一、引言

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)，扎實推進精準扶貧精準脫貧基本方略，確保到2020年底貧困人口實現(xiàn)脫貧，貧困縣全部摘帽。目前這一目標(biāo)基本實現(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施最早，但由于政策設(shè)計等原因，貸款的貧困瞄準始終不夠精準，真正的貧困戶很難從金融機構(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踐面臨困境的情況下，國務(wù)院扶貧辦和財政部借鑒孟加拉國的鄉(xiāng)村銀行模式，于2006年開始在14個省的28個貧困縣試點貧困村互助資金政策，通過財政專項扶貧資金、村民繳納互助金和社會捐贈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，并且由于互助資金只針對貧困村開展，在實施過程中提高了瞄準效率，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)銀行市場化運營方式與脫貧攻堅政治任務(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，通過成立理事會和監(jiān)事會對資金使用進行管理，實行民有、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)村熟人社會特征，通過合作金融形式降低了違約風(fēng)險，有利于避免正規(guī)金融機構(gòu)扶貧在市場化運營與公益目標(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，有利于通過提高農(nóng)戶的自我發(fā)展能力實現(xiàn)脫貧增收，真正實現(xiàn)金融扶貧質(zhì)量提高。為了評價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個貧困村合作開展了村級互助資金監(jiān)測項目，本文基于這一準實驗研究獲得的1082戶微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)，運用雙重差分模型，實證檢驗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。

二、文獻綜述

互助資金是中國貧困地區(qū)農(nóng)村金融扶貧的一種重要創(chuàng)新形式，國外并沒有與之完全對應(yīng)的組織機構(gòu)，國外學(xué)者也尚未對此進行過專門研究。但互助資金實質(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個小額信貸機構(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)通過準實驗研究方法對巴基斯坦小額信貸的減貧作用進行了研究，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支出水平，從而證實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方面：一是互助資金的目標(biāo)瞄準研究。一些學(xué)者認為互助資金具有明確的扶貧目標(biāo)，與傳統(tǒng)財政資金扶貧模式相比，貧困人口瞄準度更高，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)者認為互助資金存在目標(biāo)瞄準偏離，并未真正瞄準貧困農(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小；林萬龍、楊叢叢(2012)通過對四川儀隴互助資金試點的解構(gòu)，認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行機制研究。劉西川等(2013)指出互助資金的制度設(shè)計有效緩解了組織內(nèi)各相關(guān)利益主體的沖突，但存在對管理者激勵不足、大戶主導(dǎo)等問題；陳立輝等(2015)認為監(jiān)事會未發(fā)揮應(yīng)有作用，亟需外部監(jiān)督的加強和完善；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。現(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?，本文在已有文獻的基礎(chǔ)上，做出以下邊際貢獻：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，檢驗互助資金的動態(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行分析和檢驗。

三、理論分析與研究假說

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)收活動實現(xiàn)脫貧增收。結(jié)合現(xiàn)有文獻的研究和互助資金的實際開展情況，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，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)主要創(chuàng)收活動分為農(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)戶自雇從事個體商業(yè)等非農(nóng)經(jīng)營活動獲得的收入，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：

(一)使用互助資金有利于促進農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入增長

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)濟活動，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，信貸約束強度與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率呈現(xiàn)負向關(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)模擴大，只能進行簡單重復(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現(xiàn)脫貧增收(茹玉等，2015；高楊，2015)?；ブY金的實施為貧困地區(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，擴大生產(chǎn)規(guī)模，增加良種、化肥、機械等農(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。

(二)使用互助資金有利于促進非農(nóng)經(jīng)營收入增長

農(nóng)民參與非農(nóng)經(jīng)營活動不僅是促進其非農(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)。互助資金的實施緩解了農(nóng)戶的信貸約束，拓寬了資金來源，為農(nóng)戶進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)營活動或擴大非農(nóng)經(jīng)營規(guī)模，從而增加非農(nóng)經(jīng)營收入。

