生產(chǎn)性信貸約束、金融扶貧與家庭盈利

尹志超 周潔 岳鵬鵬

摘 要：本文采用2015年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，運用Probit模型和Ivprobit模型具體研究了中國家庭生產(chǎn)性信貸約束、金融扶貧對家庭盈利的影響。研究結(jié)果顯示，在農(nóng)業(yè)和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中，生產(chǎn)性信貸約束顯著降低了家庭盈利的可能性，同時，生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束和生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束也顯著降低了家庭盈利，并促使家庭投入更多勞動力;通過引入生產(chǎn)性信貸約束與金融扶貧交互項發(fā)現(xiàn)，在生產(chǎn)性信貸約束家庭中，金融扶貧政策可緩解生產(chǎn)性信貸約束的負向影響，顯著提高家庭盈利的可能性。根據(jù)本文研究，緩解中國家庭生產(chǎn)性信貸約束刻不容緩，要加大對貧困縣的金融扶貧力度，以此提高家庭盈利水平。本文為深入理解生產(chǎn)性信貸約束和金融扶貧政策意蘊提供了重要理論補充和參考依據(jù)。

關(guān)鍵詞：生產(chǎn)性信貸約束;金融扶貧;家庭盈利;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)家庭;工商業(yè)生產(chǎn)家庭

一、問題的提出

十八大以來，黨中央高度重視扶貧工作，明確2020年農(nóng)村貧困人口實現(xiàn)脫貧。十九大開幕式上，習(xí)近平總書記指出：“脫貧攻堅戰(zhàn)取得決定性進展，六千多萬貧困人口穩(wěn)定脫貧，貧困發(fā)生率從10.20%下降到4%以下”。家庭脫貧和生活質(zhì)量的提高離不開家庭自身生產(chǎn)經(jīng)營活動的順利開展，生產(chǎn)經(jīng)營的收益必然影響家庭收入，而信貸需求的滿足是其必要條件。信貸約束限制家庭獲得生產(chǎn)經(jīng)營所需資金，阻礙家庭進行生產(chǎn)經(jīng)營活動，影響了經(jīng)濟社會發(fā)展。根據(jù)2015年中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）數(shù)據(jù)，貧困家庭在生產(chǎn)經(jīng)營中產(chǎn)生信貸需求的比重為29.03%，非貧困家庭在生產(chǎn)經(jīng)營中產(chǎn)生信貸需求的比重為21.72%。因此，中國家庭，特別是貧困家庭，2015年中國貧困線標(biāo)準(zhǔn)為年人均純收入2 800元。

在生產(chǎn)經(jīng)營活動中有很高的信貸需求。那么，有信貸需求的家庭所面臨的生產(chǎn)性信貸約束情況如何呢？根據(jù)2015年CHFS數(shù)據(jù)，68.14%的家庭面臨信貸約束。中國家庭生產(chǎn)經(jīng)營活動包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，根據(jù)2015年CHFS數(shù)據(jù)，受農(nóng)業(yè)信貸約束家庭的盈利比重為85.45%，不受約束家庭的盈利比重為90.27%，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中受信貸約束家庭的盈利比重顯著低于不受約束家庭;受工商業(yè)信貸約束家庭的盈利比重為63.23%，不受約束家庭的盈利比重為76.36%，即工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中受生產(chǎn)性信貸約束家庭的盈利比重顯著低于不受約束的家庭。這表明，家庭受到生產(chǎn)性信貸約束時，生產(chǎn)經(jīng)營的盈利可能性降低。為了提高家庭收入水平，特別是貧困家庭的收入水平，中央政府實施了一系列精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧措施，運用科學(xué)有效程序?qū)Ψ鲐殞ο髮嵤┚_識別、精確幫扶、精確管理的方式進行貧困治理。同時，中國人民銀行、中華人民共和國財政部、中國銀行保險監(jiān)督管理委員會、中國證券監(jiān)督管理委員會等機構(gòu)協(xié)同出臺多個文件進一步深化金融扶貧力度。這些有針對性的金融扶貧政策，有效推動了脫貧攻堅的順利開展。因此，為了提高農(nóng)戶和工商業(yè)經(jīng)營家庭的收入，緩解中國家庭所面臨的生產(chǎn)性信貸約束，采取精準(zhǔn)金融扶貧政策以提高家庭盈利刻不容緩。

