金融发展与降低贫困——基于中国1994～2004年小额信贷的分析，本文主要内容关键词为：小额论文,信贷论文,中国论文,贫困论文,金融论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
就现在有关于小额信贷对农户影响的研究来看，一个基本的结论是：小额信贷对农户生产与收入的影响是积极的。Gonzalea-Vega的研究表明，得到信贷对于创造高收入是重要的，因为生产者可以通过得到信贷作为可变投入的来源，改变初始禀赋状况，进而对收入产生影响。[2]Khandker，Khality and Khan指明，Gameen Bank计划不仅“减少了贫穷人的数量，提高了参与家庭的福利，而且还提高了家庭长期维持其收入的能力。”[3]Khandker and Shahidur(1998)就Grameen、BRAC和RD-12这三个小额信贷计划对孟加拉国贫困者的影响进行了比较调查，结果表明：这些计划对通过使成员个人和家庭的消费增加来减少贫困。每年有5％的成员摆脱贫困，还可使成员的消费稳定。此外，对整个村庄的影响也是不可忽视的：参加此计划的村庄的产量是没有参加的村庄的2倍。Grameen和BRAC在收入方面主要是对非农业收入的影响，而RD-12却是对农业收入的影响，使参与者的收入增加了62％。此外还由于出现了大量的自助型产业和非农产业，人们的就业水平增加了。[4]Remenyi的研究结论是：“得到信贷的家庭收入比没有得到信贷的家庭收入明显的高”。[5]Robinson和Marguerite研究表明：只要信贷成为可能，这些工具和其他的扶贫工具可以帮助人们更好地改善家庭、管理企业、增加产量，并增加其收入。[6]
国内的相关研究也提供了相似的结论。吴国宝认为小额信贷能够直接有助于改善穷人持续地获得资金的机会和途径，且在获得资金的过程中，间接的改善穷人获得其他财产的机会和能力。[7]汪三贵等认为改善信贷服务和提供信贷支持能帮助部分农户，特别是一半左右的最贫困的农户。信贷服务的改善将有助于这部分农户通过农业生产来增加收入，同时提高农户的消费支出。[8]郭沛通过研究参与小额信贷项目农户的收入变化来评价由于获得小额贷款而给贫困农户带来的经济影响，通过计量分析的结果表明，小额信贷项目的影响力和贫困农户收入增长呈正相关的关系，并且平均而言，贫困农户总收入中有238.5元是由小额信贷项目所引致的。[9]孙若梅以中国扶贫经济合作社的经验数据为依据，全面分析了小额信贷对农民收入的影响途径和程度，其中一个重要结论是：小额贷款对欠发达地区农业家庭的收入稳定和增加有积极作用，尤其以重复连续贷款增收作用最为显著。[1]何广文、李莉莉的实证结果表明农业贷款(使用农村信用社农业贷款累计投放的户均量来表示农业贷款)对于农户收入具有正向的显著影响。[10]
综上所述，国内外学者直接涉及中国小额信贷与贫困降低的关系研究的理论和实证比较少，本节正是弥补这一缺陷。相关的研究为我们的分析提供参考，但是需要考虑的是，在关于定量的分析中，数据是一个最大的问题。考虑到数据的可得性，我们主要利用相关统计年鉴中的宏观数据进行分析。另外，我国小额信贷的实践分为三个阶段。第一，非政府组织的小额信贷产生阶段(1994年初～1996年10月)。第二，政府大规模参与阶段(1997年～2000年)。第三，农村信用社参与阶段(2000年初～至今)。经过三个阶段的发展，我国形成了非政府组织小额信贷、政府组织小额信贷和正规金融机构小额信贷并存且共同发展的局面。因此，本文实证研究选取的时间段为1994～2004年以及2004年的截面分析。下面将介绍金融发展(小额信贷)增加收入和降低贫困的反锁定效应的机制分析和实证分析，最后对理论和实证作进一步补充。
二、小额信贷增加收入和降低贫困的机制分析：一个反锁定模型
