互助資金政策對貧困村勞動力流動的影響

汪三貴 孫俊娜

摘要 促進貧困地區農村勞動力向外流動是提高農民收入、縮小城鄉差距的關鍵。在農村勞動力尤其是貧困勞動力外流增速放緩的背景下，文章從信貸約束緩解的視角出發，基于5省10縣互助資金監測的準實驗研究項目，借助雙重差分（DID）模型，利用1 059個微觀農戶的三期面板數據，從家庭層面考察了互助資金政策對貧困村勞動力流動的影響，并從緩解流動性約束、資本替代勞動和提供隱性擔保三個角度對作用機制進行了分析和檢驗。研究結果表明：①互助資金政策的實施對貧困村勞動力外流具有顯著的促進作用。安慰劑檢驗和穩健性檢驗進一步加強了研究結論的可靠性。②緩解農戶的流動性約束是互助資金促進貧困村勞動力外流的路徑之一，通過向農戶提供借款，使農戶尤其是貧困農戶獲得了滿足遷移成本的金融資源，從而促進了向外流動。③資本替代勞動的機制作用并不明顯，這可能與互助資金借款額度有限有關，無法滿足農戶機械化的資本需求。④為農戶家庭面臨的收入風險提供隱性擔保也是互助資金促進貧困村勞動力外流的路徑之一，通過為農戶提供資金融通渠道，確保農戶即使在外流失敗的情況下能夠通過向互助資金借貸平滑消費和緩解風險沖擊。研究結論為探索農村金融供給能否成為進一步促進剩余貧困勞動力轉移的契機提供了有理論價值和可操作的視角，未來應繼續堅持農村金融改革的步伐，加快金融產品和金融工具創新，不斷提高貧困農戶的信貸可得性和可持續性收益。

關鍵詞 互助資金;勞動力流動;準實驗研究

中圖分類號 F832.0 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2021）02-0140-13

DOI：10.12062/cpre.20200922

城鄉勞動力流動是勞動資源優化配置的必然結果。改革開放以來，伴隨著工業化和城鎮化的推進，我國農村剩余勞動力開始大規模向城鎮轉移，為城鎮工業部門提供了豐富的勞動力，有力地推動了經濟社會的發展，也提高了農村人口的收入水平[1-2]。然而，近年來農村勞動力外流規模雖然在不斷擴大，但凈增加量卻趨于下降[3] （圖1），勞動力轉移增速放緩。根據國家統計局數據，2018年我國第一產業從業人口占全部就業人口的比重為26.1%，第一產業增加值占國內生產總值的比重為7.2%，這意味著，與發達國家相比，現階段我國農村勞動力資源仍然過剩，農業部門人均產值和農民收入水平遠低于其他部門。在農村勞動力轉移增速放緩的背景下，仍有許多農村剩余勞動力尤其是貧困勞動力轉移不夠[4]，滯留農村，導致勞動力資源浪費、農業生產效率低下、城鄉居民收入差距進一步擴大。已有研究指出，要縮小城鄉收入差距，就要進一步轉移農業剩余人口，促進農民增收[5]。因此，探索可能促進農村勞動力向外流動的因素具有重要的現實意義，有利于為進一步轉移農村剩余勞動力尤其是貧困勞動力提供理論依據。

在我國農村，尤其是貧困地區農村，農民的收入來源主要靠種養殖業和外出務工，而這兩種活動都可能受到金融資源的約束（如購買農業投入品、外出務工成本等）。但中國農村金融市場發展緩慢，長期面臨著內源性信貸供給不足和外源性商業信貸配給的兩難困境[6]，因此，在信息不對稱的情況下，缺乏抵押品的農戶尤其是貧困農戶面臨著嚴重的信貸約束[7]。可支配資金不足、資金融通渠道匱乏嚴重制約著貧困地區農戶的增收和脫貧解困。在農戶的兩種主要創收活動中，已有研究表明，信貸供給有效地促進了農戶的農業收入水平、提高了農業勞動生產率和農業全要素生產率[8-11]，但鮮有圍繞農村信貸供給對農戶另一種主要創收活動——勞動力流動的相關研究。基于此，本文利用中國農村金融供給的一種重要創新形式——貧困村互助資金政策，在準實驗研究的支持下，從家庭層面探討信貸供給對貧困村勞動力流動的影響，以探索農村金融供給能否成為進一步促進農村勞動力尤其是貧困勞動力向外流動的契機。

