如何提高金融扶贫质量：基于贫困村互助资金收入效应的经验研究*

一、引言

改革开放以来，通过大规模的扶贫开发，中国取得了举世瞩目的扶贫成就，成功使7亿多贫困人口摆脱贫困。党的十八大以来，以习近平总书记为核心的党中央担当起全面建成小康社会的重任，将消除绝对贫困作为底线任务和关键性指标，扎实推进精准扶贫精准脱贫基本方略，确保到2020年底贫困人口实现脱贫，贫困县全部摘帽。目前这一目标基本实现，截至2019年底，农村贫困人口降至551万人，贫困发生率降至0.6%，按照年均减贫超过1000万人的速度，2020年底消除绝对贫困不成问题。在30多年的扶贫开发历程中，金融扶贫致力于解决贫困地区和贫困农户的融资难题，成为促进贫困地区和贫困人口脱贫增收的有效手段。

在扶贫开发的不同阶段，金融扶贫工作积极适应贫困状况，不断推陈出新，全国层面主要形成了扶贫贴息贷款、贫困村互助资金和扶贫小额信贷三类政策。其中，1986年便已开始推行的扶贫贴息贷款政策实施最早，但由于政策设计等原因，贷款的贫困瞄准始终不够精准，真正的贫困户很难从金融机构获得贴息贷款，益贫性较差，影响了金融扶贫质量(吴国宝，1997；文秋良，2006)。在扶贫贴息贷款政策实践面临困境的情况下，国务院扶贫办和财政部借鉴孟加拉国的乡村银行模式，于2006年开始在14个省的28个贫困县试点贫困村互助资金政策，通过财政专项扶贫资金、村民缴纳互助金和社会捐赠资金共同成立互助资金社(陈立辉等，2015)，以合作金融的形式向村内有融资需求的农户提供免抵押的有息贷款支持其用于创收活动，并且由于互助资金只针对贫困村开展，在实施过程中提高了瞄准效率，有利于提高金融扶贫的质量。截至2015年底，全国超过2万个贫困村设立了互助资金组织，成为农村地区分布最广、影响最大的扶贫小额贷款政策(陈清华等，2017)。扶贫小额信贷政策是2014年建档立卡精准识别后提出的金融扶贫政策，只针对建档立卡贫困户，由商业银行为其提供3年以内、5万元以下、免抵押免担保的扶贫贷款，扶贫小额信贷政策较前两种金融扶贫政策瞄准精度更高，贷款额度也足以满足绝大多数贫困户发展产业的资金需求，但由于商业银行市场化运营方式与脱贫攻坚政治任务下公益性政策目标之间的矛盾始终影响扶贫小额信贷政策效果，借贷双方较大的交易成本使得扶贫小额信贷的长期推行存在困难，影响金融扶贫质量。

与扶贫贴息贷款和扶贫小额信贷两种依托正规金融机构的金融扶贫政策相比，互助资金在各贫困村内开展，通过成立理事会和监事会对资金使用进行管理，实行民有、民用、民管、民享，降低了农户的融资成本与门槛，并且充分利用农村熟人社会特征，通过合作金融形式降低了违约风险，有利于避免正规金融机构扶贫在市场化运营与公益目标之间的矛盾，是缓解贫困地区农户信贷约束的一种重要的非正规金融扶贫模式创新，在长期存续、帮助农户稳定脱贫增收方面具有重要优势，并且互助资金借款只能用于创收活动，有利于通过提高农户的自我发展能力实现脱贫增收，真正实现金融扶贫质量提高。为了评价互助资金政策的扶贫效果，国务院扶贫办与中国人民大学于2010年、2012年和2014年在5省10县50个贫困村合作开展了村级互助资金监测项目，本文基于这一准实验研究获得的1082户微观农户数据，运用双重差分模型，实证检验了互助资金对贫困村农户的收入效应，以考察互助资金这一非正规金融扶贫政策是否真正发挥了扶贫作用，弥补了正规金融扶贫政策扶贫质量受限的不足。对于这一问题的回答，有助于掌握互助资金的政策效果和面临问题，对未来金融扶贫的制度供给、使用管理以及扶贫质量的提高具有重要政策参考意义。