下面借鉴王永龙①的模型分析小额信贷对农村居民家庭经营收入的影响。设农户家庭为一个基本的生产经营单位，拥有一个可观察的生产函数：
是生产中农户使用的土地要素投入，L[,i]是生产中农户使用的劳动要素投入，K[,i]是农户生产中使用的资本要素投入，E[,i]是生产中农户使用的技术要素投入。现在假定农户生产规模给定，即设定X[,i]是一个给定的常数，在生产过程中表示规模不变。如果用P[,i]，W[,i]，V[,i]分别表示农户生产中使用劳动要素、资本要素和技术要素的单位价格，那么，农户生产中的要素投入是：
假定农户生产出来的产品价格保持不变，则农户收益增长取决于两类因素：一类是要素投入量的增加；另一类是投入要素的价格，也即投入要素的单位成本。在我国这样的发展中国家，农户家庭经营通常具有相对过多的劳动投入和相对较少的资本要素与技术要素投入。在这种低效率均衡状态下，劳动具有无限供给特征，因此劳动边际生产率趋于递减，也即劳动要素投入维持成本不变或成本递减，但资本要素和技术要素投入则呈现成本递增趋势。换言之，可以设定：在要素投入增量中，P[,i]L[,i]，是一个至少维持不变的增量。那么，增量投入过程中由于资本和技术要素边际成本递增，所以随着资本和技术要素投入增量的增加K[,i]W[,i]和E[,i]V[,i]则呈现递增趋势。由于假定农产品价格保持不变，于是形成如下状态：
上述公式所表达的经济学含义是：增量产品收入低于增量要素投入成本之和，即所谓“增产不增收”。现代发展经济学认为，在一个劳动具有充分供给的经济中，之所以会形成上述“增产不增收效应”的关键在于资本要素的供给不足约束下的锁定效应，其基本情形如下图1所示。
如何克服上述三种“锁定效应”使农户家庭经营能够实现增产增收?从理论上说，锁定效应形成的缘由在于资本的有效供给不足。因此，给农户家庭经营注入资本要素的支持，应是克服上述锁定的必由之策。农户小额信贷在这方面显示了显著的“反锁定”支持效应。具体效应如图2所示。
根据上述“反锁定”安排原理，农户由于获得了小额信贷支持的资金投入追加，现在农户家庭经营生产的要素配置将能够实现由“低效率均衡”向“高效率均衡”的持续改进。主要体现为农户生产效率的增长、要素集约与效率扩散(效率溢出)效应、技术或人力资源效率的溢出效应(即“学习曲线效应”)以及实现经营产品品种的“量质转换”，即经营产品品种的升级换代。同时，假定存在农产品充分竞争的市场机制，则农产品价格由市场定价：优质优价、劣质低价。现在，在这种相对“高效率均衡”状态下，资本和技术要上述三类要素投入中，农户家庭经营的劳动投入可以在不增加成本的情形下获得不受限制的供给，因此可以设定：在要素投入增量中，P[,i]，L[,i]是一个至少维持不变的增量。同时，增量投入过程中由于资本和技术要素边际成本递减，所以随着要素投入增量的增加，K[,i]W[,i]，E[,i]Vi，则呈现递减趋势。于是形成如下关系：
上述公式所表达的经济学含义是：增量产品收入大于(或高于)增量要素投入成本之和，即形成“增产增收”效应。
结论：小额信贷通过反锁定效应机制形成“增产增收”效应，增加了农民收入，降低了贫困程度。
三、小额信贷降低贫困效应的实证分析
(一)模型设定和数据说明
影响农民人均纯收入②(选取人均农民居民家庭经营收入取对数为指标)的因素很多，考虑到研究的重点和数据的可得性，我们选择农村金融发展(农村信用社的农业贷款除以的比值)和财政支农指标(选取财政支出中农业支出和农林水利气象部门事业费支出之和除以财政支出总额的比值)作为影响农民收入的自变量。选取农村信用社的农业贷款除以的比值作为衡量农村金融发展水平的指标，主要原因是农户小额信用贷款是农村信用社对农户贷款的主要方式，农村信用社农业贷款的投放量可以近似为农户小额信用贷款的投放量。我们用农民居民家庭经营收入来作为衡量农民人均纯收入的指标主要原因是小额信贷对人均农民居民家庭经营收入影响较大。在此基础上，构造如下基本模型：
