正規(guī)信貸約束對農(nóng)戶收入影響的異質(zhì)性研究

張樂柱 許蘭壯 伍茜蓉

(1.華南農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，廣東 廣州 510642；2.南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，江蘇 南京 210095)

一、引言

農(nóng)民增收是解決“三農(nóng)”問題的關(guān)鍵，是實現(xiàn)共同富裕、解決發(fā)展不平衡矛盾的重要前提(姜長云等，2021)[1]。然而，中國農(nóng)村金融普遍存在信貸需求的市場失靈問題(鐘騰等，2020)[2]，農(nóng)戶仍遭受著嚴峻的正規(guī)信貸約束(張樂柱、楊明婉，2020)[3]。自2014年起，“三農(nóng)”領(lǐng)域的貸款投入需求約8.45萬億，減去實際農(nóng)戶貸款余額5.4萬億，至2015年，我國“三農(nóng)”金融的缺口高達3.05萬。至2014年年底，中國農(nóng)村家庭正規(guī)信貸獲批率僅27.6%，遠低于全國平均水平的40.5%，此外，金融機構(gòu)涉農(nóng)信貸服務體量較小，大量有信貸需求的農(nóng)戶未能獲得金融機構(gòu)的信貸服務。據(jù)統(tǒng)計截至2019年，農(nóng)戶貸款占涉農(nóng)貸款余額的29.4%，僅占各項貸款的6.9%。中國農(nóng)村面臨著金融服務需求大、金融機構(gòu)信貸資金獲取難的現(xiàn)實困境，引導金融機構(gòu)信貸資源促進農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營，是促進農(nóng)戶收入持續(xù)增長的重要實踐，也是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要舉措。

在農(nóng)村金融市場的改革實踐中，政府一直致力于在國家干預與農(nóng)村金融自由化的兩極中尋找平衡，因為農(nóng)戶的異質(zhì)性特征，導致金融資源的合理配置面臨困難。市場配置下，資本逐利本性使得低財富家庭金融服務缺失，從而無法實現(xiàn)“向上流動”(周洋，2018)[4]?；诖耍雠_了扶貧小額信貸等普惠政策來緩解農(nóng)戶貸款難題(張少寧、張樂柱，2018)[5]。然而，一方面，扶貧金融所具有的準公共產(chǎn)品屬性(李伶俐等，2018)[6]，使得農(nóng)村金融市場嚴重依賴政策導向，造成金融資源配置效率不高。另一方面，政府干預下農(nóng)村金融資源的擠出效應明顯(王小華、溫濤，2021)[7]，中高收入農(nóng)戶因資金要素缺乏導致產(chǎn)出下降，從而陷入“低生產(chǎn)率-低產(chǎn)出-低收入-低儲蓄-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的經(jīng)驗證據(jù)，并基于此探討如何緩解農(nóng)戶增收桎梏，對促進中國“三農(nóng)”發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義與研究價值。

二、文獻綜述

主流觀點認為正規(guī)信貸約束對農(nóng)戶收入存在顯著的負向影響，信貸約束制約了農(nóng)戶信貸資金獲得，導致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出率下降，影響農(nóng)戶收入與福利水平(Hailu，2018)[8]。但僅考慮整體效應無法支持更深入的制度探討，眾多學者針對不同收入水平農(nóng)戶進行了深入研究，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)信貸資金的獲得對中低收入農(nóng)戶具有顯著促進作用，但對最貧困及最富有農(nóng)戶沒有影響。李長生和張文琪(2015)[10]基于對2013年江西省872份農(nóng)戶數(shù)據(jù)的分析結(jié)果，提出信貸約束對低收入、較低收入與高收入農(nóng)戶存在顯著負向關(guān)系，而對中高收入農(nóng)戶影響不顯著。李慶海等(2016)[11]基于2013年蘇魯兩省1773個農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)信貸約束對不同收入水平農(nóng)戶均存在顯著負向影響，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)研究認為正規(guī)信貸約束僅對低收入農(nóng)戶的生產(chǎn)性收入具有顯著負向影響。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)有文獻為本文提供了充分的借鑒與啟示，但尚未在理論與實證經(jīng)驗上形成完備的共識。鑒于此，本文進一步擴展了穩(wěn)健性檢驗以及內(nèi)生性討論。研究發(fā)現(xiàn)，正規(guī)信貸約束對不同收入水平農(nóng)戶存在顯著的異質(zhì)性及穩(wěn)健性：對于低收入農(nóng)戶(Q(0.10)、Q(0.25))，正規(guī)信貸約束對其收入不顯著，對于中高收入農(nóng)戶(Q(0.50)、Q(0.75)、Q(0.90))，正規(guī)信貸約束對其收入有顯著負向影響且隨著收入水平提升負向影響程度越大。此外，基于2015-2019年三輪 CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)，實證結(jié)果通過了穩(wěn)健性檢驗。對這一現(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)，資金約束對生產(chǎn)限制導致其收入程度的影響更大。同時，進一步研究發(fā)現(xiàn)正規(guī)借貸也有類似的結(jié)論，對低收入Q(0.1)農(nóng)戶的影響不顯著，對中高收入農(nóng)戶有顯著正向影響且收入水平越高正向影響越大。

