農(nóng)村非正規(guī)金融、農(nóng)戶內(nèi)部收入差距與貧困

張 寧 張 兵

?

農(nóng)村非正規(guī)金融、農(nóng)戶內(nèi)部收入差距與貧困

張 寧1張 兵2

（1. 南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院 江蘇南京 210095）（2. 西南交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 四川成都 610031）

本文從微觀視角闡述了農(nóng)村非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入差距與貧困的作用機(jī)理，并基于江蘇省農(nóng)村地區(qū)1202戶農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)以及農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，農(nóng)戶道義小農(nóng)的屬性使得非正規(guī)金融市場(chǎng)上生活消費(fèi)借款通常不收取利息，而其理性小農(nóng)的屬性又使得生產(chǎn)投資借款一般收取高利息，且借入零息非正規(guī)借款的多為低收入農(nóng)戶；基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，農(nóng)村非正規(guī)金融主要服務(wù)于低收入農(nóng)戶，一個(gè)村的非正規(guī)金融發(fā)展規(guī)模對(duì)該村基尼系數(shù)以及貧困人口占比的增長(zhǎng)具有顯著的抑制作用，而對(duì)收入最低的五分之一農(nóng)戶純收入占比的增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用，即農(nóng)村非正規(guī)金融通過(guò)為低收入農(nóng)戶提供金融服務(wù)而對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的擴(kuò)大及貧困具有緩解作用。

農(nóng)村非正規(guī)金融 農(nóng)戶內(nèi)部收入差距 貧困

一、引 言

非正規(guī)金融是指處于中央貨幣當(dāng)局或金融市場(chǎng)當(dāng)局監(jiān)督之外發(fā)生的金融交易、貸款和存款（Adams 和 Fitchett，1992）。我國(guó)農(nóng)戶[①]融資渠道主要包括兩種，一種是正規(guī)金融，如農(nóng)村信用聯(lián)社、農(nóng)村合作銀行、農(nóng)村商業(yè)銀行等；另一種是非正規(guī)金融：如親戚、朋友、民間放貸人等。[②]由于農(nóng)戶收入較低且波動(dòng)較大，相對(duì)于城市居民來(lái)說(shuō)居住較分散，農(nóng)戶借款額度較小，在正規(guī)金融機(jī)構(gòu)看來(lái)存在規(guī)模不經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，交易成本較高，決定了正規(guī)金融對(duì)其提供貸款可能會(huì)非常地謹(jǐn)慎，在貸款額度、期限、用途等方面有較為嚴(yán)格的限制，在擔(dān)保方面提出嚴(yán)格的要求，導(dǎo)致農(nóng)戶即使愿意支付當(dāng)前銀行貸款利率或更高的利率也仍然無(wú)法獲得貸款，這一現(xiàn)象常被稱為信貸配給（Stiglitz 和 Weiss，1981）。然而，農(nóng)村非正規(guī)金融的本土化性質(zhì)使得其市場(chǎng)信息不對(duì)稱程度較低，運(yùn)作機(jī)制靈活，隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而發(fā)展，其存在與當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)力發(fā)展水平相適應(yīng)。因此，不管是過(guò)去還是現(xiàn)在，非正規(guī)金融始終是我國(guó)農(nóng)戶融資的最主要來(lái)源（陳鵬、劉錫良，2011；丁志國(guó)等，2011；張兵、張寧，2012）。已有大量研究表明，銀行基于風(fēng)險(xiǎn)的考慮，使得農(nóng)村受到信貸配給的農(nóng)戶多為低收入農(nóng)戶（劉營(yíng)軍、褚保金等，2011；馬九杰、吳本建，2012；張兵、張寧，2013）。那么，農(nóng)村非正規(guī)金融市場(chǎng)上基于血緣、地緣和業(yè)緣的農(nóng)戶借款是否如正規(guī)金融那樣嫌貧愛(ài)富？其是否可以通過(guò)降低金融服務(wù)門檻為窮人提供金融服務(wù)，從而緩解貧困及農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的擴(kuò)大？