二、文献综述

互助资金是中国贫困地区农村金融扶贫的一种重要创新形式，国外并没有与之完全对应的组织机构，国外学者也尚未对此进行过专门研究。但互助资金实质上属于小额信贷的一种，借鉴了国际上许多发展中国家大力推行的小额信贷机构。国外学者对小额信贷与贫困减少方面的研究较多，Haq 等(2010)通过对亚洲、非洲和拉丁美洲39个小额信贷机构成本效率的分析，发现小额信贷有利于帮助贫困群体缓解信贷约束，增加生产性资本，提高农业生产效率。Imai 和 Azam(2012)通过对孟加拉国代表性家庭1997～2004年的四轮调查分析，发现小额信用贷款对贫困农户家庭收入和食品消费具有正向影响，支持了孟加拉国小额信贷的减贫效应。Ab-Rahim 和 Shah(2019)通过准实验研究方法对巴基斯坦小额信贷的减贫作用进行了研究，得出了同样结论。Bel hadj 和 Rejeb(2018)利用横截面和面板数据研究了发展中国家小额信贷对减贫的影响，结果表明，一个人均小额信贷贷款额高的国家通常拥有较低的贫困发生率和较高的人均消费支出水平，从而证实了小额信贷在宏观层面的减贫作用。

国内学者对互助资金的研究主要集中在三个方面：一是互助资金的目标瞄准研究。一些学者认为互助资金具有明确的扶贫目标，与传统财政资金扶贫模式相比，贫困人口瞄准度更高，这在一定程度上缓解了贫困农户的资金需求，有利于农户增收(吴忠等，2008；高杨、薛兴利，2013；杨龙、张伟宾，2015)。但部分学者认为互助资金存在目标瞄准偏离，并未真正瞄准贫困农户，如刘西川等(2014)、陈清华等(2017)的研究也表明，参与户以中等及中等偏下群体为主，最低收入群体收益相对较小；林万龙、杨丛丛(2012)通过对四川仪陇互助资金试点的解构，认为处于最低水平的贫困农户由于缺乏有效贷款需求仍难以有效利用互助资金。二是互助资金的治理与运行机制研究。刘西川等(2013)指出互助资金的制度设计有效缓解了组织内各相关利益主体的冲突，但存在对管理者激励不足、大户主导等问题；陈立辉等(2015)认为监事会未发挥应有作用，亟需外部监督的加强和完善；龙超、叶小娇(2018)发现互助资金具有村民入社率偏低、贫困户参与不足、资金动员功能缺失、民主管理虚化等问题。三是互助资金的增收效果研究。现有研究均表明，互助资金提高了贫困村农户的收入水平，但在不同群体间可能存在分化，如胡联等(2014)利用调研数据研究发现，互助资金有利于农户收入增长，但中高收入农户增幅更快；杨龙、张伟宾(2015)利用5省调研数据和倾向得分匹配-双重差分方法，得出了互助资金对贫困户增收作用显著，而对非贫困户增收作用不明显的结论；陈清华等(2017)利用宁夏调研数据研究发现，互助资金使农业生产投资、农业收入、人均纯收入均显著增加；而刘金海(2010)利用调查数据的研究则表明，互助资金更加有利于非贫困户。

当前对互助资金扶贫效果的研究已经较多，但仍存在以下不足：一是多数研究停留在对互助资金的短期收入效应分析，缺乏互助资金滚动使用多轮的长期效果研究；二是当前互助资金对农户增收的研究多为对农户收入的综合影响效应，对影响农户收入渠道的研究不足；三是缺乏对互助资金影响农户收入作用渠道的研究。基于此，本文在已有文献的基础上，做出以下边际贡献：一是在分析互助资金对农户短期收入效应的基础上，考察其使用多轮后对农户收入的长期影响，检验互助资金的动态效果；二是在分析互助资金对农户综合收入影响的基础上，细化农户收入类型，分析互助资金对农户收入结构的影响；三是尝试对互助资金影响农户收入的作用渠道进行分析和检验。