三、研究設計與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設定與內(nèi)生性討論

借鑒李長生和黃季焜(2020)[13]的模型設計，構(gòu)建正規(guī)信貸約束對農(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)三方面來刻畫；Sociali表示農(nóng)戶i的社會網(wǎng)絡特征，包括是否是黨員、是否參加宗族掃墓；α為估計系數(shù)，其中α1是本文關(guān)注的估計系數(shù)；εi為隨機擾動項。

普通最小二乘回歸只能得到自變量對農(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表示相應的分位點)，能更精準地描述自變量對農(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/城市金融知識水平”作為正規(guī)信貸約束的工具變量。“同一鄉(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”不會對家庭個體收入產(chǎn)生直接影響，因此滿足工具變量假設(“同一鄉(xiāng)村/城市金融知識水平”采用相同的方式處理)。

(二)研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學2015年、2017年及2019年的調(diào)查樣本，因為2017年與2019年沒有農(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29個省，其中農(nóng)戶樣本為11654個(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的樣本個體；(2)受訪者年齡小于18大于80的樣本個體；(3)家庭成員規(guī)模大于10的家庭樣本個體；(4)受訪者不能識別的樣本個體。最終獲得9026個有效農(nóng)戶樣本，三年非平衡面板數(shù)據(jù)共21406個農(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，對被解釋變量在2.5%水平下進行縮尾處理。

(三)變量描述與統(tǒng)計

1.正規(guī)信貸約束。借鑒尹志超和張?zhí)枟?2017)[18]的做法，通過“需要但沒有申請，或者申請被拒絕”原則對正規(guī)信貸約束進行度量。根據(jù)2015年CHFS問卷的設計，若農(nóng)戶家庭在“生產(chǎn)經(jīng)營與信用卡中沒有銀行貸款的原因”問題中選擇了“需要但沒有申請，或者申請被拒絕”選項，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%，這表明金融機構(gòu)存在“嫌貧愛富”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)計分析(按收入五等分)

2.其他變量與描述性統(tǒng)計。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為穩(wěn)健性檢驗中的被解釋變量)。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，第一部分實證分析主要基于2015年CHFS數(shù)據(jù)，第二部分實證分析是基于2015-2019年非平衡面板數(shù)據(jù)處理。根據(jù)楊明婉和張樂柱(2019)[19]，農(nóng)戶收入水平受到農(nóng)戶個體、家庭以及社會網(wǎng)絡特征的共同影響，因而選擇三個維度作為控制變量。其中，個體特征包括戶主、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；社會網(wǎng)絡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，通過均值差異檢驗以比較正規(guī)信貸約束組與無正規(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)與社會網(wǎng)絡特征外，其他變量均通過1%或5%水平的顯著性檢驗。這表明，正規(guī)信貸約束組與無正規(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)計結(jié)果

四、正規(guī)信貸約束影響農(nóng)戶收入的實證分析

(一)初步回歸結(jié)果：農(nóng)戶收入Ⅰ

表3給出了對式(1)和式(2)的初步回歸結(jié)果，使用OLS和分位數(shù)回歸模型檢驗了正規(guī)信貸約束對農(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)信貸約束對農(nóng)戶收入存在顯著負向影響。此外，正規(guī)信貸約束對不同收入水平農(nóng)戶存在較強的異質(zhì)性。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示：(1)對于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)信貸約束對收入的邊際效應分別為-30.8104與-590.097，但并不顯著；(2)對于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)信貸約束對其收入存在顯著負向影響。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，且分別通過了5%、1%與10%水平的顯著性檢驗。正規(guī)信貸約束對農(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，資金約束對其生產(chǎn)限制更為嚴重，進而對收入負面影響更大。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)金融機構(gòu)對其存在一定的“惜貸”行為。當中高收入農(nóng)戶面臨負面沖擊，可能會因為正規(guī)信貸約束進入低收入群體，這不利于下滲經(jīng)濟學理論的實現(xiàn)。

