張寧，張兵，秦曉暉，陸磊

（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)濟管理學(xué)院，四川成都610031；3.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)江蘇農(nóng)村金融發(fā)展研究中心，江蘇南京210095）

非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭收入、消費水平的影響分析
——基于對江蘇1202戶家庭的調(diào)查

張寧1，3，張兵1，2，秦曉暉1，陸磊1

（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)濟管理學(xué)院，四川成都610031；3.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)江蘇農(nóng)村金融發(fā)展研究中心，江蘇南京210095）

分析非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭收入及消費的影響機理，并基于微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，利用工具變量分位數(shù)回歸法（IVQR）進行實證檢驗，同時采用match估計平均處理效應(yīng)的方法測算非正規(guī)金融對家庭收入及消費水平的影響程度，結(jié)果表明：雖然非正規(guī)金融借款主要用于生活消費，但其仍通過減少家庭消費資金對生產(chǎn)投資資金的擠占間接增加了家庭的生產(chǎn)投資支出，進而對家庭的收入和消費均具有顯著的正向作用；由于非正規(guī)金融的存在，所有樣本家庭平均增加的純收入和消費支出分別為507.17元/人和661.37元/人，占其純收入和消費支出均值的比重分別為2.68%和4.68%；對于向非正規(guī)金融市場借款的家庭，其所增加的純收入和消費支出分別為528.33元/人和712.54元/人，占純收入和消費支出均值的比重分別為2.79%和5.04%。

非正規(guī)金融；收入與消費；農(nóng)村家庭；match估計

一、引言

非正規(guī)金融（informal finance）是指處于中央貨幣當局或金融市場當局監(jiān)督之外發(fā)生的金融交易、貸款和存款［1］。當農(nóng)村家庭有資金需求時，其可以向正規(guī)金融機構(gòu)（包括農(nóng)信社、農(nóng)合行和農(nóng)商行，新型農(nóng)村金融機構(gòu)等）借款，如果受到正規(guī)金融機構(gòu)排斥，或者基于時滯、交易成本等因素的考慮，其也可以選擇從非正規(guī)金融市場（包括親戚、朋友，民間放貸人等）借款①調(diào)研過程中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭將非正規(guī)借款中除了親戚借款，都稱為朋友借款，與當?shù)鼐用窦靶刨J員深入訪談發(fā)現(xiàn)，所謂的“朋友”包括民間放貸人等非正規(guī)金融形式，但由于本文是從需求者的角度進行分析，因此，對借款來源未作更詳盡的說明。。當農(nóng)村家庭有閑置資金時，其可以存入銀行，也可以借給親友用于生產(chǎn)或消費。家庭在非正規(guī)金融市場上借出資金可能是主動行為，也可能是被動行為；已有研究表明，借出用于生產(chǎn)投資的高息（相對于銀行利率）借款通常是家庭的主動行為，而借出用于生活消費的零息借款則通常是家庭的被動行為，屬于親友之間的道義相助［2］。非正規(guī)金融通過降低服務(wù)門檻提高了農(nóng)村家庭的信貸可獲性［3］。不管是過去還是現(xiàn)在，非正規(guī)金融始終是我國農(nóng)村家庭融資的最主要來源［4-8］。然而也有學(xué)者指出，農(nóng)村正規(guī)金融在滿足生產(chǎn)發(fā)展特別是非農(nóng)生產(chǎn)發(fā)展的需要方面發(fā)揮了重要作用，而基于社會資本的非正規(guī)金融則主要是對于緩沖收入的沖擊起著較為重要的作用［9］。那么，非正規(guī)金融能否起到提高農(nóng)村家庭收入及消費水平的作用？同時，也有學(xué)者認為，借款如果不是用于生產(chǎn)投資，而是用于教育、醫(yī)療等消費，則對家庭的收入并無影響②參考已有文獻，本文“生產(chǎn)投資”包括非農(nóng)生產(chǎn)投資（指個體工商經(jīng)營等方面的投入）和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資（指種養(yǎng)業(yè)投入）；“消費”包括購買生活消費品、教育、醫(yī)療、購建房和婚喪嫁娶等項支出。［4］。那么，家庭借款真的只有用在生產(chǎn)投資方面才能提高收入嗎？在非正規(guī)借款中比重較大的生活消費性借款能否通過減少生活消費資金對生產(chǎn)投資資金的擠占來提高農(nóng)村家庭收入？對于借出資金的家庭，高息非正規(guī)借款可以提高其收入，那么零息非正規(guī)借款是否會降低其消費、擠占其生產(chǎn)投資資金，進而影響其收入、消費水平？進一步地，如果非正規(guī)金融能夠提高農(nóng)村家庭的收入、消費水平，那么程度究竟有多大？

