、財(cái)富資本等對(duì)貧困家庭子女收入的代際傳遞機(jī)制及代際傳遞彈性可能發(fā)生變化；另一方面，對(duì)于低收入群體收入代際傳遞，缺乏省際層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，尤其是安徽省地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)分析。鑒于此，筆者探究安徽省貧困代際傳遞的規(guī)律，其結(jié)論的政策啟示具地區(qū)針對(duì)性。

1 信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困代際傳遞的影響機(jī)理

信貸配給是銀行等金融機(jī)構(gòu)按照授信標(biāo)準(zhǔn)將信貸資金進(jìn)行配給的過程。由于農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性和擔(dān)保機(jī)制不健全，農(nóng)民和深度貧困者通常為信貸配給的主要對(duì)象。信貸配給現(xiàn)象的存在，致使貧困者的信貸需求不能得到完全滿足，惡化了其生產(chǎn)和生活環(huán)境，在強(qiáng)化家庭貧困程度的同時(shí)，誘發(fā)貧困代際傳遞。

1)在微觀層面，當(dāng)存在信貸配給現(xiàn)象時(shí)，貧困者被配給的信貸資金小于其信貸需求，致使貧困家庭的生產(chǎn)性投資的資金約束得不到緩解，降低了家庭的生產(chǎn)性收入，導(dǎo)致貧困家庭的財(cái)富資本積累能力不能提升，同時(shí)，也會(huì)降低父母對(duì)子女的人力資本投資水平。因此，信貸配給通過人力資本投資和財(cái)富資本途徑引發(fā)貧困代際傳遞。

2)在宏觀層面，產(chǎn)業(yè)和地區(qū)信貸配給也會(huì)加劇農(nóng)村貧困代際傳遞現(xiàn)象。由于資金的逐利性特征以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的弱質(zhì)性特點(diǎn)，被配給的資金較多流入城市和非農(nóng)領(lǐng)域，信貸資金的不足導(dǎo)致對(duì)農(nóng)村地區(qū)的投資受到限制，阻礙農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化體系和基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，嚴(yán)重制約農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的步伐，貧困者就業(yè)機(jī)會(huì)減少，進(jìn)而減少了貧困家庭的收入來源。

需要指出的是，信貸配給對(duì)貧困代際傳遞的影響程度主要取決于信貸配給程度。一般而言，農(nóng)村貧困者的貧困狀態(tài)會(huì)隨著信貸配給程度的增加而進(jìn)一步惡化，產(chǎn)生貧困在代際之間傳遞的可能性越大。即信貸配給對(duì)貧困代際傳遞具有正向作用。

2 信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困代際傳遞作用的實(shí)證分析

2.1 安徽省農(nóng)村信貸配給狀況

傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)弱質(zhì)、農(nóng)村信貸市場(chǎng)的信息不對(duì)稱和金融管制等因素致使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者是信貸配給的主要對(duì)象。安徽省是農(nóng)業(yè)大省，據(jù)安徽省統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2018年農(nóng)村居民占全省戶籍人口總數(shù)的67.35%，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占全省總就業(yè)人員數(shù)的30.85%，安徽省第一產(chǎn)業(yè)增加值占全省國(guó)民生產(chǎn)總值的8.79%。從信貸資源的產(chǎn)業(yè)配置和人均分配方面看，2017年安徽省涉農(nóng)貸款總額為11 118.47萬(wàn)元，占全省貸款總額的0.003%，農(nóng)村人均貸款占全省人均貸款的0.011%。可見，不論從人均貸款還是從產(chǎn)業(yè)貸款來看，安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)獲得的信貸資金配置比重均微乎其微。一定程度上表明，安徽省農(nóng)村地區(qū)存在嚴(yán)重的信貸配給現(xiàn)象。文中將測(cè)算安徽省農(nóng)村信貸配給的嚴(yán)重程度。

