一、引言

改革開放以來，通過大規(guī)模的扶貧開發(fā)，中國(guó)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(huì)的重任，將消除絕對(duì)貧困作為底線任務(wù)和關(guān)鍵性指標(biāo)，扎實(shí)推進(jìn)精準(zhǔn)扶貧精準(zhǔn)脫貧基本方略，確保到2020年底貧困人口實(shí)現(xiàn)脫貧，貧困縣全部摘帽。目前這一目標(biāo)基本實(shí)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(duì)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(jìn)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(guó)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(shí)施最早，但由于政策設(shè)計(jì)等原因，貸款的貧困瞄準(zhǔn)始終不夠精準(zhǔn)，真正的貧困戶很難從金融機(jī)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(guó)寶，1997；文秋良，2006)。在扶貧貼息貸款政策實(shí)踐面臨困境的情況下，國(guó)務(wù)院扶貧辦和財(cái)政部借鑒孟加拉國(guó)的鄉(xiāng)村銀行模式，于2006年開始在14個(gè)省的28個(gè)貧困縣試點(diǎn)貧困村互助資金政策，通過財(cái)政專項(xiàng)扶貧資金、村民繳納互助金和社會(huì)捐贈(zèng)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(dòng)，并且由于互助資金只針對(duì)貧困村開展，在實(shí)施過程中提高了瞄準(zhǔn)效率，有利于提高金融扶貧的質(zhì)量。截至2015年底，全國(guó)超過2萬個(gè)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(zhǔn)識(shí)別后提出的金融扶貧政策，只針對(duì)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(zhǔn)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(chǎng)化運(yùn)營(yíng)方式與脫貧攻堅(jiān)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(zhǎng)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(jī)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(huì)和監(jiān)事會(huì)對(duì)資金使用進(jìn)行管理，實(shí)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(huì)特征，通過合作金融形式降低了違約風(fēng)險(xiǎn)，有利于避免正規(guī)金融機(jī)構(gòu)扶貧在市場(chǎng)化運(yùn)營(yíng)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(zhǎng)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(shì)，并且互助資金借款只能用于創(chuàng)收活動(dòng)，有利于通過提高農(nóng)戶的自我發(fā)展能力實(shí)現(xiàn)脫貧增收，真正實(shí)現(xiàn)金融扶貧質(zhì)量提高。為了評(píng)價(jià)互助資金政策的扶貧效果，國(guó)務(wù)院扶貧辦與中國(guó)人民大學(xué)于2010年、2012年和2014年在5省10縣50個(gè)貧困村合作開展了村級(jí)互助資金監(jiān)測(cè)項(xiàng)目，本文基于這一準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究獲得的1082戶微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分模型，實(shí)證檢驗(yàn)了互助資金對(duì)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(bǔ)了正規(guī)金融扶貧政策扶貧質(zhì)量受限的不足。對(duì)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(duì)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(xiàn)綜述