三、理论分析与研究假说

互助资金通过为贫困村农户提供借款，提高其信贷可得性和可支配资金数量，支持其用于创收活动实现脱贫增收。结合现有文献的研究和互助资金的实际开展情况，本文从收入构成的角度来分析互助资金对农户收入的作用渠道。考虑到互助资金的使用范围要求，即农户借款必须用于创收活动，因此在收入构成方面，不同于传统的经营收入、工资收入、财产收入和转移收入四分法，本文根据农村地区主要创收活动分为农业经营收入、非农经营收入和工资收入三类，其中，农业经营收入主要指农户自雇从事种养殖业等农业生产获得的收入，非农经营收入主要指农户自雇从事个体商业等非农经营活动获得的收入，工资收入主要指农户受雇为他人打工而获得的收入。互助资金影响农户收入的作用渠道有以下方面：

(一)使用互助资金有利于促进农业经营收入增长

种养殖业是中国农村尤其是贫困地区农村的主要经济活动，农户在购买种苗种畜、农业生产投入品(如种子、化肥、农机具等)等方面均需要金融资源的支持。已有研究指出，信贷约束强度与农业生产率呈现负向关系(袁航等，2016)，生产资金不足限制了农户农业生产规模扩大，只能进行简单重复和低效率的农业生产，导致收入增长缓慢，陷入一种低效率均衡状态，难以通过资本积累实现脱贫增收(茹玉等，2015；高杨，2015)。互助资金的实施为贫困地区农户提供了资金融通渠道，一定程度上缓解了信贷约束，农户可以通过信用借贷获得资金来源，增加可支配资金数量，扩大生产规模，增加良种、化肥、机械等农业资本投入，提高农业生产效率(Haq 等, 2010；陈清华等，2017)，从而实现农产品数量与质量提升，增加农业经营收入。

(二)使用互助资金有利于促进非农经营收入增长

农民参与非农经营活动不仅是促进其非农就业的重要方式，也是缩小居民收入差距的可靠途径。但非农经营活动的开展建立在一定数量资金拥有量的基础之上，受制于信贷排斥和流动性约束等原因，农户尤其是贫困农户从事非农经营的可能性显著降低，不利于收入增加(卢亚娟等，2014；蔡栋梁，2018；孙浩男、夏咏，2020)。互助资金的实施缓解了农户的信贷约束，拓宽了资金来源，为农户进行原始资本积累提供了渠道，有利于农户开展非农经营活动或扩大非农经营规模，从而增加非农经营收入。

(三)使用互助资金间接促进了工资收入增长

如前所述，在中国农村尤其是贫困地区农村，从事种养殖业等农业生产活动是农户最基础的创收来源。贫困地区农户由于资金缺乏，只能通过劳动力投入弥补生产性资本投入的不足，将家庭劳动力束缚在农业生产上，导致生产回报率低下，收入增长缓慢。互助资金的实施为农户增加生产资本投入提供了资金来源，有利于农户增加良种、化肥、机械等农业生产资本投入，提高劳动生产率，实现资本对农业劳动力的替代，促进家庭剩余劳动力向收入水平更高的非农就业转移(张琛等，2019)，从而增加工资收入。

通过以上分析，本文提出以下假说：

假说1：使用互助资金有利于促进农户家庭收入水平提高。

假说2：互助资金通过增加农业生产投入、促进非农经营活动和促进非农就业转移三个渠道帮助农户实现增收。

此外，有效资本积累不足是农村地区居民增收缓慢的重要原因(茹玉等，2015)。互助资金滚动使用，农户可以持续从中获得借款用于创收活动，有利于资本积累，从而进一步拓宽资本使用范围，激活资源与要素并促进优化组合，进而提高农业生产经营效益与增值能力(姜长云，2013)，帮助农户实现可持续增收。因此，提出假说3：互助资金对农户收入增长具有长期可持续性。

