金 雅，周佳利，劉際陸

（臺州學院 商學院，浙江 臺州 318000）

一、引 言

黨的十九大報告提出，要實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，強調(diào)農(nóng)業(yè)農(nóng)村問題即關(guān)乎國計民生的根本性問題，必須始終堅持把解決好“三農(nóng)”問題作為全黨工作重中之重。解決“三農(nóng)”問題最根本的任務就是要解決農(nóng)民收入增長的問題，如何增加農(nóng)民收入，是當前中國經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定所面臨的重大問題。農(nóng)村金融是農(nóng)村經(jīng)濟的核心，在加快社會主義新農(nóng)村建設(shè)、縮小城鄉(xiāng)差距、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、促進城鄉(xiāng)一體化的過程中起著舉足輕重的作用。而農(nóng)戶信貸作為農(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、經(jīng)濟、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)村實際，對農(nóng)戶借貸的收入效應進行分析研究，以期為優(yōu)化農(nóng)戶借貸行為，改善農(nóng)戶融資機會，促進農(nóng)戶收入增長提供理論與經(jīng)驗依據(jù)。

關(guān)于借貸收入效應的研究有很多，但多數(shù)是基于省際面板數(shù)據(jù)，從宏觀角度來探討借貸對農(nóng)民收入的影響［2-4］，微觀視角的研究較少。且相關(guān)文獻對解釋變量的選取上有較大差異，部分文獻僅探討正規(guī)金融貸款對收入的影響［5-7］，忽略了非正規(guī)金融的影響，也有部分文獻從家庭整體借貸情況入手［8］，忽略了借貸資金的用途，進而導致研究結(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)戶借貸行為及其收入效應，與現(xiàn)有研究相比，本文的調(diào)查樣本覆蓋全國主要省份，樣本規(guī)模更大，并且區(qū)分正規(guī)金融和非正規(guī)金融借貸資金的來源分別探討兩種借貸行為的收入效應，最后本文還考慮到東中西部經(jīng)濟發(fā)展不平衡，檢驗了借貸收入效應的區(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，認為金融發(fā)展可以推動經(jīng)濟增長，國內(nèi)學者將這一理論運用到我國農(nóng)村金融發(fā)展問題中，姚耀軍（2004），王虎和范從來（2006）等學者研究表明農(nóng)村金融的發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長存在長期的均衡關(guān)系，對農(nóng)民收入具有促進作用［11-12］。而后，隨著農(nóng)村金融的發(fā)展，學者們越來越關(guān)注借貸行為對農(nóng)戶收入、農(nóng)村經(jīng)濟的影響。例如，朱喜和李子奈（2007）基于IVQR模型的研究發(fā)現(xiàn)，借貸從總體上促進了農(nóng)戶收入增長，但在不同收入層次上借貸的產(chǎn)出效應存在差異［13］73。劉輝煌和吳偉（2014）亦發(fā)現(xiàn)貸款對農(nóng)戶收入具有顯著促進作用，但在低收入水平上貸款的收入效應并不明顯，原因在于相當多具有借貸需求的農(nóng)戶沒有得到貸款支持［14］。韋克游（2014）則表明農(nóng)村金融對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金投入和農(nóng)戶收入的影響不顯著，提出農(nóng)戶資金問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。

