方 芳

（東北財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，遼寧 大連 116025）

一、引 言

2020年，農(nóng)村貧困人口“兩不愁三保障”的基本實現(xiàn)標(biāo)志著中國脫貧攻堅戰(zhàn)的全面勝利，這意味著中國扶貧工作的重心在完成“消滅絕對貧困”的階段性目標(biāo)后，已經(jīng)開始轉(zhuǎn)向相對貧困治理［1-2］。一方面，國家在政策層面突出強(qiáng)調(diào)“堅決守住不發(fā)生規(guī)模性返貧底線”，其關(guān)鍵就在于以構(gòu)建長效機(jī)制為支撐、以幫扶政策有效銜接為路徑。構(gòu)建貧困人口內(nèi)生性的可持續(xù)增收機(jī)制以突破貧困惡性循環(huán)陷阱，這成為未來一個時期中國鞏固脫貧攻堅成果、降低脫貧脆弱性、防止返貧出現(xiàn)的核心思路與基本方向［3］。另一方面，隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與新型經(jīng)營農(nóng)戶的規(guī)模擴(kuò)張，農(nóng)村人口內(nèi)部收入分化趨勢漸趨明顯，收入差距呈逐年擴(kuò)大趨勢［4-5］。農(nóng)村人口內(nèi)部收入分配治理成為共同富裕宏偉目標(biāo)的新內(nèi)容。因此，從幫扶政策有效性命題切入，本文重新審視在精準(zhǔn)扶貧政策下，金融資本的差異化注入在公平性框架下對農(nóng)村人口收入分布的沖擊效應(yīng)，進(jìn)而有效平衡貧困人口的“增收”與“縮差”關(guān)系。

回顧中國精準(zhǔn)扶貧政策的實踐過程，在早期金融資本多以“授人以魚”的普惠金融模式注入，即商業(yè)銀行為貧困人口提供普惠式的無抵押信用貸款，但隨著“造血”優(yōu)于“輸血”的反貧困理念的深入［6］與精準(zhǔn)扶貧政策的確立，“授人以漁”的產(chǎn)業(yè)扶貧方式①政府以隱性契約的方式激勵與指定企業(yè)參與扶貧，由國家開發(fā)銀行與中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行提供專項信貸資金，貧困人口以自愿方式聯(lián)結(jié)到企業(yè)生產(chǎn)循環(huán)中。開始逐漸成為中國金融資本注入的重要方式。盡管產(chǎn)業(yè)扶貧可能導(dǎo)致“精英俘獲”②“精英俘獲”是指商業(yè)銀行在發(fā)放信貸時，為控制違約風(fēng)險會優(yōu)先向收入等級較高、抵押物充實的居民發(fā)放貸款，從而偏離了普惠金融與傾斜性信貸的本意。，但對構(gòu)建貧困人口長效增收機(jī)制具有不可替代的作用。因此，本文嘗試基于中國局部地區(qū)貧困人口建檔立卡微觀跟蹤數(shù)據(jù)，通過分析產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融這兩種金融資本注入模式在絕對貧困與相對貧困治理上的差異化效應(yīng)，識別兩種模式對“增收”與“縮差”的異質(zhì)性影響，以期為當(dāng)前金融資本注入最優(yōu)模式選擇提供經(jīng)驗證據(jù)，為中國鞏固脫貧攻堅成果、優(yōu)化金融扶持政策、實現(xiàn)可持續(xù)扶貧提供啟示。

本文的可能邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：第一，將“縮差”引入貧困治理問題，立足于相對貧困治理與金融資本注入，建立貧困治理與縮小福利差距的一致性分析框架，拓展貧困治理問題的研究視域，有效拓展金融扶貧政策效應(yīng)評估的理論鏈條。第二，基于貧困人口建檔立卡微觀跟蹤數(shù)據(jù)，在一個準(zhǔn)自然實驗框架中基于雙重差分模型（Differt in Differt，DID）精準(zhǔn)識別不同金融資本注入模式的差異性影響。第三，基于絕對貧困與相對貧困治理的比較分析，建立貧困治理中的“縮差”效應(yīng)識別，增加了農(nóng)村人口收入分布的異質(zhì)性沖擊問題的應(yīng)用場景。

二、理論分析和研究假設(shè)

（一）金融資本注入與貧困人口“增收”