20世紀(jì)90年代以來(lái)，學(xué)術(shù)界開(kāi)始研究金融發(fā)展對(duì)收入分配的影響。Greenwood 和 Jovanovic（1990）通過(guò)建立一個(gè)動(dòng)態(tài)理論模型，探討了金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入分配的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與收入分配之間呈“倒U型”關(guān)系，即隨著金融發(fā)展水平的逐漸提高，其對(duì)收入差距的影響是先擴(kuò)大后縮小。隨后學(xué)者們對(duì)此進(jìn)行了大量的擴(kuò)展研究及實(shí)證檢驗(yàn)（Townsend 和 Ueda，2003；Maurer 和 Haber，2007）。鑒于城鄉(xiāng)收入差距對(duì)我國(guó)總體收入差距的貢獻(xiàn)最大（Yang，1999），國(guó)內(nèi)已有相關(guān)文獻(xiàn)主要集中于金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的實(shí)證研究（李志軍、奚君羊，2012；王書華、蘇劍，2012；胡宗義、李鵬，2013；張龍耀等，2013）。然而農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)2005-2010年江蘇省11個(gè)村的面板數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)戶內(nèi)部收入差距呈擴(kuò)大趨勢(shì)，2010年11個(gè)村基尼系數(shù)均值為0.395，逼近警戒線0.4，基尼系數(shù)最大值達(dá)0.545；收入最低的五分之一農(nóng)戶純收入占比均值從2005年的9.6%下降到了2010年的7.5%。因此農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的影響因素研究同樣受到了學(xué)者們的關(guān)注，金融因素也不例外。劉純彬和桑鐵柱（2010）認(rèn)為，農(nóng)村金融規(guī)模擴(kuò)大在長(zhǎng)期中將降低農(nóng)村收入分配差距，而農(nóng)村金融中介效率的提升將擴(kuò)大農(nóng)村收入分配差距。張敬石和郭沛（2011）認(rèn)為，農(nóng)村金融效率提高能夠緩解農(nóng)村內(nèi)部收入不平等程度。張兵等（2013）利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的緩解作用。蘇靜等（2013）利用面板平滑轉(zhuǎn)換模型研究了中國(guó)農(nóng)村非正規(guī)金融的減貧效應(yīng)。然而囿于數(shù)據(jù)的可得性，國(guó)內(nèi)關(guān)于農(nóng)村非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入分配影響方面的研究多是從宏觀層面進(jìn)行分析，缺乏微觀視角的考察，從而也缺乏對(duì)影響機(jī)理的深入分析，并且對(duì)非正規(guī)金融相關(guān)變量的選擇也略顯粗糙。

與已有研究不同，本文將利用江蘇農(nóng)村地區(qū)1202戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，基于“金融發(fā)展與企業(yè)家精神”理論，通過(guò)分析非正規(guī)金融借款的利息、用途及資金流向，從微觀層面探討農(nóng)村非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入差距與貧困的影響機(jī)理，并利用農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。本文以下部分結(jié)構(gòu)如下：第二部分是理論分析與研究假說(shuō)；第三部分介紹數(shù)據(jù)來(lái)源并進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析；第四部分為假說(shuō)的實(shí)證檢驗(yàn)；第五部分是全文的研究結(jié)論及政策啟示。

二、理論分析與研究假說(shuō)

依據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，金融發(fā)展對(duì)收入分配的影響可以從宏觀和微觀兩個(gè)層面進(jìn)行分析。從宏觀層面分析的文獻(xiàn)大多按照“金融發(fā)展——經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——收入分配”這一邏輯主線，例如Greenwood 和 Jovanovic（1990），Banerjee 和 Newman（1993）等，此處不再贅述。本文基于微觀視角，根據(jù)“金融發(fā)展與企業(yè)家精神”理論，結(jié)合我國(guó)農(nóng)村金融二元結(jié)構(gòu)特征，來(lái)分析非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入差距及農(nóng)村貧困的影響。

“金融發(fā)展與企業(yè)家精神”理論[③]認(rèn)為，金融影響人們（包括窮人和富人）的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)。由于受到正規(guī)金融排斥，擁有好創(chuàng)意的窮人可能無(wú)法獲得生產(chǎn)投資資金，而一個(gè)擁有普通想法的富人可能更容易獲得信貸，由于信息不對(duì)稱、規(guī)模不經(jīng)濟(jì)等問(wèn)題的存在，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)難以為那些有能力或有創(chuàng)新精神的窮人創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)（Demirgü-Kunt 和 Levine，2009）。然而，基血緣、地緣和業(yè)緣的農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)使得非正規(guī)金融市場(chǎng)信息充分、有聲譽(yù)等作為隱性抵押、交易成本低，可以為低收入農(nóng)戶提供經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)。

由于正規(guī)金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱問(wèn)題較嚴(yán)重，且農(nóng)戶以生產(chǎn)投資的名義借款較容易，因此生活用款擠占生產(chǎn)用款的現(xiàn)象普遍存在；而非正規(guī)金融市場(chǎng)信息較充分，資金借出方一般對(duì)借款用途較明確，且農(nóng)戶道義小農(nóng)的屬性使得非正規(guī)金融市場(chǎng)上生活消費(fèi)借款（醫(yī)療、教育、建房等）通常不收取利息，而其理性小農(nóng)的屬性又使得生產(chǎn)投資借款一般收取高利息（與同期正規(guī)金融借款相比），[④]并且借入零息非正規(guī)借款的多為低收入農(nóng)戶（張兵等，2012）。

