农村信用互助、农户创业活跃度与共同富裕——基于我国省际面板数据的经验研究

王刚贞 杨梦琦

安徽财经大学，安徽 蚌埠 233030

引言

共同富裕是社会主义的本质要求，是人民群众的共同期盼。实现全体人民共同富裕具有长期性、复杂性和艰巨性[1]。习近平总书记强调共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征。自十八大以来，共同富裕逐步被提升至更重要的位置。打赢脱贫攻坚战、全面建成小康社会，为共同富裕的实现奠定了良好基础。但城乡发展不均衡使农村贫困地区成为共同富裕的短板。共同富裕目标的实现离不开农村经济的发展，关键是鼓励创业和扩大就业，尽可能减少农村闲置和城镇失业人口。农户创业是实施大众创业、万众创新战略的重要举措，是实现共同富裕的有效措施。

在实现全面建成小康社会和迈入新时代的背景下，“三农”工作步入新阶段，其中，鼓励农户创业是关键一环。推动农村人口创业是促进农村产业兴旺的重要途径，对于加快农村经济发展、增加农民收入带动区域就业和实现共同富裕至关重要[2]。但我国正规金融体系难以满足农民创业庞大的资金需求，资金短缺、融资困难成为制约农户创业的瓶颈[3]。农村信用互助区别于农村传统金融组织，以诚信为基础，发挥血缘、地缘和业缘优势，其中心不再局限于为农户提供生活贷款、服务于农户生产，而是通过提供新型农村金融服务和创业服务来解决农户创业的资金不足等问题。一方面，农村信用互助依靠乡土地缘性，充分利用乡村农户之间的人情优势，解决农户创业贷款信息不对称的问题，提高其对金融环境的满意度，增强金融安全感[4]。另一方面，农村信用互助使农户拥有交易成本较低的融资渠道，增强农户融资能力，健全农村信用互助的担保和抵押制度，使更多农户自主创业[3]。

基于上述现状和文献的思考，本文试图探讨两个问题：一是农村信用互助影响共同富裕的作用机制是怎样的，二是农村信用互助是否有效促进了共同富裕。为探究上述问题，首先梳理农村信用互助影响共同富裕的作用机制，选取我国30个省份①我国西藏自治区、香港和澳门特别行政区及台湾地区有关数据缺失严重，故在样本中进行剔除处理。面板数据构建省际共同富裕指数实证研究，并对提出的理论假说进行验证。

一、相关问题研究

（一）关于共同富裕的内涵与测度研究

改革开放以来，随着中国社会生产力的快速发展和社会财富的大规模积累，共同富裕成为中国式现代化的重要目标[5]。共同富裕是指随着生产力的不断发展，人民的物质和精神财富极大丰富，且创造的财富由全体成员共享[6]。其蕴含国强民共富的社会主义社会契约、日益丰富的物质与精神成果由人民共创共享及中等收入群体占主体的社会结构三部分内容[7]。新发展阶段，共同富裕被赋予了新内涵。共同富裕是全体中国人民的富裕，不是一部分人和一部分地区的富裕，是各个方面的富裕，包括物质富裕和精神富裕；共同富裕是渐步发展的富裕，不是一蹴而就的富裕[8]。共同富裕作为社会主义的本质要求，是社会主义本质理论在新时代的赓续和拓新，是对新发展阶段社会主要矛盾发展趋势的深刻把握，是对人类文明新形态的深湛论证[9]。

目前众多学者已对我国现阶段共同富裕的测度进行研究，学者普遍认为共同富裕是多层次多维度的，主要以财富分配指标和收入分配指标来衡量共同富裕发展状况[6]。并将共同富裕的实现分为不同层次，其中包括目标层、核心层、保障层，为实现农村农业共同富裕综合性、平衡性、协调性奠定基础[10]。共同富裕的不同维度方面，多数学者将共同富裕分为富裕程度和发展成果共享两大维度[7]，但共同富裕包括经济维度和社会发展维度，故也可从收入、健康、教育、保障和就业五个维度来衡量[11]。