圍繞以上問題國內(nèi)學(xué)者進行了有益探索。例如，唐禮智［10］用宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)實證檢驗了非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭收入的影響，結(jié)果表明農(nóng)村非正規(guī)金融和正規(guī)金融與農(nóng)村居民的純收入之間均存在穩(wěn)定的正向關(guān)系，并且非正規(guī)金融在促進農(nóng)村家庭增收的效率上要高于正規(guī)金融。得出類似結(jié)論的還有李銳、李寧輝［11］，高燕［12］，馬光榮、楊恩艷［13］等。趙丙奇［14］、洪正等［15］、程昆等［16］學(xué)者還分析了非正規(guī)金融提高農(nóng)村家庭收入、消費水平的關(guān)鍵因素，認為聲譽約束機制、組織化、社會網(wǎng)絡(luò)等是使得非正規(guī)金融高效率的關(guān)鍵因素。另外，關(guān)于非正規(guī)金融市場上農(nóng)村家庭資金供給行為，張兵、陳涔［2］基于調(diào)研數(shù)據(jù)分析了非正規(guī)金融市場上農(nóng)村家庭的資金供給行為特征，認為家庭有息供給決策重視需求方經(jīng)濟狀況和資金的收益性，無息供給決策則更關(guān)注的是“關(guān)系”。

然而，已有文獻雖然實證檢驗了非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭收入的積極影響，探討了非正規(guī)金融提高收入、消費水平的關(guān)鍵因素，但并未對其影響機理進行較詳盡的分析與檢驗，尤其是生活消費性借款是如何影響農(nóng)村家庭收入的；同時，張兵、陳涔［2］等學(xué)者雖然分析了家庭供給行為特征，但并未進一步分析其行為的收入、消費影響；此外，已有文獻也沒有對非正規(guī)金融收入、消費影響程度的測算做出嘗試。與已有研究不同，本文同時考慮資金供給方和需求方，通過對借款按照用途進行分類，利用工具變量分位數(shù)回歸法（Instrumental Variable Quantile Regression，IVQR）檢驗非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭收入和消費的影響，并利用match估計（matching estimators）平均處理效應(yīng)（average treatment effects）的方法測算影響程度。分位數(shù)回歸對異常值和異方差等違背最小二乘法假定的情況具有較強的抗耐性，回歸結(jié)果的穩(wěn)健性強于OLS回歸方法［17］，而工具變量分位數(shù)回歸方法同時解決了內(nèi)生性和異質(zhì)性問題［18］。

二、理論分析

信貸配給理論認為，受到正規(guī)金融信貸配給的農(nóng)村家庭并不是因為無法承擔使得正規(guī)金融機構(gòu)利潤最大化的利率，而是正規(guī)金融機構(gòu)基于道德風險及逆向選擇問題的考慮使得市場實際資金供給滿足不了有效需求造成的［19］。由此可以推斷，基于農(nóng)村社會網(wǎng)絡(luò)的非正規(guī)金融市場由于信息較充分，服務(wù)門檻較低，在正規(guī)金融市場上受到信貸配給的家庭資金需求可以從非正規(guī)金融市場得到滿足，非正規(guī)金融提高了農(nóng)村家庭的信貸可獲性［20］。由于正規(guī)金融市場信息不對稱，且家庭以生產(chǎn)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；而在非正規(guī)金融市場上，基于血緣、地緣、業(yè)緣的關(guān)系使得市場信息較充分，借出資金的家庭一般對資金的用途較明確，且其道義小農(nóng)的屬性使得市場上生活消費借款通常不收利息，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息［21］。