本文具體從以下四個方面進行文獻梳理：第一，家庭生產(chǎn)經(jīng)營方面，分為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方面，已有研究大多集中在農(nóng)戶收入上，程名望等[1]采用2003—2010年全國農(nóng)村固定觀察點的微觀數(shù)據(jù)，研究人力資本積累對農(nóng)戶收入增長的影響，發(fā)現(xiàn)健康和基礎(chǔ)教育等人力資本顯著增加農(nóng)戶收入。周振等[2]發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)機械化可以通過影響糧食產(chǎn)出提高農(nóng)民收入。工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方面，已有研究主要側(cè)重于討論家庭創(chuàng)業(yè)，如尹志超等[3]認為，金融知識對家庭創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)動機具有重要的影響。馬光榮和楊恩艷[4]發(fā)現(xiàn)，擁有更多社會網(wǎng)絡(luò)的農(nóng)民會有更多的民間借貸機會，從而更有可能創(chuàng)辦自營工商業(yè)。第二，生產(chǎn)性信貸約束方面。張龍耀等[5]發(fā)現(xiàn)，中國的家庭創(chuàng)業(yè)活動普遍面臨金融約束。程郁等[6]與Stiglitz和Weiss[7]認為，由于信貸配給市場的信息不完全（Imperfect Information）和信息不對稱，金融市場的道德風(fēng)險和逆向選擇引起家庭信貸約束，導(dǎo)致家庭金融資源使用存在困難和障礙，這是家庭信貸約束產(chǎn)生的根本原因。Jappelli[8]認為，面對銀行嚴(yán)格的借款條件，無信心借款人（Discouraged Borrowers）將主動放棄貸款申請。Barham等[9]認為，家庭信貸申請被拒、有需求未申請和需求未滿足是家庭受到信貸約束的三種主要體現(xiàn)，金融機構(gòu)嚴(yán)格的信貸條件僅滿足家庭部分信貸需求，而且增加了家庭申請被拒的可能性。Hubbard等[10]研究得出美國信貸約束家庭比重約為19%—20%。Hayashi[11]研究得出日本信貸約束家庭比重約為16%。黃祖輝等[12]與許圣道和田霖[13]發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)村家庭普遍面臨著較為嚴(yán)重的信貸約束。尹志超等[14]基于2011年CHFS數(shù)據(jù)測算出中國有21.6%的家庭受到信貸約束?？梢姡彝ドa(chǎn)性信貸約束問題普遍存在于各個國家，在中國尤為突出。第三，生產(chǎn)性信貸約束與家庭生產(chǎn)經(jīng)營的關(guān)系。Hurst和Lusardi[15]研究了流動性約束、家庭財富與創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系。李銳和朱喜[16]與余泉生和周亞虹[17]認為，信貸約束會降低農(nóng)戶家庭收入。劉杰和鄭風(fēng)田[18]認為，正規(guī)信貸約束抑制農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。程郁和羅丹[19]認為，信貸約束并不會直接影響農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)選擇，但會影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)過程中的資源配置結(jié)構(gòu)以及創(chuàng)業(yè)的層次和水平。第四，金融政策的影響。金融政策的制定與實施支持了農(nóng)戶與企業(yè)，是促進經(jīng)濟發(fā)展的重要手段。方潔[20]探討了政府在金融市場中的干預(yù)作用、干預(yù)方式和干預(yù)力度，指出金融政策具有調(diào)節(jié)市場的重要作用。沈炳熙和高圣智[21]研究了日本金融政策對經(jīng)濟的復(fù)蘇作用以及金融政策在中國可以借鑒的地方。耿慶峰等[22]研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展是貧困減緩的格蘭杰原因，且經(jīng)濟增長指標(biāo)與貧困減緩存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，金融發(fā)展規(guī)模有助于貧困減緩。趙尚梅等[23]研究發(fā)現(xiàn)，金融扶貧政策對農(nóng)戶家庭經(jīng)濟收入具有明顯的正向作用。單德朋等[24]發(fā)現(xiàn)，金融減貧效果會受到金融可得性的影響。喬海曙和陳力[25]研究指出，政府有必要在金融集聚程度較低的地區(qū)通過政策引導(dǎo)金融資源發(fā)揮作用。尹志超和張?zhí)枟漑26]認為，金融可及性可顯著降低家庭信貸約束的概率。Uchida等[27]認為，政策支持可緩解家庭信貸約束，引導(dǎo)家庭行為，如退耕還林可以緩解家庭信貸約束，鼓勵參與非農(nóng)就業(yè)。章貴軍和歐陽敏華[28]發(fā)現(xiàn)，政策性金融扶貧項目不僅有利于增加貧困戶的可支配收入，而且有利于改進貧困戶的收入結(jié)構(gòu)。

