信貸資本對(duì)農(nóng)戶(hù)收入增長(zhǎng)效應(yīng)的異質(zhì)性影響

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(hù)為研究對(duì)象，探討信貸資本對(duì)不同收入水平脫貧戶(hù)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(hù)的收入增長(zhǎng)具有顯著正向影響，但對(duì)穩(wěn)定脫貧戶(hù)的增收效應(yīng)大于脫貧邊緣戶(hù)的增收效應(yīng)。(2)信貸資本對(duì)不同收入水平脫貧戶(hù)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(hù)的影響顯著高于0.5分位和0.25分位的脫貧戶(hù)，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(hù)的增收效應(yīng)高于非貧困村脫貧戶(hù)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(guò)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(hù)的信貸支持，提高信貸資本的有效性。

黨的十八大以來(lái)，中國(guó)的脫貧攻堅(jiān)取得舉世矚目的成績(jī)。截至2020年末，9899萬(wàn)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(guó)2030年可持續(xù)發(fā)展議程減貧目標(biāo)。中國(guó)脫貧攻堅(jiān)成果的取得，離不開(kāi)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(guó)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(guó)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(wàn)人次。然而，全國(guó)約有32%的低收入脫貧戶(hù)因缺項(xiàng)目和無(wú)技術(shù)，仍然沒(méi)有申請(qǐng)扶貧小額貸款，信貸資本缺乏。因此，本文需要探討脫貧戶(hù)屬性是否影響小額信貸申請(qǐng)意愿，信貸資本對(duì)不同收入水平的建檔立卡脫貧戶(hù)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(hù)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(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于信貸資本與收入增長(zhǎng)關(guān)系的研究主要從三個(gè)方面展開(kāi)。

一是信貸支持政策對(duì)農(nóng)戶(hù)收入增長(zhǎng)的影響。長(zhǎng)期以來(lái)，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(yíng)行為，金融可及性能有效降低農(nóng)戶(hù)信貸約束的概率，對(duì)農(nóng)戶(hù)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(guò)程中，農(nóng)村信貸市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)會(huì)帶來(lái)道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題，加上農(nóng)戶(hù)借貸額度小以及交易成本高，金融機(jī)構(gòu)向貧困農(nóng)戶(hù)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(zhǎng)期存在，普通農(nóng)戶(hù)的正規(guī)信貸需求難以滿(mǎn)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(hù)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(guò)信貸支持政策擺脫收入增長(zhǎng)的困境(王小華等，2014)[6]。

二是信貸資本對(duì)貧困農(nóng)戶(hù)收入水平的影響。信貸資本對(duì)貧困農(nóng)戶(hù)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(yíng)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(hù)家庭的收入增長(zhǎng)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(hù)脫貧，農(nóng)戶(hù)通過(guò)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(hù)收入提高的影響并不顯著，銀行信貸對(duì)窮人的經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入及財(cái)產(chǎn)性收入都沒(méi)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(hù)家庭，信貸資本的增收效果有限(章貴軍和歐陽(yáng)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(wú)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(hù)的影響。農(nóng)村信貸市場(chǎng)發(fā)展具有明顯的門(mén)檻效應(yīng)，低收入農(nóng)戶(hù)和高收入農(nóng)戶(hù)面臨的金融環(huán)境不同，高收入農(nóng)戶(hù)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(hù)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(hù)，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(hù)個(gè)體看，農(nóng)戶(hù)通過(guò)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(yíng)活動(dòng)中的突發(fā)沖擊，從而促進(jìn)農(nóng)戶(hù)收入增長(zhǎng)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(yíng)活動(dòng)，對(duì)高收入農(nóng)戶(hù)的經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)產(chǎn)生正效應(yīng)，對(duì)低收入農(nóng)戶(hù)的經(jīng)營(yíng)性收入產(chǎn)生逆效應(yīng)(韋惠蘭、羅萬(wàn)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(hù)和貧困戶(hù)，對(duì)鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)幫扶縣建檔立卡脫貧戶(hù)的研究存在空白；第二，在研究?jī)?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(hù)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(hù)出現(xiàn)異質(zhì)性影響的原因。為了彌補(bǔ)國(guó)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(hù)為研究對(duì)象，根據(jù)脫貧戶(hù)屬性將建檔立卡脫貧戶(hù)區(qū)分為穩(wěn)定脫貧戶(hù)和脫貧邊緣戶(hù)，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(hù)收入增長(zhǎng)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(guān)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(wèn)題。

