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改革開放以來,通過大規(guī)模的扶貧開發(fā),中國取得了舉世矚目的扶貧成就,成功使7億多貧困人口擺脫貧困。黨的十八大以來,以習(xí)近平總書記為核心的黨中央擔(dān)當(dāng)起全面建成小康社會(huì)的重任,將消除絕對貧困作為底線任務(wù)和關(guān)鍵性指標(biāo),扎實(shí)推進(jìn)精準(zhǔn)扶貧精準(zhǔn)脫貧基本方略,確保到2020年底貧困人口實(shí)現(xiàn)脫貧,貧困縣全部摘帽。目前這一目標(biāo)基本實(shí)現(xiàn),截至2019年底,農(nóng)村貧困人口降至551萬人,貧困發(fā)生率降至0.6%,按照年均減貧超過1000萬人的速度,2020年底消除絕對貧困不成問題。在30多年的扶貧開發(fā)歷程中,金融扶貧致力于解決貧困地區(qū)和貧困農(nóng)戶的融資難題,成為促進(jìn)貧困地區(qū)和貧困人口脫貧增收的有效手段。
在扶貧開發(fā)的不同階段,金融扶貧工作積極適應(yīng)貧困狀況,不斷推陳出新,全國層面主要形成了扶貧貼息貸款、貧困村互助資金和扶貧小額信貸三類政策。其中,1986年便已開始推行的扶貧貼息貸款政策實(shí)施最早,但由于政策設(shè)計(jì)等原因,貸款的貧困瞄準(zhǔn)始終不夠精準(zhǔn),真正的貧困戶很難從金融機(jī)構(gòu)獲得貼息貸款,益貧性較差,影響了金融扶貧質(zhì)量(吳國寶,1997;文秋良,2006)。在扶貧貼息貸款政策實(shí)踐面臨困境的情況下,國務(wù)院扶貧辦和財(cái)政部借鑒孟加拉國的鄉(xiāng)村銀行模式,于2006年開始在14個(gè)省的28個(gè)貧困縣試點(diǎn)貧困村互助資金政策,通過財(cái)政專項(xiàng)扶貧資金、村民繳納互助金和社會(huì)捐贈(zèng)資金共同成立互助資金社(陳立輝等,2015),以合作金融的形式向村內(nèi)有融資需求的農(nóng)戶提供免抵押的有息貸款支持其用于創(chuàng)收活動(dòng),并且由于互助資金只針對貧困村開展,在實(shí)施過程中提高了瞄準(zhǔn)效率,有利于提高金融扶貧的質(zhì)量。截至2015年底,全國超過2萬個(gè)貧困村設(shè)立了互助資金組織,成為農(nóng)村地區(qū)分布最廣、影響最大的扶貧小額貸款政策(陳清華等,2017)。扶貧小額信貸政策是2014年建檔立卡精準(zhǔn)識別后提出的金融扶貧政策,只針對建檔立卡貧困戶,由商業(yè)銀行為其提供3年以內(nèi)、5萬元以下、免抵押免擔(dān)保的扶貧貸款,扶貧小額信貸政策較前兩種金融扶貧政策瞄準(zhǔn)精度更高,貸款額度也足以滿足絕大多數(shù)貧困戶發(fā)展產(chǎn)業(yè)的資金需求,但由于商業(yè)銀行市場化運(yùn)營方式與脫貧攻堅(jiān)政治任務(wù)下公益性政策目標(biāo)之間的矛盾始終影響扶貧小額信貸政策效果,借貸雙方較大的交易成本使得扶貧小額信貸的長期推行存在困難,影響金融扶貧質(zhì)量。
與扶貧貼息貸款和扶貧小額信貸兩種依托正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的金融扶貧政策相比,互助資金在各貧困村內(nèi)開展,通過成立理事會(huì)和監(jiān)事會(huì)對資金使用進(jìn)行管理,實(shí)行民有、民用、民管、民享,降低了農(nóng)戶的融資成本與門檻,并且充分利用農(nóng)村熟人社會(huì)特征,通過合作金融形式降低了違約風(fēng)險(xiǎn),有利于避免正規(guī)金融機(jī)構(gòu)扶貧在市場化運(yùn)營與公益目標(biāo)之間的矛盾,是緩解貧困地區(qū)農(nóng)戶信貸約束的一種重要的非正規(guī)金融扶貧模式創(chuàng)新,在長期存續(xù)、幫助農(nóng)戶穩(wěn)定脫貧增收方面具有重要優(yōu)勢,并且互助資金借款只能用于創(chuàng)收活動(dòng),有利于通過提高農(nóng)戶的自我發(fā)展能力實(shí)現(xiàn)脫貧增收,真正實(shí)現(xiàn)金融扶貧質(zhì)量提高。為了評價(jià)互助資金政策的扶貧效果,國務(wù)院扶貧辦與中國人民大學(xué)于2010年、2012年和2014年在5省10縣50個(gè)貧困村合作開展了村級互助資金監(jiān)測項(xiàng)目,本文基于這一準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究獲得的1082戶微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù),運(yùn)用雙重差分模型,實(shí)證檢驗(yàn)了互助資金對貧困村農(nóng)戶的收入效應(yīng),以考察互助資金這一非正規(guī)金融扶貧政策是否真正發(fā)揮了扶貧作用,彌補(bǔ)了正規(guī)金融扶貧政策扶貧質(zhì)量受限的不足。對于這一問題的回答,有助于掌握互助資金的政策效果和面臨問題,對未來金融扶貧的制度供給、使用管理以及扶貧質(zhì)量的提高具有重要政策參考意義。
互助資金是中國貧困地區(qū)農(nóng)村金融扶貧的一種重要?jiǎng)?chuàng)新形式,國外并沒有與之完全對應(yīng)的組織機(jī)構(gòu),國外學(xué)者也尚未對此進(jìn)行過專門研究。但互助資金實(shí)質(zhì)上屬于小額信貸的一種,借鑒了國際上許多發(fā)展中國家大力推行的小額信貸機(jī)構(gòu)。國外學(xué)者對小額信貸與貧困減少方面的研究較多,Haq 等(2010)通過對亞洲、非洲和拉丁美洲39個(gè)小額信貸機(jī)構(gòu)成本效率的分析,發(fā)現(xiàn)小額信貸有利于幫助貧困群體緩解信貸約束,增加生產(chǎn)性資本,提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。Imai 和 Azam(2012)通過對孟加拉國代表性家庭1997~2004年的四輪調(diào)查分析,發(fā)現(xiàn)小額信用貸款對貧困農(nóng)戶家庭收入和食品消費(fèi)具有正向影響,支持了孟加拉國小額信貸的減貧效應(yīng)。Ab-Rahim 和 Shah(2019)通過準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究方法對巴基斯坦小額信貸的減貧作用進(jìn)行了研究,得出了同樣結(jié)論。Bel hadj 和 Rejeb(2018)利用橫截面和面板數(shù)據(jù)研究了發(fā)展中國家小額信貸對減貧的影響,結(jié)果表明,一個(gè)人均小額信貸貸款額高的國家通常擁有較低的貧困發(fā)生率和較高的人均消費(fèi)支出水平,從而證實(shí)了小額信貸在宏觀層面的減貧作用。