非正規(guī)金融降低了農(nóng)村金融市場(chǎng)的服務(wù)門檻（資產(chǎn)、收入、教育、關(guān)系等方面），提高了低收入農(nóng)戶的信貸可獲性，當(dāng)受到正規(guī)金融排斥的低收入農(nóng)戶有資金需求時(shí)，其可以選擇從非正規(guī)金融市場(chǎng)借款（蘇靜等，2013）。非正規(guī)金融是否能夠提高借款農(nóng)戶的收入還取決于資金的用途及利息。如果借款是用于生產(chǎn)投資方面，那么非正規(guī)金融使得低收入農(nóng)戶一些原本（僅有正規(guī)金融的情況下）實(shí)現(xiàn)不了的生產(chǎn)投資得以實(shí)現(xiàn)，從而提高了其收入；如果借款是用于生活消費(fèi)方面，那么借入零息非正規(guī)借款的農(nóng)戶只需要還本（借入正規(guī)借款需要付息），且不需要擠占生產(chǎn)投資資金用于消費(fèi)，[⑤]因此，即使是用于生活消費(fèi)的零息非正規(guī)借款也可能提高低收入農(nóng)戶的收入水平。當(dāng)?shù)褪杖朕r(nóng)戶有資金盈余時(shí)，其可能存入正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得利息，也可能借給非正規(guī)金融市場(chǎng)資金需求者用于生產(chǎn)投資，從而獲得高于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)存款的利息，最終高息非正規(guī)借款可能提高了其收入水平。

對(duì)于高收入農(nóng)戶而言，其生活消費(fèi)方面一般并不需要借款，而生產(chǎn)投資方面，由于其受到銀行信貸配給的概率較?。▌I(yíng)軍、褚保金等，2011；許承明、張建軍，2012；馬九杰、吳本建，2012），且銀行利率相對(duì)高息非正規(guī)借款較低，因此，正常的生產(chǎn)投資向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款的概率更大，非正規(guī)金融市場(chǎng)對(duì)其收入的作用可能僅在于利息收入。相對(duì)于低收入農(nóng)戶，非正規(guī)金融對(duì)高收入農(nóng)戶收入的影響可能較小。

依據(jù)以上分析可以得出如下結(jié)論，借入零息非正規(guī)借款的農(nóng)戶一般為低收入農(nóng)戶，如果受到正規(guī)金融排斥的低收入農(nóng)戶借入零息非正規(guī)借款，那么其生產(chǎn)投資資金不會(huì)受到擠占，非正規(guī)金融可以使其收入得到提高；如果低收入農(nóng)戶借入高息非正規(guī)借款用于生產(chǎn)投資，那么其生產(chǎn)投資收益得以實(shí)現(xiàn)，其收入可能有所提高；如果低收入農(nóng)戶借出高息非正規(guī)借款，那么其可以獲得高利息。因此，基于小農(nóng)的道義屬性以及農(nóng)村緊密的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，非正規(guī)金融可能更有利于低收入農(nóng)戶收入水平的提高。根據(jù)上述分析，本文提出以下三個(gè)假說(shuō)：

假說(shuō)1：農(nóng)村非正規(guī)金融服務(wù)對(duì)象主要為收入水平較低的農(nóng)戶。

假說(shuō)2：農(nóng)村非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的擴(kuò)大具有抑制作用。

假說(shuō)3：非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村貧困具有緩解作用。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源和統(tǒng)計(jì)分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

1、農(nóng)村實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)。

由于調(diào)研數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù)，其在本文中僅用于以下兩方面內(nèi)容的分析：非正規(guī)借貸資金流向、用途與利率，以及非正規(guī)金融服務(wù)對(duì)象為低收入農(nóng)戶的檢驗(yàn)。

此部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)源于“江蘇農(nóng)村金融發(fā)展報(bào)告”課題組于2012年2月和2012年7、8月對(duì)江蘇農(nóng)村地區(qū)居民融資行為的兩次入戶調(diào)查。對(duì)樣本區(qū)及農(nóng)戶的選擇分別依據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)情況進(jìn)行分層抽樣。調(diào)查了41個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、80個(gè)村共1202戶農(nóng)戶，問(wèn)卷內(nèi)容涉及農(nóng)戶家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、收入、消費(fèi)、資產(chǎn)及2010-2011年期間的借貸行為等相關(guān)信息。

2、農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)。

觀察數(shù)據(jù)中，江蘇省蘇北、蘇中和蘇南地區(qū)共包括11個(gè)調(diào)查村，[⑥]810個(gè)樣本農(nóng)戶，本文選擇2005-2010年11個(gè)村的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的緩解。

（二）統(tǒng)計(jì)分析

本部分將利用調(diào)研數(shù)據(jù)分析非正規(guī)借貸資金流向、用途與利率，以闡明非正規(guī)金融緩解農(nóng)戶收入差距擴(kuò)大的作用機(jī)理。