互助资金是一种村级层面的小额信贷组织，贫困村内农户均可从中借贷。理论上，贫困户相对非贫困户面临更严重的信贷约束，因此，互助资金的实施有效缓解了贫困农户的信贷约束，可能对贫困户的增收效应大于对非贫困户。但同时，非贫困户在资金利用能力上强于贫困户，资金使用范围和使用效率可能更高，增收效果也可能比贫困户更明显。因此，提出假说4：互助资金对贫困户与非贫困户的增收效果存在异质性。

四、数据、方法与变量

(一)数据来源及说明

本文所用数据源自国务院扶贫办与中国人民大学于2010年、2012年和2014年联合组织的互助资金监测项目，该项目遵循严格的准实验研究过程。考虑到地区平衡原则和贫困人口分布状况，项目组选取山东省(东部1个)、河南省和湖南省(中部2个)、四川省和甘肃省(西部2个)5省作为项目实施省份(1)。项目实施前，经项目省推荐和专家组评估，每个省确定了2个项目县，每个项目县推荐5个项目备选村。在每县的5个项目备选村里，由专家组随机选取3个贫困村作为试点村开展互助资金项目，另2个贫困村作为对照村，共计30个项目村和20个对照村，原则上要求项目监测期限内，项目村必须开展互助资金项目，对照村不得开展。需要说明的是，作为政策试点类的准自然实验，项目县和备选村的选取不可避免受制于各种主客观因素，难以完全按照随机方式展开，但在地方推荐基础上选取的县和村一定程度上兼顾了随机原则，并且项目村和对照村的确定是完全随机的。项目进展过程如下：

2010年8月，在各县互助资金项目正式启动之前，课题组进行了基期调查，即准实验研究的事前测量。基期调查内容包括村级问卷和农户问卷两部分，村级问卷主要是调查上一年度村庄人口基本情况、土地状况、基础设施和公共服务、村级组织和治理等内容；农户问卷主要是调查上一年度农户家庭成员基本情况、基础设施和公共服务到位情况、土地资源及流转情况、收入和消费、资产和借贷等内容。每个村庄样本农户由调研组利用分层等距抽样方法确定，均为30户，总共抽取了50个村庄的1500户农户。具体抽样原则见杨龙、张伟宾(2015)。

基期调查结束后，多数贫困村互助资金组织顺利开展并放款，但其中一个项目村由于个别原因未能顺利实施，转为对照村。2012年7月，项目组对所有基期调研农户和村庄进行了第一次跟踪调查。跟踪调查内容除基期调查内容部分，还增加了项目村农户参加和使用互助资金情况的相关问题，最终获得项目村问卷29份、对照村问卷21份、基期跟踪样本1349户。

2014年7月，项目组进行了第二次跟踪调查，调查内容同第一次跟踪调查一致。由于之前项目监测期限的时间范围未明确，在第二次跟踪调查时有10个对照村在第一次跟踪调查结束后开展了互助资金项目，且1个项目村在上一次调查结束后被撤销了资格，未再实施。因此，本轮最终获得项目村问卷38份、对照村问卷12份、基期跟踪样本1323户。

综合三期样本，两次均追踪到的基期农户样本为1213户。由于互助资金主要用于创收活动，为了更好地研究互助资金的收入效应，本文将基期调查时农户家庭没有劳动力的样本户以及在跟踪调查时由于分家、出嫁、死亡等原因导致家中没有劳动力的样本户剔除，并剔除了部分关键变量缺失、无效或数据质量存在一定缺陷的样本，最终得到5省10县1082户农户的三期平衡面板数据。