當農(nóng)村家庭有資金需求時，其可以向正規(guī)金融機構(gòu)借款，如果受到正規(guī)金融排斥，或者基于時滯、交易成本等因素的考慮，也可以選擇從非正規(guī)金融市場借款［21］。由于非正規(guī)金融提高了居民的信貸可獲性，對家庭的收入可能會有促進作用。然而，非正規(guī)金融是否能夠提高借款家庭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，那么借入高息非正規(guī)借款的家庭或者是受到正規(guī)金融排斥，或者是基于交易成本的考慮，因此，高息非正規(guī)借款可能提高了其收入①此處隱含一個前提假設(shè)：非正規(guī)借款者是理性的，借入非正規(guī)高息借款能夠提高其收入（相對于不借款），或能夠降低其損失。，同時也可能提高其所雇用工人收入②調(diào)研發(fā)現(xiàn)，借入非正規(guī)高息借款的農(nóng)村居民多為小微企業(yè)老板，所雇用工人基本為本村居民。；如果借款是用于生活消費，那么借入零息非正規(guī)借款的家庭只需要還本（借入正規(guī)借款還需要付息），也不需要擠占生產(chǎn)投資資金用于消費③需要補充的是，由于生產(chǎn)投資是有周期的，因此消費資金并不一定能夠擠占生產(chǎn)資金，如家庭已經(jīng)將盈余資金投入某項生產(chǎn)投資，生產(chǎn)投資周期內(nèi)資金無法回籠，那么在生產(chǎn)投資期間發(fā)生的醫(yī)療等意外支出可能會從外部借入。，因此，用于生活消費的零息非正規(guī)借款仍可能提高借款家庭收入。

鑒于非正規(guī)金融借款主要為生活消費性借款，以下重點分析生活消費性借款對農(nóng)村家庭收入和消費的影響。Singh等［22］在系統(tǒng)地討論多種農(nóng)戶模型的基礎(chǔ)上認為，是否能夠獲得借款對農(nóng)村家庭生產(chǎn)和消費行為具有顯著影響。與市場上其他生產(chǎn)或消費主體相同，農(nóng)村家庭的生產(chǎn)和消費決策同樣是以家庭效用最大化為目標。下圖描述了農(nóng)村家庭在一筆剛性消費支出發(fā)生前后家庭收入及生產(chǎn)投資水平的變化。

圖1農(nóng)村家庭生產(chǎn)投資—消費決策模型

圖1中，橫軸表示第1期農(nóng)村家庭的收入及生產(chǎn)投資水平，縱軸表示第2期農(nóng)村家庭的收入及生產(chǎn)投資水平，Y1Y2和Y1′Y2依次表示產(chǎn)生一筆剛性消費支出B前后的家庭投資預(yù)算約束線，U1和U1′依次表示B支出前后家庭投資偏好無差異曲線，I1和I1′依次表示B支出前后家庭第1期投資水平，Y2和Y2′分別表示B支出前后家庭第2期收入水平。在第1期，U1和Y1Y2的切點為家庭的生產(chǎn)投資最優(yōu)點；在沒有借貸支持的條件下，剛性消費支出B使得家庭當期生產(chǎn)投資最優(yōu)點變?yōu)閁1′和Y1′Y2的切點，由于當期家庭生產(chǎn)投資水平由I1降至I1′，相應(yīng)地，下期產(chǎn)出水平下降，家庭收入由Y2降至Y2′。如果家庭通過借入消費性借款來消除消費資金對生產(chǎn)投資資金的擠占，那么家庭當期的生產(chǎn)投資支出及下期的收入水平將恢復(fù)至I1和Y2，由于收入水平?jīng)Q定消費水平，因此，下期消費水平也將提高。

當農(nóng)村家庭有資金盈余時，其可能存入正規(guī)金融機構(gòu)獲得利息，也可能借給非正規(guī)金融市場資金需求者用于生產(chǎn)投資，從而獲得高于正規(guī)金融機構(gòu)存款的利息，最終非正規(guī)高息借款提高了其收入水平。如果該家庭基于道義，將盈余資金借給需要的家庭用于消費，那么，如果借出的資金并未擠占其生產(chǎn)投資資金，非正規(guī)零息借款可能并沒有降低其收入水平。