互助資金是中國(guó)貧困地區(qū)農(nóng)村金融扶貧的一種重要?jiǎng)?chuàng)新形式，國(guó)外并沒有與之完全對(duì)應(yīng)的組織機(jī)構(gòu)，國(guó)外學(xué)者也尚未對(duì)此進(jìn)行過專門研究。但互助資金實(shí)質(zhì)上屬于小額信貸的一種，借鑒了國(guó)際上許多發(fā)展中國(guó)家大力推行的小額信貸機(jī)構(gòu)。國(guó)外學(xué)者對(duì)小額信貸與貧困減少方面的研究較多，Haq 等(2010)通過對(duì)亞洲、非洲和拉丁美洲39個(gè)小額信貸機(jī)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(duì)孟加拉國(guó)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(duì)貧困農(nóng)戶家庭收入和食品消費(fèi)具有正向影響，支持了孟加拉國(guó)小額信貸的減貧效應(yīng)。Ab-Rahim 和 Shah(2019)通過準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究方法對(duì)巴基斯坦小額信貸的減貧作用進(jìn)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(guó)家小額信貸對(duì)減貧的影響，結(jié)果表明，一個(gè)人均小額信貸貸款額高的國(guó)家通常擁有較低的貧困發(fā)生率和較高的人均消費(fèi)支出水平，從而證實(shí)了小額信貸在宏觀層面的減貧作用。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)互助資金的研究主要集中在三個(gè)方面：一是互助資金的目標(biāo)瞄準(zhǔn)研究。一些學(xué)者認(rèn)為互助資金具有明確的扶貧目標(biāo)，與傳統(tǒng)財(cái)政資金扶貧模式相比，貧困人口瞄準(zhǔn)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(rèn)為互助資金存在目標(biāo)瞄準(zhǔn)偏離，并未真正瞄準(zhǔn)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(duì)較??；林萬龍、楊叢叢(2012)通過對(duì)四川儀隴互助資金試點(diǎn)的解構(gòu)，認(rèn)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(yùn)行機(jī)制研究。劉西川等(2013)指出互助資金的制度設(shè)計(jì)有效緩解了組織內(nèi)各相關(guān)利益主體的沖突，但存在對(duì)管理者激勵(lì)不足、大戶主導(dǎo)等問題；陳立輝等(2015)認(rèn)為監(jiān)事會(huì)未發(fā)揮應(yīng)有作用，亟需外部監(jiān)督的加強(qiáng)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(dòng)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?，F(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(zhǎng)，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(duì)貧困戶增收作用顯著，而對(duì)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(duì)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(duì)互助資金的短期收入效應(yīng)分析，缺乏互助資金滾動(dòng)使用多輪的長(zhǎng)期效果研究；二是當(dāng)前互助資金對(duì)農(nóng)戶增收的研究多為對(duì)農(nóng)戶收入的綜合影響效應(yīng)，對(duì)影響農(nóng)戶收入渠道的研究不足；三是缺乏對(duì)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(xiàn)的基礎(chǔ)上，做出以下邊際貢獻(xiàn)：一是在分析互助資金對(duì)農(nóng)戶短期收入效應(yīng)的基礎(chǔ)上，考察其使用多輪后對(duì)農(nóng)戶收入的長(zhǎng)期影響，檢驗(yàn)互助資金的動(dòng)態(tài)效果；二是在分析互助資金對(duì)農(nóng)戶綜合收入影響的基礎(chǔ)上，細(xì)化農(nóng)戶收入類型，分析互助資金對(duì)農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)的影響；三是嘗試對(duì)互助資金影響農(nóng)戶收入的作用渠道進(jìn)行分析和檢驗(yàn)。

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(dòng)實(shí)現(xiàn)脫貧增收。結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究和互助資金的實(shí)際開展情況，本文從收入構(gòu)成的角度來分析互助資金對(duì)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(dòng)，因此在收入構(gòu)成方面，不同于傳統(tǒng)的經(jīng)營(yíng)收入、工資收入、財(cái)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?jiǎng)?chuàng)收活動(dòng)分為農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、非農(nóng)經(jīng)營(yíng)收入和工資收入三類，其中，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(yíng)收入主要指農(nóng)戶自雇從事個(gè)體商業(yè)等非農(nóng)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)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。互助資金影響農(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(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)

種養(yǎng)殖業(yè)是中國(guó)農(nóng)村尤其是貧困地區(qū)農(nóng)村的主要經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，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(jī)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(qiáng)度與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率呈現(xiàn)負(fù)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(kuò)大，只能進(jìn)行簡(jiǎn)單重復(fù)和低效率的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，導(dǎo)致收入增長(zhǎng)緩慢，陷入一種低效率均衡狀態(tài)，難以通過資本積累實(shí)現(xiàn)脫貧增收(茹玉等，2015；高楊，2015)?；ブY金的實(shí)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(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，增加良種、化肥、機(jī)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(shí)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(yíng)收入。

(二)使用互助資金有利于促進(jìn)非農(nóng)經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)

農(nóng)民參與非農(nóng)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)不僅是促進(jìn)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(yíng)活動(dòng)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(dòng)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(yíng)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)?；ブY金的實(shí)施緩解了農(nóng)戶的信貸約束，拓寬了資金來源，為農(nóng)戶進(jìn)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(yíng)活動(dòng)或擴(kuò)大非農(nóng)經(jīng)營(yíng)規(guī)模，從而增加非農(nóng)經(jīng)營(yíng)收入。

(三)使用互助資金間接促進(jìn)了工資收入增長(zhǎng)

如前所述，在中國(guó)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(dòng)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(dòng)力投入彌補(bǔ)生產(chǎn)性資本投入的不足，將家庭勞動(dòng)力束縛在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上，導(dǎo)致生產(chǎn)回報(bào)率低下，收入增長(zhǎng)緩慢?；ブY金的實(shí)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(jī)械等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本投入，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)資本對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的替代，促進(jìn)家庭剩余勞動(dòng)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(jìn)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(jìn)非農(nóng)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移三個(gè)渠道幫助農(nóng)戶實(shí)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(dòng)使用，農(nóng)戶可以持續(xù)從中獲得借款用于創(chuàng)收活動(dòng)，有利于資本積累，從而進(jìn)一步拓寬資本使用范圍，激活資源與要素并促進(jìn)優(yōu)化組合，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)效益與增值能力(姜長(zhǎng)云，2013)，幫助農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增收。因此，提出假說3：互助資金對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)具有長(zhǎng)期可持續(xù)性。