早期金融資本參與貧困治理，主要是通過普惠金融方式為鎖定的貧困人口提供低息甚至無息的無抵押信貸。根據(jù)世界銀行《貧困與共享繁榮：2022》報告，國際開發(fā)協(xié)會（IDA）在1960—2022年間，已經(jīng)為世界74個最貧困國家提供了20期累計8 918億美元的貧困人口專項信貸［7］。然而，在這一過程中，貧困人口的高違約率限制了信貸規(guī)模與金融資本的可持續(xù)供給，也一定程度上催生了信貸投放的“精英俘獲”，導(dǎo)致了金融資本與貧困區(qū)域的錯位配置。

在中國精準(zhǔn)扶貧政策實施過程中，在較強(qiáng)的政府背書下形成了一種“政府管理、銀行供資、企業(yè)參與”的產(chǎn)業(yè)扶貧模式，金融資本不再直接注入貧困人口，而是進(jìn)入地區(qū)龍頭企業(yè)、合作社和集體，同時企業(yè)與集體組織承擔(dān)了為貧困人口提供就業(yè)機(jī)會的義務(wù)，這實際以政府干預(yù)的方式形成了“銀行+企業(yè)+貧困人口”的利益聯(lián)結(jié)［8］。因此，這種“授人以漁”的產(chǎn)業(yè)扶貧方式，實際是基于中國制度環(huán)境與市場結(jié)構(gòu)實現(xiàn)了社會再生產(chǎn)循環(huán)與貧困人口間更緊密地捆綁，至少在短時期內(nèi)能夠迅速實現(xiàn)對貧困人口的社會再生產(chǎn)撬動，并有效緩解貧困人口由于健康、知識與資本積累不足導(dǎo)致的機(jī)會缺失與社會排斥［9］。

本質(zhì)上，貧困人口之所以貧困，更多源自社會接入障礙、個體稟賦不足與市場應(yīng)對能力差等方面。張棟浩和尹志超［8］認(rèn)為，農(nóng)村家庭的產(chǎn)業(yè)稟賦、土地和資本結(jié)構(gòu)一定程度上決定了其收入平滑能力。王庶和岳希明［10］認(rèn)為，除了健康和能力瓶頸外，地理稟賦如遠(yuǎn)離城市等原因減少了貧困人口的就業(yè)機(jī)會，也成為引致貧困的關(guān)鍵因素?，F(xiàn)有研究［11-13］發(fā)現(xiàn)，當(dāng)貧困人口獲取信貸資本后，通常會用來償債或進(jìn)行短期福利補(bǔ)償（這種短期福利補(bǔ)償主要表現(xiàn)為購買必需的生活資料，改善健康、居住、飲食、與生活環(huán)境，甚至儲蓄以應(yīng)對短期必要支出）。隨著精準(zhǔn)扶貧政策的確定，以“銀行+產(chǎn)業(yè)+貧困人口”方式的專項扶貧信貸，能夠?qū)崿F(xiàn)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)對貧困人口的生產(chǎn)覆蓋，形成將貧困人口納入社會再生產(chǎn)循環(huán)的全流程支持。因此，產(chǎn)業(yè)扶貧這種“授人以漁”的金融資本供給模式，能夠通過被雇傭機(jī)會增加、資本權(quán)益獲取、生產(chǎn)能力提升以及社會再生產(chǎn)環(huán)境改善，確實加速了“社會+貧困人口”的對接［14］。

雖然普惠金融允許貧困人口基于自身土地與資本稟賦，選擇合適的再生產(chǎn)經(jīng)營活動，但中國農(nóng)村貧困相對于存在的“資本瓶頸”，更多地表現(xiàn)為“機(jī)會貧困”。貧困人口受限于較低的人力資本儲備能力，難以形成有效的市場對接，即使貧困人口能夠克服“等靠要”心理，保持足夠的資本投入，也缺乏有效的市場渠道與運營管理能力，這會大大降低現(xiàn)金注入對貧困人口或貧困家庭社會再生產(chǎn)能力撬動的效率，而產(chǎn)業(yè)扶貧能夠迅速實現(xiàn)貧困人口經(jīng)營活動的規(guī)模化捆綁，大大提升市場議價能力，并降低新技術(shù)和銷售網(wǎng)絡(luò)的應(yīng)用成本。

據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1：產(chǎn)業(yè)扶貧對貧困人口的“增收”效應(yīng)強(qiáng)于普惠金融。

（二）金融資本注入與農(nóng)村人口收入“縮差”