1 政策介紹與文獻綜述

1.1 政策介紹

我國農村金融發展緩慢，但各部門不斷進行農村金融體制改革與探索創新，增加農戶信貸供給。但根據相關調查數據，全國只有27%的農戶能夠獲得正規渠道的貸款，并且在有融資需求的農戶中，仍有超過40%無法獲得正規信貸支持[12]。由于農村正規金融的巨大交易成本，2006 年，財政部和當時的國務院扶貧辦探索出一種農村非正規金融供給模式，借鑒孟加拉國鄉村銀行模式在14個省（自治區、直轄市）的28個貧困縣開始試點貧困村互助資金政策。互助資金實質為一種小額信貸組織，以財政安排到貧困村的專項扶貧資金、村民自愿按一定比例繳納的互助金和無任何附加條件的社會捐贈資金為基礎成立互助資金社[13]，通過設立理事會和監事會管理資金使用，對借款額度、使用期限、占用費率和還款方式等內容進行規定。互助資金社以互助小組聯保形式向村內有融資需求的農戶尤其是貧困農戶提供無抵押的有息借款，支持其用于農業生產、私營活動、外出務工等創收活動。各貧困村互助資金項目的實施范圍僅限于村莊內部，不對村莊外開放，村莊內的常住農戶均可以通過繳納一定比例的自付資金入社， 且入股自由、退股自愿，通過互助小組聯保，入社農戶均可以向互助資金社申請貸款，降低了農戶的融資成本與門檻，拓寬了融資渠道，緩解了信貸約束，真正做到了民有、民用、民管、民享，周轉使用、滾動發展，互助小組聯保形式借助農村熟人社會特征也降低了違約風險[14]。

1.2 文獻綜述

經典人口流動理論中，Lewis[15]提出現代工業部門以不變的工資率從傳統農業部門吸收邊際生產率為零的剩余勞動力，直到吸收完畢，工資率上升，出現“劉易斯拐點”。Todaro[16]認為勞動力流動決策取決于勞動力對預期收入的估計，這依賴于城鄉預期收入差距和獲得就業機會的概率。許多學者基于上述理論解釋了中國勞動力流動的原因，基本上認同了較高的工資率或城鄉收入差距是吸引農村勞動力流動的最主要因素[17-20];但也有學者對這一結論持懷疑態度，因為按照這個邏輯，越是貧困的地區應該越具有遷移動力，故而應該有更多的貧困農戶流出[17]，而不是大量貧困勞動力滯留農村。有研究也指出，農村勞動力轉移最多的既不是最貧困的地區，也不是最貧困的農戶[21]。這些研究表明即使在城市預期收入更高的情況下，部分農村勞動力尤其是貧困勞動力仍然留在農村，說明其向外流動的動機不僅僅是城鄉收入差距，還存在其他影響貧困勞動力流動的因素。