已有文獻盡管發(fā)現(xiàn)信貸約束降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，指出信貸支持可以促進企業(yè)利潤增長，但目前對中國家庭生產(chǎn)經(jīng)營活動中生產(chǎn)性信貸約束對家庭盈利的影響還沒有給出直接的研究證據(jù)，且在家庭生產(chǎn)經(jīng)營方面的研究多集中在家庭總收入或家庭創(chuàng)業(yè)，較少關(guān)注家庭盈利的可能性?；诖?，本文可能的創(chuàng)新之處在于：第一，本文全面界定家庭的生產(chǎn)性信貸約束，研究生產(chǎn)性信貸約束對家庭盈利的影響，刻畫了家庭農(nóng)業(yè)和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中所面臨的生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束和非正規(guī)信貸約束。第二，本文生產(chǎn)性信貸約束對于家庭農(nóng)業(yè)和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中勞動投入的影響部分，是對生產(chǎn)性信貸約束影響家庭盈利研究的補充。第三，檢驗金融扶貧政策在緩解生產(chǎn)性信貸約束、提高家庭盈利方面發(fā)揮的作用，為理解金融扶貧政策意蘊提供了重要的理論補充。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學(xué)2015年在全國范圍內(nèi)開展的中國家庭金融調(diào)查（CHFS）項目，該調(diào)查涵蓋了全國除西藏、新疆和港澳臺地區(qū)之外的29個省、市、自治區(qū)，363個市/區(qū)/縣，1 439個社區(qū)，37 263個家庭，125 314個個人數(shù)據(jù)。調(diào)查內(nèi)容包括住房資產(chǎn)和金融財富、負債和信貸約束，收入支出和社會保險保障，以及代際間轉(zhuǎn)移支付、人口特征和就業(yè)等微觀信息，全面反映了家庭金融的基本情況，且數(shù)據(jù)具有很好的代表性。在數(shù)據(jù)處理中，本文剔除其他變量缺失的樣本，最終獲取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭樣本11 540個，工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭樣本5 602個。

（二）變量說明

1.被解釋變量

家庭盈利。本文將家庭盈利分為家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利和家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利。將農(nóng)業(yè)和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的盈利值大于0的樣本認定為家庭盈利，賦值為1，否則為0。

2.解釋變量

生產(chǎn)性信貸約束。根據(jù)Jappelli[8]與Crossley 和 Low[29]，本文將有信貸或借款需求但申請被拒、需求未申請或需求未滿足的家庭定義為生產(chǎn)性信貸約束家庭，對應(yīng)地生成了三個生產(chǎn)性信貸約束的分項指標(biāo)?？紤]到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營可能存在的異質(zhì)性，本文分別研究農(nóng)業(yè)和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭的生產(chǎn)性信貸約束對家庭盈利的影響。

3.調(diào)節(jié)變量

金融扶貧。根據(jù)《關(guān)于全面做好扶貧開發(fā)金融服務(wù)工作的指導(dǎo)意見》，將金融扶貧惠及縣（14個連片特困地區(qū)的680個縣和片區(qū)外的152個國家扶貧開發(fā)工作重點縣）賦值為1，否則為0，構(gòu)建生產(chǎn)性信貸約束和金融扶貧政策的交互項進行估計。

4.控制變量

戶主特征變量。具體包括：年齡、性別、受教育程度、就業(yè)狀況、政治面貌、婚姻狀況、健康狀況和戶籍。年齡為戶主的年齡;戶主為男性賦值為1，否則為0;將戶主的受教育程度劃分為沒上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中?；蚵毟摺⒋髮；蚋呗?、大學(xué)本科、碩士研究生和博士研究生，賦值為1—9;戶主失業(yè)賦值為1，否則為0;戶主為黨員的賦值為1，否則為0;戶主已婚的賦值為1，否則為0;戶主身體狀況健康的賦值為1，否則為0;戶主是農(nóng)村的賦值為1，否則為0。