理論上，產(chǎn)業(yè)扶貧能夠為貧困人口提供多種收入渠道，就業(yè)機(jī)會的拓展、資本性收益的獲取、家庭生產(chǎn)稟賦在社會循環(huán)中的再配置都能夠迅速實現(xiàn)貧困人口的資本社會化［15］，從而對貧困人口的收入產(chǎn)生“低點撬動”，這會使得收入存量較低的個體在短時期內(nèi)實現(xiàn)收入的快速增加。

市場能力缺失、信息限制和社會性生產(chǎn)管理經(jīng)驗匱乏也是導(dǎo)致貧困的關(guān)鍵原因，而通過“授人以漁”的產(chǎn)業(yè)扶貧方式，輔助性地提供了一種“場景培訓(xùn)”，為貧困人口對市場的理解、市場機(jī)會的把握、新技術(shù)的應(yīng)用等提供了幫助。因此，產(chǎn)業(yè)扶貧會對農(nóng)村低收入人口收入形成更高強(qiáng)度的拉升作用，從而通過對農(nóng)村人口收入分布的“縮尾”式?jīng)_擊來實現(xiàn)“縮差”。

同時，現(xiàn)有部分研究認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)扶貧實際剝奪了貧困人口資本再配置的自主權(quán)，并容易形成“精英俘獲”，也會使得貧困人口社會資本配置偏離最優(yōu)狀態(tài)，從而導(dǎo)致“低效率生產(chǎn)”。由于專項生產(chǎn)資料信貸中，貧困人口缺乏選擇權(quán)，使得產(chǎn)業(yè)存在偏離貧困人口生產(chǎn)性稟賦的普遍特征，從而導(dǎo)致在貧困減緩上，產(chǎn)業(yè)扶貧所實現(xiàn)的生產(chǎn)性覆蓋的福利效應(yīng)被大大地對沖了［8］。張海洋和韓曉［15］認(rèn)為，與再生產(chǎn)捆綁的信貸投放，無論從長期還是短期福利實現(xiàn)看，其貧困擺脫效應(yīng)都弱于非捆綁性信貸投放，因為在信息高度不對稱約束下，貧困人口存在為迎合信貸門檻盲目生產(chǎn)的激勵。另外，產(chǎn)業(yè)扶貧在分配機(jī)制缺乏透明規(guī)則與公示渠道，或者由于階段性扶貧目標(biāo)的實現(xiàn)降低了政府監(jiān)管強(qiáng)度時，占據(jù)內(nèi)部信息優(yōu)勢與資本優(yōu)勢的企業(yè)方必然會形成不公平分配的激勵，這會導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)積累的資本收益進(jìn)一步向農(nóng)村富裕群體集中，從而形成產(chǎn)業(yè)扶貧內(nèi)部的分配不公，最終產(chǎn)業(yè)扶貧雖然使得貧困人口收入實現(xiàn)了“存量增長”，但卻進(jìn)一步扭曲了“增量分配”。

據(jù)此，針對產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融對農(nóng)村人口收入差距的影響，本文提出以下假設(shè)：

H2a：產(chǎn)業(yè)扶貧對貧困人口的“縮差”效應(yīng)強(qiáng)于普惠金融。

H2b：普惠金融對貧困人口的“縮差”效應(yīng)強(qiáng)于產(chǎn)業(yè)扶貧。

三、研究設(shè)計

（一）變量說明

1. 被解釋變量

在現(xiàn)有研究中，測度扶貧政策與扶貧方式對貧困人口的“增收”效應(yīng)的方法通常是建立貧困人口的收入決定方程計算“增收”效應(yīng)邊際，或者以靜態(tài)的貧困線為標(biāo)準(zhǔn)，分析扶貧政策與扶貧方式對貧困發(fā)生率的影響。因此，通過直接比較產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融對絕對貧困即貧困發(fā)生率的影響，即可以識別差異性金融資本注入的“增收”效應(yīng)。

“縮差”效應(yīng)的識別需要建立在外生沖擊對人口收入分布的異質(zhì)性影響基礎(chǔ)上?，F(xiàn)有研究是通過對不同收入分位點人口的收入影響邊際差異進(jìn)行間接識別?？紤]到產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融具有典型的受眾局部性特征，缺乏政策實驗的樣本覆蓋性，難以實現(xiàn)對農(nóng)村人口收入分布的全維度檢驗。鑒于此，本文嘗試通過檢驗產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融對FGT指數(shù)的影響，厘清差異性金融資本注入對農(nóng)村人口收入分布的影響，進(jìn)而通過對絕對貧困與相對貧困的差異性影響，識別不同金融資本注入模式對“增收”和“縮差”的影響。