調(diào)研發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村非正規(guī)金融市場(chǎng)中僅包括兩類借款，一類為零息互助性借款，多用于生活消費(fèi)方面；另一類為利率高于銀行利率的高息借款，多用于生產(chǎn)投資方面。因此，我們將非正規(guī)金融借款細(xì)分為零息非正規(guī)借款和高息非正規(guī)借款進(jìn)行討論。

1202戶農(nóng)戶中，從非正規(guī)金融市場(chǎng)借款的農(nóng)戶共401戶，占借款農(nóng)戶總數(shù)的67.39%；其中借入零息非正規(guī)借款戶303戶，借入高息非正規(guī)借款戶105戶?？疾旖杩钷r(nóng)戶的收入情況，借入非正規(guī)借款農(nóng)戶的收入水平明顯較低；收入水平為1、2的高收入借款農(nóng)戶中有95.56%為正規(guī)金融借款農(nóng)戶，而收入水平為4、5的低收入借款農(nóng)戶中有97.02%為非正規(guī)借款農(nóng)戶（見(jiàn)表1）?？梢缘贸鼋Y(jié)論，非正規(guī)金融的服務(wù)對(duì)象主要為低收入農(nóng)戶。主要原因在于，農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)使得非正規(guī)金融市場(chǎng)服務(wù)門檻較低。

考察借出款農(nóng)戶的收入分布，借出款農(nóng)戶的收入水平明顯較高。收入水平為1、2的借出款農(nóng)戶占借出款農(nóng)戶總數(shù)的比重為87.24%，且其中零息借款戶占比72.11%；收入水平為4、5的借出款農(nóng)戶占比僅為4.75%，且其中高息借款戶占比87.5%。由此可見(jiàn)，非正規(guī)金融市場(chǎng)上借出款農(nóng)戶多為高收入農(nóng)戶，并且以零息借款為主；低收入借出款農(nóng)戶較少，且大多借出高息借款用于生產(chǎn)投資（見(jiàn)表1）。

1202戶農(nóng)戶中，有595戶在樣本期出現(xiàn)過(guò)借（入）款行為，占比為49.50%，發(fā)生借款1089筆，其中757筆為非正規(guī)金融市場(chǎng)借款。統(tǒng)計(jì)757筆非正規(guī)借款的相關(guān)信息，首先將借款按用途分為四類：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入（指種養(yǎng)殖業(yè)投入，包括購(gòu)買農(nóng)用機(jī)械），非農(nóng)生產(chǎn)投入（主要包括個(gè)體工商經(jīng)營(yíng)等投入），以及消費(fèi)（購(gòu)買生活消費(fèi)品，包括吃、喝、穿及耐用消費(fèi)品；教育；醫(yī)療；購(gòu)建房；以及婚喪嫁娶等支出），其中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)借款、非農(nóng)生產(chǎn)借款和消費(fèi)借款占比分別為6.37%、23.82%和69.81%。零息非正規(guī)借款中94.57%用于消費(fèi)，高息非正規(guī)借款中83.37%用于非農(nóng)生產(chǎn)投資。原因在于，現(xiàn)實(shí)中的小農(nóng)既具有道義小農(nóng)的屬性，也具有理性小農(nóng)的屬性，對(duì)于消費(fèi)借款大多屬于道義相助，不收取利息，而對(duì)于生產(chǎn)投資借款一般收取高息。

表1 借款農(nóng)戶收入分布

注：借款農(nóng)戶收入水平的衡量方法為：將所調(diào)研的1202戶農(nóng)戶人均年純收入按由高到低順序排列，去掉最大和最小值，并將收入數(shù)據(jù)等分為五組，每一組數(shù)值就有一個(gè)區(qū)間，第1組收入水平最高。

借款農(nóng)戶收入水平和資產(chǎn)水平兩個(gè)指標(biāo)均值再次顯示：非正規(guī)金融主要服務(wù)于低收入農(nóng)戶。資金流向顯示：零息非正規(guī)借款資金流向主要是較富裕農(nóng)戶借給較貧困農(nóng)戶，而高息非正規(guī)借款的資金主要是流向收入水平較低農(nóng)戶以及收入水平相當(dāng)農(nóng)戶（見(jiàn)表2）。

表2 757筆非正規(guī)借款類型與資金流向的統(tǒng)計(jì)

注：（1）757筆非正規(guī)借款農(nóng)戶人均年純收入落在表4中哪一個(gè)區(qū)間，收入水平即為幾，取值范圍為1-5。（2）借款農(nóng)戶資產(chǎn)水平的衡量方法與收入水平的衡量方法相同，第1組的資產(chǎn)水平最高，取值1，指標(biāo)范圍為1-5。（3）資金流向的衡量方法為：借入農(nóng)戶的收入水平低于借出農(nóng)戶，則稱資金“流向收入水平較低農(nóng)戶”。

