吴君娴 黄永兴

（安徽工业大学商学院 安徽马鞍山 243002）

《中国农村扶贫开发纲要（2011-2020年）》和十三五规划纲要均指出，要发挥各类金融机构支农作用，整合各类扶贫资源，多方面拓宽贫困地区融资渠道。《乡村振兴战略规划（2018－2022年）》也强调，“要把更多金融资源配置到农村经济社会发展的重点领域和薄弱环节”，“引导更多金融资源支持乡村振兴”，发展农村金融成为我国解决贫困问题和实现乡村振兴的重要手段。然而，受到制度环境的约束，现今农村正规金融仍然存在诸如机构网点不足、服务手段滞后、信贷配给严重等问题，未能满足农村发展的需要，反而造成了严重的农村资金外流。农村正规金融的供求失衡为非正规金融的蓬勃发展提供了广阔空间。非正规金融凭借无需抵押品、关系型信用约束、重复交易等特点非常适应于中国农村的“乡土社会”，是中国农村地区主要融资方式和农户首选融资渠道[1]。那么，非正规金融是否能有效促进农户贫困减缓，从而提升农村整体福利水平呢？在乡村振兴新时期背景下，上述问题的解答对于深化农村金融改革和科学制定金融扶贫政策都具有重要现实意义。

一、农村非正规金融减缓农村贫困的作用机理分析

农村非正规金融通过直接和间接两种途径作用于农村贫困，一方面通过提高包括信贷在内的各种金融服务的可得性促进家庭贫困减缓，另一方面通过增加资本积累和推动技术创新来促进经济增长，进而带动农村地区整体福利水平的提升，穷人通过经济增长的“涓滴效应”受益。然而，在农村发展的不同时期，农村非正规金融减贫并非遵循固定的形式，而是根据不同时期的需要灵活地提供相适应的金融服务，且其减贫效果会受到经济、政策等因素的影响。因此，农村非正规金融发展和农村贫困减缓会呈现阶段性同步特征。

在经济发展初期，农村整体收入水平较低，民间资本持有者和资金盈余者本身资本积累规模较小，民间金融组织处于起步阶段，又受到严格管制和打压，只能在政策的夹缝中缓慢发展，因而其交易额很小、服务面有限，非正规金融发展处于低水平区间。在这一阶段，非正规金融满足的是农户日常小额资金需要，发挥的是平滑消费和抵御风险的作用。有限的资金供给决定了它更多地是用来解决迫在眉睫的问题，是作为一种非正式保险机制在农村家庭遭遇意外事件时提供保护，从而在一定程度上减少贫困的发生。但是非正规金融的这种非正式保险机制表现形式却很难对农村经济增长起到明显的拉动作用，它在提高农民各项福利水平过程中发挥的作用也就非常有限。

随着农民收入水平的不断提高，民间资本供给者资金规模不断扩大，民间金融组织发展日益成熟，政府对待非正规金融的态度也从一味地压制转向引导其健康发展，非正规金融逐渐由低水平区间迈入高水平区间，它发挥作用的主要途径也相应发生了变化。一方面，金融服务门槛进一步降低，以前被排斥于金融服务之外的大部分贫困人群都能获得非正规金融支持。更重要的是，非正规金融发展到高水平阶段后，农户生产性投资资金需求得到满足，更多有条件的农户通过创立乡镇企业实现了脱贫致富。乡镇企业的发展为没有能力创业的农户提供了更多的非农就业岗位，从而促进了农村非农就业的增加和贫困农户收入的提高。因此，非正规金融作为乡镇企业的重要推动力量，极大促进了农村经济增长，并进一步通过经济增长的收入效应和分配效应改善农户各个方面的福利状况。

当非正规金融发展至成熟期，农村经济也处于高水平均衡状态，农村金融资源实现合理配置，农户的各种融资需要基本能得到满足，贫困发生率和贫困程度降至最低，农村贫困维持在较低水平。