國內(nèi)學(xué)者對互助資金的研究主要集中在三個(gè)方面:一是互助資金的目標(biāo)瞄準(zhǔn)研究。一些學(xué)者認(rèn)為互助資金具有明確的扶貧目標(biāo),與傳統(tǒng)財(cái)政資金扶貧模式相比,貧困人口瞄準(zhǔn)度更高,這在一定程度上緩解了貧困農(nóng)戶的資金需求,有利于農(nóng)戶增收(吳忠等,2008;高楊、薛興利,2013;楊龍、張偉賓,2015)。但部分學(xué)者認(rèn)為互助資金存在目標(biāo)瞄準(zhǔn)偏離,并未真正瞄準(zhǔn)貧困農(nóng)戶,如劉西川等(2014)、陳清華等(2017)的研究也表明,參與戶以中等及中等偏下群體為主,最低收入群體收益相對較??;林萬龍、楊叢叢(2012)通過對四川儀隴互助資金試點(diǎn)的解構(gòu),認(rèn)為處于最低水平的貧困農(nóng)戶由于缺乏有效貸款需求仍難以有效利用互助資金。二是互助資金的治理與運(yùn)行機(jī)制研究。劉西川等(2013)指出互助資金的制度設(shè)計(jì)有效緩解了組織內(nèi)各相關(guān)利益主體的沖突,但存在對管理者激勵(lì)不足、大戶主導(dǎo)等問題;陳立輝等(2015)認(rèn)為監(jiān)事會(huì)未發(fā)揮應(yīng)有作用,亟需外部監(jiān)督的加強(qiáng)和完善;龍超、葉小嬌(2018)發(fā)現(xiàn)互助資金具有村民入社率偏低、貧困戶參與不足、資金動(dòng)員功能缺失、民主管理虛化等問題。三是互助資金的增收效果研究?,F(xiàn)有研究均表明,互助資金提高了貧困村農(nóng)戶的收入水平,但在不同群體間可能存在分化,如胡聯(lián)等(2014)利用調(diào)研數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),互助資金有利于農(nóng)戶收入增長,但中高收入農(nóng)戶增幅更快;楊龍、張偉賓(2015)利用5省調(diào)研數(shù)據(jù)和傾向得分匹配-雙重差分方法,得出了互助資金對貧困戶增收作用顯著,而對非貧困戶增收作用不明顯的結(jié)論;陳清華等(2017)利用寧夏調(diào)研數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),互助資金使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資、農(nóng)業(yè)收入、人均純收入均顯著增加;而劉金海(2010)利用調(diào)查數(shù)據(jù)的研究則表明,互助資金更加有利于非貧困戶。
當(dāng)前對互助資金扶貧效果的研究已經(jīng)較多,但仍存在以下不足:一是多數(shù)研究停留在對互助資金的短期收入效應(yīng)分析,缺乏互助資金滾動(dòng)使用多輪的長期效果研究;二是當(dāng)前互助資金對農(nóng)戶增收的研究多為對農(nóng)戶收入的綜合影響效應(yīng),對影響農(nóng)戶收入渠道的研究不足;三是缺乏對互助資金影響農(nóng)戶收入作用渠道的研究?;诖?,本文在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,做出以下邊際貢獻(xiàn):一是在分析互助資金對農(nóng)戶短期收入效應(yīng)的基礎(chǔ)上,考察其使用多輪后對農(nóng)戶收入的長期影響,檢驗(yàn)互助資金的動(dòng)態(tài)效果;二是在分析互助資金對農(nóng)戶綜合收入影響的基礎(chǔ)上,細(xì)化農(nóng)戶收入類型,分析互助資金對農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)的影響;三是嘗試對互助資金影響農(nóng)戶收入的作用渠道進(jìn)行分析和檢驗(yàn)。
互助資金通過為貧困村農(nóng)戶提供借款,提高其信貸可得性和可支配資金數(shù)量,支持其用于創(chuàng)收活動(dòng)實(shí)現(xiàn)脫貧增收。結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究和互助資金的實(shí)際開展情況,本文從收入構(gòu)成的角度來分析互助資金對農(nóng)戶收入的作用渠道??紤]到互助資金的使用范圍要求,即農(nóng)戶借款必須用于創(chuàng)收活動(dòng),因此在收入構(gòu)成方面,不同于傳統(tǒng)的經(jīng)營收入、工資收入、財(cái)產(chǎn)收入和轉(zhuǎn)移收入四分法,本文根據(jù)農(nóng)村地區(qū)主要?jiǎng)?chuàng)收活動(dòng)分為農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、非農(nóng)經(jīng)營收入和工資收入三類,其中,農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入主要指農(nóng)戶自雇從事種養(yǎng)殖業(yè)等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲得的收入,非農(nóng)經(jīng)營收入主要指農(nóng)戶自雇從事個(gè)體商業(yè)等非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)獲得的收入,工資收入主要指農(nóng)戶受雇為他人打工而獲得的收入?;ブY金影響農(nóng)戶收入的作用渠道有以下方面:
種養(yǎng)殖業(yè)是中國農(nóng)村尤其是貧困地區(qū)農(nóng)村的主要經(jīng)濟(jì)活動(dòng),農(nóng)戶在購買種苗種畜、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入品(如種子、化肥、農(nóng)機(jī)具等)等方面均需要金融資源的支持。已有研究指出,信貸約束強(qiáng)度與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系(袁航等,2016),生產(chǎn)資金不足限制了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大,只能進(jìn)行簡單重復(fù)和低效率的農(nóng)業(yè)生產(chǎn),導(dǎo)致收入增長緩慢,陷入一種低效率均衡狀態(tài),難以通過資本積累實(shí)現(xiàn)脫貧增收(茹玉等,2015;高楊,2015)?;ブY金的實(shí)施為貧困地區(qū)農(nóng)戶提供了資金融通渠道,一定程度上緩解了信貸約束,農(nóng)戶可以通過信用借貸獲得資金來源,增加可支配資金數(shù)量,擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模,增加良種、化肥、機(jī)械等農(nóng)業(yè)資本投入,提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率(Haq 等, 2010;陳清華等,2017),從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量與質(zhì)量提升,增加農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入。
農(nóng)民參與非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)不僅是促進(jìn)其非農(nóng)就業(yè)的重要方式,也是縮小居民收入差距的可靠途徑。但非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)的開展建立在一定數(shù)量資金擁有量的基礎(chǔ)之上,受制于信貸排斥和流動(dòng)性約束等原因,農(nóng)戶尤其是貧困農(nóng)戶從事非農(nóng)經(jīng)營的可能性顯著降低,不利于收入增加(盧亞娟等,2014;蔡棟梁,2018;孫浩男、夏詠,2020)。互助資金的實(shí)施緩解了農(nóng)戶的信貸約束,拓寬了資金來源,為農(nóng)戶進(jìn)行原始資本積累提供了渠道,有利于農(nóng)戶開展非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)或擴(kuò)大非農(nóng)經(jīng)營規(guī)模,從而增加非農(nóng)經(jīng)營收入。
如前所述,在中國農(nóng)村尤其是貧困地區(qū)農(nóng)村,從事種養(yǎng)殖業(yè)等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)是農(nóng)戶最基礎(chǔ)的創(chuàng)收來源。貧困地區(qū)農(nóng)戶由于資金缺乏,只能通過勞動(dòng)力投入彌補(bǔ)生產(chǎn)性資本投入的不足,將家庭勞動(dòng)力束縛在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上,導(dǎo)致生產(chǎn)回報(bào)率低下,收入增長緩慢。互助資金的實(shí)施為農(nóng)戶增加生產(chǎn)資本投入提供了資金來源,有利于農(nóng)戶增加良種、化肥、機(jī)械等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入,提高勞動(dòng)生產(chǎn)率,實(shí)現(xiàn)資本對農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的替代,促進(jìn)家庭剩余勞動(dòng)力向收入水平更高的非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移(張琛等,2019),從而增加工資收入。
通過以上分析,本文提出以下假說:
假說1:使用互助資金有利于促進(jìn)農(nóng)戶家庭收入水平提高。
假說2:互助資金通過增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入、促進(jìn)非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)和促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移三個(gè)渠道幫助農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)增收。
此外,有效資本積累不足是農(nóng)村地區(qū)居民增收緩慢的重要原因(茹玉等,2015)?;ブY金滾動(dòng)使用,農(nóng)戶可以持續(xù)從中獲得借款用于創(chuàng)收活動(dòng),有利于資本積累,從而進(jìn)一步拓寬資本使用范圍,激活資源與要素并促進(jìn)優(yōu)化組合,進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效益與增值能力(姜長云,2013),幫助農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增收。因此,提出假說3:互助資金對農(nóng)戶收入增長具有長期可持續(xù)性。