具體地，本文引入Hagenaars 和Aldi［16］的FGT指數(shù)進(jìn)行絕對貧困與相對貧困的測度，GT指數(shù)滿足弱傳遞性、收入累退轉(zhuǎn)移敏感和子集單調(diào)性等性質(zhì)，且能夠反映貧困人口距離貧困線的實際程度，也能夠?qū)崿F(xiàn)對貧困人口內(nèi)部收入分布不均勻程度的測度，因而克服了傳統(tǒng)貧困指數(shù)無法反映實際貧困感受、無法反映貧困人口的實際貧困程度的缺點。FGT指數(shù)計算公式如式（1）所示：

其中，n為總?cè)丝跀?shù)，z為貧困線收入標(biāo)準(zhǔn)，①本文直接使用國定貧困線，其中，2013—2015 年為年均純收入2 300 元、2016 年為3 200 元、2017 年為3 400 元、2018 年為3 600元。yp為貧困人口絕對收入，q為收入處于標(biāo)準(zhǔn)線以下的貧困人口數(shù)，α為最貧困群體收入權(quán)重，能夠間接表示貧困厭惡程度，衡量了極端貧困的收入分布分配比重與受關(guān)注程度。當(dāng)α=0時，F(xiàn)GT指數(shù)是絕對貧困指數(shù)，即，反映貧困的廣度，此時貧困人口內(nèi)部收入分布被完全忽視；當(dāng)α=2時，F(xiàn)GT指數(shù)是相對貧困指數(shù)，此時極端貧困人口的收入分布被賦予較大權(quán)重，能夠描述貧困人口內(nèi)部收入不平等程度。

2. 解釋變量

本文的解釋變量為普惠金融和產(chǎn)業(yè)扶貧。Treatfin為貧困人口受到普惠金融扶持的情況（參與則Treatfin=1，否則記為0），Postfin衡量貧困人口受到普惠金融的實際發(fā)生時點（參與前Postfin=1，參與后Postfin=0）。Treatind為貧困人口受到產(chǎn)業(yè)扶貧的情況（參與則Treatind=1，否則記為0），Postind衡量貧困人口受到產(chǎn)業(yè)扶貧的實際發(fā)生時點（參與前Postind=1，參與后Postind=0）。

3. 控制變量

本文引入貧困人口特征變量與屬地特征變量作為控制變量，以有效剝離其他與收入動態(tài)變化及貧困發(fā)生相關(guān)的混雜因素影響。其中，貧困人口特征變量包括貧困戶撫養(yǎng)系數(shù)、戶主年齡、戶主受教育程度、戶主基本勞動能力、家庭外出務(wù)工收入、是否參加醫(yī)療保險（含新農(nóng)合）六個控制變量，屬地特征變量為村莊到最近鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離。

（二）模型設(shè)計

在產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融的“增收”“縮差”效應(yīng)識別上，本文基于準(zhǔn)自然實驗的政策效應(yīng)評估框架，利用雙重查分模型進(jìn)行檢驗，構(gòu)建模型如式（2）所示：

其中，F(xiàn)GT為貧困指數(shù)，Treat為貧困人口參與金融扶貧行動的情況（參與則Treat=1，否為0），i為貧困人口，t為不同時間點，并以Post衡量貧困人口受到金融資本注入的實際發(fā)生時點（參與前Post=0，參與后Post=1）。交互項Treat×Post的系數(shù)值β1為代表金融扶貧政策對農(nóng)村貧困人口脫貧的凈影響，如果β> 0，說明金融扶貧政策對農(nóng)村貧困人口脫貧效果有顯著正向影響。X為貧困人口的控制變量，γ為控制變量的系數(shù)值，μ為個體固定效應(yīng)，λ為年份固定效應(yīng)，ε為誤差擾動項。另外，為驗證不同金融資本扶持模式對貧困人口脫貧效果的差異性，進(jìn)一步將金融扶持模式分別區(qū)分為普惠金融組FGT fin和產(chǎn)業(yè)扶貧組FGT ind，本文構(gòu)建模型如式（3）和式（4）所示：