二、模型设定与变量选取

（一）模型设定。由第二部分理论分析可知，由于作用途径和作用效果存在较大差异，农村非正规金融发展对农村贫困的影响呈现阶段性特征，二者之间可能蕴含着某种复杂的非线性关联。为了对这种非线性假设进行实证检验，本文借鉴Hansen（1999）[2]的面板门槛回归模型思路，分别构建农村非正规金融发展与农村收入贫困、教育贫困和医疗贫困的面板门槛回归模型。模型设定为：

（二）变量选取。

1.被解释变量。本文从收入、教育和医疗三个方面考察农民贫困状况，对应于收入贫困（POV）、教育贫困（EDU）和医疗贫困（MED）三个指标。

（1）收入贫困。在现有文献中，衡量收入贫困的指标主要包括贫困发生率、贫困深度、FGT指数和人均消费水平等。由于各省各项指标统计口径的差别，无法直接计算出贫困发生率、贫困深度和FGT指数。因此，本文参照吕勇斌和赵培培（2014）[3]的做法，选择农村人均消费支出作为收入贫困的衡量指标。

（2）教育贫困。本文以人均受教育年限作为教育贫困的代理变量。参照陈钊、陆铭和金煜（2004）[4]等学者的做法，定义人均受教育年限=（小学人口×6+初中人口×9+高中或中专人口×12+大专及以上人口×16）/6岁以上总人口。

（3）医疗贫困。以每千农村人口村卫生室人员数衡量农村医疗贫困程度。

2.农村非正规金融发展水平（RIF）。由于无法获得非正规金融发展的官方统计数据，本文借鉴冉光和和汤芳桦（2012）[5]等学者的做法，选用《中国固定资产投资统计年鉴》中各地区农村农户投资资金来源和农村非农户投资资金来源中的自筹资金和其他资金四项之和来衡量农村非正规金融发展情况。以农村非正规金融数据与农林牧渔增加值的比值作为非正规金融发展水平的衡量指标，RIF既是模型的核心解释变量，也是门槛变量。

3.其他控制变量。选取财政支农力度、农村第一产业就业人员占比、农业经济发展水平、城乡收入差距以及农村化学技术发展作为控制变量。财政支农力度（FSA）采用财政支出中农林水事务支出与财政总支出的比值衡量。农村第一产业就业人员占比（EMP）采用第一产业就业人口占农村总就业人口比重表示。农业经济发展水平（RGDP）采用农林牧渔增加值反映，并使用相应价格指数进行平减处理；城乡收入差距（CXSRB）用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比表示；农村化学技术发展（CHEM）则用化肥施用量和农作物总播种面积之比衡量。

为了消除异方差带来的影响，对所有指标都进行了对数处理。由于西藏地区大部分数据缺失，本文的面板数据包括除西藏外全国30 个省（市、自治区），时间跨度为2003-2016年。相关数据均来源于历年《中国统计年鉴》《中国固定资产投资统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国卫生统计年鉴》及各省统计年鉴。

三、实证分析及结果说明

（一）门槛效应检验。首先，对模型进行门槛效应检验。本文以非正规金融发展水平为门槛变量，采用“自抽样法”进行门槛效应检验，检验结果如表1所示。由表1可知，三个模型均存在单一门槛效应，且均在5%的显著性水平下显著；其中，模型（2）和模型（3）在1%的显著性水平下显著。但三个模型的双重门槛效应均不显著，因此，三个模型单一门槛效应。

表1 各模型门槛效应检验

其次，要对门槛值进行估计和检验，结果如表2所示。三个模型的门槛值依次为-0.8416、-1.5267和1.3137，分别对应农村非正规金融发展水平为0.4310、0.2173和3.7199。至此，农村非正规金融减缓农村收入贫困、教育贫困和医疗贫困的非线性特征得到验证。

表2 各模型门槛值估计结果

（二）模型估计结果与分析。在上文门槛效应检验的基础上，运用面板门槛模型对各变量进行回归。为了便于比较，本文同时列出了线性固定效应模型的估计结果，具体如表3至表5所示。