互助資金是一種村級層面的小額信貸組織,貧困村內(nèi)農(nóng)戶均可從中借貸。理論上,貧困戶相對非貧困戶面臨更嚴(yán)重的信貸約束,因此,互助資金的實(shí)施有效緩解了貧困農(nóng)戶的信貸約束,可能對貧困戶的增收效應(yīng)大于對非貧困戶。但同時(shí),非貧困戶在資金利用能力上強(qiáng)于貧困戶,資金使用范圍和使用效率可能更高,增收效果也可能比貧困戶更明顯。因此,提出假說4:互助資金對貧困戶與非貧困戶的增收效果存在異質(zhì)性。
本文所用數(shù)據(jù)源自國務(wù)院扶貧辦與中國人民大學(xué)于2010年、2012年和2014年聯(lián)合組織的互助資金監(jiān)測項(xiàng)目,該項(xiàng)目遵循嚴(yán)格的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究過程。考慮到地區(qū)平衡原則和貧困人口分布狀況,項(xiàng)目組選取山東省(東部1個(gè))、河南省和湖南省(中部2個(gè))、四川省和甘肅省(西部2個(gè))5省作為項(xiàng)目實(shí)施省份(1)。項(xiàng)目實(shí)施前,經(jīng)項(xiàng)目省推薦和專家組評估,每個(gè)省確定了2個(gè)項(xiàng)目縣,每個(gè)項(xiàng)目縣推薦5個(gè)項(xiàng)目備選村。在每縣的5個(gè)項(xiàng)目備選村里,由專家組隨機(jī)選取3個(gè)貧困村作為試點(diǎn)村開展互助資金項(xiàng)目,另2個(gè)貧困村作為對照村,共計(jì)30個(gè)項(xiàng)目村和20個(gè)對照村,原則上要求項(xiàng)目監(jiān)測期限內(nèi),項(xiàng)目村必須開展互助資金項(xiàng)目,對照村不得開展。需要說明的是,作為政策試點(diǎn)類的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),項(xiàng)目縣和備選村的選取不可避免受制于各種主客觀因素,難以完全按照隨機(jī)方式展開,但在地方推薦基礎(chǔ)上選取的縣和村一定程度上兼顧了隨機(jī)原則,并且項(xiàng)目村和對照村的確定是完全隨機(jī)的。項(xiàng)目進(jìn)展過程如下:
2010年8月,在各縣互助資金項(xiàng)目正式啟動(dòng)之前,課題組進(jìn)行了基期調(diào)查,即準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究的事前測量。基期調(diào)查內(nèi)容包括村級問卷和農(nóng)戶問卷兩部分,村級問卷主要是調(diào)查上一年度村莊人口基本情況、土地狀況、基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)、村級組織和治理等內(nèi)容;農(nóng)戶問卷主要是調(diào)查上一年度農(nóng)戶家庭成員基本情況、基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)到位情況、土地資源及流轉(zhuǎn)情況、收入和消費(fèi)、資產(chǎn)和借貸等內(nèi)容。每個(gè)村莊樣本農(nóng)戶由調(diào)研組利用分層等距抽樣方法確定,均為30戶,總共抽取了50個(gè)村莊的1500戶農(nóng)戶。具體抽樣原則見楊龍、張偉賓(2015)。
基期調(diào)查結(jié)束后,多數(shù)貧困村互助資金組織順利開展并放款,但其中一個(gè)項(xiàng)目村由于個(gè)別原因未能順利實(shí)施,轉(zhuǎn)為對照村。2012年7月,項(xiàng)目組對所有基期調(diào)研農(nóng)戶和村莊進(jìn)行了第一次跟蹤調(diào)查。跟蹤調(diào)查內(nèi)容除基期調(diào)查內(nèi)容部分,還增加了項(xiàng)目村農(nóng)戶參加和使用互助資金情況的相關(guān)問題,最終獲得項(xiàng)目村問卷29份、對照村問卷21份、基期跟蹤樣本1349戶。
2014年7月,項(xiàng)目組進(jìn)行了第二次跟蹤調(diào)查,調(diào)查內(nèi)容同第一次跟蹤調(diào)查一致。由于之前項(xiàng)目監(jiān)測期限的時(shí)間范圍未明確,在第二次跟蹤調(diào)查時(shí)有10個(gè)對照村在第一次跟蹤調(diào)查結(jié)束后開展了互助資金項(xiàng)目,且1個(gè)項(xiàng)目村在上一次調(diào)查結(jié)束后被撤銷了資格,未再實(shí)施。因此,本輪最終獲得項(xiàng)目村問卷38份、對照村問卷12份、基期跟蹤樣本1323戶。
綜合三期樣本,兩次均追蹤到的基期農(nóng)戶樣本為1213戶。由于互助資金主要用于創(chuàng)收活動(dòng),為了更好地研究互助資金的收入效應(yīng),本文將基期調(diào)查時(shí)農(nóng)戶家庭沒有勞動(dòng)力的樣本戶以及在跟蹤調(diào)查時(shí)由于分家、出嫁、死亡等原因?qū)е录抑袥]有勞動(dòng)力的樣本戶剔除,并剔除了部分關(guān)鍵變量缺失、無效或數(shù)據(jù)質(zhì)量存在一定缺陷的樣本,最終得到5省10縣1082戶農(nóng)戶的三期平衡面板數(shù)據(jù)。
在對公共政策或項(xiàng)目實(shí)施效果評估的模型中,雙重差分模型(DID)應(yīng)用較為廣泛。借助雙重差分方法既可以消除不可觀測變量對模型的影響,也可以較為準(zhǔn)確地估計(jì)政策沖擊的作用效果(鄧悅、周宇航,2013)。本文監(jiān)測的互助資金項(xiàng)目于2010年基期調(diào)查結(jié)束后開始實(shí)施,因此在后續(xù)兩次跟蹤調(diào)查中,如果農(nóng)戶從互助資金借貸資金則視為雙重差分模型中的處理組,反之沒有從互助資金借貸的農(nóng)戶則為對照組。