(二)研究方法与模型设定

在对公共政策或项目实施效果评估的模型中，双重差分模型(DID)应用较为广泛。借助双重差分方法既可以消除不可观测变量对模型的影响，也可以较为准确地估计政策冲击的作用效果(邓悦、周宇航，2013)。本文监测的互助资金项目于2010年基期调查结束后开始实施，因此在后续两次跟踪调查中，如果农户从互助资金借贷资金则视为双重差分模型中的处理组，反之没有从互助资金借贷的农户则为对照组。

双重差分方法的使用通常需要满足两个前提条件：一是处理组与项目组满足平行趋势假设，二是个体处理稳定性假设，即处理组对对照组无溢出效应。本文在每个县选取的项目备选村均为贫困村，村内农户发展情况相似，有利于处理组和对照组具有相同的趋势。农户借贷资金后主要用于自身创收活动，因此不存在处理组对对照组的溢出效应。由于互助资金实施时间不一致，故借鉴Beck 等(2010)、范子英和彭飞(2017)的相关模型设定，采用渐进DID构建模型如下：

yit=α+β1treatit+Z′δ+ηt+λi+εit

(1)

(1)式中，i表示农户， t表示年份。yit为被解释变量，既可以表示第i个农户t时期的家庭总收入，也可以表示细化的分项收入。treatit为核心解释变量，表示i农户t年互助资金借贷情况，若借贷了取值为1，否则取值为0。估计系数β1即是本文最为关注的系数，衡量互助资金政策对农户家庭收入的影响，若系数为正且显著，则表示使用互助资金增加了农户家庭的收入，若系数为负且显著，则表示使用互助资金减少了农户家庭收入。Z′表示一系列其他可能影响农户家庭收入的控制变量，包括户主特征、家庭特征、村庄特征等；ηt和λi分别表示时间固定效应和个体固定效应，εit为误差项。

(三)变量选取与描述性统计

在变量选择上，本文结合前人的相关研究以及实地调研情况进行选取。其中，被解释变量为农户家庭年人均纯收入及人均分项收入的对数值。由于互助资金只能用于创收活动，因此分项收入包括人均农业经营收入、人均非农经营收入和人均工资收入。这既考虑了互助资金对农户家庭总体收入的影响，又可以验证项目对不同收入来源的影响渠道。核心解释变量为农户是否从互助资金项目中借款，若是取值为1，否则取值为0。

在其他可能对农户家庭收入产生影响的因素选择方面，本文参考了收入决定方程和已有文献的常规做法，从三个方面控制了以下变量：一是户主特征，包括户主性别、年龄、受教育程度、健康状况、政治身份(杨龙、张伟宾，2015；宁静等，2019)；二是家庭特征，包括家庭人口规模、劳动力数量、人均耕地面积、人均生产经营性固定资产价值以及能否从私人处借到钱、能否从金融机构借到钱(程名望等，2014、2016)；三是村庄特征，包括村庄交通条件和偏僻程度(石智雷、杨云彦，2012)。

在互助资金影响农户收入渠道变量的选取上，基于数据可得性和实地调研情况，分别选取家庭种养殖业支出情况表征农业生产投入，选取家庭私营活动开展情况表征非农经营活动，选取家庭劳动力人均非农就业时间表征非农就业转移情况。主要变量的选取和描述性统计情况如表1所示。