農(nóng)業(yè)是安徽省農(nóng)村地區(qū)的主體產(chǎn)業(yè)，故選用農(nóng)業(yè)信貸配給程度指標(biāo)反映安徽省農(nóng)村信貸配給現(xiàn)象的嚴(yán)重性。該指標(biāo)是表明農(nóng)業(yè)信貸需求被滿足程度的逆向指標(biāo)，農(nóng)業(yè)信貸配給程度越大，農(nóng)業(yè)的信貸需求被滿足的程度越低，反之，農(nóng)業(yè)信貸需求被滿足的程度越高。目前，由于統(tǒng)計(jì)口徑的局限，無法全面獲得農(nóng)業(yè)信貸有效需求數(shù)據(jù)，直接計(jì)算信貸配給程度面臨數(shù)據(jù)約束。為此，借鑒田俊麗[27]的研究成果，文中構(gòu)造一個(gè)結(jié)構(gòu)性指標(biāo)作為農(nóng)業(yè)信貸配給程度的替代性指標(biāo)，其構(gòu)造思路是:一般而言，銀行等信貸機(jī)構(gòu)為不同產(chǎn)業(yè)提供不同規(guī)模的信貸支持，形成信貸資金在不同產(chǎn)業(yè)的配給結(jié)構(gòu)，而產(chǎn)業(yè)發(fā)展績(jī)效是信貸機(jī)構(gòu)信貸配置的決策依據(jù)。在信息完全、信貸配置有效等理想條件下，信貸結(jié)構(gòu)應(yīng)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相匹配。即農(nóng)業(yè)獲得的信貸比重(Ac)應(yīng)與其在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重(Ag) 相等。當(dāng)Ac＜Ag時(shí)，判定農(nóng)業(yè)受到信貸配給，其信貸配給程度為Ar=[(Ag-Ac)/Ag]×100%。其中，Ac由農(nóng)業(yè)貸款除以貸款總額而得，Ag為全省第一產(chǎn)業(yè)增加值與全省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值。由于統(tǒng)計(jì)口徑的調(diào)整，2011—2015年安徽省農(nóng)業(yè)貸款用涉農(nóng)貸款代替。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》（1979—2018）、《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、安徽省統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)址等。

按照以上思路，計(jì)算自1978年至2017年安徽省農(nóng)村信貸配給程度，其變化態(tài)勢(shì)如圖1。

圖1 安徽省農(nóng)村信貸配給程度的變化態(tài)勢(shì)Fig.1 Changing trend of rural credit rationing in Anhui Province

由圖1可看出:安徽省農(nóng)村信貸配給程度變化歷程近似“M”形，其波動(dòng)區(qū)間為[40%，90%]，大致可以分為4個(gè)階段，即1978—1993年的緩慢上升階段，1994—2007年的逐年下降階段，2007—2015年的快速上升階段及2016上升階段及年的回落階段；自改革開放以來，安徽省農(nóng)村信貸配給程度平均高達(dá)72.5%，尤其是自“十二五”時(shí)期以來，農(nóng)村信貸配給程度更是從2011年的55.92%增加到2017年的72.58%，2015年更是達(dá)到峰值97.01%?？梢?，長(zhǎng)期以來安徽省農(nóng)村地區(qū)遭受嚴(yán)重的信貸配給，信貸需求很大程度上沒有得到滿足。