（二）关于农村信用互助的研究

新中国成立初期，全国范围内鼓励发展合作经济，为信用互助的发展奠定了基础。1951年中国人民银行颁布《农村信用互助小组公约（草案）》后，全国信用互助组织数量日益剧增。工业化迅速发展时期，农村信用互助最核心的任务是为新中国实现工业化筹集资金，农村信用互助体系也随时代变迁而调整和完善。直至2015年，农村信用互助体系已完成基本改制。近十年来，合作社内部的信用互助作为新型农村合作经济发展迅速[12]，对破解农村“金融抑制”、促进乡村振兴、实现共同富裕具有重要战略意义。农村信用互助内生于农村地区，可减少对正规金融监管的依赖，最大限度地降低信息不对称与交易成本，是促进农村金融发展最直接有效的方式。运用农村信用互助业务，可实现农民专业合作社社员之间资金互相融通[13]。农村金融发展存在资金受限和短缺等问题，农户借贷资金需求难以满足，传统金融机构金融排斥现象严重，农户自发加入专业合作社，通过合作社内部信用互助，有效解决了农民小额分散的资金需求[14]。农村信用互助在缓解“三农”融资困境中发挥了重要作用，填补了县域金融服务空白[15]。

（三）关于农村信用互助与共同富裕关系的研究

农村信用互助能否直接促进共同富裕，学界对此已有丰富研究。农村信用互助业务通过直接向农户发放贷款、促进农户生产等方式增加农民收入，进而推动共同富裕。农村信用互助体系更符合农业生产和农民资金需求，使农民可在更短时间内得到贷款，进而在赶农时提高收入水平[16]。也有学者通过实地调研，发现农村信用互助依托产业直接发挥资金互助的助推作用，以农业产业为纽带，借助生产合作的基础，促进农户增收[17]。不少农户将信用互助融资用于专业化生产，有效提高第三产业附加值，进一步提高收入[18]。农村信用互助共生于农民专业合作社，内生于农村社区，最接近农户需求，满足农户金融需求的绩效极高[19]。农村信用互助的独特优势使农户的资金需求得到较大满足，收入水平也得到提高，推动共同富裕在农村的发展。

在大众创新、万众创业背景下，农村信用互助助力农户创业，盘活农村资金，激发农民创业热情，使农户创业日益成为减贫脱贫的动力和促进共同富裕的新力量。学者针对农村信用互助与共同富裕的间接关系展开研究，陈东平和周振认为农村信用互助降低农户创业成本，激发农民创业积极性，提高农民收益，有利于促进农村经济发展，推动共同富裕[20]。彭澎和张龙耀认为农村信用互助与农户创业具有密切联系，二者紧密联系能够有效提升农户融资能力，增加农民收入的同时促进农村经济繁荣发展[21]。并且农村信用互助会为农民创业、就业提供舞台，通过延长农产品产业链，进一步增加农民收入，推动先富农民带动后富农民[22]。农村信用互助不仅可以为创业者和创业意愿者提供资金互助，还能使二者信息共享，激发农户创业潜能，以创业带动就业，以就业带动农民增收[23]。村民依托农村信用互助体系进行有组织、有目的的创业活动，降低创业的盲目性、滞后性、无序性，激活创业动力，为共同富裕的发展奠定基础[24]。

总之，现有文献研究主要集中在共同富裕的概念解读及实现机制等方面，且学者们对共同富裕的概念理解基本一致。对于共同富裕的测度则见解不同，但普遍认为实现共同富裕是一个循序渐进而非一蹴而就的过程。学者们对农村信用互助与共同富裕的关系进行深入研究，普遍得出农村信用互助能直接促进共同富裕，但对作用机制研究有不同结论。众多学者认为农村信用互助为农户创业提供平台，农户创业积极性是实现共同富裕之源，因此农村信用互助能通过提高农户创业活跃度间接促进共同富裕。以上文献为本文研究提供了思路。