五、实证结果及分析

(一)基准回归结果

表2给出了使用互助资金对农户家庭收入影响的基准回归结果，即基于双重差分模型的平均处理效应，且均为控制了个体固定效应和时间固定效应的回归结果。第(1)列和第(2)列为使用互助资金对农户家庭人均纯收入影响的回归结果，可以看到，加入控制变量后treat的系数虽然有所减小，但仍然在1%的统计水平上显著为正，这说明互助资金项目的实施确实增加了贫困村农户的家庭收入。从收入结构来看，表2第(3)列和第(4)列为加入控制变量前后使用互助资金对农户家庭农业经营收入影响的回归结果，可以看到，使用互助资金在10%的统计水平下显著增加了农户家庭的农业经营收入；第(5)～(8)列显示了使用互助资金对农户家庭非农经营收入和工资收入影响的回归结果，结果显示，互助资金也同样在10%的统计水平下显著正向影响农户家庭的非农经营收入和工资收入。由此可见，互助资金的实施有效缓解了贫困地区农户的信贷约束，通过借贷资金用于创收活动，贫困地区农户的增收效果非常明显，显著发挥了互助资金的金融扶贫效果。本文的研究假说1得以验证。

表1 变量与描述性统计

注：样本数量为1082个，共有三期数据，观测值数量为3246个。考虑到户主年龄对农户家庭收入的影响可能呈“倒U型”变化，因此模型中将同时放入户主年龄的平方。

表2 互助资金对农户收入影响的基准回归结果

注：***、**、*分别表示估计结果在1%、5%、10%的水平上显著；括号内的数字为在村庄层面聚类的标准误，下同。

(二)平行趋势与稳健性检验

1.平行趋势检验。如前所述，处理组与对照组具有相同的时间变化趋势是运用双重差分模型的一个重要前提。本文采用实证方式进行平行趋势检验。首先，检验在互助资金项目开展之前，借贷农户和未借贷农户的收入情况在基期是否存在系统差异。表3第(1)列为最终借贷农户和从未借贷农户基期收入的回归结果，结果显示，treat的回归系数不显著，说明借贷农户和未借贷农户的收入在基期不存在系统差异，满足平行趋势假设。第(2)列为先借贷农户与后借贷农户基期收入的回归结果，结果显示，treat的回归系数同样不显著，说明先后向互助资金借贷农户的收入在基期不存在系统差异，满足平行趋势假设。其次，借鉴范子英、彭飞(2017)的做法，在基准回归模型中加入“县固定效应×年份”变量来检验借贷农户与未借贷农户是否满足平行趋势假设，这种方法允许互助资金的开展在不同县具有不同的轨迹。表3第(3)列给出了回归结果，发现treat的回归系数仍然显著为正，说明趋势并未对本文的研究结论产生影响，处理组与对照组满足平行趋势假设。进一步，为了增强说服力，本文在基准回归模型中加入“村固定效应×年份”变量来检验平行趋势，回归结果如表3第(4)列所示，treat的系数仍显著为正，进一步验证了平行趋势假设。

2.稳健性检验。为了检验基准回归结果的稳健性，文章采用混合横截面数据再次对回归结果进行了检验。表3第(5)列和第(6)列分别给出了控制其他变量前后的回归结果，发现treat的回归系数均显著为正，说明从互助资金借贷增加了农户家庭的人均纯收入，再次验证了基准回归的结论，即互助资金对增加农户家庭人均纯收入的作用是显著的。此外，控制变量的估计结果与基准回归结果也较为一致，说明基准回归结果是基本稳健的。

表3 互助资金对农户收入影响的模型检验(因变量：人均纯收入)

注：(1)在第(1)列和第(2)列中，由于采用的均为基期样本数据，故此时treat并非指已借贷农户，而是根据公式(1)重新定义的区分借贷农户和未借贷农户的虚拟变量，其中最终借贷了的农户均取值为1，一直未借贷农户取值为0。(2)在第(3)列和第(4)列中，重新定义treat为区分先后向互助资金借贷的农户的虚拟变量，其中先借贷农户取值为1，后借贷农户取值为0。(3)在第(5)～(8)列中，treat的定义与基准模型一致。

(三)动态效果分析

为了检验互助资金的动态效果，本文分别对其短期效应和长期效果进行了分析。表4第(1)列和第(2)列给出了基于2010年和2012年两期数据的回归结果，考察互助资金影响农户家庭收入的“短期效应”，此时互助资金项目实施了两年时间，结果显示，加入其他控制变量前后treat的系数为1.540，在1%的统计水平上显著为正，且大于基准回归结果，说明短期内使用互助资金对农户家庭的增收效果非常明显。