在方程(1)中，NMSR[,t]表示历年的农民居民家庭经营收入取对数(t从1994至2004年)；NYDK[,t]表示历年的农村信用社的农业贷款除以的GDP比值。CZZN[,t]表示财政支出中农业支出和农林水利气象部门事业费支出之和除以财政支出总额的比值；α、β、C为常数。数据来源于中国资讯行-统计数据库。下面用Engel和Granger(1987)③两步法进行检验。
(二)农村金融发展与人均农民居民家庭经营收入的回归分析和协整检验
1.变量单位根检验。变量之间存在协整关系、因果关系的前提是所有变量服从同阶单位根过程，即变量～I(1)过程。本文利用Eviews5.1软件分别对各变量的水平值和一阶差分进行ADF单位根检验，其中检验过程中滞后项的确定采用AIC原则，结果见表1。从表1可以看出各序列都在1％或5％的显著水平下都是一阶差分平稳的，也就是都是属于序列(1)。因此，它们满足协整检验的必要条件。
2.回归分析和协整检验。根据Engel和Granger(1987)两步法的思想，首先对NMSR和NYDK以及CZZN进行回归，结果如下：
从以上的回归分析可以看出，回归方程拟合度较高。农村金融发展水平与农民人均经营收入之间存在显著的正相关关系。回归得到(2)式残差序列ECM，对之进行ADF检验得出结果(见表2)。
从表2可知，残差序列ECM在5％的水平上平稳，而且对ECM做一阶差分ADF检验在1％水平上也为平稳。可以因为农村金融发展与人均农民居民家庭经营收入之间存在协整关系，说明(2)不存在谬误回归。
3.误差修正模型的建立。农村金融发展与人均农民居民家庭经营收入之间存在长期的协整关系，为了研究短期内农村金融发展对人均农民居民家庭经营收入的影响，本文使用Hendry(1991)从一般到个别的建模方法，一开始每个变量滞后3到4期，然后去掉那些不显著的滞后值，以获得最终的简洁形式模型，得误差修正模型如下：
从上看出，农村金融发展与人均农民居民家庭经营收入的短期动态模型比较稳定。
4.Grange因果关系检验。因本文重点讨论农村金融发展对人均农民居民家庭经营收入的影响，故忽略掉财政支农指标对人均农民居民家庭经营收入的因果关系讨论。NMSR与NYDK具体的Granger因果关系如下表3。
从表3可以看出，农村金融发展是人均农民居民家庭经营收入的格兰杰原因，农村金融发展对人均农民居民家庭经营收入影响较大。
(三)基于模型脉冲响应函数分析和方差分解
前面我们用Engel和Granger(1987)两步法进行协整检验和Grange因果关系检验，现在我们基于VAR模型做脉冲响应函数分析和方差分解。向量自回归模型(VAR)就是非结构化的多方程模型。VAR模型避开了结构建模方法中需要对系统中每个内生变量关于所有内生变量滞后值函数的建模问题。同时，Enders(1995)认为VAR模型比单方程模型具有更高的可靠性。[11]
在模型中，我们将响应的时间长度设定为10期。考察历年人均农民家庭经营收入对农村金融发展新息的一个标准差犹动的响应，结果见图3。
从图3可以看出，历年人均农民居民家庭经营收入对农村金融发展的新息的一个标准差犹动的响应，在前第3.5期呈负向反应，第2期负向反应达到最大，在随后的时间内逐渐形成正向反应，第4期正向反应最大，然后在第6.5到第10期，正向反应比较平稳接近于0。这一现象说明农村金融发展对农民收入影响的时效性很长。其背后的经济含义是农村金融发展水平的提高可以长期促进农民收入的增加。图4为农民收入的方差分解。从图4可以看出，以农村金融发展为因变量的方程的新息对农民收入变量预测误差的贡献度达10％多。
综上所述，农村金融发展是影响人均农民居民家庭经营收入的重要变量，其对人均农民居民家庭经营收入的影响时效长。这样从一个侧面验证了金融发展降低贫困效应的显著。