表3 初步回歸：農(nóng)戶收入Ⅰ分位數(shù)回歸結(jié)果

在個人特征中，“戶主”與“性別”對收入幾乎沒有影響；“年齡”對收入存在負向影響，通過了1%水平的顯著性檢驗；年輕人更有可能通過互聯(lián)網(wǎng)獲取信息，而年長的則傾向于依靠生產(chǎn)經(jīng)驗，易于因錯過新機會和新技術(shù)而導致產(chǎn)量下降?！敖逃笨梢蕴岣呤杖?，通過了1%水平的顯著性檢驗，并且在較富裕農(nóng)戶中更為明顯。“婚姻”對收入存在正向影響，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)戶更重視家庭未來發(fā)展，且婚姻使得家庭有效勞動力數(shù)量增加，生產(chǎn)分工也更為明確，已婚農(nóng)戶投入更多時間且更高效率進行農(nóng)場經(jīng)營。在家庭特征中，較大的“家庭規(guī)?！币馕吨鄤趧油度?，更有可能帶來較高收入；“生產(chǎn)性資產(chǎn)”增加意味著更好的家庭經(jīng)營狀況，收入水平也越高；糟糕的“家庭健康狀況”將會減少收入，特別是較高收入水平農(nóng)戶，擁有更好的生產(chǎn)稟賦，勞動邊際產(chǎn)出也大，而家庭健康狀況差會導致勞動力投入不足，對收入增長產(chǎn)生負面影響。在社會網(wǎng)絡特征方面，“黨員”“宗族掃墓”對農(nóng)戶收入存在正向影響，即農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡越廣泛，其獲得的生產(chǎn)幫助和信息渠道就越多，收入增長越快。

(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/城市金融知識水平”作為正規(guī)信貸約束的工具變量進行回歸分析。根據(jù)表4第一階段估計的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題。Durbin-Wu-Hausman檢驗結(jié)果顯示在1%水平的顯著性檢驗下拒絕“家庭正規(guī)信貸約束不存在內(nèi)生性”的原假設。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結(jié)果顯示，正規(guī)信貸約束對農(nóng)戶收入Ⅰ存在顯著負向影響，并通過了1%水平的顯著性檢驗。工具變量分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，對于IVQ(0.1)與IVQ(0.25)低收入與中低收入水平農(nóng)戶，正規(guī)信貸約束對農(nóng)戶收入不顯著；對于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)信貸約束對其收入存在顯著負向影響，邊際效應分別為-3078.915、-6518.292與-7507.335，并分別通過了5%、1%與1%水平的顯著性檢驗。

表4 兩階段工具變量回歸估計結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗：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行穩(wěn)健性檢驗。表5中XTOLS回歸結(jié)果顯示，正規(guī)信貸約束對農(nóng)戶收入Ⅱ存在顯著負向影響，通過了1%水平的顯著性檢驗。由于所使用的是短面板數(shù)據(jù)，采用三期混合數(shù)據(jù)進行分位數(shù)回歸，結(jié)果顯示正規(guī)信貸約束對Q(0.10)低收入農(nóng)戶的影響不顯著，而對于收入水平處于Q(0.25)、Q(0.50)、Q(0.75)與Q(0.90)的農(nóng)戶存在顯著負向影響，且分別通過了5%、1%、1%與1%水平的顯著性檢驗。除了對于中低收入農(nóng)戶，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與本文研究結(jié)論一致。對于中低收入農(nóng)戶呈顯著負相關(guān)，主要是因為考慮了時間維度，資金要素作用于收入需要借貸過程與生產(chǎn)周期，尤其是生產(chǎn)要素稟賦不充分需要更長生產(chǎn)周期的中低收入農(nóng)戶。