家庭特征變量。具體包括：非生產(chǎn)性收入、家庭凈財富、家庭規(guī)模和有房。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭中，非生產(chǎn)性收入定義為家庭總收入減去農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入的值，在工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭中，非生產(chǎn)性收入定義為家庭總收入減去工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入的值。家庭凈財富定義為家庭資產(chǎn)減去家庭負債。用家庭總?cè)丝跀?shù)表示家庭規(guī)模。家庭有自有住房的賦值為1，否則為0。

5.變量的描述性統(tǒng)計

表1給出了中國家庭生產(chǎn)性信貸約束類型的描述性統(tǒng)計。由表1可知，中國家庭面臨較為嚴(yán)重的生產(chǎn)性信貸約束?？傮w來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭中，生產(chǎn)性信貸約束比例為13.18%;工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭中，生產(chǎn)性信貸約束比例為17.23%。根據(jù)信貸約束類型來看，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭中，因申請被拒造成信貸約束的比例是6.82%，有需求未申請的比例是3.82%，需求未滿足的比例是4.99%;在工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭中，因申請被拒造成信貸約束的比例是6.54%，有需求未申請的比例是3.80%，需求未滿足的比例是10.06%。

本文在界定家庭生產(chǎn)性信貸約束時，既考慮了家庭受到的正規(guī)信貸約束，也考慮了家庭受到的非正規(guī)信貸約束，更全面地界定了家庭生產(chǎn)性信貸約束情況。表2報告了中國家庭生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束與非正規(guī)約束情況。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭中，受到生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束的比重為10.38%，受到生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束的比重為6.06%;在工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭中，受到生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束的比重為13.35%，受到生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束的比重為8.00%?？傮w來看，在生產(chǎn)經(jīng)營家庭中，受到生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束的比重為11.92%，受到生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束的比重為7.08%。從總體上看，受到正規(guī)信貸約束大于受到非正規(guī)信貸約束。

生產(chǎn)性信貸約束限制了家庭農(nóng)業(yè)和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中的資金投入，影響家庭盈利。表3描述了在農(nóng)業(yè)和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中，生產(chǎn)性信貸約束家庭盈利比重和非約束家庭盈利比重的均值差異比較。由表3可知，生產(chǎn)性信貸約束家庭的盈利比重顯著低于非約束家庭。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中，生產(chǎn)性信貸約束家庭的盈利比重比非約束家庭顯著低4.82%。具體來看，生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束家庭的盈利比重比非約束家庭顯著低3.89%，生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束家庭的盈利比重比非約束家庭顯著低8.89%。在工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中，生產(chǎn)性信貸約束家庭的盈利比重比非約束家庭顯著低13.13%。具體來看，生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束家庭的盈利比重比非約束家庭顯著低12.08%，生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束家庭的盈利比重比非約束家庭顯著低12.63%。

（三）模型設(shè)計與內(nèi)生性討論

為考察多種類型生產(chǎn)性信貸約束對家庭盈利的具體影響，本文采用Probit模型進行分析，模型設(shè)計如下：

其中，Yi是啞變量，等于1表示家庭盈利，等于0表示家庭虧損。CreditConstrainti是生產(chǎn)性信貸約束，也是啞變量，等于1表示受到生產(chǎn)性信貸約束，等于0表示未受到生產(chǎn)性信貸約束。由于本文考察農(nóng)業(yè)和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營兩類活動，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭中，Yi是家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利，CreditConstrainti是農(nóng)業(yè)信貸約束;在工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭中，Yi是家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利，CreditConstrainti是工商業(yè)信貸約束。同時，根據(jù)信貸約束類型，本文定義了生產(chǎn)性信貸約束、生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束和生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束，作為衡量家庭生產(chǎn)性信貸約束的指標(biāo)。在使用不同生產(chǎn)性信貸約束指標(biāo)時，CreditConstrainti是對應(yīng)指標(biāo)。Xi是控制變量，具體含義上文已說明。本文也控制了省級固定效應(yīng)，εi是隨機誤差項，εi～N（0，σ2）。