二、农村信用互助促进共同富裕的作用机制分析

（一）农村信用互助对共同富裕的直接影响

参照解安等对共同富裕内涵的界定[25-28]，可归纳出共同富裕的两个特征：共同性和富裕性。从共同性来看，农村居民作为共同富裕的重点目标群体[29]，其是否实现共同富裕，是检验农业农村现代化和乡村振兴实现程度的重要标尺[30]。为保证不同群体具有获得公共服务和财产的公平权益，农村信用互助充分发挥资源高效化、生产专业化、成本低廉化[31]等优势，显著缓解了农户、农村小微企业、农村低收入人群等群体借贷、融资性约束，促进农户收入增加。与传统农村金融相比，农村信用互助作内生于农村信用合作社，一定程度上可解决传统从城市到乡村“输血式”商业金融所存在的低效率、高风险、高成本等问题，以及有效解决农户创业、就业、生产过程中的资金短缺和供给短缺问题。同时，农村信用互助建立在自助、平等和公平价值基础上，为农户搭建了平等交流与协作的平台[4]。这也是农村信用互助与一般公司制金融的区别，体现了合作经济的“平等”原则、非市场经济的“效率”原则[32]。农户有平等参与信用互助的机会和权力，可以吸引更多人群参加共同富裕的建设队伍，有利于促进形成“共创共建共享”的共同富裕气氛。

从共同富裕的富裕性来看，当前实现共同富裕的痛点、难点与关键点在于农民和农村富裕。一方面，农村信用互助为低收入群体提供信贷服务，让“草根金融”能够真正服务“草根”[33]，使农村农民迈向富裕之路。另一方面，农村信用互助具有减贫效应，农民专业合作社凭借监督、互助、信用优势，帮助农户增加家庭收入，激发农户内生动力[34]。专业合作社内部信用互助自身也具有辐射带动作用，发挥规模效应的同时，搭建“先富带后富”平台，拓宽农民致富之路。另外，专业合作社内部信用互助可为农户提供专业化指导，不仅能通过促进农业生产提高收入还可通过信用互助获得利息收入，扩大收入渠道。

在新时代背景下，农村信用互助对共同富裕共同性和富裕性两个方面具有直接促进作用，为此本文提出以下假设：

假设1：农村信用互助的发展促进共同富裕。

（二）农村信用互助对共同富裕的间接影响：农户创业活跃度的作用

众多学者研究了农户创业的增收效应，相比农户增收速度，农户创业具有明显的增收效应[35]，拓宽增收渠道的同时，带动其他方面的生产与消费，对促进农村经济增长具有重要作用。农户开展创业活动对扩大就业、缩小收入差距和增加减贫几率具有重要意义，有助于促进共同富裕。农户创业离不开农村信用互助的支持。关于农村信用互助对农户创业活动的影响研究发现，农村信用互助主要通过搭建创业平台[36]、降低信贷约束[37]、提高信用水平[38]等机制促进农户创业。具体而言，从金融机构角度，农村信用互助是新型农村合作金融，相比农村传统金融，农村信用互助凭借“血缘、亲缘、人缘、地缘”“熟人社会”信息优势，以纯信用贷款为主，内生资金使用过程中社员间相互监督和民主管理的风险防范机制[39]，降低了贷款成本和交易成本，满足农户活动生产资金需求；从创业者角度，农村信用互助为农户创业提供创业平台，成立由当地实业家、创业培训机构等牵头的农民创业组织，不仅保证了创业者和创业意愿者的资金互助和信息共享[40]，还有效解决了资金短缺问题；从投资者角度，农村信用互助加强对投资者保护力度，激励广大农户积极加入资金互助社并参与经营管理，建立风险防范与分散机制，降低农业生产风险，确保资金互助的资金安全，提高投资者入社积极性[41]，激发投资者创业热情和创业动力。因此，农村信用互助的发展促进农户创业活动的开展。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设2：农村信用互助通过提升农户创业活跃度促进共同富裕。

三、农村信用互助影响共同富裕的模型构建

（一）模型构建

为检验假设1，构建如下基本模型：

式（1）中，Cmwi,t为省份i在t年份的共同富裕指数；Rmci,t为省份i在t年份的农村信用互助指数；向量Xi,t代表一系列可能对共同富裕产生影响的控制变量；μi表示省份固定效应；δt表示时间固定效应；εi,t表示随机扰动项；α1为待估参数，预期系数显著为正。

为检验假设2，基于基本模型构建如下模型：

具体检验步骤如下：首先，农村信用互助Rmc对共同富裕Cmw进行回归，如式（1）；其次，如式（2）农村信用互助Rmc对中介变量农户创业活跃度Ent进行回归；最后如式（3），农村信用互助Rmc及中介变量农户创业活跃度Ent对共同富裕Cmw进行回归。若γ1不显著，α1、β1、γ2显著，则表示中介变量在农村信用互助对共同富裕的影响中存在完全中介效应；若γ1显著且γ1＜α1，α1、β1、γ2显著，则表示存在部分中介效应。