從本質(zhì)上講，家庭提高的收入來源于兩個方面：第一是非正規(guī)金融使得一些原本（僅有正規(guī)金融的情況下）實現(xiàn)不了的生產(chǎn)投資得以實現(xiàn)；第二是非正規(guī)金融使得一些原本是由正規(guī)金融機構(gòu)獲得的收入（存貸款利息差）轉(zhuǎn)移到了農(nóng)村家庭手中（家庭之間直接借貸）。

此外，非正規(guī)金融還可以通過降低農(nóng)村家庭的流動性偏好來提高其收入和消費水平。在信貸配給較為嚴重的農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)村家庭及小微企業(yè)由于融資難而具有較強的流動性偏好，傾向于多儲蓄［23］、少投資和少消費［24］；進而使得地區(qū)資金外流現(xiàn)象明顯，經(jīng)濟發(fā)展緩慢，不利于家庭收入增加及小微企業(yè)發(fā)展，導(dǎo)致其融資難，多儲蓄、少投資和少消費，地區(qū)資金外流，如此惡性循環(huán)。然而，非正規(guī)金融（尤其是親友間融資）這層安全網(wǎng)的存在降低了農(nóng)村家庭的流動性偏好，促進其消費和投資，進而緩解農(nóng)村資金外流（或信貸配給）現(xiàn)象。綜上所述，非正規(guī)金融不僅可以通過直接增加農(nóng)村家庭的生產(chǎn)投資支出，減少生活消費資金對生產(chǎn)投資資金的擠占以及使其獲得利息收入，還可以通過降低家庭的流動性偏好，增加收入和消費。

三、實證設(shè)計

（一）模型構(gòu)建與變量選擇

1.非正規(guī)金融影響農(nóng)村家庭收入的檢驗

（1）模型構(gòu)建

由于傳統(tǒng)的OLS模型估計只能得到各個自變量對因變量的期望值的影響，卻無法分析各個自變量對因變量的分布規(guī)律的影響，為此Koenker和Bassett［25］構(gòu)建了分位數(shù)回歸模型（quantile regression）。該模型假定因變量條件分布的分位數(shù)是自變量的線性函數(shù)，進而構(gòu)建因變量的分位數(shù)回歸，得出自變量對因變量分位數(shù)的影響。為了考察不同分位數(shù)上非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭收入水平的影響差異，本文構(gòu)建如下回歸模型：

式（1）中，Incomei表示家庭的收入水平；Xi為影響家庭收入水平的各因素，包括非正規(guī)融資情況；βθ為系數(shù)向量；Quantθ（Incomei|Xi）表示Incomei在給定X的情況下與分位點θ（0＜θ＜1）對應(yīng)的條件分位數(shù)［26］。與θ對應(yīng)的系數(shù)向量βθ是通過最小化絕對離差（LAD）來實現(xiàn)的，即：

通過bootstrap密集算法技術(shù)對分位數(shù)回歸系數(shù)進行估計，即通過不斷地進行有放回抽樣而獲得樣本的置信區(qū)間，從而對系數(shù)加以推斷［27］。然而，農(nóng)村家庭在非正規(guī)金融市場上的融資行為可能會受到其收入水平的影響，因此模型存在內(nèi)生性問題，使用式（2）得到的分位數(shù)回歸系數(shù)估計值可能是有偏的。鑒于此，我們參考Chernozhukovm和Hansen［18］利用工具變量法（IV），通過建立工具變量分位數(shù)回歸模型（IVQR）來解決收入方程中存在的內(nèi)生性問題。

（2）變量選擇

1）被解釋變量（Income）。由于農(nóng)村家庭借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款和正規(guī)借款是需要付利息的，因此，本文選擇2010—2011年“家庭年度純收入”均值作為模型的被解釋變量，而非家庭總收入。