目前我國農(nóng)村借貸市場呈現(xiàn)出正規(guī)和非正規(guī)金融機構(gòu)并存的二元結(jié)構(gòu)狀態(tài)，且非正規(guī)私人借貸占主導地位，形成該局面的主要原因是正規(guī)金融機構(gòu)的借貸資金對農(nóng)戶生產(chǎn)的支持力度不足［15］68。這兩種渠道的借貸對農(nóng)戶的生活和生產(chǎn)都有十分重要的作用。一般而言，由于金融機構(gòu)向農(nóng)戶放貸需要經(jīng)過嚴格的資格審核評估，挑選出還貸能力最強或違約風險最小的農(nóng)戶來發(fā)放貸款，而當農(nóng)戶在生活上需要借貸時，通常只能向親戚朋友或民間放貸機構(gòu)借款，因此，農(nóng)戶向正規(guī)金融機構(gòu)獲得的貸款主要用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，向非正規(guī)機構(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支［16］。以農(nóng)戶取得借貸資金后的用途來分析，當農(nóng)戶獲得生產(chǎn)性借貸之后，將優(yōu)化其原來的生產(chǎn)要素組合，調(diào)整生產(chǎn)行為，擴大生產(chǎn)規(guī)模，從而提高農(nóng)戶的收入［17］。而對于農(nóng)戶取得的生活性借貸，一方面該資金可以保證當期家庭的生產(chǎn)經(jīng)營投資不受影響，維持農(nóng)戶生產(chǎn)、生活的正常進行；另一方面，從資金的可替代角度入手，農(nóng)戶借款進行日常生活開支，其原來自有資金即可被省下來進行生產(chǎn)投資，從而影響農(nóng)戶收入［18］。因此，不論是正規(guī)金融機構(gòu)貸款，還是非正規(guī)金融機構(gòu)借款，都在相當程度上緩解了農(nóng)戶的流動性約束，促進了農(nóng)戶在生產(chǎn)和經(jīng)營活動上的投資，對農(nóng)戶產(chǎn)出的增長都具有促進作用［13］75。但是正規(guī)金融機構(gòu)的貸款在申請和使用過程中會受到金融機構(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)金融機構(gòu)借款對農(nóng)戶收入的間接影響，正規(guī)金融機構(gòu)貸款對于農(nóng)戶收入水平提高的效果應更加明顯。

綜上所述，本文提出農(nóng)戶借貸行為對收入影響的假設(shè)：

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

H2：正規(guī)金融借貸行為的收入效應高于非正規(guī)金融借貸。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源。本文使用的農(nóng)戶借貸及收入等相關(guān)數(shù)據(jù)來自于西南財經(jīng)大學2015年中國家庭金融調(diào)查與研究中心的調(diào)查數(shù)據(jù)庫（China Household Finance Survey，以 下 簡 稱CHFS）。該調(diào)查項目采用三階段分層、與人口規(guī)模成比例（PPS）的抽樣方法，樣本分布在全國29個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），共獲得40000多個家庭的資產(chǎn)與負債、收入與支出以及家庭人口特征等各方面的詳細微觀數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理如下：首先，本文研究農(nóng)戶問題，因此將非農(nóng)業(yè)戶口樣本以及未從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的樣本剔除；其次，在成人庫中提取戶主信息，與其家庭信息配比；最后剔除無效樣本，例如收入、借貸等關(guān)鍵指標未作回答、回答缺失或無效的樣本，最終得到6752個有效樣本。

樣本借貸資金來源及區(qū)域差異情況如表1所示，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中有正規(guī)金融機構(gòu)貸款的樣本363個，僅占總樣本量的5.4%，有非正規(guī)金融機構(gòu)借款的樣本782個，占11.6%，由此可見，農(nóng)戶生產(chǎn)投入的資金主要來源于自有資金。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個樣本中僅227個樣本存在借貸行為，不論是正規(guī)貸款還是非正規(guī)借款的樣本比例都遠低于中西部地區(qū)。

表1 農(nóng)戶借貸資金來源及區(qū)域差異

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

為驗證本文的假設(shè)，設(shè)置是否借貸（ifdebt）作為解釋變量。農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過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，為了對比正規(guī)金融貸款和非正規(guī)金融借款收入效應的差異，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，可能具有較強的個人能力，更易獲得較高的收入，而擁有較高收入、較強能力的農(nóng)戶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)生性問題，考慮到調(diào)查數(shù)據(jù)的限制，本文以農(nóng)戶的受教育程度（edu）作為其能力特征的替代變量，以降低內(nèi)生性對模型估計結(jié)果的影響。

控制變量參考以往文獻［5-6］，設(shè)置了個體、家庭、區(qū)域差異三個層面。其中個體層面包括戶主性別、年齡、受教育程度、政治面貌；家庭層面為家庭務農(nóng)人數(shù)；區(qū)域差異為地區(qū)虛擬變量，根據(jù)國家統(tǒng)計局的劃分標準，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。