(四)一个补充的实证分析
基于2004年分省数据的截面回归。上述分析表明农村金融发展有力地促进了人均农民居民家庭经营收入的增长。本部分利用2004年30个省的相关数据截面分析农村金融发展(农村信用社的农业贷款除以的比值)对农村贫困的影响。考虑到贫困标准的不统一以及数据的可得性，我们用各省的农村恩格尔系数来衡量各省农村的贫困程度，具有一定合理性，恩格尔系数降低表示贫困程度降低，反之亦然。回归结果如下：
从(4)式可以看出，农村金融发展与农村恩格尔系数之间呈显著负相关。农村金融发展水平的提高降低了农村恩格尔系数。从而也表明农村金融发展水平的提高降低了农村贫困程度。截面分析也表明金融发展的降低贫困效应显著。
综合上述，无论是时间序列分析还是截面分析均表明：金融发展显著降低贫困程度。
四、小额信贷降低贫困效应的进一步分析④
我国小额信贷经过10多年的试验和探索，已获得了蓬勃的发展。截至2002年末，全国共计有108个非金融机构性质的小额信贷机构或项目，项目总金额达到18.6亿元。这些机构所从事的小额信贷业务覆盖了全国554个乡(镇)，4635个村，几乎遍及全国所有的省(直辖市、自治区)⑤。农村信用社主要是从2000年开始，全面试行并推广小额信用贷款活动，主要发放农户小额信用贷款和农户联保贷款。到2005年6月底，全国农村信用社农户贷款8239亿元，占农业贷款的80％。农户贷款中小额农户信用贷款1767亿元，联保贷款968亿元。另外，还有一些国际组织、地方政府及非政府组织的小额信贷项目，其数额估计在10亿元左右⑥。以上表明：农户小额信用贷款已经成了农村信用社支农的一条重要途径，它客观上缓解了农户的“贷款难”问题。何广文、李莉莉⑦的调查样本研究也表明小额信贷使农户的信贷可获得性得到提高。那么，我国的小额信贷发展是否对农村产业结构、技术进步以及农民收入的增长产生影响，下面我们用相关的调查案例来说明。
(一)小额信贷改善了农村经济结构，增加了就业机会。下面利用艾路明的调查数据来说明问题。伴随着小额信贷的发展，各样本的种植业的地位虽然仍处于首位，但综合评分均有所下降，副业、家庭工业以及家庭服务业，均呈上升趋势。由此反映出，以往种植业占绝对地位的结构中，已出现明显的松动。农户家庭产业结构的变化导致农户家庭收入结构的变化。[12]他的调查分析认为伴随着农业收入比重的下降，家庭非农业收入的比重呈明显上升趋势。农户家庭收入结构的变化来源于农户家庭产业结构的变化后的就业机会的变化。
吴国宝认为在评价小额信贷的效果时，考察用户就业机会与生产结构的变化，可以帮助理解小额信贷减缓贫困的作用机理。我们先来看小额信贷对用户非农业就业机会的影响。在小额信贷支持的用户经济活动中，有相当部分直接用于发展工商业微型企业。10个样本小额信贷项目之间非农业用户所占比例存在较大的差异，但最少的也在10％以上，多数大于50％。虽然我们无法判断小额信贷支持的非农业用户中有多少在没有项目支持的条件下还能存在，但可以确定的是小额信贷至少在稳定这部分非农业就业机会方面起到了重要的作用。绝大部分非农业微型企业只是在小额信贷的支持下得以产生。[13]
(二)小额信贷增加了农户技术培训的机会。小额信贷的一大贡献是表现在借贷农民身上发生的巨大而深刻的变化。小额信贷通过技术服务和技术培训，增加了他们的生产知识和技能以及农村最新经济信息，增强了他们对现代商品、市场的竞争意识，帮助农民拓宽视野，提高了他们生产和生存的应变能力，改变了那种无助和等靠帮的被动心态，提高了他们自力更生、发愤图强和脱贫致富的信心⑧。在吴国宝调查的10个样本小额信贷项目中，有8个在提供信贷服务的同时为用户提供技术培训服务。有82％的样本用户认为项目提供的技术培训对他们实施小额信贷项目起了积极的作用。实地调查发现项目所提供的技术培训有利于推广新品种和新技术，对提高小额信贷用户的技术能力和农业生产率产生了积极的影响⑨。上述实例说明，农户将小额信贷转换为可使用的技术或可观察的人力资源效率改善，则由于技术或人力资源效率的溢出效应(即“学习曲线效应”)，形成农户家庭经营的边际成本递减，增加了农民收入。