雙重差分方法的使用通常需要滿足兩個(gè)前提條件:一是處理組與項(xiàng)目組滿足平行趨勢假設(shè),二是個(gè)體處理穩(wěn)定性假設(shè),即處理組對對照組無溢出效應(yīng)。本文在每個(gè)縣選取的項(xiàng)目備選村均為貧困村,村內(nèi)農(nóng)戶發(fā)展情況相似,有利于處理組和對照組具有相同的趨勢。農(nóng)戶借貸資金后主要用于自身創(chuàng)收活動(dòng),因此不存在處理組對對照組的溢出效應(yīng)。由于互助資金實(shí)施時(shí)間不一致,故借鑒Beck 等(2010)、范子英和彭飛(2017)的相關(guān)模型設(shè)定,采用漸進(jìn)DID構(gòu)建模型如下:
yit=α+β1treatit+Z′δ+ηt+λi+εit
(1)
(1)式中,i表示農(nóng)戶, t表示年份。yit為被解釋變量,既可以表示第i個(gè)農(nóng)戶t時(shí)期的家庭總收入,也可以表示細(xì)化的分項(xiàng)收入。treatit為核心解釋變量,表示i農(nóng)戶t年互助資金借貸情況,若借貸了取值為1,否則取值為0。估計(jì)系數(shù)β1即是本文最為關(guān)注的系數(shù),衡量互助資金政策對農(nóng)戶家庭收入的影響,若系數(shù)為正且顯著,則表示使用互助資金增加了農(nóng)戶家庭的收入,若系數(shù)為負(fù)且顯著,則表示使用互助資金減少了農(nóng)戶家庭收入。Z′表示一系列其他可能影響農(nóng)戶家庭收入的控制變量,包括戶主特征、家庭特征、村莊特征等;ηt和λi分別表示時(shí)間固定效應(yīng)和個(gè)體固定效應(yīng),εit為誤差項(xiàng)。
在變量選擇上,本文結(jié)合前人的相關(guān)研究以及實(shí)地調(diào)研情況進(jìn)行選取。其中,被解釋變量為農(nóng)戶家庭年人均純收入及人均分項(xiàng)收入的對數(shù)值。由于互助資金只能用于創(chuàng)收活動(dòng),因此分項(xiàng)收入包括人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、人均非農(nóng)經(jīng)營收入和人均工資收入。這既考慮了互助資金對農(nóng)戶家庭總體收入的影響,又可以驗(yàn)證項(xiàng)目對不同收入來源的影響渠道。核心解釋變量為農(nóng)戶是否從互助資金項(xiàng)目中借款,若是取值為1,否則取值為0。
在其他可能對農(nóng)戶家庭收入產(chǎn)生影響的因素選擇方面,本文參考了收入決定方程和已有文獻(xiàn)的常規(guī)做法,從三個(gè)方面控制了以下變量:一是戶主特征,包括戶主性別、年齡、受教育程度、健康狀況、政治身份(楊龍、張偉賓,2015;寧靜等,2019);二是家庭特征,包括家庭人口規(guī)模、勞動(dòng)力數(shù)量、人均耕地面積、人均生產(chǎn)經(jīng)營性固定資產(chǎn)價(jià)值以及能否從私人處借到錢、能否從金融機(jī)構(gòu)借到錢(程名望等,2014、2016);三是村莊特征,包括村莊交通條件和偏僻程度(石智雷、楊云彥,2012)。
在互助資金影響農(nóng)戶收入渠道變量的選取上,基于數(shù)據(jù)可得性和實(shí)地調(diào)研情況,分別選取家庭種養(yǎng)殖業(yè)支出情況表征農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入,選取家庭私營活動(dòng)開展情況表征非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng),選取家庭勞動(dòng)力人均非農(nóng)就業(yè)時(shí)間表征非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移情況。主要變量的選取和描述性統(tǒng)計(jì)情況如表1所示。
表2給出了使用互助資金對農(nóng)戶家庭收入影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果,即基于雙重差分模型的平均處理效應(yīng),且均為控制了個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。第(1)列和第(2)列為使用互助資金對農(nóng)戶家庭人均純收入影響的回歸結(jié)果,可以看到,加入控制變量后treat的系數(shù)雖然有所減小,但仍然在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正,這說明互助資金項(xiàng)目的實(shí)施確實(shí)增加了貧困村農(nóng)戶的家庭收入。從收入結(jié)構(gòu)來看,表2第(3)列和第(4)列為加入控制變量前后使用互助資金對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入影響的回歸結(jié)果,可以看到,使用互助資金在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著增加了農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入;第(5)~(8)列顯示了使用互助資金對農(nóng)戶家庭非農(nóng)經(jīng)營收入和工資收入影響的回歸結(jié)果,結(jié)果顯示,互助資金也同樣在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著正向影響農(nóng)戶家庭的非農(nóng)經(jīng)營收入和工資收入。由此可見,互助資金的實(shí)施有效緩解了貧困地區(qū)農(nóng)戶的信貸約束,通過借貸資金用于創(chuàng)收活動(dòng),貧困地區(qū)農(nóng)戶的增收效果非常明顯,顯著發(fā)揮了互助資金的金融扶貧效果。本文的研究假說1得以驗(yàn)證。
表1 變量與描述性統(tǒng)計(jì)
注:樣本數(shù)量為1082個(gè),共有三期數(shù)據(jù),觀測值數(shù)量為3246個(gè)??紤]到戶主年齡對農(nóng)戶家庭收入的影響可能呈“倒U型”變化,因此模型中將同時(shí)放入戶主年齡的平方。
表2 互助資金對農(nóng)戶收入影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果