為驗證假設(shè)，本文采用普通最小二乘法作線性回歸，建立模型如下：

表2 變量定義表

四、實證分析

（一）描述性分析。表3統(tǒng)計分析表明，樣本中家庭平均農(nóng)業(yè)收入的自然對數(shù)為6.864，對應的平均收入為957.19元，比較有無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，無借貸行為的為843.8元，初步驗證了農(nóng)戶的借貸行為會影響收入，這種影響是否具有統(tǒng)計學意義，還需進一步檢驗。在有借貸行為的樣本中，存在正規(guī)金融機構(gòu)貸款的樣本占36.1%，而非正規(guī)機構(gòu)借款的比例為77.7%，可見除了自有資金外，非正規(guī)金融借款是農(nóng)戶的主要融資渠道。農(nóng)戶平均受教育程度為2.605，介于小學和初中之間，最高學歷為大學本科，說明農(nóng)戶的受教育程度普遍較低，學歷水平在一定程度上能夠反映其個人綜合能力。

表3 描述性統(tǒng)計

（二）農(nóng)戶借貸行為的收入效應。農(nóng)戶借貸行為的收入效應模型回歸結(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)戶具有更高的收入，即借貸行為具有收入效應，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強于非正規(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，戶主接受教育水平越高，個人綜合能力越強，收入越高。另外，年齡平方（age2）系數(shù)顯著為負，說明戶主年齡與收入存在“倒U形”關(guān)系，性別（gender）系數(shù)顯著為正，男性戶主比女性收入高，均與實際情況相符。

本文進一步在模型中引入借貸行為（ifdebt）與能力特征（edu）交互項（ifdebt_edu），若交互項的系數(shù)大于零，則說明農(nóng)戶的個人能力特征會增強借貸行為的收入效應，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，交互項的系數(shù)顯著為正，表明農(nóng)戶受教育程度越高，個人能力越強，對借貸資金的利用效率越高，借貸行為對收入的影響越強。

表4 農(nóng)戶借貸行為的收入效應

表5 農(nóng)戶能力特征對借貸收入效應的影響分析

（三）區(qū)域差異回歸分析。前述分析是基于全國范圍樣本的實證結(jié)果，本文亦進行了東中西部的區(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存在區(qū)域差異，西部借貸行為的收入效應最為強烈，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區(qū)域差異的檢驗結(jié)果中，西部地區(qū)正規(guī)金融貸

表6 農(nóng)戶借貸收入效應的區(qū)域差異

款收入效應更為強烈。而在非正規(guī)金融借款的樣本中，僅中部地區(qū)的借款收入效應通過檢驗，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

本文運用2015年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）的數(shù)據(jù)，實證研究了農(nóng)戶借貸的收入效應。結(jié)果表明，農(nóng)戶借貸行為能顯著提高農(nóng)戶收入水平，且相較于非正規(guī)金融借款，正規(guī)金融貸款的收入效應更高，農(nóng)戶受教育程度能在一定程度上提高借貸行為的收入效應。另外，本文還發(fā)現(xiàn)中西部地區(qū)正規(guī)金融機構(gòu)貸款行為的收入效應顯著高于東部地區(qū)，這與東部地區(qū)市場經(jīng)濟較為發(fā)達，經(jīng)濟水平普遍較高，農(nóng)戶可通過自有資金或民間借貸等途徑滿足資金需求，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動對正規(guī)金融貸款依賴程度較低有一定關(guān)聯(lián)。

基于上述結(jié)論，為提高農(nóng)戶收入，縮小東中西部收入差距，本文提出以下政策建議。首先，政府應更加重視農(nóng)村金融改革，加大對農(nóng)戶信貸的支持力度，從源頭上改善農(nóng)村金融資源配置不合理問題。其次，規(guī)范民間借貸行為，充分發(fā)揮民間金融的補充作用，實現(xiàn)農(nóng)村金融市場主體的多元化、多樣化。同時，針對東中西部的區(qū)域差異，政府部門應制定差別化的金融政策，引導信貸資金向經(jīng)濟落后地區(qū)流動，充分發(fā)揮信貸資金的收入效應，最終實現(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)戶借貸收入效應的檢驗主要針對從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的家庭，借貸用途也以生產(chǎn)經(jīng)營為主，因此相關(guān)研究結(jié)論可能存在一定的局限性。