互助资金的借款周期通常为一年，随着互助资金不断地滚动使用，就产生了一个新的问题，即在被使用多轮后，互助资金是否仍然具有增收性。为了分析该问题，本文剔除了2012年后新增的项目村和2012年后被撤销的项目村样本，保留了2012年和2014年均开展了互助资金的村庄以及从未开展过互助资金的村庄，检验互助资金对农户收入的长期效果。表4第(3)列和第(4)列的回归结果显示，互助资金被使用多轮后，对农户家庭的增收效果在1%的统计水平下显著为正，说明互助资金项目的长期增收效果仍然较好，但与短期相比，treat的系数有所减小，说明互助资金长期增收效果有所减弱。根据笔者调研经历，这可能与后期部分互助资金组织缺乏后续指导，资金管理混乱有关，一定程度上影响了互助资金效果的发挥。尽管长期效果有所减弱，但可以看出，互助资金的增收效应仍然十分显著，扶贫效果具有长期可持续性，本文的研究假说3得以验证。

表4 互助资金对农户收入影响的动态回归结果(因变量：人均纯收入)

(四)异质性分析

互助资金政策只针对贫困村开展，但并非只有贫困户可以从中获得借款，非贫困户也可以参与，因此，本文接下来考察互助资金对村内不同农户的作用效果。按照现行农村贫困标准(人均年纯收入2300元，2010年不变价)，本文以基期农户家庭人均纯收入水平将农户分为贫困户和非贫困户(考虑到通货膨胀，为使研究更加科学合理，利用农村居民消费价格指数对基期标准进行了调整)。表5给出了使用互助资金对贫困户和非贫困户家庭收入影响的回归结果，可以发现，treat系数均为正，说明整体上使用互助资金对贫困户和非贫困户都有增收作用，但对贫困户的作用效果缺乏统计意义上的显著性。可能的解释是，贫困户具有弱质性和小农户特性，资金利用能力和使用范围有局限，而非贫困户的资金利用能力更强，因而增收效果更明显。本文的研究假说4得以验证。

表5 互助资金对不同农户收入影响的回归结果(因变量：人均纯收入)

六、作用渠道检验

根据前文的分析，使用互助资金显著增加了贫困村农户的收入，发挥了金融扶贫效果。接下来，本文将进一步分析互助资金增加农户收入的作用渠道。根据理论分析，本文选取农业生产投入、非农经营活动和非农就业转移作为使用互助资金增加农户收入的三条作用渠道，并基于数据可得性，将模型(1)的被解释变量分别换成表征农户农业生产投入、非农经营活动和非农就业转移的变量进行检验。

首先，为了验证使用互助资金是否通过增加农户农业生产投入进而促进收入水平提高，基于数据可得性，本文采用农户种养殖业支出对数作为农业生产投入的衡量，进而分析使用互助资金对农业生产投入的影响。表6第(1)列和第(2)列给出了加入控制变量前后使用互助资金对农户种养殖业支出对数影响的估计系数。结果显示，treat的系数在10%的统计水平下显著为正，说明使用互助资金对农户家庭农业生产投入水平有显著的正向影响。根据理论分析和上述回归结果，可以得出使用互助资金能够通过增加农业生产投入提高农户收入水平的结论。

其次，为了验证使用互助资金是否通过促进农户非农经营活动进而增加收入，本文采用农户私营活动开展情况作为非农经营活动的衡量，若农户开展了私营活动取值为1，否则取值为0，进而分析使用互助资金对非农经营活动的影响。表6第(3)列和第(4)列给出了加入控制变量前后使用互助资金对农户私营活动开展影响的估计系数。结果显示，treat的系数在10%的统计水平下显著为正，说明使用互助资金显著提高了农户家庭开展私营活动的概率。根据理论分析和上述回归结果，可以得出使用互助资金能够通过提高农户从事非农经营的概率提高农户收入水平。