2.2 實(shí)證分析

2.2.1 模型的構(gòu)建

收入代際傳遞彈性分析也是研究貧困代際傳遞的關(guān)鍵問題之一。收入代際傳遞彈性刻畫了家庭父代收入對(duì)子代收入的影響程度，彈性越大，父代收入對(duì)子代收入的影響程度越大。Becker等[1]最早建立了收入代際傳遞彈性的分析框架，隨后得到了進(jìn)一步修正[28-29]。不同的收入階層，所用的估計(jì)方法可能不同，常用的估計(jì)方法有分位數(shù)回歸、核密度等，典型的應(yīng)用研究如文獻(xiàn)[30]。收入代際傳遞時(shí)空特征表現(xiàn)在:從國(guó)際看，發(fā)展中國(guó)家的收入代際傳遞彈性較大，發(fā)達(dá)國(guó)家居中，而北歐高福利國(guó)家較小，美國(guó)相對(duì)穩(wěn)定，英國(guó)和挪威呈下降趨勢(shì)[31-33]；從國(guó)內(nèi)看，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)和城鎮(zhèn)地區(qū)居民收入代際傳遞彈性孰大孰小存在爭(zhēng)論[34-36]，且由東部農(nóng)村地區(qū)至西部依次遞減[37]。收入代際傳遞分層特征表現(xiàn)在:高收入階層代際收入彈性高于低收入階層[3]；我國(guó)20世紀(jì)60年代出生的人，收入代際傳遞彈性最大，20世紀(jì)90年代出生的人次之，20世紀(jì)80年代出生的人最小[38]。

為估計(jì)安徽省農(nóng)村貧困代際傳遞彈性，基于Becker等[1]對(duì)代際收入彈性的實(shí)證分析框架，建立衡量貧困代際傳遞的理論模型如下

其中:Yc為子輩收入水平；Yp為父輩收入水平；β 為待估參數(shù)，表示收入代際傳遞彈性系數(shù)，衡量父輩收入對(duì)子輩收入影響程度，當(dāng)β 為正值且越大時(shí)，子輩收入對(duì)父輩收入的依賴程度越大，這種情況對(duì)貧困家庭而言，存在貧困代際傳遞；X 為影響貧困代際傳遞的解釋變量，包括教育投資水平、父母受教育年限、是否有親屬為村干部、父輩年齡、子輩年齡等；λ 為變量X 的待估參數(shù)，可衡量變量對(duì)子輩收入的影響；下標(biāo)i 代表第i 戶樣本戶。

為分析信貸配給對(duì)貧困代際傳遞彈性的影響，還需構(gòu)建包含信貸配給變量的收入代際傳遞因素的條件代際收入彈性模型，如

其中:R 為信貸配給變量；δ 為父輩遭受的信貸配給對(duì)子輩收入的影響。

為估計(jì)信貸配給對(duì)貧困代際傳遞的影響，先對(duì)模型(1)進(jìn)行估計(jì)，獲得不包括信貸配給因素的貧困代際傳遞彈性，然后對(duì)模型(2)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，獲得包含信貸配給在內(nèi)的“條件貧困代際傳遞彈性”。進(jìn)而比較納入信貸配給變量后貧困代際傳遞彈性的變化程度，以反映父輩信貸配給對(duì)貧困代際傳遞的影響。

2.2.2 數(shù)據(jù)來源與變量選取

樣本數(shù)據(jù)來源于2015年中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS 2015)。該調(diào)查數(shù)據(jù)是中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心在全國(guó)范圍內(nèi)開展的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，包括住房資產(chǎn)與金融財(cái)富、負(fù)債與信貸約束、收入與消費(fèi)、社會(huì)保障與保險(xiǎn)、代際轉(zhuǎn)移支付、人口特征與就業(yè)以及支付習(xí)慣等。

文中首先根據(jù)樣本的縣域?qū)傩?，選取安徽地區(qū)樣本；然后，按照2015年的國(guó)家貧困線標(biāo)準(zhǔn)（人均年純收入2 300元）選取貧困戶樣本，即樣本戶為絕對(duì)貧困戶；對(duì)戶主和子女進(jìn)行配對(duì)，進(jìn)一步篩選樣本，CHFS是以家庭為單位進(jìn)行編碼，根據(jù)親屬關(guān)系的對(duì)應(yīng)代碼篩選進(jìn)行配對(duì)，當(dāng)同一父輩家有多個(gè)子女時(shí)，父輩樣本重復(fù)計(jì)算，并視為多對(duì)父子樣本。最后，從貧困戶父子配對(duì)樣本中，選擇受到信貸配給的父輩農(nóng)戶作為樣本戶。信貸配給的選擇依據(jù):若信貸需求額度大于其獲得的信貸額度，則認(rèn)為該戶受到了信貸配給。最終得到的有效樣本中，父輩農(nóng)戶107戶，子輩農(nóng)戶246戶。