現有阻礙農村勞動力尤其是貧困勞動力流動的相關研究主要有三種觀點：一是人力資本和社會資本稟賦特征。理論研究和經驗研究都表明，人力資本水平高的勞動力更容易找到工作而實現遷移[22-24]，農村貧困勞動力人力資本積累不足，難以滿足非農就業市場對勞動力素質的要求而阻礙其外流;社會資本是農戶獲取務工信息的主要渠道，能夠提高外出就業成功的概率，對勞動力流動影響非常顯著[25-27]，那些滯留農村的貧困勞動力可能受社會資本水平限制，缺乏必要的信息獲取渠道。二是外出務工成本制約。由于勞動力流動需要一定的遷移成本，農村勞動力尤其是貧困勞動力由于可支配資金不足與資金融通渠道匱乏無法支付較高的外出務工成本而滯留農村[28-33]，這些研究從流動性約束角度解釋了貧困勞動力的外流阻力。三是外出務工的不確定性風險。雖然新遷移經濟理論認為農村勞動力流動被看作是獲取收入來源和分散風險的一個有吸引力的渠道[34]，但農村勞動力流動本身是一個充滿風險和不確定性的過程[35]，由于人力資本水平相對較低，農村勞動力容易面臨就業排斥等問題[36-37]。因此，在信貸受到約束的情況下，盡管外出務工的預期收入很高，但由于收入的不確定性，風險厭惡的低收入農戶可能選擇不外出，因為一旦外出務工失敗，家庭容易陷入消費風險[38-40]。由此可見，無論是外出務工成本制約還是受不確定性風險制約，農村勞動力的流動都與信貸的可獲得性存在較大關系，一旦有了資金獲取渠道，貧困勞動力就可以獲得支付外出務工成本的資金，也可以應對外出務工的不確定性風險可能帶來的消費風險。

當前關于信貸可獲得性與農村勞動力流動的研究比較少，僅有少數研究從宏觀層面證實了農村金融發展對勞動力流動的促進作用[41-42] ，也有少數文獻從微觀層面得出金融可得性對農戶從事非農就業的正向促進作用[43]，但上述研究均缺乏對作用機制的探討，或由于僅采用截面數據使得因果效應的科學性有待商榷，以上不足為本文提供了探索空間。互助資金作為農村信貸供給的一種重要創新形式，是否會對農村勞動力流動產生影響以及通過何種途徑產生影響，需要理論與實證的共同檢驗。基于此，本文可能有以下貢獻：一是基于理論分析和準實驗研究獲得的微觀數據，從家庭層面探討互助資金政策與貧困村勞動力流動之間的關系，豐富相關研究的文獻基礎;二是基于準實驗的研究過程和雙重差分模型的研究設計有效控制其他趨勢性因素的影響以及處理組和對照組實驗前的差異，從而保證政策沖擊的外生性，確保獲得更為準確的因果效應;三是利用微觀農戶數據進一步分析了互助資金政策影響農村勞動力流動的微觀機制，彌補了當前相關研究的不足。

2 理論分析與研究假設

我國農村地區正規金融供給與需求存在著嚴重的不對稱格局，資金供給嚴重不足，農戶融資難度大。互助資金作為一種非正規的信貸供給服務政策為面臨信貸約束的農戶尤其是貧困農戶提供了資金融通渠道，理論上可以通過改變農戶的可支配或預期支配資金水平影響家庭勞動力的流動決策。具體而言，互助資金主要可以通過以下機制影響家庭勞動力流動（圖2）。

第一，互助資金能夠緩解農戶的流動性約束促進農村勞動力流動。在中國，由于經濟社會發展水平差異，農村勞動力通常從相對貧窮落后的中西部地區流向發達的東部沿海地區，因此外出務工成本可能很高，導致許多農村勞動力尤其是貧困家庭的勞動力由于缺乏必要的金融資本而無法外出，滯留農村。互助資金作為一種信貸供給服務，通過向貧困村內條件較差且有融資需求的農戶提供借款，可以緩解其流動性約束，滿足外出務工成本的融資需求，并且互助資金的占用費率一般高于銀行貸款利率，信貸約束寬松的農戶通常不會從互助資金借款，因此其具有自動瞄準真正面臨流動性約束的農戶，從而促進農村勞動力向城鎮非農部門流動。

