劉艷華，程 琦，輝敏敏

(1.安徽工業(yè)大學商學院，安徽馬鞍山243032；2.中國人民銀行南京分行，江蘇南京210004；3.國家稅務局當涂縣稅務局，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成果的關鍵舉措。十九屆四中全會明確提出，要“鞏固脫貧攻堅成果，建立解決相對貧困的長效機制”。據(jù)安徽省扶貧開發(fā)工作辦公室的相關資料顯示，自2014 以來，安徽省脫貧攻堅取得顯著成效，貧困人口從484萬人下降到2019年底的10萬人左右，貧困發(fā)生率從9.1%降至0.2%以下。安徽省脫貧戶整體達到“一條線、兩不愁、三保障”的脫貧標準，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死灰復燃，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制，分析安徽省農(nóng)村貧困代際傳遞現(xiàn)象對制定和實施扶貧措施具有重要的現(xiàn)實價值和理論意義。

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范疇。代際收入流動主要由以下機制導致:

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

2)社會資本的收入代際傳遞機制。社會資本是嵌套在社會網(wǎng)絡中的非正式資源，作為非正式制度[7]，父母的社會資本稟賦可通過社會網(wǎng)絡[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市場上的職業(yè)選擇和工資談判，進而作用于子女的收入水平。

3)財富資本的收入代際傳遞機制。財富資本主要通過財富繼承對子女收入產(chǎn)生影響，因為財富集聚可通過財富繼承而使子女輕易致富。其中，金融資產(chǎn)與房產(chǎn)價值對收入代際彈性具有較強的解釋力[16]，遠超過人力資本和社會資本，而土地資產(chǎn)的解釋力相對較弱[3]。

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

5)資本市場的收入代際傳遞機制。這一機制主要分為兩種情況:在“完善的資本市場”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鍵因素是子女的能力；資本市場不完全情況下，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、財富稟賦、個體素質(zhì)等層面進行理論闡釋的。

與一般的收入代際流動機制不同的是，一方面，貧困代際傳遞機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)濟和社會屬性，貧困者收入的代際傳遞也有不同渠道。一是社會排斥，即貧困家庭子女經(jīng)常被排除在正常社會活動之外，喪失了改變命運的機會，導致貧困在代際間復制[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導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，長期接受福利救濟的貧困者會形成政策依賴心理，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)境會增加貧困者的生產(chǎn)生活成本和風險，從而加劇其貧困。

上述研究成果較好地闡釋了長期貧困的形成，對人類消除貧困具有積極的理論貢獻。盡管如此，這些研究仍存在一定的拓展空間:對貧困代際傳遞形成機制的闡釋，鮮有涉及到信貸配給對貧困代際傳遞的影響。實際上，窮人因信用資質(zhì)不足而成為信貸配給的主要對象，在資金受到嚴重約束的情況下，人力資本、財富資本等對貧困家庭子女收入的代際傳遞機制及代際傳遞彈性可能發(fā)生變化；另一方面，對于低收入群體收入代際傳遞，缺乏省際層面的經(jīng)驗證據(jù)，尤其是安徽省地區(qū)的經(jīng)驗分析。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)針對性。

1 信貸配給對農(nóng)村貧困代際傳遞的影響機理

信貸配給是銀行等金融機構(gòu)按照授信標準將信貸資金進行配給的過程。由于農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性和擔保機制不健全，農(nóng)民和深度貧困者通常為信貸配給的主要對象。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，在強化家庭貧困程度的同時，誘發(fā)貧困代際傳遞。

1)在微觀層面，當存在信貸配給現(xiàn)象時，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，導致貧困家庭的財富資本積累能力不能提升，同時，也會降低父母對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，被配給的資金較多流入城市和非農(nóng)領域，信貸資金的不足導致對農(nóng)村地區(qū)的投資受到限制，阻礙農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化體系和基礎設施的建設，嚴重制約農(nóng)村經(jīng)濟增長的步伐，貧困者就業(yè)機會減少，進而減少了貧困家庭的收入來源。

需要指出的是，信貸配給對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)會隨著信貸配給程度的增加而進一步惡化，產(chǎn)生貧困在代際之間傳遞的可能性越大。即信貸配給對貧困代際傳遞具有正向作用。

2 信貸配給對農(nóng)村貧困代際傳遞作用的實證分析

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)村信貸市場的信息不對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象。安徽省是農(nóng)業(yè)大省，據(jù)安徽省統(tǒng)計局數(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)存在嚴重的信貸配給現(xiàn)象。文中將測算安徽省農(nóng)村信貸配給的嚴重程度。

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)信貸配給程度指標反映安徽省農(nóng)村信貸配給現(xiàn)象的嚴重性。該指標是表明農(nóng)業(yè)信貸需求被滿足程度的逆向指標，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)造一個結(jié)構(gòu)性指標作為農(nóng)業(yè)信貸配給程度的替代性指標，其構(gòu)造思路是:一般而言，銀行等信貸機構(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)展績效是信貸機構(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)應與其在國民經(jīng)濟中的比重(Ag) 相等。當Ac＜Ag時，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)增加值與全省國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值。由于統(tǒng)計口徑的調(diào)整，2011—2015年安徽省農(nóng)業(yè)貸款用涉農(nóng)貸款代替。相關數(shù)據(jù)來源于《安徽省統(tǒng)計年鑒》（1979—2018）、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、安徽省統(tǒng)計局網(wǎng)址等。