根據(jù)構(gòu)建的理論模型，選取的模型變量為:收入Y，為模型(1)和(2)的核心變量，樣本選擇為貧困戶父輩和子輩的個(gè)人全年工資性收入；信貸配給程度R，為模型(2)的核心解釋變量，是重點(diǎn)考察的變量，其計(jì)算方法是，父輩的信貸需求減去貸款額的差與其信貸需求的比值，即1減去信貸滿足度；教育投資水平E，是決定貧困代際傳遞的最主要因素，其中最主要的是對(duì)子女的教育投入，文中選取子輩受教育年數(shù)作為衡量貧困戶對(duì)其子女的教育投資水平。為提高模型的解釋力，另選取對(duì)貧困代際具有重要影響的社會(huì)資本變量，如是否有親屬為干部或黨員C；年齡也是影響個(gè)體收入的重要因素，文中選擇年齡父輩年齡Ap和子輩年齡Ac作為模型的解釋變量。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)Tab.1 Descriptive statistics of variables

模型變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1。由表1可看出:樣本貧困戶中，父輩受到的信貸配給程度平均高達(dá)78.60%，高于農(nóng)村的整體平均信貸配給程度，符合信貸配給的一般規(guī)律，即收入越低，受到的信貸配給概率越大，信貸配給程度越嚴(yán)重；貧困戶的子輩受教育年限平均為9.55年，說明貧困戶的教育投資僅能滿足子女的義務(wù)教育需求，子輩學(xué)歷較低；從社會(huì)資本看，貧困戶中有親屬為干部或黨員的比例僅為0.26，說明貧困戶的社會(huì)資本存量較低。從年齡特征看，樣本戶父輩平均年齡為56.10歲，中老年群體較多，獲得收入能力相對(duì)較弱，養(yǎng)老任務(wù)較重；子輩平均年齡為26.74歲，較年輕，多處于事業(yè)的起步階段，工作和收入尚未進(jìn)入穩(wěn)定期。

2.2.3 結(jié)果分析

為降低樣本數(shù)據(jù)的異方差，提高數(shù)據(jù)的平滑性，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。文中采用Stata 12.0對(duì)模型(1)，(2)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到兩個(gè)模型的貧困代際傳遞彈性系數(shù)，結(jié)果如表2。

由表2 可看出，父輩收入水平對(duì)子輩收入具有顯著的正向影響，樣本農(nóng)戶存在顯著的收入代際流動(dòng)現(xiàn)象。具體而言，模型(1)中，父輩收入每增加1%，子輩收入便增加0.603%；而模型(2)中，父輩收入每增加1%，子輩收入便增加0.538%。表明無論是否加入信貸配給變量，安徽省農(nóng)村貧困家庭均存在嚴(yán)重的貧困代際傳遞現(xiàn)象，且貧困代際傳遞彈性在0.5 以上。林閩鋼等[39]使用CHNS 2009 調(diào)查數(shù)據(jù)估得的東部地區(qū)農(nóng)村貧困代際傳遞彈性為0.326。從貧困代際傳遞程度上看，安徽省農(nóng)村貧困代際傳遞彈性高于東部地區(qū)。