二、數(shù)據(jù)、變量與統(tǒng)計(jì)描述

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

為鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，2021年8月，國(guó)家鄉(xiāng)村振興局將四川省25個(gè)縣確定為國(guó)家鄉(xiāng)村振興重點(diǎn)幫扶縣，本文以國(guó)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(hù)；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(hù)建檔立卡脫貧戶(hù)。其中，甘孜州選取380戶(hù)，涼山州選取370戶(hù)，阿壩州選取312戶(hù)。選取2017—2020年退出貧困的農(nóng)戶(hù)家庭為調(diào)研對(duì)象，通過(guò)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(hù)家庭人均純收入。根據(jù)國(guó)務(wù)院印發(fā)的《“十三五”脫貧攻堅(jiān)規(guī)劃》，全國(guó)建檔立卡脫貧戶(hù)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(zhǎng)幅度高于全國(guó)平均水平，在收入增長(zhǎng)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(hù)經(jīng)濟(jì)生活變動(dòng)狀況，考慮脫貧戶(hù)生活消費(fèi)支出，以脫貧戶(hù)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(hù)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(hù)量身定制的金融支持產(chǎn)品，按照國(guó)家鄉(xiāng)村振興局發(fā)布的《關(guān)于深入扎實(shí)做好過(guò)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(hù)，主要支持建檔立卡脫貧戶(hù)發(fā)展特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)。所以，各地建檔立卡脫貧戶(hù)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(hù)家庭因素和生計(jì)資本因素對(duì)農(nóng)戶(hù)收入增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著影響。因此，為了克服農(nóng)戶(hù)家庭異質(zhì)性和生計(jì)資本異質(zhì)性帶來(lái)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(hù)家庭特征。農(nóng)戶(hù)家庭特征主要從戶(hù)主文化程度、戶(hù)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(hù)主的文化程度對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)來(lái)源影響較大，如果戶(hù)主的文化程度在高中及以上，又參加過(guò)技能培訓(xùn)，家庭的經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入會(huì)增長(zhǎng)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(hù)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(hù)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(hù)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(hù)借貸意愿低。因此，以農(nóng)戶(hù)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(hù)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(hù)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(hù)收入增長(zhǎng)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(hù)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(hù)，截至到2020年，1062戶(hù)樣本中有606戶(hù)為穩(wěn)定脫貧戶(hù)，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(hù)定義為穩(wěn)定脫貧戶(hù)。有456戶(hù)為脫貧邊緣戶(hù)，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(hù)和脫貧邊緣戶(hù)收入的影響可能存在異質(zhì)性，故按照脫貧戶(hù)屬性分組進(jìn)行比較。

表2顯示，穩(wěn)定脫貧戶(hù)和脫貧邊緣戶(hù)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(hù)的人均純收入對(duì)數(shù)的均值為6.23，比脫貧邊緣戶(hù)的人均純收入的均值高2.26；且在穩(wěn)定脫貧戶(hù)中，有72%的脫貧戶(hù)獲得過(guò)小額貸款，而脫貧邊緣戶(hù)只有31%獲得過(guò)小額貸款，表明信貸資本在促進(jìn)農(nóng)戶(hù)收入增長(zhǎng)方面存在差異。