第二，互助資金能夠通過資本替代勞動促進農村勞動力流動。已有研究指出，農業技術變遷越來越傾向于勞動節約型[44]，農業機械化既能減輕勞動強度，又能提高農業生產效率，形成資本對農業勞動力的直接替代，具有促進勞動力流動的功效[45-47]。但農業機械化需要滿足一定的生產性資本投入，很多農戶尤其是貧困農戶在進行農業投資時缺乏足夠的可支配資金水平，并且由于我國農村信貸市場發育不健全，難以滿足農戶的融資需求，進一步限制了其資本投入[48-49]，從而只能將更多勞動力束縛在土地之上，造成農業生產效率低下和勞動力資源的浪費。互助資金為農戶提供了資金融通渠道，通過向農戶提供貸款有利于提高農戶的農業資本投入水平，實現資本對勞動力的替代，將勞動力從土地上解放出來，流向收入水平更高的非農就業部門。

第三，互助資金能夠為農戶面臨的不確定性風險提供隱性擔保促進勞動力流動。如前所述，農村勞動力的流動是一個充滿風險和不確定性的過程。對于風險厭惡者來說，通常寧愿接受一個確定的較低的收入水平，也不愿接受一個更高的但含有不確定性的預期收入[50]，尤其是那些本身在收入、教育、醫療等方面面臨著不確定性的家庭，一旦在城鎮沒有實現穩定就業回流農村，對整個家庭成本付出的代價是巨大的，尤其在信貸約束比較嚴重的農村地區，一旦風險發生，無法獲得資金來源，收入的波動極易導致家庭陷入消費風險[51]。因此，很多農戶尤其是貧困農戶選擇不外出務工，而是從事熟練程度更高的農業生產，以獲得一個相對低下但確定性的收入水平。外出務工收入的不確定性以及可能面臨的消費風險一定程度上阻礙了農村勞動力外流。互助資金政策的實施為農戶提供了資金融通渠道，即為本身面臨著不確定性的家庭提供了隱性擔保，即使勞動力外出就業失敗回流農村，家庭收入有波動的情況下也可以通過向互助資金借貸幫助家庭平滑消費和緩解風險沖擊[52]。因此，互助資金通過隱性保險機制減少了勞動力外流的后顧之憂，有利于促使勞動力從事預期收入更高的非農就業。

根據以上分析，本文提出以下假設。

H1：互助資金政策對貧困村勞動力流動具有正向促進作用。

H2：互助資金促進貧困村勞動力流動的作用機制為：緩解流動性約束、資本替代勞動、提供隱性擔保。

3 數據來源與研究設計

3.1 數據來源

本文數據來自原國務院扶貧辦與中國人民大學于2010年、2012年和2014年合作開展的貧困村互助資金監測項目，該項目的實施過程遵循嚴格的準實驗研究。在項目開展前，基于地區平衡原則和貧困分布狀況，課題組協商選定山東、河南、湖南、四川和甘肅5省進行互助資金準實驗研究。在項目省推薦和課題組評估的基礎上，每省選擇2個項目縣各5個貧困村作為備選村，課題組隨機選取其中3個貧困村為項目村，開展互助資金項目，2個貧困村為對照村，不開展互助資金項目，共計30個項目村和20個對照村。

本文數據獲取過程具體如下：2010年，在各地互助資金項目開展之前，課題組對各貧困村進行了基線調查，即準實驗的事前測量。在樣本農戶選取上，通過分層等距抽樣的方法確定，每村抽取30戶，共計1 500戶（具體抽樣方法可見楊龍和張偉賓[11]）。基線調查內容由村莊問卷和農戶問卷兩部分構成，村莊問卷主要調查上一年度村莊的基本情況（人口、勞動力、土地等）、基礎設施和公共服務情況以及村級治理情況等方面;農戶問卷主要調查上一年度家庭的人口特征、基礎設施和公共服務享有情況、農業生產情況、務工情況、借貸情況以及收入、消費和資產情況等內容。基線調查共計獲得村莊問卷50份，農戶問卷1 500份。