1.收入贫困模型估计结果。表3报告了模型（1）即收入贫困模型的估计结果。在固定效应模型中，农村非正规金融发展水平与农村人均消费支出显著正相关，说明农村非正规金融发展有效地促进了农村地区收入贫困的减缓。其他控制变量中，除农村化学技术水平系数不显著外，财政支农支出增加、农村第一产业就业占比下降、农业经济发展水平提高以及城乡收入差距缩小都有利于减缓农村收入贫困。

表3 模型（1）估计结果（收入贫困模型）

在面板门槛模型中，当农村非正规金融发展水平处于不同区间时，农村非正规金融对于收入贫困减缓的促进效果有所不同，存在鲜明的门槛特征。当农村非正规金融发展水平低于0.4310时，其系数估计值为0.092，表明非正规金融发展能有效促进农村地区收入贫困减缓；当农村非正规金融发展水平高于0.4310 时，其系数估计值为0.247，在跨越门槛值后，农村非正规金融减贫效果得到显著提升。这是因为，随着农村非正规金融规模的扩大和服务面的拓宽，贫困人口或者通过更加便利地获得低成本的非正规金融支持或者因农村经济加速发展获得更多更好的工作机会提升了自身收入及消费水平。

根据门槛值可将样本划分为低区制和高区制，由原数据可计算出各地区考察期内农村非正规金融发展水平的均值，从而判断农村非正规金融减贫效果的地区差异。在全国30个省份中，已有18个省份对门槛值实现了跨越，说明在全国五分之三的地区农村非正规金融发展高效地促进了农村人均消费支出的增加。尚未跨越门槛值的12个省份除海南外均位于中西部地区，且主要位于西部地区。究其原因，相较于农村经济发展水平较高的中东部地区，西部地区及较贫困的中部地区农民自身资本积累不足、非正规金融规模较小，难以为农户创业提供有效支撑，非正规金融只是部分地解决了农户短期小额贷款需要，因此，其减贫效果不及中东部地区。

其他控制变量中，财政支农支出增加、农业经济发展水平提高以及城乡收入差距缩小都对农村收入贫困减缓起到显著的促进作用，且作用效果与固定效应模型基本一致。

2.教育贫困模型估计结果。表4报告了模型（2）即教育贫困模型的估计结果。在固定效应模型中，农村非正规金融发展水平提高对农村居民人均受教育水平的提升有显著的正向作用。控制变量中财政支农支出增加、农业经济发展水平提高以及城乡收入差距缩小都对减缓农村教育贫困作用显著。

表4 模型（2）估计结果（教育贫困模型）

在面板门槛模型中，农村非正规金融发展对教育贫困影响具有鲜明的单一门槛特征，门槛值为0.2173。在未跨越门槛值的低区制内，农村非正规金融发展水平的系数估计值为0.012，表明非正规金融发展能有效促进农村地区教育贫困减缓；当农村非正规金融发展水平跨越门槛值，迈入高区制时，其系数估计值为0.036，农村非正规金融发展减缓教育贫困的边际收益递增。另外，考虑农村非正规金融减缓教育贫困的地区差异。除内蒙古和海南外，其他省市均处在高区制水平，说明农村非正规金融是解决农村教育贫困的一个有益补充。由于我国九年义务教育的普及以及农民教育观念的转变，在农村地区，对于教育的重视程度不断提升，农村家庭中教育支出比重日益增长，非正规金融发展不但通过促进农村经济发展与基础设施完善改善教育贫困，也通过增加农户收入进而增加家庭教育支出提升农村受教育水平。从其他控制变量来看，变量作用效果与固定效应结果基本一致。

3.医疗贫困模型估计结果。表5报告了模型（3）即医疗贫困模型的估计结果。在固定效应模型中，农村非正规金融发展水平提高对农村医疗卫生服务改善有明显的促进作用。控制变量中财政支农支出增加和城乡收入差距缩小能够显著减缓农村医疗贫困。