模型（1）可能存在內(nèi)生性問題，因為盡管家庭受到生產(chǎn)性信貸約束是由銀行信貸供給產(chǎn)生，相對外生，但家庭生產(chǎn)性信貸約束和家庭盈利可能存在由逆向因果、遺漏變量等原因?qū)е碌膬?nèi)生性問題。第一，生產(chǎn)經(jīng)營活動影響家庭生產(chǎn)性信貸約束引起的逆向因果問題。生產(chǎn)經(jīng)營取得盈利，未來現(xiàn)金流有保障，家庭獲得信貸的可能性更高，受到信貸約束的可能性也就降低。第二，遺漏了同時影響家庭生產(chǎn)性信貸約束和家庭盈利的變量，二者可能同時受到其他因素的影響，如戶主個人能力、社會網(wǎng)絡(luò)和家庭人脈關(guān)系等，這些變量又難以度量。因此，模型（1）可能存在的內(nèi)生性問題會導(dǎo)致估計結(jié)果偏誤。

本文使用工具變量以解決可能存在的內(nèi)生性問題。基于同儕效應(yīng)（Peer Effect），本文構(gòu)建同縣區(qū)其他家庭生產(chǎn)性信貸約束比例作為家庭生產(chǎn)性信貸約束的工具變量。同縣區(qū)其他家庭生產(chǎn)性信貸約束比例為集聚數(shù)據(jù)，較好地滿足了工具變量的兩個基本要求：相關(guān)性和外生性。因為同縣區(qū)鄰里家庭有相近的經(jīng)濟狀況和類似的貸款申請流程，工具變量與內(nèi)生變量，即家庭生產(chǎn)性信貸約束相關(guān);但同縣區(qū)其他家庭生產(chǎn)性信貸約束比例不會影響家庭盈利，滿足外生性的條件。

三、回歸分析

（一）生產(chǎn)性信貸約束與家庭盈利

表4報告了生產(chǎn)性信貸約束對家庭盈利影響的估計結(jié)果。Panel A是生產(chǎn)性信貸約束對家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利影響的估計結(jié)果。列（1）和列（2）通過Probit模型和Ivprobit模型估計生產(chǎn)性信貸約束對家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的影響，列（1）中生產(chǎn)性信貸約束對家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的估計系數(shù)為-0.0416，在1%水平下顯著，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。列（2）中，生產(chǎn)性信貸約束對家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的估計系數(shù)為-0.1557，在5%水平下顯著，即家庭受到生產(chǎn)性信貸約束，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利可能性降低15.57%。列（3）和列（4）分別使用Probit模型和Ivprobit模型估計生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束對家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的影響。由列（4）可知，在使用了工具變量估計發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束對家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的估計系數(shù)為-0.1767，在5%水平下顯著，這表明生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束顯著降低了家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的可能性。列（5）和列（6）則估計了生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束對家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的影響，由列（6）可知，生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束對家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的估計系數(shù)為-0.2804，在5%水平下顯著，表明生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束顯著降低了家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的可能性。從表4 Panel A整體來看，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動中，生產(chǎn)性信貸約束顯著降低家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利。這是因為生產(chǎn)性信貸約束下，家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營缺乏資金，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營有效資源投入不足，如化肥、農(nóng)藥等農(nóng)資使用受限。家庭非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入顯著降低家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的可能性，這可能與家庭精力投入有關(guān)。當(dāng)家庭非生產(chǎn)收入越高，閑暇的邊際效用上升，將更少的精力投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動中，生產(chǎn)盈利可能性下降。家庭凈財富可顯著提高家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的可能性。家庭凈財富越高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營資料如化肥、機械等農(nóng)資投入使用率可能越高，從而提高家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的可能性。相比無房家庭，有房家庭的家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利可能性更高。失業(yè)顯著降低家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的可能性，這可能跟失業(yè)造成健康問題、體重增加等問題有關(guān)。家庭規(guī)?？娠@著提高家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的可能性，原因可能是家庭有更多的勞動力來進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，從而提高家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利可能性。由于篇幅限制，控制變量回歸結(jié)果未在正文列出，留存?zhèn)渌?，下同。Panel B是生產(chǎn)性信貸約束對家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的影響。列（1）和列（2）分別使用Probit模型和Ivprobit模型估計生產(chǎn)性信貸約束對家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的影響，由列（2）可知，生產(chǎn)性信貸約束對工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的估計系數(shù)為-0.3888，在1%水平下顯著，這表明生產(chǎn)性信貸約束顯著降低了家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利。列（3）和列（4）分別使用Probit模型和Ivprobit模型估計生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束對家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的影響。列（5）和列（6）分別使用Probit模型和Ivprobit模型估計生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束對家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的影響。由列（4）和列（6）可知，生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束和生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束均顯著降低家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利，估計結(jié)果通過了Wald內(nèi)生性檢驗和Cragg-Donald的F值弱工具變量檢驗。生產(chǎn)性信貸約束會顯著降低家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利，這可能是在生產(chǎn)性信貸約束下，家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營缺乏資金，不能支持擴大生產(chǎn)規(guī)模、有效庫存管理和拓展銷售渠道等，但受限于數(shù)據(jù)，本文未能對此展開進一步分析。