(三)使用互助資金間接促進了工資收入增長

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，只能通過勞動力投入彌補生產(chǎn)性資本投入的不足，將家庭勞動力束縛在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上，導(dǎo)致生產(chǎn)回報率低下，收入增長緩慢。互助資金的實施為農(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、機械等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入，提高勞動生產(chǎn)率，實現(xiàn)資本對農(nóng)業(yè)勞動力的替代，促進家庭剩余勞動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、促進非農(nóng)經(jīng)營活動和促進非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移三個渠道幫助農(nóng)戶實現(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金滾動使用，農(nóng)戶可以持續(xù)從中獲得借款用于創(chuàng)收活動，有利于資本積累，從而進一步拓寬資本使用范圍，激活資源與要素并促進優(yōu)化組合，進而提高農(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重的信貸約束，因此，互助資金的實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，非貧困戶在資金利用能力上強于貧困戶，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。

四、數(shù)據(jù)、方法與變量

(一)數(shù)據(jù)來源及說明

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)測項目，該項目遵循嚴格的準實驗研究過程?？紤]到地區(qū)平衡原則和貧困人口分布狀況，項目組選取山東省(東部1個)、河南省和湖南省(中部2個)、四川省和甘肅省(西部2個)5省作為項目實施省份(1)。項目實施前，經(jīng)項目省推薦和專家組評估，每個省確定了2個項目縣，每個項目縣推薦5個項目備選村。在每縣的5個項目備選村里，由專家組隨機選取3個貧困村作為試點村開展互助資金項目，另2個貧困村作為對照村，共計30個項目村和20個對照村，原則上要求項目監(jiān)測期限內(nèi)，項目村必須開展互助資金項目，對照村不得開展。需要說明的是，作為政策試點類的準自然實驗，項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原則，并且項目村和對照村的確定是完全隨機的。項目進展過程如下：

2010年8月，在各縣互助資金項目正式啟動之前，課題組進行了基期調(diào)查，即準實驗研究的事前測量?；谡{(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、資產(chǎn)和借貸等內(nèi)容。每個村莊樣本農(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，但其中一個項目村由于個別原因未能順利實施，轉(zhuǎn)為對照村。2012年7月，項目組對所有基期調(diào)研農(nóng)戶和村莊進行了第一次跟蹤調(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，項目組進行了第二次跟蹤調(diào)查，調(diào)查內(nèi)容同第一次跟蹤調(diào)查一致。由于之前項目監(jiān)測期限的時間范圍未明確，在第二次跟蹤調(diào)查時有10個對照村在第一次跟蹤調(diào)查結(jié)束后開展了互助資金項目，且1個項目村在上一次調(diào)查結(jié)束后被撤銷了資格，未再實施。因此，本輪最終獲得項目村問卷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，為了更好地研究互助資金的收入效應(yīng)，本文將基期調(diào)查時農(nóng)戶家庭沒有勞動力的樣本戶以及在跟蹤調(diào)查時由于分家、出嫁、死亡等原因?qū)е录抑袥]有勞動力的樣本戶剔除，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)。

(二)研究方法與模型設(shè)定

在對公共政策或項目實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，也可以較為準確地估計政策沖擊的作用效果(鄧悅、周宇航，2013)。本文監(jiān)測的互助資金項目于2010年基期調(diào)查結(jié)束后開始實施，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前提條件：一是處理組與項目組滿足平行趨勢假設(shè)，二是個體處理穩(wěn)定性假設(shè)，即處理組對對照組無溢出效應(yīng)。本文在每個縣選取的項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，因此不存在處理組對對照組的溢出效應(yīng)。由于互助資金實施時間不一致，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個農(nóng)戶t時期的家庭總收入，也可以表示細化的分項收入。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分別表示時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)，εit為誤差項。

(三)變量選取與描述性統(tǒng)計

在變量選擇上，本文結(jié)合前人的相關(guān)研究以及實地調(diào)研情況進行選取。其中，被解釋變量為農(nóng)戶家庭年人均純收入及人均分項收入的對數(shù)值。由于互助資金只能用于創(chuàng)收活動，因此分項收入包括人均農(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，又可以驗證項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的常規(guī)做法，從三個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)價值以及能否從私人處借到錢、能否從金融機構(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，選取家庭私營活動開展情況表征非農(nóng)經(jīng)營活動，選取家庭勞動力人均非農(nóng)就業(yè)時間表征非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移情況。主要變量的選取和描述性統(tǒng)計情況如表1所示。

五、實證結(jié)果及分析

(一)基準回歸結(jié)果

表2給出了使用互助資金對農(nóng)戶家庭收入影響的基準回歸結(jié)果，即基于雙重差分模型的平均處理效應(yīng)，且均為控制了個體固定效應(yīng)和時間固定效應(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)計水平上顯著為正，這說明互助資金項目的實施確實增加了貧困村農(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，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得以驗證。