由于高息借款主要用于生產(chǎn)投資，而零息借款則主要用于生活消費(fèi)，結(jié)合上表中非正規(guī)借款資金的流向可初步推斷：非正規(guī)金融市場(chǎng)上的資金借入方，即其主要服務(wù)對(duì)象為低收入農(nóng)戶，其對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的擴(kuò)大及農(nóng)村貧困具有緩解作用。為了更正式地檢驗(yàn)研究假說(shuō)，以下進(jìn)行計(jì)量分析。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）模型及變量說(shuō)明

1、非正規(guī)金融服務(wù)對(duì)象收入較低的檢驗(yàn)

第一階段擬選擇probit模型研究非正規(guī)金融及正規(guī)金融的需求農(nóng)戶特征，為了考察正規(guī)金融和非正規(guī)金融的交互作用，我們還將用模型分析兩部門相互作用下的農(nóng)戶借款決策行為，擬采用雙變量probit模型分析該問(wèn)題，具體計(jì)量模型如下：

（2）

表3 probit模型的相關(guān)變量說(shuō)明

變量類別變量名變量含義均值標(biāo)準(zhǔn)差 解釋變量（）IWI家庭最主要收入來(lái)源是否為打工收入，是=1，否=00.54870.4980 FWI家庭最主要收入來(lái)源是否為工資，是=1，否=00.12420.3301 Income農(nóng)戶家庭年度毛收入（萬(wàn)元）4.458310.5158 Assets農(nóng)戶家庭資產(chǎn)（萬(wàn)元）25.303737.0678 Land耕地面積（畝）3.26634.7547 Distance農(nóng)戶家庭到最近的金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)距離（里）4.21643.7175 Delay是否出現(xiàn)過(guò)不能按時(shí)還款的情況，是=1，否=00.11790.3228 NJS地區(qū)虛擬變量，樣本地區(qū)為蘇北，則NJS =1，否則為00.51260.5002 CJS地區(qū)虛擬變量，樣本地區(qū)為蘇中，則CJS =1，否則為00.23740.4258 SJS地區(qū)虛擬變量，樣本地區(qū)為蘇南，則SJS =1，否則為00.25000.4334

注：表中各虛擬變量，是=1，否=0。

參考Thorsten Beck 和Asli Demirgü?-Kunt（2007），我們選擇以下三個(gè)變量作為被解釋變量：（a）基尼系數(shù)的增長(zhǎng)；（b）收入最低的五分之一農(nóng)戶純收入占比的增長(zhǎng)；（c）貧困人口占比的增長(zhǎng)。（a）越大，（b）越小，說(shuō)明農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴(kuò)大速度加快；（c）越大，說(shuō)明貧困加速，（c）越小，說(shuō)明貧困速度減緩或脫貧速度加快。以下對(duì)基尼系數(shù)的計(jì)算以及貧困人口的界定進(jìn)行說(shuō)明：

（1）基尼系數(shù)。通過(guò)計(jì)算洛倫茨曲線圖中洛倫茨曲線與對(duì)角線之間的面積A 以及對(duì)角線右下方的直角三角形面積（A+B），將這兩塊面積相除而求得，即，基尼系數(shù)=A/（A+B）。我們采用以下計(jì)算方法：假定樣本人口可以分成 n 組，設(shè)、和分別代表第i組的收入份額、平均人均收入和人口頻數(shù)（i=1，2，…n），對(duì)全部樣本按人均收入（）由小到大排序后，基尼系數(shù)（G）可由以下公式計(jì)算出來(lái)：

（2）貧困人口。參考《中國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》，以人均純收入為基礎(chǔ)，收入低于以下標(biāo)準(zhǔn)的為貧困農(nóng)戶，家庭成員為貧困人口。需要說(shuō)明的是，報(bào)告中貧困標(biāo)準(zhǔn)是逐年提高的。

參考Thorsten Beck和Asli Demirgü?-Kunt（2007），我們選擇如下計(jì)量模型：

表4 模型變量說(shuō)明

（二）模型估計(jì)結(jié)果

1、非正規(guī)金融服務(wù)對(duì)象收入較低的檢驗(yàn)