穩(wěn)定脫貧戶(hù)的健康水平、務(wù)工人數(shù)也顯著高于脫貧邊緣戶(hù)。健康水平對(duì)勞動(dòng)者個(gè)人收入有長(zhǎng)期的正向影響。農(nóng)戶(hù)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(shì)，從中長(zhǎng)期看患病農(nóng)戶(hù)人均純收入平均降低6%左右，并由此因病致貧(高夢(mèng)滔和姚洋，2005)[23]。同時(shí)，農(nóng)戶(hù)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(zhǎng)具有持續(xù)性。

表2 建檔立卡脫貧戶(hù)屬性的分組比較

2.脫貧戶(hù)收入的分組特征

由于建檔立卡脫貧戶(hù)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(hù)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(hù)的戶(hù)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(hù)主文化程度對(duì)脫貧戶(hù)收入差距影響明顯，戶(hù)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(guò)生產(chǎn)性借貸，提高經(jīng)營(yíng)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(yíng)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(hù)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(hù)收入增長(zhǎng)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(hù)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(hù)，loan為核心解釋變量(是否獲得小額貸款)。控制變量分別用ST、SJ、SC表示，ST反映脫貧戶(hù)家庭特征，包括戶(hù)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(yíng)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(guò)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(hù)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(hù)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(hù)的主觀(guān)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(wèn)題，本文采用處理效應(yīng)模型檢驗(yàn)信貸資本對(duì)脫貧戶(hù)收入增長(zhǎng)帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題。處理效應(yīng)模型要求選取影響建檔立卡脫貧戶(hù)借貸需求的工具變量。影響脫貧戶(hù)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(hù)有借貸的意愿，提出借貸申請(qǐng)，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)會(huì)根據(jù)農(nóng)戶(hù)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(hù)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(wèn)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(hù)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(hù)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(hù)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(hù)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(hù)收入增長(zhǎng)，即信貸資本對(duì)脫貧戶(hù)收入增長(zhǎng)具有正向影響，脫貧戶(hù)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(hù)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(hù)收入水平。戶(hù)主文化程度高，受教育年限長(zhǎng)，且家庭成員參加過(guò)就業(yè)培訓(xùn)，有利于家庭人均純收入的增長(zhǎng)。農(nóng)戶(hù)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(hù)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(zhǎng)，人口負(fù)擔(dān)比對(duì)農(nóng)戶(hù)收入增長(zhǎng)具有負(fù)向影響，家庭負(fù)擔(dān)的老人和小孩越多，生活開(kāi)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(hù)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(hù)的增收效應(yīng)大于非貧困村建檔立卡脫貧戶(hù)，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(guò)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(guò)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(hù)收入增長(zhǎng)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(hù)和脫貧邊緣戶(hù)收入增長(zhǎng)的回歸結(jié)果。從核心解釋變量看，穩(wěn)定脫貧戶(hù)的收入增長(zhǎng)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(hù)借貸需求較弱，其收入增長(zhǎng)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(hù)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(lèi)型脫貧戶(hù)的影響也存在異質(zhì)性。健康水平對(duì)脫貧邊緣戶(hù)的影響高于穩(wěn)定脫貧戶(hù)，影響系數(shù)為0.1532，比穩(wěn)定脫貧戶(hù)高0.057個(gè)百分點(diǎn)。很多脫貧邊緣戶(hù)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(zhǎng)的主要因素。而穩(wěn)定脫貧戶(hù)的文化程度和參加就業(yè)培訓(xùn)對(duì)收入增長(zhǎng)的影響顯著高于脫貧邊緣戶(hù)，這與學(xué)者們普遍認(rèn)為農(nóng)戶(hù)的人力資本正向影響收入水平的觀(guān)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(shuō)明是否獲得扶貧小額貸款存在內(nèi)生性問(wèn)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(wèn)題后，獲得小額貸款的脫貧戶(hù)人均純收入增長(zhǎng)比未獲得小額貸款的脫貧戶(hù)收入增長(zhǎng)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(shuō)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(wèn)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(hù)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(hù)之間表現(xiàn)出較大的異質(zhì)性，信貸資本的收入增長(zhǎng)效應(yīng)可能會(huì)因脫貧戶(hù)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(hù)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(hù)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(lài)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(hù)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(hù)，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(hù)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(hù)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(hù)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(hù)的實(shí)證結(jié)果，列(2)是對(duì)0.50分位中等收入脫貧戶(hù)的實(shí)證結(jié)果，列(3)是對(duì)0.75分位高收入脫貧戶(hù)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(hù)收入增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的正向影響，對(duì)0.25分位的脫貧戶(hù)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(hù)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(hù)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(wàn)龍，2012)[28]。獲得小額貸款更有利于建檔立卡脫貧戶(hù)的收入增長(zhǎng)，脫貧戶(hù)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(hù)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(hù)的影響大于中高收入。從調(diào)研樣本看，低收入脫貧戶(hù)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(hù)的影響大于低收入脫貧戶(hù)，表明中高收入脫貧戶(hù)的部分收入增長(zhǎng)可能來(lái)源于工資性收入。而人口負(fù)擔(dān)比和戶(hù)主文化程度對(duì)中等收入脫貧戶(hù)影響最大，如果中等收入脫貧戶(hù)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(hù)收入持續(xù)增長(zhǎng)。中等收入脫貧戶(hù)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(yíng)。