（二）变量测度与说明

1.被解释变量。共同富裕发展指数（Cmw）。习近平总书记在《扎实推动共同富裕》一文中强调，“共同富裕是社会主义的本质要求，是人民群众物质生活和精神生活都富裕”。实现全体人民共同富裕是为人民谋幸福的着力点，共同富裕可拆分为“共同”与“富裕”两个层面。“共同”强调的是公平性，即实现共同富裕不是一部分人的富裕，而是全体人民的富裕，是缩小区域、城乡与个体之间的差异。共同富裕指标范畴应兼顾效率与公平，“富裕”则强调“效率性”，其中既要包括物质生活的富裕，还要包含精神文化的富足[42]。共同富裕的实现是一个长期的动态发展过程，在不同发展阶段，存在差异和不同的发展层次，具有不同的时代内涵。实现共同富裕需要解决生产力发展不充分的问题，逐步缩小差距。

本文在厘清共同富裕含义和特征的基础上，参照已有文献构建共同富裕指标。对于共同富裕发展水平的测度，邹克和倪青山[26]主要分为收入和平等两个子系统，本文在此基础上分为共同性和富裕性两个方面。借鉴已有文献[25-28]，根据数据的可衡量性和可获得性，结合省际层面数据，从共同富裕的共同性和富裕性两个方面构建2个一级指标，4个二级指标，12个三级标题的共同富裕评价指标体系见表1。为避免人为主观因素带来偏差，对指标采用具有客观赋权的熵值法[43]，首先对指标进行标准化处理，再计算第i年变量j的权重，然后计算指标的信息熵和冗余度，最后计算指标权重并计算综合指标。则为各个省份共同富裕发展指数，记为Cmw。

表1 共同富裕发展指数指标体系

共同富裕的共同性，要求尽可能缩小差距即缩小人群差距和城乡差距。借鉴张金林等的做法，将共同富裕共同性方面分为人群差距和城乡差距[28]。同时参照向云等的做法，将人群差距分为初次分配劳动者报酬比、居民社区养老保险参保率、参加失业保险率；将城乡差距分为城乡人均可支配收入比、城乡人均消费比、城镇化率[44]。

共同富裕的富裕性，要求满足人民衣食住行的同时也满足人民精神上的富裕。物质富裕方面，多数学者以收入进行衡量，本文参照李实等的研究[45]，将物质富裕分为基尼系数、人均生产总值、人均私家汽车拥有量。精神富裕方面，申云等用身体健康、社会认同两方面衡量[46]，李金昌等将其分为文化产业和综合素质提升[47]，本文借鉴雍和明对精神富裕的理解，纳入医疗方面，故本文精神富裕指标囊括医疗、文化和教育三个维度[48]。

2.核心解释变量。农村信用互助发展指数（Rmc）。党的十八大以来，习近平总书记高度重视深化金融改革，完善金融从业人员、金融机构、金融运行，积极探索建立农村新型合作体系。农村信用互助主要在农民专业合作社内部展开业务，以服务农户生产流通为目的，缓解农户融资难等问题。农民专业合作社内部信用互助是置于普惠金融总体框架下，具有普惠金融特质[49]。本文借鉴普惠金融指标体系，将农村信用互助指标体系分为渗透性、可得性和使用性三个方面。陈清华等描述农户参与农村信用互助生产投资活动，采用农村金融机构借款和农村劳动人口数作为变量[50]。本文选用开展内部信用合作的合作社数和参与信用合作的成员数来衡量农村信用互助的渗透性。邹新阳和温涛认为普惠金融的可得性主要通过农村普惠金融业务中信贷和保险来体现[51]，借鉴于此，选用承担国家涉农项目的合作社和成员获得保险赔偿总额两个方面衡量农村信用互助的可得性。李竹薇等将中国农村普惠金融使用情况用农民专业合作社贷款余额来衡量[52]，借鉴于此并加入成员使用互助资金总额作为农村信用互助使用性指标。为有效避免权重确定的主观性，借鉴杜林丰、周玲的研究构建农村信用互助发展指数指标体系[53]，见表2。