（三）樣本說明和變量的描述性統(tǒng)計

考慮到貧困人口的收入變化與地區(qū)特征、屬地稟賦和農(nóng)戶家庭個體特征相關(guān)，本文選擇貧困人口建檔立卡微觀跟蹤數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。由于金融扶貧資本在不同省份和地區(qū)間配置的不均衡會導(dǎo)致金融扶持強(qiáng)度異質(zhì)性。因此，本文集中于具體省份與地區(qū)的樣本分析，試圖構(gòu)建一個相對完美的外生沖擊試驗，即假定在同一省份的不同鄉(xiāng)村的金融資本扶持強(qiáng)度、服務(wù)支撐和跟蹤管理都是基本一致的。

2013年，遼寧阜新被選定為中國首批三個扶貧改革試驗區(qū)之一（中國首批三個扶貧改革試驗區(qū)分別為遼寧阜新、廣東清遠(yuǎn)和云南麗水），基于“先試先行”的政策試驗區(qū)推廣范式，遼寧阜新存在扶貧重視程度高、扶貧政策高強(qiáng)度供給、綜合性輔助措施到位、政策執(zhí)行力較強(qiáng)的制度特征，中央專項扶貧資金支持與政策性銀行傾斜性信貸投放也一定程度上規(guī)避了金融資本扶貧“有名無實”的影響。因此，本文選取遼寧阜新貧困人口建檔立卡微觀跟蹤數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，其中包括257個貧困村。其他村鎮(zhèn)數(shù)據(jù)源自阜新2014—2020年城市統(tǒng)計年鑒及遼寧阜新市扶貧辦統(tǒng)計資料。本文收集了5 127個貧困戶的數(shù)據(jù)，主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

2019年，本文樣本接受的金融資本扶貧模式統(tǒng)計如表2所示。由表2可知，產(chǎn)業(yè)扶貧為主要模式，而以商業(yè)銀行為主體投放的普惠金融個人信用貸款，無論從規(guī)模還是覆蓋群體上都遠(yuǎn)低于產(chǎn)業(yè)扶貧金融供給強(qiáng)度及覆蓋面。

表2 金融資本扶貧模式統(tǒng)計（2019年）

四、實證分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

本文在估計時，為了分離截面?zhèn)€體與時間維度上不可觀測變量的影響，控制了個體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。不同金融資本扶持模式的DID估計結(jié)果如表3所示。

表3 不同金融資本扶持模式的DID估計結(jié)果

1. 金融資本注入的“增收”效應(yīng)分析

由表3可知，產(chǎn)業(yè)扶貧和普惠金融兩種金融資本注入模式都能夠顯著降低貧困發(fā)生率，在靜態(tài)的貧困標(biāo)準(zhǔn)約束下，兩種金融資本注入模式對貧困人口的“增收”效應(yīng)都得到證實。自精準(zhǔn)扶貧政策確定后，中國扶貧政策從“救濟(jì)式”向“幫扶式”轉(zhuǎn)移，將貧困人口納入社會再生產(chǎn)循環(huán)，一定程度上緩解了貧困人口由于技能缺失、健康限制、稟賦約束和意識落后等導(dǎo)致的勞動參與障礙與社會再生產(chǎn)瓶頸約束，從而增加了貧困人口通過金融資本干預(yù)獲取勞動收入、資本權(quán)益收入與耕地收入的可能，表現(xiàn)為絕對貧困人口數(shù)量的持續(xù)減少并最終實現(xiàn)全面脫貧目標(biāo)。

由表3 可知，產(chǎn)業(yè)扶貧組的估計系數(shù)絕對值大于普惠金融組，本文H1 得到證實。這表明從“增收”目標(biāo)看，產(chǎn)業(yè)扶貧相較于普惠金融確實具有更高的貧困擺脫效應(yīng)與脫貧功能，降低了貧困人口參與社會生產(chǎn)的決策困難與技術(shù)和市場限制，實現(xiàn)了成熟產(chǎn)業(yè)向貧困人口的覆蓋，而搬遷扶貧則直接通過稟賦置換，為貧困人口增收拓展了收入渠道與勞動參與可能性，從而呈現(xiàn)出更強(qiáng)的貧困擺脫效應(yīng)。普惠金融的“增收”效應(yīng)偏弱，則是因為貧困人口的機(jī)會缺失導(dǎo)致普惠金融形成的資本門檻超越效應(yīng)難以有效發(fā)揮，貧困人口即使獲得了普惠金融的資本支持，也缺乏有效的市場渠道、明智的生產(chǎn)選擇與合理的市場組織形成扶貧資源促進(jìn)“增收”。而機(jī)會缺失則進(jìn)一步降低了貧困人口信用貸款的可償性，也使得持續(xù)性信貸資本供給難以實現(xiàn)。