表2 參數(shù)估計(jì)結(jié)果Tab.2 Parameter Estimation Results

信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困代際傳遞的影響是重點(diǎn)考察的內(nèi)容。因此，重點(diǎn)關(guān)注模型(2)的估計(jì)結(jié)果。將信貸配給程度變量R納入模型后，R的參數(shù)估計(jì)值為-0.072。這意味著，父輩遭受的信貸配給程度每增加1%，子輩收入會(huì)減少0.072%?？梢姡?dāng)父輩受到信貸配給時(shí)，子輩的收入水平會(huì)趨于減少。對(duì)比模型(1)，(2)的貧困代際傳遞彈性可發(fā)現(xiàn)，在納入信貸配給變量后，父輩收入對(duì)子輩收入的影響從0.603下降到0.538，降低了0.065。說明父輩受到信貸配給影響時(shí)，父輩的收入對(duì)子輩收入的正向影響程度降低。也就是說，在父輩收入水平固化或不變時(shí)，由于受到信貸配給，其子女的收入會(huì)降低。由此判定信貸配給一方面會(huì)惡化子輩的收入，另一方面會(huì)通過收入代際流動(dòng)，阻礙子輩收入的增長(zhǎng)。這一結(jié)論與張若云[40]、黃林峰[41]的研究結(jié)論基本一致。

模型變量參數(shù)顯示:教育投資水平在兩個(gè)模型中均在1%的顯著性水平下與子輩收入正相關(guān)，驗(yàn)證了人力資本投資會(huì)促進(jìn)收入代際傳遞；同樣地，是否有親屬為干部或黨員變量分別在10%和5%的顯著性水平下與子輩收入同向變化，這也印證了社會(huì)資本在一定程度上有助于收入代際流動(dòng)。

模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性與否直接決定研究結(jié)論的可信度。一方面，從模型整體參數(shù)來看，模型(1)，(2)的擬合度均分別為81%和89%，擬合度較高，且在5%和1%的顯著性水平下，模型顯著。另一方面，模型(2)的估計(jì)結(jié)果是在模型(1)解釋變量的基礎(chǔ)上增加信貸配給這一解釋變量后估計(jì)而得，且添加變量后原有解釋變量的估計(jì)參數(shù)符號(hào)和顯著性沒有實(shí)質(zhì)性變化，說明模型的設(shè)計(jì)和參數(shù)估計(jì)結(jié)果總體較為穩(wěn)健。

3 結(jié)論與政策啟示

在已有研究結(jié)論的基礎(chǔ)上，闡釋信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困代際傳遞的作用機(jī)理，分析安徽省農(nóng)村信貸配給程度的現(xiàn)實(shí)狀況和歷史變遷，進(jìn)而利用CHFS2015 樣本數(shù)據(jù)，篩選安徽省農(nóng)村貧困家庭且將其作為研究樣本，構(gòu)建含有信貸配給變量的貧困代際傳遞理論模型，實(shí)證分析信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困代際傳遞的影響，所得主要結(jié)論如下。

1)信貸配給通過人力資本投資和財(cái)富資本途徑引發(fā)貧困代際傳遞，是信貸配給導(dǎo)致農(nóng)村貧困代際傳遞的微觀機(jī)制；通過制約農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化體系和基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，抑制農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和減少就業(yè)機(jī)會(huì)，是信貸配給導(dǎo)致農(nóng)村貧困代際傳遞的宏觀機(jī)制。

2)整體上看，安徽省農(nóng)村信貸配給程度較高，其歷史波動(dòng)近似程“M”形，波動(dòng)區(qū)間為[40%，90%]，尤其是2015年以來，農(nóng)村信貸配給程度高達(dá)70%以上。

3)安徽省農(nóng)村貧困存在著顯著的、嚴(yán)重的代際傳遞現(xiàn)象，信貸配給對(duì)農(nóng)村貧困代際傳遞具有顯著的促進(jìn)作用。

基于以上結(jié)論，認(rèn)為通過加強(qiáng)普惠金融建設(shè)進(jìn)行農(nóng)村金融資源的存量調(diào)整和增量建設(shè)，來增加農(nóng)村信貸資源的有效供給，降低農(nóng)村信貸配給程度；同時(shí)也是有效阻斷農(nóng)村貧困代際傳遞的重要手段，對(duì)有效遏制貧困農(nóng)戶返貧、鞏固我國(guó)脫貧攻堅(jiān)成果具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。