(三)小额信贷增加了农户家庭资产和农户家庭收入。表4列出了样本项目调查小额信贷用户在贷款前后家庭的财产(包括生产性固定资产、牲畜和耐用消费品)价值的变化。小额信贷项目实施以后，用户户均家庭财产价值从1985年增加到2901元，增长了46％，其中生产性固定资产和牲畜的价值增长速度较快，分别达到92％和45％，而耐用消费品的价值仅增长19％。
注：转引自吴国宝等.小额信贷对中国扶贫与发展的贡献[J].金融与经济，2003，(11)：7-10．
鉴于农户小额信用贷款的开展时间不长，缺少来自全国整体农户收入水平影响程度的相关数据，但是从全国各地相关调查来看，其对农户收入状况的改善作用是积极而显著的。如据对济源辖内100个贷款农户的调查，2002年人均纯收入2852元，较1999年增加1147元，增长67.3％；利用小额信贷带来的纯收入户均5802.35元，是贷款前的2倍。对这100个贷款农户的收入情况进行分组可以看出(见表5)，纯收入在2000元以下的农户数由贷款前的90户减少到14户，下降76个百分点；2000～5000元的农户增加2个百分点；5000～8000元的农户增加73个百分点；8000元以上的农户增加1个百分点⑩。
五、简短结论和政策建议
本文通过一个小额信贷的反锁定模型证明了小额信贷通过产业反锁定、技术反锁定和结构反锁定等三条途径克服了农民增产不增收的窘境，实现了增产又增收，降低了农民的贫困程度。利用中国1994～2004年的时间序列和2004年的截面数据的实证分析也表明小额信贷增加了农民家庭经营收入，降低了贫困。最后，通过一些案例的调查数据进一步佐证了理论和实证的分析结果：小额信贷具有显著的降低贫困效应。
为了更好发挥小额信贷的降低贫困效应，本文特提出如下政策建议：一是正确认识小额担保贷款的重大意义，增强做好工作的主动性；二是要加强对农户小额信用贷款工作的管理，使其在操作上规范化，适当拓宽业务范围，增加贷款额度；三是扩大小额信贷的范围和内涵，使其满足农户生产、消费、加工、运输、经商、教育、农业产业化等全方位的贷款需求，另外，采取有效的督促手段，推动城市下岗失业人员小额贷款顺利开展。
注释：
①参见王永龙.中国农业转型发展的金融支持研究[M].北京：中国农业出版社，2004。
②农民家庭人均纯收入包括人均工资收入、人均农民家庭经营收入以及财产性和转移性收入。
③参见伍德里奇.计量经济学导论—现代观点[M]，北京：中国人民大学出版社，2003年中译本。
④由于我们缺乏一手调查数据，在此部分将主要使用间接的调查数据来说明问题。
⑤焦瑾璞，阎伟、杨骏.小额信贷及小额信贷组织探讨[N].金融时报，2005-11-17。
⑥焦瑾璞.小额信贷在探索中成长[N].金融时报，2005-11-21。
⑦何广文，李莉.正规金融机构小额信贷运行机制及其绩效评价[M].中国财政经济出版社，2005。
⑧小额信贷一个脱贫致富的有效途径[EB/OL].http：//www.cango.org/cnindex/chjiu/04.htm，2006-09-01．
⑨参见吴国宝等.小额信贷对中国扶贫与发展的贡献[J].金融与经济，2003，(11)：7-10．
⑩鲁真.关于河南农民使用“农户小额信用贷款”情况的调查与思考[EB/OL].http：//210.72.33.112/fxyc/ncjjfx/200312090469．htm，2006-09-01．
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