農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展與農(nóng)村多維貧困
——基于面板門檻模型的研究

吳君嫻 黃永興

（安徽工業(yè)大學商學院 安徽馬鞍山 243002）

《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》和十三五規(guī)劃綱要均指出，要發(fā)揮各類金融機構支農(nóng)作用，整合各類扶貧資源，多方面拓寬貧困地區(qū)融資渠道。《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018－2022年）》也強調，“要把更多金融資源配置到農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展的重點領域和薄弱環(huán)節(jié)”，“引導更多金融資源支持鄉(xiāng)村振興”，發(fā)展農(nóng)村金融成為我國解決貧困問題和實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要手段。然而，受到制度環(huán)境的約束，現(xiàn)今農(nóng)村正規(guī)金融仍然存在諸如機構網(wǎng)點不足、服務手段滯后、信貸配給嚴重等問題，未能滿足農(nóng)村發(fā)展的需要，反而造成了嚴重的農(nóng)村資金外流。農(nóng)村正規(guī)金融的供求失衡為非正規(guī)金融的蓬勃發(fā)展提供了廣闊空間。非正規(guī)金融憑借無需抵押品、關系型信用約束、重復交易等特點非常適應于中國農(nóng)村的“鄉(xiāng)土社會”，是中國農(nóng)村地區(qū)主要融資方式和農(nóng)戶首選融資渠道[1]。那么，非正規(guī)金融是否能有效促進農(nóng)戶貧困減緩，從而提升農(nóng)村整體福利水平呢？在鄉(xiāng)村振興新時期背景下，上述問題的解答對于深化農(nóng)村金融改革和科學制定金融扶貧政策都具有重要現(xiàn)實意義。

一、農(nóng)村非正規(guī)金融減緩農(nóng)村貧困的作用機理分析

農(nóng)村非正規(guī)金融通過直接和間接兩種途徑作用于農(nóng)村貧困，一方面通過提高包括信貸在內的各種金融服務的可得性促進家庭貧困減緩，另一方面通過增加資本積累和推動技術創(chuàng)新來促進經(jīng)濟增長，進而帶動農(nóng)村地區(qū)整體福利水平的提升，窮人通過經(jīng)濟增長的“涓滴效應”受益。然而，在農(nóng)村發(fā)展的不同時期，農(nóng)村非正規(guī)金融減貧并非遵循固定的形式，而是根據(jù)不同時期的需要靈活地提供相適應的金融服務，且其減貧效果會受到經(jīng)濟、政策等因素的影響。因此，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展和農(nóng)村貧困減緩會呈現(xiàn)階段性同步特征。

在經(jīng)濟發(fā)展初期，農(nóng)村整體收入水平較低，民間資本持有者和資金盈余者本身資本積累規(guī)模較小，民間金融組織處于起步階段，又受到嚴格管制和打壓，只能在政策的夾縫中緩慢發(fā)展，因而其交易額很小、服務面有限，非正規(guī)金融發(fā)展處于低水平區(qū)間。在這一階段，非正規(guī)金融滿足的是農(nóng)戶日常小額資金需要，發(fā)揮的是平滑消費和抵御風險的作用。有限的資金供給決定了它更多地是用來解決迫在眉睫的問題，是作為一種非正式保險機制在農(nóng)村家庭遭遇意外事件時提供保護，從而在一定程度上減少貧困的發(fā)生。但是非正規(guī)金融的這種非正式保險機制表現(xiàn)形式卻很難對農(nóng)村經(jīng)濟增長起到明顯的拉動作用，它在提高農(nóng)民各項福利水平過程中發(fā)揮的作用也就非常有限。

隨著農(nóng)民收入水平的不斷提高，民間資本供給者資金規(guī)模不斷擴大，民間金融組織發(fā)展日益成熟，政府對待非正規(guī)金融的態(tài)度也從一味地壓制轉向引導其健康發(fā)展，非正規(guī)金融逐漸由低水平區(qū)間邁入高水平區(qū)間，它發(fā)揮作用的主要途徑也相應發(fā)生了變化。一方面，金融服務門檻進一步降低，以前被排斥于金融服務之外的大部分貧困人群都能獲得非正規(guī)金融支持。更重要的是，非正規(guī)金融發(fā)展到高水平階段后，農(nóng)戶生產(chǎn)性投資資金需求得到滿足，更多有條件的農(nóng)戶通過創(chuàng)立鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)實現(xiàn)了脫貧致富。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展為沒有能力創(chuàng)業(yè)的農(nóng)戶提供了更多的非農(nóng)就業(yè)崗位，從而促進了農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)的增加和貧困農(nóng)戶收入的提高。因此，非正規(guī)金融作為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的重要推動力量，極大促進了農(nóng)村經(jīng)濟增長，并進一步通過經(jīng)濟增長的收入效應和分配效應改善農(nóng)戶各個方面的福利狀況。