2）解釋變量（X）。①家庭融資：基于前文對非正規(guī)金融影響的理論分析，本文選擇樣本期間“是否借出非正規(guī)消費性借款”、“是否借出非正規(guī)生產(chǎn)性借款”、“是否借入非正規(guī)消費性借款”和“是否借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款”作為家庭融資變量，以考察農(nóng)村家庭在非正規(guī)金融市場上借入和借出資金，以及不同用途借款對其收入的影響，此外，還包括變量“是否借入正規(guī)借款”；②家庭特征：參考已有研究，影響收入的家庭特征主要包括戶主特征、勞動力占比、主要收入來源、資產(chǎn)和耕地面積［28］；③村莊特征：非正規(guī)金融可以通過為經(jīng)營小微企業(yè)的農(nóng)村家庭提供資金來增加其雇傭工人收入，因此，本文將家庭所在村莊“小微企業(yè)數(shù)目”與“戶均非正規(guī)借款額”（衡量村莊非正規(guī)金融發(fā)展規(guī)模）的交互項也作為模型的解釋變量，同時，由于農(nóng)村家庭所在村莊的經(jīng)濟發(fā)展水平對其收入也是有影響的，因此加入變量“戶均收入水平”。此外，模型中還包括地區(qū)虛擬變量。

3）工具變量

在選擇工具變量之前，我們使用Hausman檢驗對模型中變量的內(nèi)生性進行識別，結(jié)果表明，“是否借入非正規(guī)消費性借款”和“是否借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款”為內(nèi)生變量。參考已有研究，選擇農(nóng)村家庭至其能借入資金的親友家庭距離（公里）作為“是否借入非正規(guī)消費性借款”的工具變量［28］；由于非正規(guī)金融市場利率會影響農(nóng)村家庭生產(chǎn)性借款決策［29］，但與家庭自身能力基本無關(guān)，符合對工具變量選取的要求，因此我們選擇農(nóng)村家庭所在村非正規(guī)高息借款利率作為“是否借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款”的工具變量。

2.非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭收入、消費影響程度的測算

鑒于傳統(tǒng)的OLS模型存在選擇性偏差問題，本文參考Abadie A［30］的研究，采用match估計平均處理效應(yīng)的方法來測度非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭收入消費水平的提高作用。

對于任何農(nóng)村家庭i，i=1，……，N，令｛｝Yi（0），Yi（1）代表兩個潛在的產(chǎn)出：Yi（1）代表向非正規(guī)金融市場融資時的產(chǎn)出，Yi（0）代表沒有向非正規(guī)金融市場融資時的產(chǎn)出。如果兩者都可以觀察得到，那么非正規(guī)金融對家庭i產(chǎn)出的影響就是Yi（1）-Yi（0）；然而家庭i不可能同時處于這兩種狀態(tài)，現(xiàn)實中我們只能觀察到二者之一。令觀察到的產(chǎn)出為Yi，則：

式（3）中，Wi表示家庭i樣本期是否向非正規(guī)金融市場融資（融入或融出）。

本文重點關(guān)注的是非正規(guī)金融的存在對全體農(nóng)村家庭的平均處理效應(yīng)，即總體平均處理效應(yīng)（population average treatment effect，PATE）和樣本平均處理效應(yīng)（sample average treatment effect，SATE），其表達式分別為：

類似地，可以定義向非正規(guī)金融市場借款的農(nóng)村家庭的總體平均處理效應(yīng)（population average treatment effect for the treated，PATT）和樣本平均處理效應(yīng)（sample average treatment effect for the treat?ed，SATT），其表達式分別為：

對特征變量X的子集中的x，假設(shè)如下條件是成立的，①在條件X=x下，W獨立于（Y（0），Y（1））；②對某個c＞0，c＜P（W=1|X=x）＜1-c。為標準歐幾里得空間中的向量范數(shù)，且令j（mi）為滿足Wj=1-Wi以及的下標j，其中1｛g｝為示性函數(shù)（indicator function），即括號中表述為真時，取值為1，否則取值為0。也就是說，j（mi）所代表的就是變量“是否向非正規(guī)金融市場融資”的取值與家庭相反的農(nóng)村家庭中，就特征變量X而言，與這個家庭最接近的第m個家庭。

與家庭i最匹配（match）的前M個家庭用JM（i）表示，則JM（i）=｛｝j1（i），…，jM（i）。在為某個家庭尋找M個匹配（match）對象的情況下，家庭i作為其他家庭匹配對象的次數(shù)之和用KM（i）表示，在匹配的過程中，每一個樣本都是可以多次使用的，即同一個家庭可以作為其他多個家庭的匹配對象。