2. 金融資本注入的“縮差”效應(yīng)分析

考察產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融對貧困人口相對貧困減緩的作用。由表3可知，與“增收”效應(yīng)類似，產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融對相對貧困的治理效應(yīng)同樣得到證實，無論是產(chǎn)業(yè)扶貧還是普惠金融，在實現(xiàn)低收入群體的收入存量增長的同時，都能夠通過提供生產(chǎn)機(jī)會與構(gòu)建收入機(jī)制實現(xiàn)極低收入人口向低收入群體收入均值的收斂，緩解了農(nóng)村低收入人口收入差距。通過提供生產(chǎn)機(jī)會與提供生產(chǎn)資本，在兩個維度上實現(xiàn)了貧困人口與社會再生產(chǎn)循環(huán)的聯(lián)結(jié)，形成穩(wěn)定“增收”機(jī)制。

進(jìn)一步分析，比較不同金融扶持模式對相對貧困治理的邊際效應(yīng)強(qiáng)弱，即產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融雖然都具有顯著的“縮差”效應(yīng)，但兩種金融扶持模式的“縮差”效應(yīng)即相對貧困指數(shù)并不存在顯著區(qū)別，本文的假設(shè)H2a與H2b均未得到證實。

（二）平行趨勢檢驗① 平行趨勢檢驗結(jié)果未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/h3>

為了驗證使用雙重差分模型的合理性，本文對產(chǎn)業(yè)扶貧形式以及普惠金融方式參與金融扶貧的處理組與控制組進(jìn)行平行趨勢檢驗，如式（5）所示：

其中，表示金融資本注入發(fā)生開始k年的虛擬變量與政策變量Treat的交互項，回歸中省略政策發(fā)生前一年（k=-1）與政策變量的交互項。

由結(jié)果可知，在期數(shù)為0（該例為2015年）以前，系數(shù)均是不顯著的，而在政策實施以后的所有年份，系數(shù)基本顯著且顯著性逐年提高，說明該政策的影響具有一定的持續(xù)性，并且在樣本期間內(nèi)于實施后的第二年該政策取得最大的效果。其中，產(chǎn)業(yè)扶貧組在政策執(zhí)行后，相比普惠金融組更加顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 剔除同時接受兩種金融資本扶持的樣本

考慮到基準(zhǔn)回歸中對照組相對于控制組具有樣本容量偏少的問題，本文剔除了同時接受普惠金融和產(chǎn)業(yè)扶貧的貧困人口樣本，此時控制組中僅為受到單一金融資本扶持的個體，而對照組中為未受到任何金融資本扶持的個體。剔除同時接受兩種金融資本扶持的樣本的DID估計結(jié)果如表4所示。

表4 剔除同時接受兩種金融資本扶持的樣本的DID估計結(jié)果

由表4可知，在剔除同時接受兩種金融資本扶持的樣本后，與基準(zhǔn)模型相比，關(guān)鍵系數(shù)變量的估值與符號保持穩(wěn)定，同時主要結(jié)論也保持不變，即在絕對貧困治理與“增收”上，產(chǎn)業(yè)扶貧效果強(qiáng)于普惠金融，而控制能力信號干擾后，在相對貧困治理與“縮差”上，普惠金融的邊際影響更強(qiáng)，本文實證估計通過穩(wěn)健性檢驗。

2. 調(diào)整FGT指數(shù)的國定貧困線標(biāo)準(zhǔn)

在FGT指數(shù)水平依賴于貧困線的設(shè)定，而貧困線水平約束了低收入貧困人口的人口規(guī)模進(jìn)而反映在其收入分布特征上。本文一個研究重點就是分析產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融對低收入人口內(nèi)部收入差距的影響。因此，本文分別將國定貧困線標(biāo)準(zhǔn)上浮10%與上浮20%，以進(jìn)一步放大貧困人口統(tǒng)計口徑，進(jìn)而分析不同金融資本扶持模式對貧困人口收入分布的異質(zhì)性影響。調(diào)整貧困線標(biāo)準(zhǔn)的DID估計結(jié)果如表5所示。