當非正規(guī)金融發(fā)展至成熟期，農(nóng)村經(jīng)濟也處于高水平均衡狀態(tài)，農(nóng)村金融資源實現(xiàn)合理配置，農(nóng)戶的各種融資需要基本能得到滿足，貧困發(fā)生率和貧困程度降至最低，農(nóng)村貧困維持在較低水平。

二、模型設定與變量選取

（一）模型設定。由第二部分理論分析可知，由于作用途徑和作用效果存在較大差異，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對農(nóng)村貧困的影響呈現(xiàn)階段性特征，二者之間可能蘊含著某種復雜的非線性關聯(lián)。為了對這種非線性假設進行實證檢驗，本文借鑒Hansen（1999）[2]的面板門檻回歸模型思路，分別構建農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展與農(nóng)村收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困的面板門檻回歸模型。模型設定為：

（二）變量選取。

1.被解釋變量。本文從收入、教育和醫(yī)療三個方面考察農(nóng)民貧困狀況，對應于收入貧困（POV）、教育貧困（EDU）和醫(yī)療貧困（MED）三個指標。

（1）收入貧困。在現(xiàn)有文獻中，衡量收入貧困的指標主要包括貧困發(fā)生率、貧困深度、FGT指數(shù)和人均消費水平等。由于各省各項指標統(tǒng)計口徑的差別，無法直接計算出貧困發(fā)生率、貧困深度和FGT指數(shù)。因此，本文參照呂勇斌和趙培培（2014）[3]的做法，選擇農(nóng)村人均消費支出作為收入貧困的衡量指標。

（2）教育貧困。本文以人均受教育年限作為教育貧困的代理變量。參照陳釗、陸銘和金煜（2004）[4]等學者的做法，定義人均受教育年限=（小學人口×6+初中人口×9+高中或中專人口×12+大專及以上人口×16）/6歲以上總人口。

（3）醫(yī)療貧困。以每千農(nóng)村人口村衛(wèi)生室人員數(shù)衡量農(nóng)村醫(yī)療貧困程度。

2.農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平（RIF）。由于無法獲得非正規(guī)金融發(fā)展的官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文借鑒冉光和和湯芳樺（2012）[5]等學者的做法，選用《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》中各地區(qū)農(nóng)村農(nóng)戶投資資金來源和農(nóng)村非農(nóng)戶投資資金來源中的自籌資金和其他資金四項之和來衡量農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展情況。以農(nóng)村非正規(guī)金融數(shù)據(jù)與農(nóng)林牧漁增加值的比值作為非正規(guī)金融發(fā)展水平的衡量指標，RIF既是模型的核心解釋變量，也是門檻變量。

3.其他控制變量。選取財政支農(nóng)力度、農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平、城鄉(xiāng)收入差距以及農(nóng)村化學技術發(fā)展作為控制變量。財政支農(nóng)力度（FSA）采用財政支出中農(nóng)林水事務支出與財政總支出的比值衡量。農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占比（EMP）采用第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口占農(nóng)村總就業(yè)人口比重表示。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平（RGDP）采用農(nóng)林牧漁增加值反映，并使用相應價格指數(shù)進行平減處理；城鄉(xiāng)收入差距（CXSRB）用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比表示；農(nóng)村化學技術發(fā)展（CHEM）則用化肥施用量和農(nóng)作物總播種面積之比衡量。

為了消除異方差帶來的影響，對所有指標都進行了對數(shù)處理。由于西藏地區(qū)大部分數(shù)據(jù)缺失，本文的面板數(shù)據(jù)包括除西藏外全國30 個省（市、自治區(qū)），時間跨度為2003-2016年。相關數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒。

三、實證分析及結果說明

（一）門檻效應檢驗。首先，對模型進行門檻效應檢驗。本文以非正規(guī)金融發(fā)展水平為門檻變量，采用“自抽樣法”進行門檻效應檢驗，檢驗結果如表1所示。由表1可知，三個模型均存在單一門檻效應，且均在5%的顯著性水平下顯著；其中，模型（2）和模型（3）在1%的顯著性水平下顯著。但三個模型的雙重門檻效應均不顯著，因此，三個模型單一門檻效應。

表1 各模型門檻效應檢驗

其次，要對門檻值進行估計和檢驗，結果如表2所示。三個模型的門檻值依次為-0.8416、-1.5267和1.3137，分別對應農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平為0.4310、0.2173和3.7199。至此，農(nóng)村非正規(guī)金融減緩農(nóng)村收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困的非線性特征得到驗證。