簡單match模型預(yù)期的潛在產(chǎn)出估計量如下：

從而得到平均處理效應(yīng)的估計量：

對于向非正規(guī)金融市場融資的農(nóng)村家庭，其平均處理效應(yīng)的估計量為：

一般情況下，簡單match估計結(jié)果的偏差較大，尤其是在特征變量X較多的情況下，其偏差太大。為了解決該問題，學(xué)者們提出了基于偏差修正的估計量。例如Abadie A［30］提出的估計量可以漸近地消除條件偏差，其偏差修正match估計量具體表述如下：

則平均處理效應(yīng)（average treatment effects）的偏差修正估計量為：

對于向非正規(guī)金融市場融資的家庭，其平均處理效應(yīng)的偏差修正估計量為：

方差的估計方法參見Abadie［30-31］。在本文的研究過程中，只估計了樣本方差，并考慮了異方差的影響。由于本文此處擬分析非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭收入及消費水平的影響，因此，模型中的產(chǎn)出是指家庭收入及消費水平；家庭特征變量X包括各類影響其收入，進而影響消費水平的相關(guān)因素，在本文中，X與分位數(shù)回歸模型中的解釋變量相同，但并不包括非正規(guī)融資變量，即是否借出非正規(guī)消費性借款、是否借出非正規(guī)生產(chǎn)性借款、是否借入非正規(guī)消費性借款和是否借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款（具體見表2）。

（二）數(shù)據(jù)來源與樣本統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)來源系“江蘇農(nóng)村金融發(fā)展報告”課題組于2012年對江蘇農(nóng)村家庭生產(chǎn)經(jīng)營行為的入戶調(diào)查。實地調(diào)查共包括41個鎮(zhèn)（鄉(xiāng)），80個村，1202戶家庭。在1202戶樣本中，2010—2011年共有595戶家庭發(fā)生過借款行為。其中，發(fā)生非正規(guī)借款的達401戶，共發(fā)生借款757筆?？梢哉f，對于大部分農(nóng)村家庭，非正規(guī)借款是其主要融資形式。同時，統(tǒng)計數(shù)據(jù)還顯示，在非正規(guī)借款中，零息非正規(guī)借款的比重較高息非正規(guī)借款更大，零息非正規(guī)借款筆數(shù)和戶數(shù)占比分別為59.18%和74.26%（見表1）①調(diào)研發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村非正規(guī)金融市場僅包括兩類借款，一類為零息借款，多用于消費方面（教育、醫(yī)療、購建房、購買耐用品等）；另一類為利率高于同期銀行貸款利率的高息借款，多用于生產(chǎn)方面（包括購買農(nóng)用機械、個體工商投資等）。因此，本文將非正規(guī)借款分為零息借款和高息借款進行討論。所調(diào)查的1089筆借款中，正規(guī)借款加權(quán)平均月利率為0.92%；非正規(guī)借款加權(quán)平均月利率為0.57%，其中高息借款為1.96%。。由蘇北、蘇中和蘇南的子樣本統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以得出同樣的結(jié)論。

表1家庭借款情況統(tǒng)計（2010—2011年）

對借款用途進行統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)正規(guī)借款主要用于農(nóng)業(yè)及非農(nóng)生產(chǎn)投資，非正規(guī)借款則更多是用于生活消費方面。進一步地，高息非正規(guī)借款中有83.37%是用于家庭非農(nóng)生產(chǎn)投資方面，而零息非正規(guī)借款中用于生活消費的筆數(shù)占比達94.57%。前文所構(gòu)建模型具體變量說明及其統(tǒng)計特征見表3。

表2變量統(tǒng)計

四、實證結(jié)果

（一）非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭收入的影響機理檢驗

利用工具變量分位數(shù)回歸法，第25個、第50個、第75個和第90個分位點的回歸結(jié)果具體見表3。從回歸結(jié)果可以看出，在農(nóng)村家庭收入水平的不同分位點上，是否借出非正規(guī)消費性借款的回歸系數(shù)均不顯著，主要原因是，農(nóng)村家庭基于道義借出的零息消費性借款是以不影響其生產(chǎn)投資支出為前提的，因此對收入水平并無顯著影響；而其他各類借款行為對農(nóng)村家庭收入水平不同分位數(shù)的影響系數(shù)具有明顯差異，具體體現(xiàn)在以下幾個方面：