在面板门槛模型中，农村非正规金融发展对农村医疗贫困影响的门槛值为3.7199。门槛值前后，农村非正规金融发展水平的系数估计值分别为0.083和0.480，表明农村非正规金融发展有效促进了农村医疗水平的提高，并且在跨越门槛值后作用效果大幅度提升。但是，值得注意的是，在全国30个省市中，只有浙江和上海跨越了门槛值，而其他省市仍处于低区制内。上述结果反映的是农村非正规金融通过经济增长的间接效应对农村地区医疗贫困的改善作用。非正规金融促进了农村经济增长和财政收支增加，从而带来了地区医疗资源投入的增大，农村医疗服务水平由此得到提升。其他控制变量中，财政支农支出增加、农业经济发展水平提高以及城乡收入差距缩小也有利于农村医疗贫困的减缓。

表5 模型（3）估计结果（医疗贫困模型）

可见，总体看来，现阶段非正规金融发展对于农户在收入、教育和医疗三方面贫困的减缓都有显著的促进作用，对应于图1中的前两个阶段。这与目前农村经济发展水平不高，以及农村金融市场发展尚不完善的现状相吻合。另外，需要指出的是，由于非正规金融缺乏规范的契约和有效的监管，非法集资、中介人跑路、洗钱犯罪等现象层出不穷，给农村经济和农民财产都造成不小的损失，是非正规金融走向成熟必须解决的问题。

四、研究结论与政策建议

（一）研究结论。基于非正规金融在农村地区的天然适应性以及现阶段农村贫困表现形式的多样性，本文分析了非正规金融减缓农村贫困的作用机理，并在此基础上利用我国2003-2015年省级面板数据，采用面板门槛模型分析了农村非正规金融发展与农村收入贫困、教育贫困和医疗贫困之间的非线性关系，研究发现：

第一，从总体上看，农村非正规金融发展有助于减缓农村多维贫困。

第二，农村非正规金融减缓收入贫困、教育贫困和医疗贫困的作用效果是非线性的，均呈现出鲜明的单一门槛特征。对于任一维度的贫困，在跨越门槛值前后，非正规金融发展都能显著促进农村贫困的减缓；并且，在跨越门槛值后，非正规金融减贫的正向作用均有所增强。

第三，农村非正规金融发展的多维减贫效果呈现出区域不平衡特征。在对收入贫困的分析中，有18 个省市处于非正规金融发展的高区制，非正规金融减贫效果显著强于其他地区；在对教育贫困的分析中，只有内蒙古和海南处于低水平区间，相较于其他省市，其农村非正规金融发展减贫效果较弱；在对医疗贫困的分析中，只有浙江和上海两省处于高区制内，这两省农村非正规金融发展对医疗贫困的减缓效果颇为突出。

第四，加大财政支农力度、提升农业经济发展水平和缩小城乡收入差距都能显著促进农村收入、教育及医疗贫困的减缓。农村就业结构变化只对收入贫困有显著影响，农村第一产业就业占比下降有助于收入贫困的减缓，但是对教育贫困和医疗贫困的影响并不显著。

（二）政策建议。基于上述研究结论，本文提出以下政策建议。

第一，进一步放开政策方面对非正规金融的约束，给予其明晰的发展定位，并加强对农村非正规金融的监管，发挥积极引导作用，保障农村非正规金融阳光有效运行。

第二，综合考虑农民各方面需要，构建多元化农村扶贫体系，在准确识别致贫原因的基础上，根据贫困农户不同需求提供有差别的金融服务，实现金融精准扶贫。

第三，根据不同区域在不同发展阶段非正规金融减贫效果的差异，对其他金融资源进行合理配置，充分释放各种金融资源在解决农村贫困问题方面的积极作用。

第四，加大公共财政投入力度，完善农村基础设施建设，降低农村经济发展与金融服务成本，激发农村各类市场主体活力，从而促进农村扶贫深层次推进。