基線調查結束后，大多數選定項目村順利成立互助資金社并開始放款工作，但其中一個項目村由于各種原因最終未能順利開展，轉為對照村，故2012年課題組進行第一輪追蹤調查時，項目村為29個，對照村為21個。調查內容在基期調查的基礎上，增加了項目村互助資金開展及使用等相關內容，調查對象為所有基期調查農戶，最終追蹤成功1 349戶。

2014年，課題組開展了第二輪追蹤調查。本來原則上要求在項目監測期內，選定的項目村必須實施互助資金項目，對照村不得開展。但由于事前并未明確項目監測期限范圍，本輪追蹤調查時有10個對照村在上一輪追蹤調查結束后也成立了互助資金社進行信貸供給，而1個項目村則被撤銷了項目村資格，后未再實施。故2014年進行追蹤調查時，項目村變為38個，對照村為12個。調查內容與上一輪追蹤調查保持一致，調查對象仍為所有基期調查農戶，最終追蹤成功1 323戶。

綜合三期樣本數據，兩輪調查均追蹤到的基期農戶數量為1 213戶。由于本文主要研究互助資金對貧困村勞動力流動的影響，根據研究需求，本文將基線調查時家中沒有勞動力以及追蹤調查時由于分家、出嫁、死亡等原因導致家中沒有勞動力的樣本戶進行剔除，并剔除了2012年后被取消資格的項目村樣本。此外，剔除了個別缺少關鍵變量和數據質量不合格的樣本戶。經過以上處理，本文最終得到5省10縣1 059戶農戶的三期平衡面板數據。樣本戶具體分布情況見表1。

在勞動力流動情況上，本文根據以往研究經驗，采用勞動力外出務工情況進行衡量。本文采用國家統計局相關統計口徑，勞動力外出務工是指到本鄉鎮以外從事生產勞動的情況，并根據問卷中相關問題設置，將全年內外出務工時間≥10天視為外出務工時間下限。表2對各調查年項目村和對照村的外出務工情況進行了統計，可以看出，項目村外出務工戶數比例逐年增加，而對照村有下降趨勢。由此可以看出，互助資金項目的開展與貧困村勞動力的流動具有正相關關系，但因果關系是否成立，仍需通過計量模型進一步驗證。

3.2 雙重差分模型設定

為了評估互助資金政策對貧困村勞動力流動的影響

效果，本文采用政策評估中常用的雙重差分（differences-in-differences，DID）方法。使用雙重差分方法需要滿足兩個前提條件假設：一是處理組和對照組要滿足共同趨勢假設以保證分組隨機和事件隨機，二是要滿足個體處理穩定性假設（the stable unit treatment value assumption，SUTVA）以保證處理組接受干預的水平一致且對對照組無溢出效應[53]。本文互助資金監測項目的準實驗過程在每個縣選取的5個村均為貧困村，有利于保證村級發展情況相似，每個縣內均安排了項目村和對照村也有利于滿足共同趨勢假設，同時縣內隨機指定項目村和對照村保證了互助資金政策沖擊的外生性。此外，各地互助資金政策項目在組織形式、運行規則等方面基本相似有利于保證項目村接受政策干預的力度接近，且封閉于村內開展、不對外村開放的實施原則保證了互助資金項目不存在對對照村的溢出效應，因此該項目的準實驗過程天然滿足SUTVA假設。由于本文的互助資金項目在各地開始實施的時間不一致，因此借鑒了Beck 等[54]對開始實施時間不一致的政策效果評估所采用的漸進性雙重差分方法，構建模型如下：

式（1）中，i表示農戶，j表示村莊（j=1，2，…，49），t表示年份（t=2010，2012，2014）。yijt為被解釋變量，表示j村i農戶家中在t年勞動力流動情況，若家中有人外出務工取值為1，否則取值為0。treatjt為核心解釋變量，表示j村在t年是否開展互助資金項目，若是取值為1，否則取值為0。估計系數β1即是本文關注的處理效應，即互助資金政策對貧困村勞動力流動的影響，若為正向且顯著，則表示實施互助資金項目促進了貧困村勞動力向外流動，若為負向且顯著，則表示互助資金項目抑制了貧困村勞動力外出務工。Z′是一系列控制變量，包括戶主個體特征、家庭稟賦特征、所在村莊特征等可能影響農戶家庭勞動力流動的因素;ηt和λi分別表示時間固定效應和農戶個體固定效應，εijt為誤差項。