互助資金是一種村級(jí)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(duì)非貧困戶面臨更嚴(yán)重的信貸約束，因此，互助資金的實(shí)施有效緩解了貧困農(nóng)戶的信貸約束，可能對(duì)貧困戶的增收效應(yīng)大于對(duì)非貧困戶。但同時(shí)，非貧困戶在資金利用能力上強(qiáng)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(duì)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(guó)務(wù)院扶貧辦與中國(guó)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(cè)項(xiàng)目，該項(xiàng)目遵循嚴(yán)格的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究過程?？紤]到地區(qū)平衡原則和貧困人口分布狀況，項(xiàng)目組選取山東省(東部1個(gè))、河南省和湖南省(中部2個(gè))、四川省和甘肅省(西部2個(gè))5省作為項(xiàng)目實(shí)施省份(1)。項(xiàng)目實(shí)施前，經(jīng)項(xiàng)目省推薦和專家組評(píng)估，每個(gè)省確定了2個(gè)項(xiàng)目縣，每個(gè)項(xiàng)目縣推薦5個(gè)項(xiàng)目備選村。在每縣的5個(gè)項(xiàng)目備選村里，由專家組隨機(jī)選取3個(gè)貧困村作為試點(diǎn)村開展互助資金項(xiàng)目，另2個(gè)貧困村作為對(duì)照村，共計(jì)30個(gè)項(xiàng)目村和20個(gè)對(duì)照村，原則上要求項(xiàng)目監(jiān)測(cè)期限內(nèi)，項(xiàng)目村必須開展互助資金項(xiàng)目，對(duì)照村不得開展。需要說明的是，作為政策試點(diǎn)類的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，項(xiàng)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(jī)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(jī)原則，并且項(xiàng)目村和對(duì)照村的確定是完全隨機(jī)的。項(xiàng)目進(jìn)展過程如下：

2010年8月，在各縣互助資金項(xiàng)目正式啟動(dòng)之前，課題組進(jìn)行了基期調(diào)查，即準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究的事前測(cè)量。基期調(diào)查內(nèi)容包括村級(jí)問卷和農(nóng)戶問卷兩部分，村級(jí)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(jí)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(fèi)、資產(chǎn)和借貸等內(nèi)容。每個(gè)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(gè)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(gè)項(xiàng)目村由于個(gè)別原因未能順利實(shí)施，轉(zhuǎn)為對(duì)照村。2012年7月，項(xiàng)目組對(duì)所有基期調(diào)研農(nóng)戶和村莊進(jìn)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(xiàng)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(xiàng)目村問卷29份、對(duì)照村問卷21份、基期跟蹤樣本1349戶。

2014年7月，項(xiàng)目組進(jìn)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(xiàng)目監(jiān)測(cè)期限的時(shí)間范圍未明確，在第二次跟蹤調(diào)查時(shí)有10個(gè)對(duì)照村在第一次跟蹤調(diào)查結(jié)束后開展了互助資金項(xiàng)目，且1個(gè)項(xiàng)目村在上一次調(diào)查結(jié)束后被撤銷了資格，未再實(shí)施。因此，本輪最終獲得項(xiàng)目村問卷38份、對(duì)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(dòng)，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(shí)農(nóng)戶家庭沒有勞動(dòng)力的樣本戶以及在跟蹤調(diào)查時(shí)由于分家、出嫁、死亡等原因?qū)е录抑袥]有勞動(dòng)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(duì)公共政策或項(xiàng)目實(shí)施效果評(píng)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(cè)變量對(duì)模型的影響，也可以較為準(zhǔn)確地估計(jì)政策沖擊的作用效果(鄧悅、周宇航，2013)。本文監(jiān)測(cè)的互助資金項(xiàng)目于2010年基期調(diào)查結(jié)束后開始實(shí)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(duì)照組。