表2 农村信用互助发展指数指标体系

3.控制变量。借鉴相关研究，引入政府支出规模、教育发展水平、对外开放水平、产业结构等作为控制变量。政府支出规模采用地方财政社会保障和就业支出与地方财政一般预算支出的比值来衡量，记为Gov；教育发展水平采用受教育年限来衡量，记为Edu；对外开放水平采用外商投资总额取对数来衡量，记为Open；产业结构用农业总产值占第一产业总产值比例来衡量，记为Tis。

4.中介变量。本文以农户创业活跃度作为中介变量。创业是共同富裕的关键，农户是创业致富的重要群体。古家军[54]、温涛[55]等众多学者都认为农户创业可以显著提高农民收入，促进共同富裕的实现。农民专业合作社内部信用互助可以对农户进行就业帮扶，农户依托合作社参与就业培训，为农户自主创业奠定基础。基于以上参考文献以及数据可得性，参考李晓园等的研究，选取乡村个体就业人数与私营企业就业人数之和与年末常住人口之比来衡量区域农户创业活跃度，该比值越大，创业活跃度越高[56]。

5.数据说明。本文选用2015—2020年全国30个省份的平衡面板数据，数据均来源于各省市统计年鉴、国家统计局网站《保险年鉴》《中国统计年鉴》《中国金融年鉴》《中国农村经营管理统计年报》等，部分缺失值采用插值法补齐。数据分析采用Stata16软件，相关变量的描述性统计结果见表3。其中，共同富裕发展指数均值为0.410，最大值为0.686，最小值为0.188，表明我国省域间共同富裕发展水平存在显著差异。同时，农村信用互助发展指数及其三个指标也存在显著差异，表明省域间农村信用互助发展存在非均衡性。

表3 主要变量的描述性统计结果

四、实证分析

（一）相关性分析

表4表示各变量之间的相关性系数，Spearman相关性检验结果如下：共同富裕指数与农村信用互助发展指数及其子维度渗透性、可得性、使用性显著正相关，初步验证了假设1。由表4可以看出，解释变量和控制变量之间相关系数均较小，且方差膨胀因子（VIF）值小于4，可以得出不存在严重的多重共线。

表4 变量相关性检验

（二）基本模型回归结果

Hausman检验结果得出固定效应模型优于随机效应，因此本文选择固定效应模型估计。在列（1）和列（2）中，核心解释变量农村信用互助发展指数的估计系数显著为正，这表明农村信用互助促进了共同富裕发展，农村信用互助影响共同富裕的基准回归结果（见表5）。从农村信用互助的子维度看，渗透性、可得性、使用性均显著为正。党的十九大报告提出乡村振兴战略以来，国家和各级政府把促进农村经济发展作为重点工作，国家鼓励各类实用性人才参与农村信用互助体系的建立，农村信用互助机构也日益增多，均促进了共同富裕；可得性体现了农户对于资金的需求，农村信用互助满足了农户对金融服务的需求，显著促进共同富裕；使用性体现了农户的风险意识和金融知识水平，农户风险意识日益增强，金融素养和信息收集能力不断提高，有助于促进共同富裕。对于控制变量，政府干预对共同富裕的系数值显著为正，说明地方财政社会保障和就业支出对于促进共同富裕具有重要作用。教育发展水平系数显著为正，说明人均受教育年限提高可有效促进共同富裕。对外开放水平系数显著为正，说明对外开放可能会给该地区引进技术和资源，促进共同富裕。农业产业结构系数为负，表明农业结构不合理成为制约共同富裕发展的重要因素，在迈入共同富裕的道路上，需要调整农业结构，加快农业转型。

表5 农村信用互助影响共同富裕的基准回归结果

考虑到面板数据可能出现序列相关问题，本文对数据进行序列相关检验，结果显示模型存在序列相关问题。为修正序列相关问题，采用XTSCC模型进行处理。表6为XTSCC固定效应模型回归结果，结果表明：解决了序列相关等问题之后，农村信用互助仍显著促进共同富裕的发展，这与上述结论基本保持一致，且R2较高，表示该模型具有较高的解释力度。