3.3 變量選取與描述統計

3.3.1 被解釋變量

本文核心被解釋變量是貧困村勞動力流動情況。基于數據可得性和借鑒已有研究[55]，本文選取“家中是否有勞動力外出務工”作為代理變量衡量勞動力流動情況。此外，借鑒陳媛媛和傅偉[56]對勞動力流動的衡量，本文又采用“家中勞動力平均外出務工時間”作為代理變量進行穩健性檢驗。由于對外出務工時間的測量容易受一些不可控因素（如主觀記憶偏差等）的影響而導致測量結果偏誤[57]，因此本文以“家中是否有勞動力外出務工”為核心被解釋變量，“勞動力平均外出務工時間”為輔助檢驗的被解釋變量。

4.2.3 穩健性檢驗

盡管基準回歸盡可能地控制了其他影響農村勞動力流動的潛在因素，但仍可能存在一些不可觀測因素影響估計結果的可靠性。因此，為了進一步檢驗基準回歸結果的穩健性，得到較為準確的政策效應，本文通過替換核心被解釋變量的方法再次進行穩健性檢驗。借鑒相關研究，本文采用“家中勞動力平均外出務工時間”替換“家中是否有勞動力外出務工”來衡量勞動力流動情況。表5第（6）列和第（7）列分別給出了控制其他因素前后的回歸結果。結果顯示，核心解釋變量的回歸系數均顯著為正，表明互助資金項目的開展增加了貧困村勞動力平均外出務工時間，再次驗證了基準回歸結果的結論，即互助資金項目對貧困村勞動力向外流動的促進作用是顯著的。此外，控制變量的估計結果與基準回歸結果也較為一致，說明基準回歸結果是基本穩健的。

5 機制檢驗與異質性分析

根據前文的分析，互助資金政策的實施確實能夠顯著促進貧困村勞動力的向外流動，那是通過什么機制產生影響的呢？接下來，本文將進一步分析互助資金項目對貧困村勞動力流動影響的作用機制。根據理論分析，本文分別選取緩解流動性約束、資本替代勞動力和提供隱性擔保作為互助資金可能影響貧困村勞動力流動的三種微觀機制，并依次進行檢驗。

5.1 緩解流動性約束

為了驗證互助資金政策是否通過緩解農戶的流動性約束而促進勞動力流動，本文將同時考慮影響農戶流動性約束情況的兩個因素，即可支配財富水平和信貸約束情況。基于數據可得性，本文采用現行農村貧困標準下（每人每年2 300元，2010年不變價。考慮到通貨膨脹，為使研究更加科學合理，本文利用農村居民消費價格指數對基期貧困標準進行了相應調整）“基期是否為貧困戶”作為農戶家庭可支配財富水平的代理變量，通常來講，相比非貧困戶，貧困戶家庭的可支配財富水平更低，從而意味著面臨的流動性約束更強。表6第（1）列為在模型（1）中引入“treat×貧困戶”交互變量，回歸結果顯示，交互項系數在1%的統計水平上顯著為正，說明相比于非貧困戶，互助資金對貧困戶家庭勞動力向外流動的促進作用更明顯，也就是說，互助資金的開展成為提高農戶尤其是貧困農戶可支配財富水平的重要來源，緩解了貧困農戶的流動性約束，滿足了外出務工成本，進而促進勞動力向外流動。在信貸約束方面，本文根據農戶調查問卷中的問題“根據你家現在的條件，能否從信用社或其他金融機構借到錢”和“若你家現在遇到急事需要錢，能否從私人或其他非金融機構借到錢”將農戶基期面臨的信貸約束環境分為信貸約束寬松（能從至少一種情況借到錢）和信貸約束緊張（兩種情況均借不到錢）兩種情況，并分別賦值0和1，通常來講，信貸約束緊張的農戶面臨著更強的流動性約束。在模型（1）中引入“treat×信貸約束緊張”交互變量的回歸結果如表6第（2）列所示，可以看出，交互項系數在5%的統計水平上顯著為正，說明相比于信貸環境寬松的農戶，互助資金對信貸環境緊張的農戶家庭勞動力外流具有更明顯的促進作用，也就是說，互助資金的開展有效緩解了農戶的信貸約束情況，農戶面臨的信貸環境更為寬松，流動性約束得到緩解，從而有利于促進勞動力向外流動。根據理論分析和上述回歸結果，本文可以得出互助資金能夠通過緩解農戶的流動性約束促進勞動力流動。