注:***、**、*分別表示估計(jì)結(jié)果在1%、5%、10%的水平上顯著;括號內(nèi)的數(shù)字為在村莊層面聚類的標(biāo)準(zhǔn)誤,下同。
1.平行趨勢檢驗(yàn)。如前所述,處理組與對照組具有相同的時(shí)間變化趨勢是運(yùn)用雙重差分模型的一個(gè)重要前提。本文采用實(shí)證方式進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)。首先,檢驗(yàn)在互助資金項(xiàng)目開展之前,借貸農(nóng)戶和未借貸農(nóng)戶的收入情況在基期是否存在系統(tǒng)差異。表3第(1)列為最終借貸農(nóng)戶和從未借貸農(nóng)戶基期收入的回歸結(jié)果,結(jié)果顯示,treat的回歸系數(shù)不顯著,說明借貸農(nóng)戶和未借貸農(nóng)戶的收入在基期不存在系統(tǒng)差異,滿足平行趨勢假設(shè)。第(2)列為先借貸農(nóng)戶與后借貸農(nóng)戶基期收入的回歸結(jié)果,結(jié)果顯示,treat的回歸系數(shù)同樣不顯著,說明先后向互助資金借貸農(nóng)戶的收入在基期不存在系統(tǒng)差異,滿足平行趨勢假設(shè)。其次,借鑒范子英、彭飛(2017)的做法,在基準(zhǔn)回歸模型中加入“縣固定效應(yīng)×年份”變量來檢驗(yàn)借貸農(nóng)戶與未借貸農(nóng)戶是否滿足平行趨勢假設(shè),這種方法允許互助資金的開展在不同縣具有不同的軌跡。表3第(3)列給出了回歸結(jié)果,發(fā)現(xiàn)treat的回歸系數(shù)仍然顯著為正,說明趨勢并未對本文的研究結(jié)論產(chǎn)生影響,處理組與對照組滿足平行趨勢假設(shè)。進(jìn)一步,為了增強(qiáng)說服力,本文在基準(zhǔn)回歸模型中加入“村固定效應(yīng)×年份”變量來檢驗(yàn)平行趨勢,回歸結(jié)果如表3第(4)列所示,treat的系數(shù)仍顯著為正,進(jìn)一步驗(yàn)證了平行趨勢假設(shè)。
2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,文章采用混合橫截面數(shù)據(jù)再次對回歸結(jié)果進(jìn)行了檢驗(yàn)。表3第(5)列和第(6)列分別給出了控制其他變量前后的回歸結(jié)果,發(fā)現(xiàn)treat的回歸系數(shù)均顯著為正,說明從互助資金借貸增加了農(nóng)戶家庭的人均純收入,再次驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸的結(jié)論,即互助資金對增加農(nóng)戶家庭人均純收入的作用是顯著的。此外,控制變量的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果也較為一致,說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是基本穩(wěn)健的。
表3 互助資金對農(nóng)戶收入影響的模型檢驗(yàn)(因變量:人均純收入)
注:(1)在第(1)列和第(2)列中,由于采用的均為基期樣本數(shù)據(jù),故此時(shí)treat并非指已借貸農(nóng)戶,而是根據(jù)公式(1)重新定義的區(qū)分借貸農(nóng)戶和未借貸農(nóng)戶的虛擬變量,其中最終借貸了的農(nóng)戶均取值為1,一直未借貸農(nóng)戶取值為0。(2)在第(3)列和第(4)列中,重新定義treat為區(qū)分先后向互助資金借貸的農(nóng)戶的虛擬變量,其中先借貸農(nóng)戶取值為1,后借貸農(nóng)戶取值為0。(3)在第(5)~(8)列中,treat的定義與基準(zhǔn)模型一致。
為了檢驗(yàn)互助資金的動(dòng)態(tài)效果,本文分別對其短期效應(yīng)和長期效果進(jìn)行了分析。表4第(1)列和第(2)列給出了基于2010年和2012年兩期數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果,考察互助資金影響農(nóng)戶家庭收入的“短期效應(yīng)”,此時(shí)互助資金項(xiàng)目實(shí)施了兩年時(shí)間,結(jié)果顯示,加入其他控制變量前后treat的系數(shù)為1.540,在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正,且大于基準(zhǔn)回歸結(jié)果,說明短期內(nèi)使用互助資金對農(nóng)戶家庭的增收效果非常明顯。
互助資金的借款周期通常為一年,隨著互助資金不斷地滾動(dòng)使用,就產(chǎn)生了一個(gè)新的問題,即在被使用多輪后,互助資金是否仍然具有增收性。為了分析該問題,本文剔除了2012年后新增的項(xiàng)目村和2012年后被撤銷的項(xiàng)目村樣本,保留了2012年和2014年均開展了互助資金的村莊以及從未開展過互助資金的村莊,檢驗(yàn)互助資金對農(nóng)戶收入的長期效果。表4第(3)列和第(4)列的回歸結(jié)果顯示,互助資金被使用多輪后,對農(nóng)戶家庭的增收效果在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正,說明互助資金項(xiàng)目的長期增收效果仍然較好,但與短期相比,treat的系數(shù)有所減小,說明互助資金長期增收效果有所減弱。根據(jù)筆者調(diào)研經(jīng)歷,這可能與后期部分互助資金組織缺乏后續(xù)指導(dǎo),資金管理混亂有關(guān),一定程度上影響了互助資金效果的發(fā)揮。盡管長期效果有所減弱,但可以看出,互助資金的增收效應(yīng)仍然十分顯著,扶貧效果具有長期可持續(xù)性,本文的研究假說3得以驗(yàn)證。
表4 互助資金對農(nóng)戶收入影響的動(dòng)態(tài)回歸結(jié)果(因變量:人均純收入)