表6 XTSCC固定效应模型回归结果

（三）稳健性检验

1.内生性问题。本文采取对解释变量滞后一期作为工具变量的方法来缓解可能存在的内生性问题，将农村信用互助发展指数滞后一期，结果见表7，如列（1）所示，农村信用互助发展系数仍显著为正，与前文基准回归结果一致，表明本文选取的工具变量可以控制内生性问题。

2.其他稳健性检验。本文采用主成分分析法和缩尾处理方法进行稳健性检验。表7列（2）表示运用主成分分析法重新测算农村信用互助发展指数并进行回归，表7列（3）表示为消除非随机性对结果带来的影响，采取对主要解释变量前后进行1%的缩尾处理。结果显示，农村信用互助回归系数均在1%的水平下显著为正。这与表5基准回归结果一致，回归结构稳健性得以检验。这表明我国农村信用互助的发展显著促进了共同富裕，则假设1得以证实。

表7 农村信用互助影响共同富裕的稳健性检验

（四）中介效应分析

表8表示的是农户创业活跃度在农村信用互助与共同富裕之间的中介效应检验。表8列（1）证实农村信用互助对共同富裕具有显著正向积极影响，列（2）显示农村信用互助对农户创业活跃度的回归系数显著为正，表明农村信用互助能够促进农户创业活跃度，加入中介变量农户创业活跃度后，农户创业活跃度对共同富裕的回归系数显著为正，如列（3）所示，模型（1）中农村信用互助对共同富裕的影响系数相比模型（3）系数有所上升，表明农村信用互助可通过提高农户创业活跃度间接促进共同富裕的提升，证实了假设2。另外，在其他因素不变的条件下，农村信用互助指数每增加1个单位，共同富裕直接增加0.33个单位，同时会使农户创业活跃度提高0.35个单位，从而使共同富裕间接提升0.20个单位（0.35×0.57≈0.20），总效应提高0.54个单位，农户创业活跃度带来的间接效应在总效应占比约为37%。

表8 农村信用互助影响共同富裕作用机制的检验结果

五、结论与政策建议

（一）研究结论

本文基于中国2015—2020年省级面板数据，围绕共同富裕主要内涵和实现机理，构建省级共同富裕指数的基础上，采用面板固定效应模型和中介效应模型实证分析农村信用互助对共同富裕的影响机制，主要结论如下：第一，农村信用互助及渗透性、使用性、可得性程度对共同富裕具有显著的正向促进作用，经过内生性检验、缩尾效应、更换变量等多种稳健性验证后，以上结论仍然成立；第二，农村信用互助提高农户创业活跃度间接推动共同富裕，这与当前国家鼓励“大众创业、万众创新”的背景相符合，农户创业有利于提高农户收益水平，促进农业产业转化升级，增加农民收入，对实现共同富裕具有重要意义。

（二）政策建议

第一，加强农村信用互助体系建设。首先，进一步完善农村信用互助基础设施建设，重点推动技术创新和提高规模效应，深化农村金融服务，为农村信用互助的发展奠定基础。其次，加强政府鼓励和支持作用。目前农村依然是现代化建设中最薄弱的环节，各级政府要加大对农村信用互助业务的引导扶持、分类评级和规划促进力度。最后，依托农村信用互助帮助农民专业合作社提高社会性资本，运用农村文化资源，开展宣传和培训等活动，塑造合作社内部合作共赢的意愿，实现组织内部资源优化。

第二，鼓励农户创业，推动农户就业，先富带动后富，充分发挥农户创业活跃度在农村信用互助促进共同富裕中的积极作用。首先，积极引导返乡务农人员根据所学长处积极从事乡村创业活动，以创业带动农户就业，辐射当地农户致富。另外，农户创业参与度和创业意识仍有提高空间，需加大对农户金融知识、创业意识的培养与普及，多渠道、多方面、多样化开展金融教育与创业教育培训，开展线上线下创业培训活动，促使农户消化吸收创业知识，以认识自身不足和纠正自身偏差。

第三，创新农村信用互助模式。目前，农民信用互助资金仍较短缺，不能满足农业持续性发展、农业规模发展、农户资金需求。需结合当地实际情况，借助银行资源优势，发挥合作社“乡土优势”，实现规模化、创新化运作，注重与当地金融办对接，采用有效精准的策略。