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

圖1 安徽省農(nóng)村信貸配給程度的變化態(tài)勢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，其波動區(qū)間為[40%，90%]，大致可以分為4個階段，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72.5%，尤其是自“十二五”時期以來，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年更是達到峰值97.01%?？梢姡L期以來安徽省農(nóng)村地區(qū)遭受嚴重的信貸配給，信貸需求很大程度上沒有得到滿足。

2.2 實證分析

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鍵問題之一。收入代際傳遞彈性刻畫了家庭父代收入對子代收入的影響程度，彈性越大，父代收入對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，隨后得到了進一步修正[28-29]。不同的收入階層，所用的估計方法可能不同，常用的估計方法有分位數(shù)回歸、核密度等，典型的應用研究如文獻[30]。收入代際傳遞時空特征表現(xiàn)在:從國際看，發(fā)展中國家的收入代際傳遞彈性較大，發(fā)達國家居中，而北歐高福利國家較小，美國相對穩(wěn)定，英國和挪威呈下降趨勢[31-33]；從國內(nèi)看，我國農(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20世紀60年代出生的人，收入代際傳遞彈性最大，20世紀90年代出生的人次之，20世紀80年代出生的人最小[38]。

為估計安徽省農(nóng)村貧困代際傳遞彈性，基于Becker等[1]對代際收入彈性的實證分析框架，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)，衡量父輩收入對子輩收入影響程度，當β 為正值且越大時，子輩收入對父輩收入的依賴程度越大，這種情況對貧困家庭而言，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)，可衡量變量對子輩收入的影響；下標i 代表第i 戶樣本戶。

為分析信貸配給對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子輩收入的影響。

為估計信貸配給對貧困代際傳遞的影響，先對模型(1)進行估計，獲得不包括信貸配給因素的貧困代際傳遞彈性，然后對模型(2)進行參數(shù)估計，獲得包含信貸配給在內(nèi)的“條件貧困代際傳遞彈性”。進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年中國家庭金融調(diào)查(CHFS 2015)。該調(diào)查數(shù)據(jù)是中國家庭金融調(diào)查與研究中心在全國范圍內(nèi)開展的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，包括住房資產(chǎn)與金融財富、負債與信貸約束、收入與消費、社會保障與保險、代際轉(zhuǎn)移支付、人口特征與就業(yè)以及支付習慣等。

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年的國家貧困線標準（人均年純收入2 300元）選取貧困戶樣本，即樣本戶為絕對貧困戶；對戶主和子女進行配對，進一步篩選樣本，CHFS是以家庭為單位進行編碼，根據(jù)親屬關系的對應代碼篩選進行配對，當同一父輩家有多個子女時，父輩樣本重復計算，并視為多對父子樣本。最后，從貧困戶父子配對樣本中，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，是重點考察的變量，其計算方法是，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)作為衡量貧困戶對其子女的教育投資水平。為提高模型的解釋力，另選取對貧困代際具有重要影響的社會資本變量，如是否有親屬為干部或黨員C；年齡也是影響個體收入的重要因素，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Tab.1 Descriptive statistics of variables

模型變量的描述性統(tǒng)計如表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教育需求，子輩學歷較低；從社會資本看，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，獲得收入能力相對較弱，養(yǎng)老任務較重；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，對樣本數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理。文中采用Stata 12.0對模型(1)，(2)進行參數(shù)估計，得到兩個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)估計結(jié)果Tab.2 Parameter Estimation Results

信貸配給對農(nóng)村貧困代際傳遞的影響是重點考察的內(nèi)容。因此，重點關注模型(2)的估計結(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%，子輩收入會減少0.072%?？梢?，當父輩受到信貸配給時，子輩的收入水平會趨于減少。對比模型(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，父輩的收入對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，由于受到信貸配給，其子女的收入會降低。由此判定信貸配給一方面會惡化子輩的收入，另一方面會通過收入代際流動，阻礙子輩收入的增長。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模型中均在1%的顯著性水平下與子輩收入正相關，驗證了人力資本投資會促進收入代際傳遞；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，這也印證了社會資本在一定程度上有助于收入代際流動。

模型估計結(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)的估計結(jié)果是在模型(1)解釋變量的基礎上增加信貸配給這一解釋變量后估計而得，且添加變量后原有解釋變量的估計參數(shù)符號和顯著性沒有實質(zhì)性變化，說明模型的設計和參數(shù)估計結(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)論的基礎上，闡釋信貸配給對農(nóng)村貧困代際傳遞的作用機理，分析安徽省農(nóng)村信貸配給程度的現(xiàn)實狀況和歷史變遷，進而利用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，實證分析信貸配給對農(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富資本途徑引發(fā)貧困代際傳遞，是信貸配給導致農(nóng)村貧困代際傳遞的微觀機制；通過制約農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化體系和基礎設施的建設，抑制農(nóng)村經(jīng)濟增長和減少就業(yè)機會，是信貸配給導致農(nóng)村貧困代際傳遞的宏觀機制。

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

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

基于以上結(jié)論，認為通過加強普惠金融建設進行農(nóng)村金融資源的存量調(diào)整和增量建設，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；同時也是有效阻斷農(nóng)村貧困代際傳遞的重要手段，對有效遏制貧困農(nóng)戶返貧、鞏固我國脫貧攻堅成果具有重要的現(xiàn)實意義。