表1 變量與描述性統(tǒng)計

注：樣本數(shù)量為1082個，共有三期數(shù)據(jù)，觀測值數(shù)量為3246個?？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)戶收入影響的基準回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示估計結(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)準誤，下同。

(二)平行趨勢與穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗。如前所述，處理組與對照組具有相同的時間變化趨勢是運用雙重差分模型的一個重要前提。本文采用實證方式進行平行趨勢檢驗。首先，檢驗在互助資金項目開展之前，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，在基準回歸模型中加入“縣固定效應(yīng)×年份”變量來檢驗借貸農(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)。進一步，為了增強說服力，本文在基準回歸模型中加入“村固定效應(yīng)×年份”變量來檢驗平行趨勢，回歸結(jié)果如表3第(4)列所示，treat的系數(shù)仍顯著為正，進一步驗證了平行趨勢假設(shè)。

2.穩(wěn)健性檢驗。為了檢驗基準回歸結(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)果進行了檢驗。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，再次驗證了基準回歸的結(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，控制變量的估計結(jié)果與基準回歸結(jié)果也較為一致，說明基準回歸結(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(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的定義與基準模型一致。

(三)動態(tài)效果分析

為了檢驗互助資金的動態(tài)效果，本文分別對其短期效應(yīng)和長期效果進行了分析。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)”，此時互助資金項目實施了兩年時間，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)計水平上顯著為正，且大于基準回歸結(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使用，就產(chǎn)生了一個新的問題，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年后新增的項目村和2012年后被撤銷的項目村樣本，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)計水平下顯著為正，說明互助資金項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得以驗證。

表4 互助資金對農(nóng)戶收入影響的動態(tài)回歸結(jié)果(因變量：人均純收入)

(四)異質(zhì)性分析

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(人均年純收入2300元，2010年不變價)，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)村居民消費價格指數(shù)對基期標(biāo)準進行了調(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)計意義上的顯著性。可能的解釋是，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，因而增收效果更明顯。本文的研究假說4得以驗證。

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)

六、作用渠道檢驗

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)營活動和非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的變量進行檢驗。

首先，為了驗證使用互助資金是否通過增加農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入進而促進收入水平提高，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)影響的估計系數(shù)。結(jié)果顯示，treat的系數(shù)在10%的統(tǒng)計水平下顯著為正，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，為了驗證使用互助資金是否通過促進農(nóng)戶非農(nóng)經(jīng)營活動進而增加收入，本文采用農(nóng)戶私營活動開展情況作為非農(nóng)經(jīng)營活動的衡量，若農(nóng)戶開展了私營活動取值為1，否則取值為0，進而分析使用互助資金對非農(nóng)經(jīng)營活動的影響。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)戶私營活動開展影響的估計系數(shù)。結(jié)果顯示，treat的系數(shù)在10%的統(tǒng)計水平下顯著為正，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，為了驗證使用互助資金是否通過促進農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移進而增加收入，本文采用農(nóng)戶家庭勞動力人均非農(nóng)就業(yè)時間作為非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的衡量，進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)戶家庭勞動力人均非農(nóng)就業(yè)時間影響的估計系數(shù)。結(jié)果顯示，treat的系數(shù)在10%的統(tǒng)計水平下顯著為正，說明使用互助資金顯著增加了農(nóng)戶家庭勞動力進行非農(nóng)就業(yè)的時間，促進了勞動力的非農(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農(nóng)戶家庭勞動力非農(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，本文的研究假說2得以驗證，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、促進非農(nóng)經(jīng)營活動和促進非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移三個渠道幫助農(nóng)戶實現(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

七、研究結(jié)論及啟示

本文運用國務(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)，并通過細化收入類型，分析了互助資金對農(nóng)戶不同生計活動的作用。在此基礎(chǔ)上，研究了互助資金的動態(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態(tài)效果進行檢驗，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、促進非農(nóng)經(jīng)營活動和促進非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移三個渠道幫助農(nóng)戶實現(xiàn)增收，提高了農(nóng)戶自我發(fā)展能力，真正實現(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)展能力實現(xiàn)脫貧增收，不斷提高金融扶貧質(zhì)量。