表2 各模型門檻值估計結果

（二）模型估計結果與分析。在上文門檻效應檢驗的基礎上，運用面板門檻模型對各變量進行回歸。為了便于比較，本文同時列出了線性固定效應模型的估計結果，具體如表3至表5所示。

1.收入貧困模型估計結果。表3報告了模型（1）即收入貧困模型的估計結果。在固定效應模型中，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平與農(nóng)村人均消費支出顯著正相關，說明農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展有效地促進了農(nóng)村地區(qū)收入貧困的減緩。其他控制變量中，除農(nóng)村化學技術水平系數(shù)不顯著外，財政支農(nóng)支出增加、農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)占比下降、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平提高以及城鄉(xiāng)收入差距縮小都有利于減緩農(nóng)村收入貧困。

表3 模型（1）估計結果（收入貧困模型）

在面板門檻模型中，當農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平處于不同區(qū)間時，農(nóng)村非正規(guī)金融對于收入貧困減緩的促進效果有所不同，存在鮮明的門檻特征。當農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平低于0.4310時，其系數(shù)估計值為0.092，表明非正規(guī)金融發(fā)展能有效促進農(nóng)村地區(qū)收入貧困減緩；當農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平高于0.4310 時，其系數(shù)估計值為0.247，在跨越門檻值后，農(nóng)村非正規(guī)金融減貧效果得到顯著提升。這是因為，隨著農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)模的擴大和服務面的拓寬，貧困人口或者通過更加便利地獲得低成本的非正規(guī)金融支持或者因農(nóng)村經(jīng)濟加速發(fā)展獲得更多更好的工作機會提升了自身收入及消費水平。

根據(jù)門檻值可將樣本劃分為低區(qū)制和高區(qū)制，由原數(shù)據(jù)可計算出各地區(qū)考察期內農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平的均值，從而判斷農(nóng)村非正規(guī)金融減貧效果的地區(qū)差異。在全國30個省份中，已有18個省份對門檻值實現(xiàn)了跨越，說明在全國五分之三的地區(qū)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展高效地促進了農(nóng)村人均消費支出的增加。尚未跨越門檻值的12個省份除海南外均位于中西部地區(qū)，且主要位于西部地區(qū)。究其原因，相較于農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平較高的中東部地區(qū)，西部地區(qū)及較貧困的中部地區(qū)農(nóng)民自身資本積累不足、非正規(guī)金融規(guī)模較小，難以為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提供有效支撐，非正規(guī)金融只是部分地解決了農(nóng)戶短期小額貸款需要，因此，其減貧效果不及中東部地區(qū)。

其他控制變量中，財政支農(nóng)支出增加、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平提高以及城鄉(xiāng)收入差距縮小都對農(nóng)村收入貧困減緩起到顯著的促進作用，且作用效果與固定效應模型基本一致。

2.教育貧困模型估計結果。表4報告了模型（2）即教育貧困模型的估計結果。在固定效應模型中，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平提高對農(nóng)村居民人均受教育水平的提升有顯著的正向作用。控制變量中財政支農(nóng)支出增加、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平提高以及城鄉(xiāng)收入差距縮小都對減緩農(nóng)村教育貧困作用顯著。

表4 模型（2）估計結果（教育貧困模型）

在面板門檻模型中，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對教育貧困影響具有鮮明的單一門檻特征，門檻值為0.2173。在未跨越門檻值的低區(qū)制內，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平的系數(shù)估計值為0.012，表明非正規(guī)金融發(fā)展能有效促進農(nóng)村地區(qū)教育貧困減緩；當農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平跨越門檻值，邁入高區(qū)制時，其系數(shù)估計值為0.036，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展減緩教育貧困的邊際收益遞增。另外，考慮農(nóng)村非正規(guī)金融減緩教育貧困的地區(qū)差異。除內蒙古和海南外，其他省市均處在高區(qū)制水平，說明農(nóng)村非正規(guī)金融是解決農(nóng)村教育貧困的一個有益補充。由于我國九年義務教育的普及以及農(nóng)民教育觀念的轉變，在農(nóng)村地區(qū)，對于教育的重視程度不斷提升，農(nóng)村家庭中教育支出比重日益增長，非正規(guī)金融發(fā)展不但通過促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展與基礎設施完善改善教育貧困，也通過增加農(nóng)戶收入進而增加家庭教育支出提升農(nóng)村受教育水平。從其他控制變量來看，變量作用效果與固定效應結果基本一致。

3.醫(yī)療貧困模型估計結果。表5報告了模型（3）即醫(yī)療貧困模型的估計結果。在固定效應模型中，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平提高對農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生服務改善有明顯的促進作用。控制變量中財政支農(nóng)支出增加和城鄉(xiāng)收入差距縮小能夠顯著減緩農(nóng)村醫(yī)療貧困。