1.是否借出非正規(guī)生產(chǎn)性借款

各分位點的回歸結(jié)果顯示，借出非正規(guī)生產(chǎn)性借款對農(nóng)村家庭收入水平的提高具有顯著促進作用，并且呈倒“U型”。當農(nóng)村家庭收入水平低于第75個分位點時，其借出非正規(guī)生產(chǎn)性借款會進一步提升其收入水平（見表3）。

2.是否借入非正規(guī)消費性借款

當收入水平在第25個和第50個分位點時，借入非正規(guī)消費性借款對家庭收入的提高具有顯著的促進作用；而在第75個和第90個分位點時，對收入水平的影響并不顯著。這表明，對于收入水平較低的農(nóng)村家庭而言，借入非正規(guī)消費性借款可以減少生活消費資金對生產(chǎn)投資資金的擠占，從而促進收入水平的提升；而對于收入較高的家庭而言，可能并不存在生活消費資金對生產(chǎn)投資資金的擠占現(xiàn)象，因此是否借入非正規(guī)消費性借款對其收入水平的影響并不顯著（見表3）。

3.是否借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款

總體來看，對收入水平較低的農(nóng)村家庭而言，借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款對收入水平的提升作用較大。主要原因是，由于農(nóng)村非正規(guī)生產(chǎn)性借款的利息是高于銀行貸款利息的，因此，對于從正規(guī)金融市場借款較容易的高收入家庭來說，更傾向于借入正規(guī)借款；而對于較易受到正規(guī)金融排斥的低收入家庭而言，非正規(guī)金融市場是其融入生產(chǎn)資金的主要渠道（見表3）。

4.是否借入正規(guī)借款

工具變量分位數(shù)回歸結(jié)果表明，在收入的第75個和第90個分位點時，借入正規(guī)借款對農(nóng)村家庭收入水平具有顯著的提升作用；而在收入的低分位點時影響并不顯著。這說明，與收入較低的農(nóng)村家庭相比，正規(guī)金融對高收入家庭收入的影響更大（見表3）?？疾飚?shù)匦∥⑵髽I(yè)數(shù)目與戶均非正規(guī)借款額交互項的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，在收入水平的第25個和第50個分位點時，所在村小微企業(yè)數(shù)目越多、非正規(guī)金融規(guī)模越大，農(nóng)村家庭的收入水平越高；而在高分位點時，影響并不顯著。主要原因是，非正規(guī)金融對小微企業(yè)生產(chǎn)發(fā)展具有支持作用，而在小微企業(yè)打工往往是低收入家庭的主要收入來源之一。此外，其他變量的回歸結(jié)果表明，教育程度、主要收入來源、資產(chǎn)及所在村居民收入水平對農(nóng)村家庭收入的影響顯著：受教育程度、家庭資產(chǎn)和所在村居民收入水平對家庭收入水平的提高影響顯著；以個體工商業(yè)為最主要收入來源的家庭收入顯著高于以種養(yǎng)業(yè)為最主要收入來源的家庭（見表4）。

表3模型估計結(jié)果

表4 match模型的估計結(jié)果

（二）非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭收入及消費影響程度的測算

從表5可以看出，不論是對于所有樣本家庭，還是對于向非正規(guī)金融市場借款的樣本家庭，非正規(guī)金融對農(nóng)村居民的純收入以及消費支出的影響均為正，并且通過了顯著性檢驗。由此可見，作為農(nóng)村居民的重要融資渠道，雖然農(nóng)村非正規(guī)金融主要用于生活消費，但其通過降低家庭消費資金對生產(chǎn)資金的擠占，促進了農(nóng)村家庭的生產(chǎn)投資，進而對收入及消費的提高產(chǎn)生了積極作用。用于生產(chǎn)投資用途的非正規(guī)借款直接提高了農(nóng)村家庭的生產(chǎn)投入，對家庭收入和消費水平顯然也具有促進作用。

表5非正規(guī)金融對家庭收入消費的增加效應(yīng)