雙重差分方法的使用通常需要滿足兩個(gè)前提條件：一是處理組與項(xiàng)目組滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，二是個(gè)體處理穩(wěn)定性假設(shè)，即處理組對(duì)對(duì)照組無溢出效應(yīng)。本文在每個(gè)縣選取的項(xiàng)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(duì)照組具有相同的趨勢(shì)。農(nóng)戶借貸資金后主要用于自身創(chuàng)收活動(dòng)，因此不存在處理組對(duì)對(duì)照組的溢出效應(yīng)。由于互助資金實(shí)施時(shí)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(jìn)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(gè)農(nóng)戶t時(shí)期的家庭總收入，也可以表示細(xì)化的分項(xiàng)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(jì)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(duì)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(fù)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(shí)間固定效應(yīng)和個(gè)體固定效應(yīng)，εit為誤差項(xiàng)。

(三)變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

在變量選擇上，本文結(jié)合前人的相關(guān)研究以及實(shí)地調(diào)研情況進(jìn)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(xiàng)收入的對(duì)數(shù)值。由于互助資金只能用于創(chuàng)收活動(dòng)，因此分項(xiàng)收入包括人均農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、人均非農(nóng)經(jīng)營(yíng)收入和人均工資收入。這既考慮了互助資金對(duì)農(nóng)戶家庭總體收入的影響，又可以驗(yàn)證項(xiàng)目對(duì)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(xiàng)目中借款，若是取值為1，否則取值為0。

在其他可能對(duì)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(xiàn)的常規(guī)做法，從三個(gè)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(dòng)力數(shù)量、人均耕地面積、人均生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性固定資產(chǎn)價(jià)值以及能否從私人處借到錢、能否從金融機(jī)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(shí)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(yíng)活動(dòng)開展情況表征非農(nóng)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，選取家庭勞動(dòng)力人均非農(nóng)就業(yè)時(shí)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(jì)情況如表1所示。

五、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2給出了使用互助資金對(duì)農(nóng)戶家庭收入影響的基準(zhǔn)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(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)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(duì)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(jì)水平上顯著為正，這說明互助資金項(xiàng)目的實(shí)施確實(shí)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(duì)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(jì)水平下顯著增加了農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入；第(5)～(8)列顯示了使用互助資金對(duì)農(nóng)戶家庭非農(nóng)經(jīng)營(yíng)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(jì)水平下顯著正向影響農(nóng)戶家庭的非農(nóng)經(jīng)營(yíng)收入和工資收入。由此可見，互助資金的實(shí)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(dòng)，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(yàn)證。

表1 變量與描述性統(tǒng)計(jì)

注：樣本數(shù)量為1082個(gè)，共有三期數(shù)據(jù)，觀測(cè)值數(shù)量為3246個(gè)?？紤]到戶主年齡對(duì)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(shí)放入戶主年齡的平方。

表2 互助資金對(duì)農(nóng)戶收入影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示估計(jì)結(jié)果在1%、5%、10%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為在村莊層面聚類的標(biāo)準(zhǔn)誤，下同。

(二)平行趨勢(shì)與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。如前所述，處理組與對(duì)照組具有相同的時(shí)間變化趨勢(shì)是運(yùn)用雙重差分模型的一個(gè)重要前提。本文采用實(shí)證方式進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。首先，檢驗(yàn)在互助資金項(xiàng)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(shì)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(shì)假設(shè)。其次，借鑒范子英、彭飛(2017)的做法，在基準(zhǔn)回歸模型中加入“縣固定效應(yīng)×年份”變量來檢驗(yàn)借貸農(nóng)戶與未借貸農(nóng)戶是否滿足平行趨勢(shì)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(shì)并未對(duì)本文的研究結(jié)論產(chǎn)生影響，處理組與對(duì)照組滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。進(jìn)一步，為了增強(qiáng)說服力，本文在基準(zhǔn)回歸模型中加入“村固定效應(yīng)×年份”變量來檢驗(yàn)平行趨勢(shì)，回歸結(jié)果如表3第(4)列所示，treat的系數(shù)仍顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了平行趨勢(shì)假設(shè)。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)基準(zhǔn)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(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行了檢驗(yàn)。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(yàn)證了基準(zhǔn)回歸的結(jié)論，即互助資金對(duì)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(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果也較為一致，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是基本穩(wěn)健的。

表3 互助資金對(duì)農(nóng)戶收入影響的模型檢驗(yàn)(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(shí)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(zhǔn)模型一致。

(三)動(dòng)態(tài)效果分析

為了檢驗(yàn)互助資金的動(dòng)態(tài)效果，本文分別對(duì)其短期效應(yīng)和長(zhǎng)期效果進(jìn)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(shí)互助資金項(xiàng)目實(shí)施了兩年時(shí)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(jì)水平上顯著為正，且大于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，說明短期內(nèi)使用互助資金對(duì)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(dòng)使用，就產(chǎn)生了一個(gè)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(xiàng)目村和2012年后被撤銷的項(xiàng)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(yàn)互助資金對(duì)農(nóng)戶收入的長(zhǎng)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(duì)農(nóng)戶家庭的增收效果在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正，說明互助資金項(xiàng)目的長(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)期可持續(xù)性，本文的研究假說3得以驗(yàn)證。