哪有天天不舒服的？這分明是在找借口逃課嘛！可是，看著妍妍緊皺的眉頭、蒼白的嘴唇和痛苦不堪的表情，又確實(shí)不像裝的。

不管是在Probit模型中還是在雙變量Probit模型中，考察變量Income的系數(shù)均發(fā)現(xiàn)，收入水平較低的農(nóng)戶向非正規(guī)金融市場(chǎng)借款的可能性更大，收入較高的農(nóng)戶更傾向于正規(guī)金融市場(chǎng)。同時(shí)，由模型的估計(jì)結(jié)果還可以得到以下幾個(gè)結(jié)論：（1）農(nóng)戶的受教育程度也顯著影響其融資途徑，受教育程度高的農(nóng)戶更傾向于正規(guī)金融市場(chǎng)，而受教育程度較低的農(nóng)戶則一般向非正規(guī)金融市場(chǎng)借款；（2）不管是在正規(guī)金融市場(chǎng)還是在非正規(guī)金融市場(chǎng)上，以個(gè)體工商業(yè)為家庭主要收入來(lái)源的農(nóng)戶借款的可能性更大；（3）非勞動(dòng)力占比較大的農(nóng)戶一般會(huì)選擇向非正規(guī)金融市場(chǎng)借款；（4）離最近的金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)距離與向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款的概率呈反比（見(jiàn)表5）。

表5 非正規(guī)金融服務(wù)對(duì)象收入較低的檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

綜上所述，經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位較低、家庭勞動(dòng)力占比較少的農(nóng)戶向非正規(guī)金融市場(chǎng)借款的概率更大，即非正規(guī)金融主要服務(wù)于低收入農(nóng)戶。

2、緩解貧困及農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴(kuò)大的檢驗(yàn)

模型（1）、（2）和（3）表明，一個(gè)村的非正規(guī)金融發(fā)展規(guī)模對(duì)該村基尼系數(shù)的增長(zhǎng)具有顯著的緩解作用，而正規(guī)金融的發(fā)展規(guī)模對(duì)基尼系數(shù)的增長(zhǎng)則具有顯著的促進(jìn)作用。同時(shí)，由模型（4）的估計(jì)結(jié)果還可以看出，包括非正規(guī)金融和正規(guī)金融在內(nèi)的金融發(fā)展規(guī)模對(duì)一個(gè)村基尼系數(shù)的增長(zhǎng)總體仍然是呈顯著緩解作用的（見(jiàn)表6）。

關(guān)注非正規(guī)金融對(duì)收入最低的五分之一農(nóng)戶純收入占比的影響，由模型（1）、（2）和（3）的估計(jì)結(jié)果可以看出，一個(gè)村非正規(guī)金融的發(fā)展規(guī)模對(duì)收入最低的五分之一農(nóng)戶純收入占比的增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用，而正規(guī)金融的發(fā)展規(guī)模對(duì)其增長(zhǎng)則具有顯著的阻礙作用。然而模型（4）的估計(jì)結(jié)果表明，包括正規(guī)金融與非正規(guī)金融的金融發(fā)展規(guī)模對(duì)收入最低的五分之一農(nóng)戶純收入占比的增長(zhǎng)仍然是具有顯著促進(jìn)作用的（見(jiàn)表7）。

表6 非正規(guī)金融緩解農(nóng)戶內(nèi)部收入差距（Gini）擴(kuò)大的檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

表7 非正規(guī)金融緩解農(nóng)戶內(nèi)部收入差距（LIS）擴(kuò)大的檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

同時(shí)，模型（1）、（2）和（3）的估計(jì)結(jié)果還表明，收入最低的五分之一農(nóng)戶純收入占比的初始值越大，則其增長(zhǎng)越慢；初始值越小，其增長(zhǎng)越快?？赡艿脑蚴牵截毨У霓r(nóng)戶收入增長(zhǎng)空間越大，增速較快?！跋茸屢徊糠秩烁黄饋?lái)，先富帶動(dòng)后富”的論斷在實(shí)踐中得到了檢驗(yàn)（見(jiàn)表8）。

關(guān)注非正規(guī)金融對(duì)貧困人口占比的影響，模型（1）、（2）和（3）的估計(jì)結(jié)果表明，一個(gè)村非正規(guī)金融的發(fā)展規(guī)模越大，則該村貧困人口占比的增長(zhǎng)就越慢，即非正規(guī)金融對(duì)貧困人口占比的增長(zhǎng)具有顯著的抑制作用；然而模型估計(jì)結(jié)果也表明，正規(guī)金融的發(fā)展對(duì)貧困人口占比的增長(zhǎng)是具有顯著促進(jìn)作用的。模型（4）的估計(jì)結(jié)果表明，農(nóng)村金融市場(chǎng)（包括正規(guī)金融市場(chǎng)和非正規(guī)金融市場(chǎng)）的發(fā)展對(duì)貧困人口占比的增長(zhǎng)具有顯著的抑制作用（見(jiàn)表8）。

表8 非正規(guī)金融緩解貧困（PPS）的檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)[⑦]