（二）生產(chǎn)性信貸約束對家庭勞動力投入的影響

資金和勞動力是家庭生產(chǎn)經(jīng)營中的生產(chǎn)要素投入。在家庭受到生產(chǎn)性信貸約束時，家庭需要在生產(chǎn)經(jīng)營活動中投入更多的勞動力。表5報告了生產(chǎn)性信貸約束對家庭生產(chǎn)經(jīng)營勞動力投入的影響。

表5中，Panel A是生產(chǎn)性信貸約束對家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營勞動力投入影響的估計結(jié)果。列（1）和列（2）分別使用OLS和2SLS估計生產(chǎn)性信貸約束對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營勞動力投入的影響，由列（2）可知，生產(chǎn)性信貸約束對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營勞動力投入的估計系數(shù)為0.2956，在1%水平下顯著，這表明生產(chǎn)性信貸約束顯著提高了家庭在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的勞動力投入。類似地，列（3）和列（4）使用OLS和2SLS估計了生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營勞動力投入的影響，列（5）和列（6）則使用OLS和2SLS估計了生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營勞動力投入的影響。由列（4）和列（6）的估計結(jié)果可知，生產(chǎn)性正規(guī)信貸和生產(chǎn)性非正規(guī)信貸均顯著促使家庭增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的勞動力投入。

表5中，Panel B是生產(chǎn)性信貸約束影響家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中勞動力投入的估計結(jié)果。列（1）使用OLS估計發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性信貸約束對工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營勞動力投入的估計系數(shù)為0.0392，在1%水平下顯著。列（2）使用2SLS估計發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性信貸約束對工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營勞動力投入的估計系數(shù)為0.3194，在1%水平下顯著。這表明，生產(chǎn)性信貸約束顯著促使家庭更多成員參與工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營。類似地，列（3）和列（4）使用OLS和2SLS估計了生產(chǎn)性正規(guī)信貸約束對工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營勞動力投入的影響，列（5）和列（6）則使用OLS和2SLS估計了生產(chǎn)性非正規(guī)信貸約束對家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營勞動力投入的影響。由列（4）和列（6）的估計結(jié)果可知，生產(chǎn)性正規(guī)信貸和生產(chǎn)性非正規(guī)信貸均顯著促使家庭增加工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的勞動力投入。

四、金融扶貧對家庭盈利的影響

生產(chǎn)性信貸約束在中國貧困縣較為嚴(yán)重，金融扶貧政策有利于發(fā)揮金融資源的政策支持作用，是促進貧困地區(qū)經(jīng)濟社會持續(xù)健康發(fā)展的重要手段。表6匯總了近年金融扶貧的主要政策。

表6近年金融扶貧主要政策

序 號時 間發(fā)布單位政策文件具體內(nèi)容

12011年12月1日中共中央國務(wù)院《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011—2020年）》資金、項目向貧困地區(qū)傾斜，完善國家扶貧貼息貸款政策，努力滿足扶貧對象發(fā)展生產(chǎn)的資金需求，拓寬貧困地區(qū)融資渠道。

22012年1月17日中央辦公廳和國務(wù)院辦公廳《關(guān)于貫徹實施〈中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011—2020年）〉重要政策措施分工方案的通知》繼續(xù)安排殘疾人康復(fù)扶貧貼息貸款，提高貼息額度，加大貸款投放。金融部門要針對貧困殘疾人的實際情況，加大金融產(chǎn)品和服務(wù)創(chuàng)新力度，提高金融服務(wù)水平，適當(dāng)簡化貸款程序，完善信貸服務(wù)政策。