最后，为了验证使用互助资金是否通过促进农户非农就业转移进而增加收入，本文采用农户家庭劳动力人均非农就业时间作为非农就业转移的衡量，进而分析使用互助资金对非农就业转移的影响。表6第(5)列和第(6)列给出了加入控制变量前后使用互助资金对农户家庭劳动力人均非农就业时间影响的估计系数。结果显示，treat的系数在10%的统计水平下显著为正，说明使用互助资金显著增加了农户家庭劳动力进行非农就业的时间，促进了劳动力的非农就业转移。根据理论分析和上述回归结果，可以得出使用互助资金能够通过促进农户家庭劳动力非农就业转移提高收入水平。

根据以上对互助资金增加农户收入影响渠道的检验，本文的研究假说2得以验证，即使用互助资金通过增加贫困村农户农业生产投入、促进非农经营活动和促进非农就业转移三个渠道帮助农户实现增收。由此可见，互助资金通过提高农户的自我发展能力实现脱贫增收，真正提高了金融扶贫质量。

表6 互助资金影响农户收入的作用渠道

七、研究结论及启示

本文运用国务院扶贫办与中国人民大学于2010年、2012年和2014年在5省10县50个贫困村开展的互助资金监测数据，采用双重差分模型和1082户农户三期平衡面板数据，考察了互助资金对贫困村农户家庭的收入效应，并通过细化收入类型，分析了互助资金对农户不同生计活动的作用。在此基础上，研究了互助资金的动态效果、异质性效果以及作用渠道，以考察互助资金这一非正规金融扶贫政策是否真正发挥了扶贫作用，提高了金融扶贫质量。研究发现：(1)使用互助资金对贫困村农户家庭总收入产生了显著的正向影响，且对农户家庭农业经营收入、非农经营收入和工资收入均有显著增收作用，发挥了互助资金的扶贫效果；(2)通过对互助资金的动态效果进行检验，发现无论短期还是长期，互助资金均有显著的增收效应，但相比短期，长期效果有所减弱，这可能与部分互助资金组织缺乏后续指导和管理无序有关，但长期增收效应仍然十分显著；(3)使用互助资金对贫困户和非贫困户均有增收效应，但对贫困户的增收作用缺乏统计意义上的显著性，这可能与贫困户受资金利用能力和使用范围制约有关；(4)从影响渠道来看，互助资金主要通过增加农业生产投入、促进非农经营活动和促进非农就业转移三个渠道帮助农户实现增收，提高了农户自我发展能力，真正实现了金融扶贫质量提高。

针对上述研究结论，本文得到如下启示：第一，互助资金作为一种非正规金融扶贫模式，通过缓解农户信贷约束，明显提高了农户家庭收入，发挥了扶贫效果，提高了金融扶贫质量，弥补了正规金融扶贫质量不高的缺陷，是一种值得推广的非正规金融扶贫形式。但应注意加强互助资金的后续指导、管理与监督，摆脱或避免“后劲不足”，提高其增收效果的长期稳定性，让更多农户从中持续稳定受益。第二，贫困户的弱质性和小农户特性一定程度上限制了其对资金的使用能力和范围，后续互助资金推广使用过程中可尝试与配套扶贫项目相结合，如“企业+农户”“合作社+农户”等形式，探索农业生产、非农经营活动等组织化扶贫模式，在企业、合作社等新型经营主体的带动下提高贫困农户的资金使用能力与使用范围，拓宽贫困农户的增收渠道，从而带动贫困户脱贫致富，产生更大的金融扶贫效果。第三，应该继续探索农村非正规金融产品和金融工具创新，弥补农村正规金融发展缓慢导致的信贷约束问题和金融扶贫的目标瞄准问题，帮助农户尤其是贫困农户通过提高自我发展能力实现脱贫增收，不断提高金融扶贫质量。