本文從關(guān)鍵變量的度量及控制變量的選擇兩個(gè)方面對(duì)上述回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。我們改變金融發(fā)展規(guī)模的衡量指標(biāo)（借款額占農(nóng)戶純收入比重，具體見(jiàn)表7），以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭兄匾兞亢饬恐笜?biāo)的變化是否對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響。參考蘇靜（2013）等學(xué)者的研究，用樣本村非正規(guī)借款額、正規(guī)借款額及借款總額與農(nóng)業(yè)增加值的比值分別衡量非正規(guī)金融、正規(guī)金融和金融總體發(fā)展規(guī)模，回歸結(jié)果仍顯示非正規(guī)金融顯著緩解了農(nóng)村貧困及農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的擴(kuò)大，基本模型中的其他主要發(fā)現(xiàn)也都基本保持不變，說(shuō)明我們的結(jié)論穩(wěn)健。

關(guān)于農(nóng)戶內(nèi)部收入差距影響因素的研究，部分文獻(xiàn)還考慮了城鎮(zhèn)化水平的影響（張兵、劉丹，2013）。為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，參考已有文獻(xiàn)，我們用非農(nóng)業(yè)人口占比來(lái)衡量樣本村的城鎮(zhèn)化水平，并將其作為控制變量放入模型?；貧w結(jié)果顯示我們的結(jié)論依然穩(wěn)健。

五、結(jié)論與啟示

本文首先理論分析了農(nóng)村非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴(kuò)大和貧困的緩解作用機(jī)理，然后基于江蘇省農(nóng)村地區(qū)1202戶農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)以及農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明：農(nóng)村非正規(guī)金融通過(guò)為低收入農(nóng)戶提供金融服務(wù)而對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入差距及農(nóng)村貧困具有緩解作用。具體研究結(jié)論包括以下四個(gè)方面：第一，經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位較低、家庭勞動(dòng)力占比較少的農(nóng)戶向非正規(guī)金融市場(chǎng)借款的概率更大，即非正規(guī)金融主要服務(wù)于低收入農(nóng)戶。第二，一個(gè)村的非正規(guī)金融發(fā)展規(guī)模對(duì)該村基尼系數(shù)的增長(zhǎng)具有顯著的緩解作用，而正規(guī)金融的發(fā)展規(guī)模對(duì)基尼系數(shù)的增長(zhǎng)則具有顯著的促進(jìn)作用；包括非正規(guī)金融和正規(guī)金融在內(nèi)的金融發(fā)展規(guī)模對(duì)一個(gè)村基尼系數(shù)的增長(zhǎng)總體仍然是呈顯著緩解作用的。第三，一個(gè)村非正規(guī)金融的發(fā)展規(guī)模對(duì)收入最低的五分之一農(nóng)戶純收入占比的增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用，而正規(guī)金融的發(fā)展規(guī)模對(duì)其增長(zhǎng)則具有顯著的阻礙作用；包括正規(guī)金融與非正規(guī)金融的金融發(fā)展規(guī)模對(duì)收入最低的五分之一農(nóng)戶純收入占比的增長(zhǎng)仍然是具有顯著促進(jìn)作用的。第四，一個(gè)村非正規(guī)金融的發(fā)展規(guī)模越大，則該村貧困人口占比的增長(zhǎng)就越慢，即非正規(guī)金融對(duì)貧困人口占比的增長(zhǎng)具有顯著的抑制作用；然而正規(guī)金融的發(fā)展對(duì)貧困人口占比的增長(zhǎng)是具有顯著促進(jìn)作用的；農(nóng)村金融市場(chǎng)（包括正規(guī)金融市場(chǎng)和非正規(guī)金融市場(chǎng)）的發(fā)展對(duì)貧困人口占比的增長(zhǎng)具有顯著的緩解作用。

本文的研究結(jié)論肯定了農(nóng)村非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村社會(huì)和諧發(fā)展的積極作用，因此，在未來(lái)的農(nóng)村金融改革中，我國(guó)應(yīng)該充分考慮非正規(guī)金融的積極作用，加快非正規(guī)金融的合法化進(jìn)程，給予農(nóng)村非正規(guī)金融更明晰的發(fā)展定位與政策支持。同時(shí)，促進(jìn)正規(guī)金融與非正規(guī)金融的合作，充分利用非正規(guī)金融的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)優(yōu)勢(shì)和正規(guī)金融的資金規(guī)模優(yōu)勢(shì)，降低農(nóng)村金融市場(chǎng)服務(wù)門檻，為低收入農(nóng)戶提供經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)，從而緩解農(nóng)村貧困及農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的擴(kuò)大。

1. 陳鵬、劉錫良：《中國(guó)農(nóng)戶融資選擇意愿研究——來(lái)自10省2萬(wàn)家農(nóng)戶借貸調(diào)查的證據(jù)》[J]，《金融研究》2011年第7期。