表4 互助資金對(duì)農(nóng)戶收入影響的動(dòng)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(duì)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(duì)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(zhǔn)(人均年純收入2300元，2010年不變價(jià))，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(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)基期標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了調(diào)整)。表5給出了使用互助資金對(duì)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(duì)貧困戶和非貧困戶都有增收作用，但對(duì)貧困戶的作用效果缺乏統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性?？赡艿慕忉屖?，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(qiáng)，因而增收效果更明顯。本文的研究假說4得以驗(yàn)證。

表5 互助資金對(duì)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(yàn)

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(jìn)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(yíng)活動(dòng)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(yíng)活動(dòng)和非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的變量進(jìn)行檢驗(yàn)。

首先，為了驗(yàn)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(jìn)而促進(jìn)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(duì)數(shù)作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的衡量，進(jìn)而分析使用互助資金對(duì)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(duì)農(nóng)戶種養(yǎng)殖業(yè)支出對(duì)數(shù)影響的估計(jì)系數(shù)。結(jié)果顯示，treat的系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正，說明使用互助資金對(duì)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(yàn)證使用互助資金是否通過促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)進(jìn)而增加收入，本文采用農(nóng)戶私營(yíng)活動(dòng)開展情況作為非農(nóng)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的衡量，若農(nóng)戶開展了私營(yíng)活動(dòng)取值為1，否則取值為0，進(jìn)而分析使用互助資金對(duì)非農(nóng)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)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(duì)農(nóng)戶私營(yíng)活動(dòng)開展影響的估計(jì)系數(shù)。結(jié)果顯示，treat的系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)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(yíng)活動(dòng)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(yíng)的概率提高農(nóng)戶收入水平。

最后，為了驗(yàn)證使用互助資金是否通過促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移進(jìn)而增加收入，本文采用農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力人均非農(nóng)就業(yè)時(shí)間作為非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的衡量，進(jìn)而分析使用互助資金對(duì)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(duì)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力人均非農(nóng)就業(yè)時(shí)間影響的估計(jì)系數(shù)。結(jié)果顯示，treat的系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)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(dòng)力進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)的時(shí)間，促進(jìn)了勞動(dòng)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(jìn)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移提高收入水平。

根據(jù)以上對(duì)互助資金增加農(nóng)戶收入影響渠道的檢驗(yàn)，本文的研究假說2得以驗(yàn)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(jìn)非農(nóng)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移三個(gè)渠道幫助農(nóng)戶實(shí)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(shí)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(yùn)用國(guó)務(wù)院扶貧辦與中國(guó)人民大學(xué)于2010年、2012年和2014年在5省10縣50個(gè)貧困村開展的互助資金監(jiān)測(cè)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(duì)貧困村農(nóng)戶家庭的收入效應(yīng)，并通過細(xì)化收入類型，分析了互助資金對(duì)農(nóng)戶不同生計(jì)活動(dòng)的作用。在此基礎(chǔ)上，研究了互助資金的動(dòng)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(duì)貧困村農(nóng)戶家庭總收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，且對(duì)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、非農(nóng)經(jīng)營(yíng)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(duì)互助資金的動(dòng)態(tài)效果進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)無論短期還是長(zhǎng)期，互助資金均有顯著的增收效應(yīng)，但相比短期，長(zhǎng)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(zhǎng)期增收效應(yīng)仍然十分顯著；(3)使用互助資金對(duì)貧困戶和非貧困戶均有增收效應(yīng)，但對(duì)貧困戶的增收作用缺乏統(tǒng)計(jì)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(jìn)非農(nóng)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移三個(gè)渠道幫助農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)增收，提高了農(nóng)戶自我發(fā)展能力，真正實(shí)現(xiàn)了金融扶貧質(zhì)量提高。

針對(duì)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(bǔ)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(qiáng)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(zhǎng)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(duì)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(xiàng)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(yíng)活動(dòng)等組織化扶貧模式，在企業(yè)、合作社等新型經(jīng)營(yíng)主體的帶動(dòng)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(dòng)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(bǔ)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(zhǔn)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(shí)現(xiàn)脫貧增收，不斷提高金融扶貧質(zhì)量。