從表5可以看出，由于非正規(guī)金融市場的存在，所有樣本家庭平均所增加的純收入和消費支出分別為507.17元/人和661.37元/人，占其純收入和消費支出均值的比重分別為2.68%和4.68%；對于向非正規(guī)金融市場借款的家庭，其所增加的純收入和消費支出分別為528.33元/人和712.54元/人，占純收入和消費支出均值的比重分別為2.79%和5.04%。

五、結(jié)論與政策啟示

本文通過對農(nóng)村家庭借款按照用途進行分類，實證檢驗了非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭收入及消費的影響，并對影響程度進行了測算。得出以下主要結(jié)論：第一，農(nóng)村家庭借出非正規(guī)消費性借款并不會影響其生產(chǎn)，進而不會降低其收入水平；第二，由于農(nóng)村非正規(guī)金融市場上的生產(chǎn)性借款是收取高利息的，因此，借出非正規(guī)生產(chǎn)性借款對收入水平的提高具有顯著促進作用；第三，對于收入較低的農(nóng)村家庭而言，借入非正規(guī)消費性借款可以減少生活消費資金對生產(chǎn)投資資金的擠占，從而促進收入水平的提升，而對于收入較高的家庭而言，可能并不存在生活消費資金對生產(chǎn)投資資金的擠占現(xiàn)象，因此借入非正規(guī)消費性借款并不會提高其收入水平；第四，相對于收入較高的農(nóng)村家庭，借入非正規(guī)生產(chǎn)性借款對收入較低的家庭收入水平的提升作用更大；第五，與收入較低的農(nóng)村家庭相比，正規(guī)金融對高收入家庭收入的影響更大；第六，非正規(guī)金融對家庭的收入和消費均具有顯著的正向作用，由于非正規(guī)金融的存在，所有樣本家庭平均所增加的純收入和消費支出分別為507.17元/人和661.37元/人，占其純收入和消費支出均值的比重分別為2.68%和4.68%；對于向非正規(guī)金融市場借款的家庭，其所增加的純收入和消費支出分別為528.33元/人和712.54元/人，占純收入和消費支出均值的比重分別為2.79%和5.04%。

由于農(nóng)村地區(qū)普遍存在信貸配給現(xiàn)象，資金外流成為常態(tài)，新型農(nóng)村金融機構(gòu)及網(wǎng)點在服務(wù)對象上與傳統(tǒng)金融機構(gòu)并無明顯差異性，新增金融機構(gòu)及網(wǎng)點在選擇借款人過程中普遍存在“搭便車”現(xiàn)象（為降低搜集信息的成本，傾向于服務(wù)已有金融機構(gòu)的服務(wù)對象，同時可以降低風險）。然而非正規(guī)金融具有內(nèi)生性金融的本土化性質(zhì)，非正規(guī)金融市場信息不對稱程度低，運作機制靈活，隨著農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展而發(fā)展，其存在與當?shù)氐纳a(chǎn)力發(fā)展水平相適應(yīng)，在有效作用邊界內(nèi)能夠緩解農(nóng)村家庭融資難及資金外流現(xiàn)象，提高農(nóng)村家庭收入及消費水平。我們認為，在正規(guī)金融服務(wù)難以提高覆蓋面、非正規(guī)金融未超出其自身服務(wù)邊界（主要指其服務(wù)半徑需較小以保證社會網(wǎng)絡(luò)、聲譽約束機制有效）的前提下，允許和引導(dǎo)非正規(guī)金融市場發(fā)展（如互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的應(yīng)用）不失為發(fā)展普惠金融的一條有效路徑。

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（責任編輯 余敏）

F832.43

A

1671-511X（2016）05-0091-10

2016-02-08

國家自然科學(xué)基金青年項目“農(nóng)村非正規(guī)金融的收入效應(yīng)及其正規(guī)化研究”（71403124），江蘇高校哲學(xué)社會科學(xué)研究項目“市場導(dǎo)向下農(nóng)村金融改革中政府作用研究”（2015SJD091），南京農(nóng)業(yè)大學(xué)中央高校基本科研業(yè)務(wù)費人文社會科學(xué)研究基金項目（SKPT2015027，KJQN201565，SKCX2016007）成果之一。

張寧，管理學(xué)博士，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院講師，碩士研究生導(dǎo)師，研究方向：農(nóng)村金融。