互助資金政策只針對貧困村開展,但并非只有貧困戶可以從中獲得借款,非貧困戶也可以參與,因此,本文接下來考察互助資金對村內(nèi)不同農(nóng)戶的作用效果。按照現(xiàn)行農(nóng)村貧困標(biāo)準(zhǔn)(人均年純收入2300元,2010年不變價(jià)),本文以基期農(nóng)戶家庭人均純收入水平將農(nóng)戶分為貧困戶和非貧困戶(考慮到通貨膨脹,為使研究更加科學(xué)合理,利用農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對基期標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了調(diào)整)。表5給出了使用互助資金對貧困戶和非貧困戶家庭收入影響的回歸結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn),treat系數(shù)均為正,說明整體上使用互助資金對貧困戶和非貧困戶都有增收作用,但對貧困戶的作用效果缺乏統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性??赡艿慕忉屖?,貧困戶具有弱質(zhì)性和小農(nóng)戶特性,資金利用能力和使用范圍有局限,而非貧困戶的資金利用能力更強(qiáng),因而增收效果更明顯。本文的研究假說4得以驗(yàn)證。
表5 互助資金對不同農(nóng)戶收入影響的回歸結(jié)果(因變量:人均純收入)
根據(jù)前文的分析,使用互助資金顯著增加了貧困村農(nóng)戶的收入,發(fā)揮了金融扶貧效果。接下來,本文將進(jìn)一步分析互助資金增加農(nóng)戶收入的作用渠道。根據(jù)理論分析,本文選取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入、非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)和非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移作為使用互助資金增加農(nóng)戶收入的三條作用渠道,并基于數(shù)據(jù)可得性,將模型(1)的被解釋變量分別換成表征農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入、非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)和非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的變量進(jìn)行檢驗(yàn)。
首先,為了驗(yàn)證使用互助資金是否通過增加農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入進(jìn)而促進(jìn)收入水平提高,基于數(shù)據(jù)可得性,本文采用農(nóng)戶種養(yǎng)殖業(yè)支出對數(shù)作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的衡量,進(jìn)而分析使用互助資金對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的影響。表6第(1)列和第(2)列給出了加入控制變量前后使用互助資金對農(nóng)戶種養(yǎng)殖業(yè)支出對數(shù)影響的估計(jì)系數(shù)。結(jié)果顯示,treat的系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正,說明使用互助資金對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入水平有顯著的正向影響。根據(jù)理論分析和上述回歸結(jié)果,可以得出使用互助資金能夠通過增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入提高農(nóng)戶收入水平的結(jié)論。
其次,為了驗(yàn)證使用互助資金是否通過促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)進(jìn)而增加收入,本文采用農(nóng)戶私營活動(dòng)開展情況作為非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)的衡量,若農(nóng)戶開展了私營活動(dòng)取值為1,否則取值為0,進(jìn)而分析使用互助資金對非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)的影響。表6第(3)列和第(4)列給出了加入控制變量前后使用互助資金對農(nóng)戶私營活動(dòng)開展影響的估計(jì)系數(shù)。結(jié)果顯示,treat的系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正,說明使用互助資金顯著提高了農(nóng)戶家庭開展私營活動(dòng)的概率。根據(jù)理論分析和上述回歸結(jié)果,可以得出使用互助資金能夠通過提高農(nóng)戶從事非農(nóng)經(jīng)營的概率提高農(nóng)戶收入水平。
最后,為了驗(yàn)證使用互助資金是否通過促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移進(jìn)而增加收入,本文采用農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力人均非農(nóng)就業(yè)時(shí)間作為非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的衡量,進(jìn)而分析使用互助資金對非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的影響。表6第(5)列和第(6)列給出了加入控制變量前后使用互助資金對農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力人均非農(nóng)就業(yè)時(shí)間影響的估計(jì)系數(shù)。結(jié)果顯示,treat的系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正,說明使用互助資金顯著增加了農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)的時(shí)間,促進(jìn)了勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移。根據(jù)理論分析和上述回歸結(jié)果,可以得出使用互助資金能夠通過促進(jìn)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移提高收入水平。