表5 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

五、進一步分析：正規(guī)借貸對農(nóng)戶收入的影響

無論解決貧困問題，還是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興與共同富裕，既需要社會底層的農(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)戶面臨信貸市場非平衡的發(fā)展情形。由此提出了正規(guī)借貸是否會對農(nóng)戶產(chǎn)生異質(zhì)性影響的問題，對該問題的分析，有助于進一步探討農(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)借貸對農(nóng)戶收入Ⅱ的影響。參考現(xiàn)有文獻做法，依據(jù)農(nóng)戶是否從正規(guī)金融機構(gòu)申請并獲得資金來定義正規(guī)借貸。對應CHFS問卷中“目前，您家是否因生產(chǎn)經(jīng)營活動有尚未還清的銀行/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)借貸對其他收入水平農(nóng)戶均存在顯著促進作用，且隨農(nóng)戶收入水平提高，正規(guī)借貸對其收入的促進作用也越大。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；對于Q(0.10)的低收入農(nóng)戶，正規(guī)借貸對其收入不顯著。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，但結(jié)果表明在金融扶持政策下，相對貧困農(nóng)戶的金融配置效率并不高。由此可見，對相對貧困農(nóng)戶的扶持不可單純從資金補貼出發(fā)，更應結(jié)合人力資本扶持等配套性服務來設計相關(guān)政策[5]，同時發(fā)揮金融市場機制作用，將信貸資金匹配至效率更高的農(nóng)戶群體，以促進下滲經(jīng)濟理論的實現(xiàn)，促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。

表6 進一步探討：正規(guī)借貸對農(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)對正規(guī)信貸約束與農(nóng)戶收入的影響關(guān)系進行實證分析，得出如下結(jié)論：(1)正規(guī)信貸約束對農(nóng)戶收入存在顯著負相關(guān)性。(2)正規(guī)信貸約束對不同收入水平農(nóng)戶具有明顯的異質(zhì)性：對于Q(0.10)低收入農(nóng)戶，正規(guī)信貸約束對其收入不顯著；對于(Q(0.50)、Q(0.75)、Q(0.90))中高收入農(nóng)戶，正規(guī)信貸約束對其收入有顯著負向影響且收入水平越高負向影響越大。(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，表明在市場調(diào)節(jié)機制下，金融資源將配置給更高收入農(nóng)戶并帶來金融效率提升。對于Q(0.10)低收入農(nóng)戶來說，正規(guī)借貸與正規(guī)信貸約束均對其無顯著影響，單純的金融扶持政策不能有效促進低收入農(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，從供給方來說，應利用現(xiàn)代金融科技手段，降低單位成本，擴展行為邊界，并開發(fā)適宜的金融產(chǎn)品；從需求方來說，金融素養(yǎng)的提升、信用環(huán)境的優(yōu)化以及社會資本的運用等都會降低信息不對稱程度，提升金融交易能力與均衡水平，進而滿足農(nóng)戶的生產(chǎn)需求。

第二，營造市場機制的實施條件進而提高金融配置效率。在農(nóng)村金融市場機制下，金融要素將自由配置給生產(chǎn)經(jīng)營回報更高的中高收入農(nóng)戶，從而實現(xiàn)金融效率與農(nóng)戶增收的雙贏目標。一方面，中高收入農(nóng)戶擁有較好的經(jīng)營結(jié)構(gòu)，要素回報率更高，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)營格局。此外，中高收入農(nóng)戶實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營后可以通過雇傭低收入農(nóng)戶進行生產(chǎn)管理，低收入農(nóng)戶將同時獲得土地租金與勞動收入；另一方面，金融機構(gòu)將獲得更穩(wěn)定的貸款利息收益，激發(fā)金融機構(gòu)對農(nóng)村金融市場的重視與完善。與此同時，在農(nóng)戶收入增長與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的目標實現(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)戶幫扶機制。對低收入農(nóng)戶來說，單純的金融扶持對其收入效應并不顯著，應建立人力資本、醫(yī)療保障、金融扶持等綜合性政策設計幫扶機制。一方面，教育、醫(yī)療等公共服務帶來的正向外部性能顯著促進所有農(nóng)戶收入的增加，當?shù)褪杖朕r(nóng)戶增收并具備一定生產(chǎn)基礎時，金融配置才能實現(xiàn)對其的增收作用；另一方面，完善農(nóng)村勞動力跨部門流轉(zhuǎn)的就業(yè)渠道，提供就業(yè)支持與技能培訓，促進低收入農(nóng)戶增加非農(nóng)收入。