5.2 資本替代勞動

農業技術變遷越來越傾向于勞動節約型。根據理論分析，互助資金政策可以通過資本投入對農業勞動力進行替代進而促進剩余勞動力向外流動。農業機械化是資本替代勞動力的一種重要表現形式[62]，因此，基于數據可得性，本文采用雇傭機械支出和生產經營性資產價值作為農業資本投入的衡量。通過將模型（1）中的被解釋變量分別替換為“雇傭機械支出”和“生產經營性資產價值對數”來檢驗互助資金對農業資本投入的影響，從而間接檢驗互助資金影響勞動力流動的機制。表7給出了估計結果，可以發現，雇傭機械支出對treat的回歸系數為正，說明互助資金增加了農戶農業機械的使用，而生產經營性資產價值有所降低，這一方面與資產折舊有關，另一方面與農戶新增生產經營性資產較少有關。treat的系數均不顯著，說明互助資金的開展對農戶機械投入的影響不明顯，通過資本替代勞動影響勞動力流動的機制并未得到驗證。可能的解釋是，互助資金雖然為農戶提供了融資渠道，但農戶可以從互助資金社借貸的資金額度有限，根據收集數據顯示，農戶可貸款金額一般不超過5 000元，使用周期半年到一年不等，除購買種子、化肥外，難以滿足機械化的資金需求，對提高農戶的機械投入水平有限，因此對農業勞動力的替代作用不明顯。

5.3 提供隱性擔保

本文認為，農村勞動力的流動決策應考慮家庭為應對不確定性而做出的選擇。根據前文理論分析，在信貸受到約束的情況下，即使預期收入很高，但由于收入的不確定性，人們可能選擇不外出務工，尤其是那些本身面臨著不確定性的家庭。而互助資金的實施為農戶提供了隱性擔保，即使家庭勞動力外出務工失敗，也可以通過向互助資金借貸幫助家庭平滑消費和緩解風險沖擊，從而有利于促進勞動力流動。根據這種隱性擔保機制的邏輯，隨著農戶面臨不確定性的增加，勞動力外流的概率應該提高。而在農村居民中，收入風險和醫療風險是其面臨的主要不確定性因素，故本文主要考慮這兩種風險。借鑒沈坤榮和謝勇[63]的做法，本文以基期家庭人均純收入為被解釋變量，以家庭成員的平均年齡、平均受教育程度、就業比例、家庭承包地數量、經營收入情況以及戶主的性別、政治身份以及省級固定效應等為解釋變量進行OLS回歸得到殘差值，并以殘差值表征收入不確定性，殘差值越大，說明家庭面臨的收入風險越大。借鑒尹志超等[35]的做法，以基期家庭65歲以上老年人數表征面臨的醫療不確定性。家庭老人數量越多，面臨的醫療風險可能越大。在模型（1）中分別引入“treat×收入風險”交互項和“treat×醫療風險”交互項的回歸結果見表8第（1）列和第（2）列，可以看到，互助資金與收入風險交互項系數在1%的水平上顯著為正，說明與面臨收入風險低的農戶家庭相比，互助資金對面臨收入風險高的家庭勞動力流動的促進作用更明顯，互助資金項目的實施確實發揮了隱性擔保作用;互助資金與醫療風險交互項系數也為正，說明互助資金對面臨醫療風險高的家庭勞動力流動的促進作用更明顯，但這一影響缺乏統計意義上的顯著性，說明互助資金的隱性擔保作用在應對收入風險沖擊上更為明顯。