2. 丁志國(guó)、朱欣樂(lè)、趙晶：《農(nóng)戶融資路徑偏好及影響因素分析——基于吉林省樣本》[J]，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2011年第8期。

3. 胡宗義、李鵬：《農(nóng)村正規(guī)與非正規(guī)金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的空間計(jì)量分析——基于我國(guó)31省市面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》[J]，《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2013年第35卷第2期。

4. 劉營(yíng)軍、褚保金、徐虹：《政策性金融破解農(nóng)戶融資難研究——一個(gè)微觀視角》[J]，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題》2011年第11期。

5. 李志軍、奚君羊：《中國(guó)金融發(fā)展與收入差距的倒 U 關(guān)系分析》[J]，《上海經(jīng)濟(jì)研究》2012年第9期。

6. 劉純彬、桑鐵柱：《農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村收入分配：理論與證據(jù)》[J]，《上海經(jīng)濟(jì)研究》2010年第12期。

7. 馬九杰、吳本建：《利率浮動(dòng)政策、差別定價(jià)策略與金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶的信貸配給》[J]，《金融研究》2012年第4期。

8. 蘇靜、胡宗義、唐李偉等：《農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展減貧效應(yīng)的門檻特征與地區(qū)差異——基于面板平滑轉(zhuǎn)換模型的分析》[J]，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2013年第7期。

9. 王書華、蘇劍：《農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置的門檻效應(yīng)對(duì)收入差距的影響機(jī)制——基于微觀面板門限協(xié)整模型的經(jīng)驗(yàn)與證據(jù)》[J]，《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2012年第34卷第2期。

10. 張兵、張寧：《農(nóng)村非正規(guī)金融是否提高了農(nóng)戶的信貸可獲性？——基于江蘇1202戶農(nóng)戶的調(diào)查》[J]，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2012年第10期。

11. 張兵、張寧：《農(nóng)村非正規(guī)金融市場(chǎng)需求主體分析——兼論新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的市場(chǎng)定位》[J]，《南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）》2013年第13卷第2期。

12. 張龍耀、楊軍、張海寧：《金融發(fā)展、家庭創(chuàng)業(yè)與城鄉(xiāng)居民收入——基于微觀視角的經(jīng)驗(yàn)分析》[J]，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2013年第7期。

13. 張敬石、郭沛：《中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響——基于 VAR 模型的分析》[J]，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2011年第1期。

14. 張兵、劉丹、鄭斌：《農(nóng)村金融發(fā)展緩解了農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距嗎？——基于中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)的面板門檻回歸模型分析》[J]，《中國(guó)農(nóng)村觀察》2013年第3期。

15. Adams, D.W. and Fitchett, D.A., 1992, “Informal Finance in Low-income Country Boulder” [M], Published by Westview Press.

16. Bianchi, M., 2010, “Credit Constraint, Entrepreneurial Talent and Economic Development” [J],, Vol.34（1）, pp.93-104.

17. Beck, T., Demirgü?-Kunt, A. and Levine, R., 2007, “Finance, Inequality, and the Poor” [J],, Vol.12（1）, pp.27-49.

18. Claessens, S. and Perotti, E., 2007, “Finance and Inequality: Channels and Evidence” [J],, Vol.35（4）, pp.748-773.

19. Demirgü?-Kunt, A. and Levine, R., 2009, “Finance and Inequality: Theory and Evidence” [J],Vol.1（1）, pp.287-381.

20. Ghatak, M. and Jiang, N., 2002, “A Simple Model of Inequality, Occupational Choice and Development” [J],, Vol.69（1）, pp.205-226.

21. Greenwood, J. and Jovanovic, B., 1990, “Financial Development, Growth, and the Distribution of Income” [J],, Vol.98, pp.1076-1107.

22. Maurer N. and Haber S., 2007, “Bank Concentration, Related Lending and Economic Performance: Evidence from Mexico”[J],Vol.67, pp.551-581.

23. Stiglitz J. and Weiss A., 1981, “Credit Rationing in Markets with Imperfect Information” [J],, Vol.71, pp.393-410.

24. Townsend, Robert M. and Kenichi Ueda, 2003, “Financial Deepening, Inequality, and Growth: A Model-based Quantitative Evaluation” [J],, Vol.73（1）, pp.251-293.

25. Yang, D.T., 1999, “Urban-biased Policies and Rising Income Inequality in China” [J],, Vol.89（2）, pp.306-310.

（L）

*本研究得到國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“農(nóng)村非正規(guī)金融的收入效應(yīng)及其正規(guī)化研究”（項(xiàng)目編號(hào)：71403124）和南京農(nóng)業(yè)大學(xué)中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)人文社會(huì)科學(xué)研究基金（項(xiàng)目編號(hào)：SKJD2014001）的資助。作者同時(shí)為江蘇農(nóng)村金融發(fā)展研究中心成員。