32012年11月8日—14日黨的十八大強調(diào)要深入推進農(nóng)村扶貧開發(fā)著力促進農(nóng)民增收，保持農(nóng)民收入持續(xù)較快增長。

42013年11月9日—12日十八屆三中全會提出發(fā)展普惠金融的目標(biāo)允許新建小額信貸機構(gòu)的發(fā)展，鼓勵傳統(tǒng)金融機構(gòu)開展小額信貸業(yè)務(wù)。

52013年12月18日中央辦公廳和國務(wù)院辦公廳《關(guān)于創(chuàng)新機制扎實推進農(nóng)村扶貧開發(fā)工作的意見》引導(dǎo)和鼓勵商業(yè)性金融機構(gòu)創(chuàng)新金融產(chǎn)品和服務(wù)，增加貧困地區(qū)信貸投放。在防范風(fēng)險前提下，加快推動農(nóng)村合作金融發(fā)展，增強農(nóng)村信用社支農(nóng)服務(wù)功能，規(guī)范發(fā)展村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司和資金互助組織。完善扶貧貼息貸款政策，增加財政貼息資金，擴大扶貧貼息貸款規(guī)模。

62014年3月6日中國人民銀行、中華人民共和國財政部、中國銀行保險監(jiān)督管理委員會、中國證券監(jiān)督管理委員會等《關(guān)于全面做好扶貧開發(fā)金融服務(wù)工作的指導(dǎo)意見》提出“初步建成全方位覆蓋貧困地區(qū)各階層和弱勢群體的普惠金融體系的總目標(biāo)”，要求“在信貸投入總量上貧困地區(qū)每年各項貸款增速力爭高于當(dāng)年貧困地區(qū)所在省各項貸款平均增速，新增貸款占所在省貸款增量的比重高于上年同期水平”，“適當(dāng)提高貧困地區(qū)金融機構(gòu)不良貸款容忍度，實行差異化考核”，“設(shè)立扶貧貸款風(fēng)險補償基金和擔(dān)?；稹保巴七M農(nóng)村信用體系建設(shè)，推廣農(nóng)村小額貸款”。

72017年10月18日—24日黨的十九大強調(diào)金融扶貧全覆蓋全力服務(wù)脫貧攻堅戰(zhàn)是應(yīng)盡之責(zé)，金融機構(gòu)要高度認清打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的重大意義，共同做好金融扶貧。脫貧攻堅與農(nóng)業(yè)政策性金融高度契合，政策性金融在脫貧攻堅中要發(fā)揮先鋒、主力和示范引導(dǎo)作用。

82020年5月22日—28日十三屆全國人大第三次會議確保脫貧攻堅任務(wù)，推動便利獲得貸款確保實現(xiàn)脫貧攻堅目標(biāo)，促進農(nóng)業(yè)豐收農(nóng)民增收。創(chuàng)新直達實體經(jīng)濟的貨幣政策工具，務(wù)必推動企業(yè)便利獲得貸款，推動利率持續(xù)下行。

為考察生產(chǎn)性信貸約束家庭中金融扶貧政策對家庭盈利的影響，本文構(gòu)建金融扶貧啞變量，將《關(guān)于全面做好扶貧開發(fā)金融服務(wù)工作的指導(dǎo)意見》實施范圍內(nèi)的縣，即金融扶貧惠及縣（14個連片特困地區(qū)的680個縣和片區(qū)外的152個國家扶貧開發(fā)工作重點縣），賦值為1，否則為0;然后構(gòu)建生產(chǎn)性信貸約束和金融扶貧政策的交互項進行估計。本文關(guān)注變量的估計系數(shù)，即以《關(guān)于全面做好扶貧開發(fā)金融服務(wù)工作的指導(dǎo)意見》為代表的金融扶貧政策實施后，在生產(chǎn)性信貸約束家庭中金融扶貧政策對家庭盈利的影響。國家層面金融扶貧政策的實施與單個家庭盈利沒有直接關(guān)系，是外生變量。但如前文分析，生產(chǎn)性信貸約束和家庭盈利可能存在內(nèi)生性問題。為解決模型可能存在內(nèi)生性問題，本文使用同縣區(qū)其他家庭信貸約束比例作為生產(chǎn)性信貸約束的工具變量。