表5 調(diào)整貧困線標(biāo)準(zhǔn)的DID估計結(jié)果

由表5可知，當(dāng)調(diào)整FGT指數(shù)中的貧困線標(biāo)準(zhǔn)后，重新進(jìn)行DID估計，其估計結(jié)果依然與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，即在“增收”上，產(chǎn)業(yè)扶貧對貧困人口的“增收”效應(yīng)優(yōu)于普惠金融；而在“縮差”上，產(chǎn)業(yè)扶貧對農(nóng)村人口內(nèi)部收入差距的降低作用弱于普惠金融。因此，本文的主要結(jié)論通過穩(wěn)健性檢驗。

（四）異質(zhì)性分析

產(chǎn)業(yè)扶貧和普惠金融兩種模式哪種扶貧效應(yīng)更強(qiáng)，同樣與貧困人口的能力稟賦相關(guān)。當(dāng)貧困人口具有更強(qiáng)的市場與經(jīng)營能力時，其更能夠結(jié)合個體稟賦現(xiàn)狀選擇恰當(dāng)?shù)慕?jīng)營機(jī)會，這能夠顯著提升其稟賦資源的配置效率。同時，個體能力信號會催生信貸資本的最優(yōu)配置結(jié)構(gòu)，具備高能力的個體能夠更高效地將信貸資本應(yīng)用于教育、生產(chǎn)投資、福利消費、市場服務(wù)購買、關(guān)系維持等環(huán)節(jié)［17］。但是，在個人能力約束下，貧困人口缺乏選擇生產(chǎn)方式、投資規(guī)模、產(chǎn)品取向的能力，會出現(xiàn)信貸向消費環(huán)節(jié)的過度使用。

同時，產(chǎn)業(yè)扶貧作為一種相對外生的捆綁性扶貧，限制了貧困人口的自主選擇，一定程度上強(qiáng)制性地促成了貧困人口自有資本與社會資本的融合，這種選擇權(quán)上移對于具有能力稟賦限制的個體，有時不可避免出現(xiàn)“盲從”行為，若能夠控制試錯成本，并通過收益渠道的擴(kuò)張與生產(chǎn)機(jī)會的實現(xiàn)在短期內(nèi)保證收入增長。換言之，產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融的最終貧困擺脫效應(yīng)，可能與貧困人口的能力稟賦密切相關(guān)，而針對不同能力稟賦個體的貧困人口，產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融的“增收”與“縮差”效應(yīng)是否存在差異？

基于此，本文通過引入個體能力信號變量，控制貧困人口能力信號的干擾，更為準(zhǔn)確地識別產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融的異質(zhì)性影響。具體地，本文引入變量Cap衡量貧困人口能力，并進(jìn)行如下處理：當(dāng)貧困人口受教育程度超過均值且其收入超過均值時，樣本為高能力組，定義Cap= 1；反之，當(dāng)貧困人口受教育程度與收入水平均處于均值以下時，樣本為低能力組，定義Cap= 0。本文識別在不同的個體能力約束下，產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融對絕對貧困與相對貧困的影響?？刂曝毨丝谀芰Φ腄ID估計結(jié)果如表6所示。

表6 控制貧困人口能力的DID估計結(jié)果

由表6可知，在絕對貧困治理上，控制貧困人口能力后，產(chǎn)業(yè)扶貧相比于普惠金融，依然是具有更強(qiáng)絕對貧困治理與“增收”效應(yīng)的金融扶持模式，而普惠金融雖然能夠?qū)崿F(xiàn)貧困人口“增收”，但邊際影響遠(yuǎn)弱于產(chǎn)業(yè)扶貧。在相對貧困治理上，當(dāng)控制個體能力影響后，普惠金融的“縮差”效應(yīng)得到大幅度增強(qiáng)，而產(chǎn)業(yè)扶貧的“縮差”效應(yīng)略有下降，此時兩種不同金融資本注入模式的效應(yīng)開始呈現(xiàn)分化，普惠金融在高能力貧困人口中，開始表現(xiàn)出更強(qiáng)的“縮差”效應(yīng)。在個體能力稟賦支持下，普惠金融是推動低收入人口內(nèi)部收入均值收斂且實現(xiàn)增量提升的最優(yōu)金融資本扶持模式。

換言之，相對于產(chǎn)業(yè)扶貧的“授人以漁”，普惠金融的“授人以魚”通過高能力組的有效資產(chǎn)配置，更好地實現(xiàn)了相對貧困治理效應(yīng)與“縮差”效應(yīng)。因此，對于扶貧與鄉(xiāng)村振興的所處不同階段，打好產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融的“組合拳”，協(xié)調(diào)兩種差異性金融資本扶持模式對不同能力個體的異質(zhì)性影響，進(jìn)一步提升精準(zhǔn)扶貧“因地制宜、因人而異”的政策效果，是構(gòu)建農(nóng)村人口“增收”與“縮差”行之有效的目標(biāo)框架。