在面板門檻模型中，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對農(nóng)村醫(yī)療貧困影響的門檻值為3.7199。門檻值前后，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展水平的系數(shù)估計值分別為0.083和0.480，表明農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展有效促進了農(nóng)村醫(yī)療水平的提高，并且在跨越門檻值后作用效果大幅度提升。但是，值得注意的是，在全國30個省市中，只有浙江和上海跨越了門檻值，而其他省市仍處于低區(qū)制內。上述結果反映的是農(nóng)村非正規(guī)金融通過經(jīng)濟增長的間接效應對農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療貧困的改善作用。非正規(guī)金融促進了農(nóng)村經(jīng)濟增長和財政收支增加，從而帶來了地區(qū)醫(yī)療資源投入的增大，農(nóng)村醫(yī)療服務水平由此得到提升。其他控制變量中，財政支農(nóng)支出增加、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平提高以及城鄉(xiāng)收入差距縮小也有利于農(nóng)村醫(yī)療貧困的減緩。

表5 模型（3）估計結果（醫(yī)療貧困模型）

可見，總體看來，現(xiàn)階段非正規(guī)金融發(fā)展對于農(nóng)戶在收入、教育和醫(yī)療三方面貧困的減緩都有顯著的促進作用，對應于圖1中的前兩個階段。這與目前農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平不高，以及農(nóng)村金融市場發(fā)展尚不完善的現(xiàn)狀相吻合。另外，需要指出的是，由于非正規(guī)金融缺乏規(guī)范的契約和有效的監(jiān)管，非法集資、中介人跑路、洗錢犯罪等現(xiàn)象層出不窮，給農(nóng)村經(jīng)濟和農(nóng)民財產(chǎn)都造成不小的損失，是非正規(guī)金融走向成熟必須解決的問題。

四、研究結論與政策建議

（一）研究結論。基于非正規(guī)金融在農(nóng)村地區(qū)的天然適應性以及現(xiàn)階段農(nóng)村貧困表現(xiàn)形式的多樣性，本文分析了非正規(guī)金融減緩農(nóng)村貧困的作用機理，并在此基礎上利用我國2003-2015年省級面板數(shù)據(jù)，采用面板門檻模型分析了農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展與農(nóng)村收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困之間的非線性關系，研究發(fā)現(xiàn)：

第一，從總體上看，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展有助于減緩農(nóng)村多維貧困。

第二，農(nóng)村非正規(guī)金融減緩收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困的作用效果是非線性的，均呈現(xiàn)出鮮明的單一門檻特征。對于任一維度的貧困，在跨越門檻值前后，非正規(guī)金融發(fā)展都能顯著促進農(nóng)村貧困的減緩；并且，在跨越門檻值后，非正規(guī)金融減貧的正向作用均有所增強。

第三，農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展的多維減貧效果呈現(xiàn)出區(qū)域不平衡特征。在對收入貧困的分析中，有18 個省市處于非正規(guī)金融發(fā)展的高區(qū)制，非正規(guī)金融減貧效果顯著強于其他地區(qū)；在對教育貧困的分析中，只有內蒙古和海南處于低水平區(qū)間，相較于其他省市，其農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展減貧效果較弱；在對醫(yī)療貧困的分析中，只有浙江和上海兩省處于高區(qū)制內，這兩省農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展對醫(yī)療貧困的減緩效果頗為突出。

第四，加大財政支農(nóng)力度、提升農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平和縮小城鄉(xiāng)收入差距都能顯著促進農(nóng)村收入、教育及醫(yī)療貧困的減緩。農(nóng)村就業(yè)結構變化只對收入貧困有顯著影響，農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)占比下降有助于收入貧困的減緩，但是對教育貧困和醫(yī)療貧困的影響并不顯著。

（二）政策建議。基于上述研究結論，本文提出以下政策建議。

第一，進一步放開政策方面對非正規(guī)金融的約束，給予其明晰的發(fā)展定位，并加強對農(nóng)村非正規(guī)金融的監(jiān)管，發(fā)揮積極引導作用，保障農(nóng)村非正規(guī)金融陽光有效運行。

第二，綜合考慮農(nóng)民各方面需要，構建多元化農(nóng)村扶貧體系，在準確識別致貧原因的基礎上，根據(jù)貧困農(nóng)戶不同需求提供有差別的金融服務，實現(xiàn)金融精準扶貧。

第三，根據(jù)不同區(qū)域在不同發(fā)展階段非正規(guī)金融減貧效果的差異，對其他金融資源進行合理配置，充分釋放各種金融資源在解決農(nóng)村貧困問題方面的積極作用。

第四，加大公共財政投入力度，完善農(nóng)村基礎設施建設，降低農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展與金融服務成本，激發(fā)農(nóng)村各類市場主體活力，從而促進農(nóng)村扶貧深層次推進。