表7報告了生產(chǎn)性信貸約束與金融扶貧交互項對家庭盈利的影響。由列（2）可知，生產(chǎn)性信貸約束與金融扶貧政策交互項對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的估計系數(shù)為0.0864，在5%水平下顯著。在家庭受到生產(chǎn)性信貸約束時，金融扶貧政策惠及家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利比未惠及家庭顯著更高。由列（4）可知，生產(chǎn)性信貸約束與金融扶貧政策交互項對家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利的估計系數(shù)為0.1933，在5%水平下顯著。在家庭受到生產(chǎn)性信貸約束時，金融扶貧政策惠及家庭的工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利比未惠及家庭盈利高。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文基于2015年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，運用Probit模型和Ivprobit模型研究了中國家庭的生產(chǎn)性信貸約束、金融扶貧與家庭盈利之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，第一，中國家庭面臨嚴(yán)重的生產(chǎn)性信貸約束問題，在貧困縣地區(qū)較為嚴(yán)重。在中國從事生產(chǎn)經(jīng)營的家庭中，有生產(chǎn)性信貸需求的家庭所占比例為22.27%，其中68.14%的家庭面臨約束;在國家級貧困縣從事生產(chǎn)經(jīng)營的家庭中，有生產(chǎn)性信貸需求的家庭所占比例為26.07%，其中71.44%家庭面臨約束。這表明，中國生產(chǎn)經(jīng)營家庭有較高的生產(chǎn)性信貸需求，卻面臨很嚴(yán)重的生產(chǎn)性信貸約束。（2）家庭生產(chǎn)性信貸約束制約家庭的生產(chǎn)能力，限制經(jīng)濟社會發(fā)展，體現(xiàn)在家庭生產(chǎn)性信貸約束顯著降低家庭盈利。受到生產(chǎn)性信貸約束的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭，其家庭盈利顯著降低15.57%;受到生產(chǎn)性信貸約束的工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營家庭，其家庭盈利顯著降低38.88%。將生產(chǎn)性信貸約束分為正規(guī)信貸約束和非正規(guī)信貸約束兩個分項指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)正規(guī)信貸約束和非正規(guī)信貸約束也顯著降低家庭盈利。同時，還發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性信貸約束顯著增加家庭在生產(chǎn)經(jīng)營中的勞動力投入。第二，金融扶貧是緩解生產(chǎn)性信貸約束、提高家庭盈利的有效手段。引入生產(chǎn)性信貸約束與金融扶貧政策的交互項，對于受生產(chǎn)性信貸約束的家庭，金融扶貧政策的實施，可緩解生產(chǎn)性信貸約束對家庭盈利的負向作用，顯著提高家庭盈利。在生產(chǎn)性信貸約束家庭中，金融扶貧政策惠及家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利顯著提高，工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營盈利提高更多。因此，貧困地區(qū)家庭享受金融扶貧政策帶來的福利，緩解了生產(chǎn)性信貸約束的負向影響，提高了家庭盈利。

（二）建議

基于上述結(jié)論，筆者提出如下建議：第一，應(yīng)深刻認識中國生產(chǎn)性信貸約束的嚴(yán)重性。家庭農(nóng)業(yè)和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營面臨的生產(chǎn)性信貸約束，制約家庭生產(chǎn)能力，阻礙貧困家庭脫貧。有必要通過合理有效的政策和切實可行的措施，從信貸供給和信貸需求兩個角度雙管齊下。一方面，完善家庭信用評定體系，靈活、有針對性地審核和滿足家庭信貸需求;另一方面，進一步普及金融知識，鼓勵有需求的借款人提出信貸需求。第二，在生產(chǎn)性信貸約束抑制家庭盈利的背景下，緩解生產(chǎn)性信貸約束、滿足家庭信貸需求十分緊迫。鼓勵銀行利用大數(shù)據(jù)精準(zhǔn)識別客戶，優(yōu)化放貸流程，實現(xiàn)精準(zhǔn)放貸。第三，要深層次落實貧困地區(qū)金融扶貧政策，提高貧困地區(qū)信貸投入量，提升金融服務(wù)水平和金融知識宣傳普及力度。第四，進一步推進貧困地區(qū)家庭金融普惠工作，優(yōu)化金融機構(gòu)網(wǎng)點布局，引導(dǎo)金融機構(gòu)在貧困地區(qū)設(shè)立金融服務(wù)網(wǎng)點。

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（責(zé)任編輯：巴紅靜）