五、研究結(jié)論與政策建議

在“后2020時代”，絕對貧困治理的階段性目標(biāo)順利實現(xiàn)，精準(zhǔn)扶貧的重心開始轉(zhuǎn)向相對貧困治理與返貧控制，而中國農(nóng)村人口內(nèi)部收入差距的持續(xù)擴(kuò)大，進(jìn)一步將扶貧“增收”與公平性治理的“縮差”內(nèi)容相聯(lián)系。本文通過對絕對貧困與相對貧困的比較分析，建立“增收”與“縮差”統(tǒng)一機(jī)制框架，檢驗“授人以漁”的產(chǎn)業(yè)扶貧與“授人以魚”的普惠金融，在“增收”與“縮差”目標(biāo)上的差異性影響，從而為構(gòu)建有機(jī)統(tǒng)一的多維金融扶貧政策，優(yōu)化不同政策間的有效銜接提供啟示。本文研究結(jié)論如下：無論是絕對貧困還是相對貧困，產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融都具有顯著的貧困擺脫效應(yīng)，但在絕對貧困治理即“增收”效應(yīng)上，產(chǎn)業(yè)扶貧具有更高的效率，低收入人口的收入增長與返貧控制，需要繼續(xù)發(fā)揮產(chǎn)業(yè)扶貧的獨特功效。在“縮差”效應(yīng)上，產(chǎn)業(yè)扶貧的增量拉動效應(yīng)并不強(qiáng)于普惠金融，而控制住貧困人口能力干擾后，普惠金融具有更強(qiáng)的“縮差”效應(yīng)，通過產(chǎn)業(yè)扶貧實現(xiàn)貧困人口社會再生產(chǎn)的對接，通過普惠金融發(fā)揮貧困人口主體能動性，優(yōu)化個體資本配置，將是構(gòu)建低收入人口長效收入機(jī)制、縮小中國農(nóng)村人口內(nèi)部收入差距的關(guān)鍵，不同金融扶持策略間的有效銜接，將是決定未來時期金融資本扶持效率的關(guān)鍵。

據(jù)此，本文提出如下政策建議：構(gòu)建以社會再生產(chǎn)覆蓋及利益聯(lián)結(jié)機(jī)制為核心的產(chǎn)業(yè)扶貧模式，是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中農(nóng)村低收入人口的主要金融資本扶持模式，同樣也是“堅決守住不發(fā)生規(guī)模性返貧底線”的關(guān)鍵。在政策實施過程中，獲得金融資本注入的本地企業(yè)要提升相對貧困人口對資源、稟賦的吸收利用能力，進(jìn)一步發(fā)揮“因地制宜”“優(yōu)勢+特色”的貧困人口產(chǎn)業(yè)發(fā)展邏輯，強(qiáng)化金融資本扶貧政策的效應(yīng)。同時，考慮到普惠金融對農(nóng)村人口收入差距的“縮差”效應(yīng)，金融扶持在未來應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大普金融的相對規(guī)模，增強(qiáng)信用貸款對農(nóng)村低收入人口的信貸可達(dá)性，降低商業(yè)銀行發(fā)放個人信貸時的“精英俘獲”，進(jìn)一步厘清政策性金融機(jī)構(gòu)與商業(yè)銀行在金融資本投入上“該做什么”與“能做什么”的職能劃分。允許商業(yè)銀行發(fā)放低收入群體個人信貸時，能夠有更大裁量權(quán)實施信貸風(fēng)險定價，從而實現(xiàn)信貸資本向低收入群體的下沉，以保證普惠金融政策成為農(nóng)村人口收入差距縮小的重要政策手段。同時，在金融扶貧過程中，應(yīng)進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)產(chǎn)業(yè)扶貧與普惠金融的有效銜接，確定政策組合實踐思路，實現(xiàn)不同信貸主體間的信息共享與協(xié)同行動框架，有效衡量產(chǎn)業(yè)扶貧過程中的半強(qiáng)制捆綁與低收入群體選擇間的平衡，建立產(chǎn)業(yè)扶貧資金與普惠金融資本的互聯(lián)互通，最終服務(wù)于鄉(xiāng)村振興的大局。