表6 信貸資本對(duì)不同收入脫貧戶(hù)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(hù)增收效應(yīng)的異質(zhì)性，需要從不同收入層次的脫貧戶(hù)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(hù)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(hù)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(qǐng)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(hù)經(jīng)營(yíng)性收入占比最高，其次為工資性收入，說(shuō)明小額貸款主要支持生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，農(nóng)戶(hù)通過(guò)生產(chǎn)性借貸提高經(jīng)營(yíng)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(hù)，其工資性收入最高，占比為41.20%，其次為經(jīng)營(yíng)性收入，說(shuō)明該分位的脫貧戶(hù)家庭成員主要在本地或外地務(wù)工，并且兼營(yíng)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(hù)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(hù)一方面依賴(lài)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(guó)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(wàn)貧困人口。

從不同分位數(shù)的經(jīng)營(yíng)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(hù)，其經(jīng)營(yíng)性收入占比呈現(xiàn)依次降低態(tài)勢(shì)，從40.15%逐漸下降到16.28%，佐證了信貸資本影響農(nóng)戶(hù)增收效應(yīng)存在異質(zhì)性。

表7 不同收入脫貧戶(hù)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(hù)為研究對(duì)象，考察信貸資本對(duì)穩(wěn)定脫貧戶(hù)和脫貧邊緣戶(hù)收入增長(zhǎng)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(wèn)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(hù)產(chǎn)生的影響。

研究結(jié)果表明：第一，信貸資本對(duì)脫貧戶(hù)收入增長(zhǎng)具有正向影響，脫貧戶(hù)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(hù)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(hù)。第二，從脫貧戶(hù)屬性看，信貸資本對(duì)穩(wěn)定脫貧戶(hù)收入和脫貧邊緣戶(hù)收入的影響存在異質(zhì)性。穩(wěn)定脫貧戶(hù)的收入增長(zhǎng)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(hù)借貸需求較弱，其收入增長(zhǎng)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(hù)的影響存在異質(zhì)性。信貸資本對(duì)不同收入脫貧戶(hù)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(hù)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(hù)收入結(jié)構(gòu)存在顯著差異。0.75分位以上的脫貧戶(hù)經(jīng)營(yíng)性收入占比高，0.25分位以下的脫貧戶(hù)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(hù)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(hù)的信貸支持，特別是對(duì)脫貧邊緣戶(hù)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(hù)信貸體系，有效滿(mǎn)足各類(lèi)農(nóng)戶(hù)融資需求。面向中小規(guī)模農(nóng)戶(hù)，推出10萬(wàn)元以下的農(nóng)戶(hù)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(guò)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(hù)的經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入，增強(qiáng)低收入農(nóng)戶(hù)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?zhuān)?/p>

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