5.4 異質性分析

農戶之間存在顯著的特征差異，當互助資金政策實施后，對勞動力流動的影響可能在不同特征的農戶中存在異質性。根據前文所述，我國農村尤其是貧困地區農村仍然存在剩余勞動力，滯留于土地之上從事農業生產。于是，本文從異質性角度看互助資金是否有助于農戶脫離土地，向外流動。根據農戶基期生計活動中農業收入占家庭總收入的比重將農戶分為務農為主型和非農為主型兩類，其中前者農業收入占比超過50%。將兩個子樣本數據分別代入模型（1）進行回歸檢驗，結果如表9所示。可以看出，互助資金政策的實施在5%的統計水平上顯著促進了基期以務農為主的農戶家庭勞動力的外流，而對基期主要從事非農就業的農戶家庭勞動力流動的影響不明顯，說明互助資金確實有助于農村剩余勞動力脫離土地束縛，實現向外流動。

6 結論與啟示

促進農村勞動力轉移就業、縮小城鄉差距、推動城鄉融合發展是我國實現第二個百年奮斗目標的重要內容之一。但近年來我國農村勞動力外流增速放緩，許多勞動力尤其是貧困勞動力仍然滯留農村。在此背景下，本文從信貸約束緩解的視角出發，基于5省10縣互助資金監測的準實驗研究項目，采用雙重差分模型，利用1 059個微觀農戶的三期面板數據，從家庭層面研究了互助資金政策對貧困村勞動力流動的影響。研究結果顯示，互助資金政策的實施對貧困村勞動力外流具有顯著促進作用。這一結果表明，互助資金作為農村信貸供給服務的一種創新形式，對勞動力流動產生了重要影響，對于探索農村金融供給成為進一步促進剩余勞動力尤其是貧困勞動力流動的契機具有重要意義。通過進一步分析互助資金影響勞動力流動的作用機制發現，互助資金主要通過緩解農戶家庭的流動性約束、為農戶家庭面臨的不確定性提供隱性擔保兩個渠道促進勞動力外流，而由于借貸額度限制等原因，通過增加農業資本投入替代勞動的機制并未通過檢驗。

基于上述結論，本文得到如下啟示：隨著農業產業向專業化和規模化方向發展，促進就業轉移將是貧困農戶和低收入戶的主要創收渠道。如何促進農村勞動力尤其是貧困勞動力轉移，本文的研究結論從信貸供給服務角度給出了一種方向。可以看出，農村金融供給服務不僅提高了貧困農戶的信貸可得性，還在一定程度上促進了轉移就業目標的實現。因此，未來要繼續堅持農村金融改革的步伐，不斷探索多元化的農村金融產品和金融工具創新，彌補農村正規金融發展緩慢導致的信貸約束問題。并且要結合農戶的實際需求，在風險可控的前提下靈活制定相關政策，比如根據本文研究，互助資金政策囿于借貸額度限制，無法滿足農戶的機械化資本需求，實現資本對勞動力的替代，未來可通過設置合理的風控機制適當提高互助資金的借款額度，延長借款期限等，盡可能滿足農戶更高水平的資金需求。此外，缺乏可持續性一直是農村金融服務存在的主要問題之一，未來應注重農村金融服務政策的頂層設計，既能保證貸出資金的安全性，又能確保農戶獲得可持續性的金融服務，從而從中獲得可持續的收益。

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（責任編輯：王愛萍）