根據(jù)以上對互助資金增加農(nóng)戶收入影響渠道的檢驗(yàn),本文的研究假說2得以驗(yàn)證,即使用互助資金通過增加貧困村農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入、促進(jìn)非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)和促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移三個(gè)渠道幫助農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)增收。由此可見,互助資金通過提高農(nóng)戶的自我發(fā)展能力實(shí)現(xiàn)脫貧增收,真正提高了金融扶貧質(zhì)量。
表6 互助資金影響農(nóng)戶收入的作用渠道
本文運(yùn)用國務(wù)院扶貧辦與中國人民大學(xué)于2010年、2012年和2014年在5省10縣50個(gè)貧困村開展的互助資金監(jiān)測數(shù)據(jù),采用雙重差分模型和1082戶農(nóng)戶三期平衡面板數(shù)據(jù),考察了互助資金對貧困村農(nóng)戶家庭的收入效應(yīng),并通過細(xì)化收入類型,分析了互助資金對農(nóng)戶不同生計(jì)活動(dòng)的作用。在此基礎(chǔ)上,研究了互助資金的動(dòng)態(tài)效果、異質(zhì)性效果以及作用渠道,以考察互助資金這一非正規(guī)金融扶貧政策是否真正發(fā)揮了扶貧作用,提高了金融扶貧質(zhì)量。研究發(fā)現(xiàn):(1)使用互助資金對貧困村農(nóng)戶家庭總收入產(chǎn)生了顯著的正向影響,且對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、非農(nóng)經(jīng)營收入和工資收入均有顯著增收作用,發(fā)揮了互助資金的扶貧效果;(2)通過對互助資金的動(dòng)態(tài)效果進(jìn)行檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)無論短期還是長期,互助資金均有顯著的增收效應(yīng),但相比短期,長期效果有所減弱,這可能與部分互助資金組織缺乏后續(xù)指導(dǎo)和管理無序有關(guān),但長期增收效應(yīng)仍然十分顯著;(3)使用互助資金對貧困戶和非貧困戶均有增收效應(yīng),但對貧困戶的增收作用缺乏統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性,這可能與貧困戶受資金利用能力和使用范圍制約有關(guān);(4)從影響渠道來看,互助資金主要通過增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入、促進(jìn)非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)和促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移三個(gè)渠道幫助農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)增收,提高了農(nóng)戶自我發(fā)展能力,真正實(shí)現(xiàn)了金融扶貧質(zhì)量提高。
針對上述研究結(jié)論,本文得到如下啟示:第一,互助資金作為一種非正規(guī)金融扶貧模式,通過緩解農(nóng)戶信貸約束,明顯提高了農(nóng)戶家庭收入,發(fā)揮了扶貧效果,提高了金融扶貧質(zhì)量,彌補(bǔ)了正規(guī)金融扶貧質(zhì)量不高的缺陷,是一種值得推廣的非正規(guī)金融扶貧形式。但應(yīng)注意加強(qiáng)互助資金的后續(xù)指導(dǎo)、管理與監(jiān)督,擺脫或避免“后勁不足”,提高其增收效果的長期穩(wěn)定性,讓更多農(nóng)戶從中持續(xù)穩(wěn)定受益。第二,貧困戶的弱質(zhì)性和小農(nóng)戶特性一定程度上限制了其對資金的使用能力和范圍,后續(xù)互助資金推廣使用過程中可嘗試與配套扶貧項(xiàng)目相結(jié)合,如“企業(yè)+農(nóng)戶”“合作社+農(nóng)戶”等形式,探索農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、非農(nóng)經(jīng)營活動(dòng)等組織化扶貧模式,在企業(yè)、合作社等新型經(jīng)營主體的帶動(dòng)下提高貧困農(nóng)戶的資金使用能力與使用范圍,拓寬貧困農(nóng)戶的增收渠道,從而帶動(dòng)貧困戶脫貧致富,產(chǎn)生更大的金融扶貧效果。第三,應(yīng)該繼續(xù)探索農(nóng)村非正規(guī)金融產(chǎn)品和金融工具創(chuàng)新,彌補(bǔ)農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展緩慢導(dǎo)致的信貸約束問題和金融扶貧的目標(biāo)瞄準(zhǔn)問題,幫助農(nóng)戶尤其是貧困農(nóng)戶通過提高自我發(fā)展能力實(shí)現(xiàn)脫貧增收,不斷提高金融扶貧質(zhì)量。
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