非正规金融对农村家庭收入、消费水平的影响分析
——基于对江苏1202户家庭的调查
2016-11-15张宁张兵秦晓晖陆磊
张宁，张兵，秦晓晖，陆磊
（1.南京农业大学金融学院，江苏南京210095；2.西南交通大学经济管理学院，四川成都610031；3.南京农业大学江苏农村金融发展研究中心，江苏南京210095）
非正规金融对农村家庭收入、消费水平的影响分析
——基于对江苏1202户家庭的调查
张宁1，3，张兵1，2，秦晓晖1，陆磊1
（1.南京农业大学金融学院，江苏南京210095；2.西南交通大学经济管理学院，四川成都610031；3.南京农业大学江苏农村金融发展研究中心，江苏南京210095）
分析非正规金融对农村家庭收入及消费的影响机理，并基于微观调研数据，利用工具变量分位数回归法（IVQR）进行实证检验，同时采用match估计平均处理效应的方法测算非正规金融对家庭收入及消费水平的影响程度，结果表明：虽然非正规金融借款主要用于生活消费，但其仍通过减少家庭消费资金对生产投资资金的挤占间接增加了家庭的生产投资支出，进而对家庭的收入和消费均具有显著的正向作用；由于非正规金融的存在，所有样本家庭平均增加的纯收入和消费支出分别为507.17元/人和661.37元/人，占其纯收入和消费支出均值的比重分别为2.68%和4.68%；对于向非正规金融市场借款的家庭，其所增加的纯收入和消费支出分别为528.33元/人和712.54元/人，占纯收入和消费支出均值的比重分别为2.79%和5.04%。
非正规金融；收入与消费；农村家庭；match估计
一、引言
非正规金融（informal finance）是指处于中央货币当局或金融市场当局监督之外发生的金融交易、贷款和存款［1］。当农村家庭有资金需求时，其可以向正规金融机构（包括农信社、农合行和农商行，新型农村金融机构等）借款，如果受到正规金融机构排斥，或者基于时滞、交易成本等因素的考虑，其也可以选择从非正规金融市场（包括亲戚、朋友，民间放贷人等）借款①调研过程中发现，农村家庭将非正规借款中除了亲戚借款，都称为朋友借款，与当地居民及信贷员深入访谈发现，所谓的“朋友”包括民间放贷人等非正规金融形式，但由于本文是从需求者的角度进行分析，因此，对借款来源未作更详尽的说明。。当农村家庭有闲置资金时，其可以存入银行，也可以借给亲友用于生产或消费。家庭在非正规金融市场上借出资金可能是主动行为，也可能是被动行为；已有研究表明，借出用于生产投资的高息（相对于银行利率）借款通常是家庭的主动行为，而借出用于生活消费的零息借款则通常是家庭的被动行为，属于亲友之间的道义相助［2］。非正规金融通过降低服务门槛提高了农村家庭的信贷可获性［3］。不管是过去还是现在，非正规金融始终是我国农村家庭融资的最主要来源［4-8］。然而也有学者指出，农村正规金融在满足生产发展特别是非农生产发展的需要方面发挥了重要作用，而基于社会资本的非正规金融则主要是对于缓冲收入的冲击起着较为重要的作用［9］。那么，非正规金融能否起到提高农村家庭收入及消费水平的作用？同时，也有学者认为，借款如果不是用于生产投资，而是用于教育、医疗等消费，则对家庭的收入并无影响②参考已有文献，本文“生产投资”包括非农生产投资（指个体工商经营等方面的投入）和农业生产投资（指种养业投入）；“消费”包括购买生活消费品、教育、医疗、购建房和婚丧嫁娶等项支出。［4］。那么，家庭借款真的只有用在生产投资方面才能提高收入吗？在非正规借款中比重较大的生活消费性借款能否通过减少生活消费资金对生产投资资金的挤占来提高农村家庭收入？对于借出资金的家庭，高息非正规借款可以提高其收入，那么零息非正规借款是否会降低其消费、挤占其生产投资资金，进而影响其收入、消费水平？进一步地，如果非正规金融能够提高农村家庭的收入、消费水平，那么程度究竟有多大？
围绕以上问题国内学者进行了有益探索。例如，唐礼智［10］用宏观统计数据实证检验了非正规金融对农村家庭收入的影响，结果表明农村非正规金融和正规金融与农村居民的纯收入之间均存在稳定的正向关系，并且非正规金融在促进农村家庭增收的效率上要高于正规金融。得出类似结论的还有李锐、李宁辉［11］，高燕［12］，马光荣、杨恩艳［13］等。赵丙奇［14］、洪正等［15］、程昆等［16］学者还分析了非正规金融提高农村家庭收入、消费水平的关键因素，认为声誉约束机制、组织化、社会网络等是使得非正规金融高效率的关键因素。另外，关于非正规金融市场上农村家庭资金供给行为，张兵、陈涔［2］基于调研数据分析了非正规金融市场上农村家庭的资金供给行为特征，认为家庭有息供给决策重视需求方经济状况和资金的收益性，无息供给决策则更关注的是“关系”。
然而，已有文献虽然实证检验了非正规金融对农村家庭收入的积极影响，探讨了非正规金融提高收入、消费水平的关键因素，但并未对其影响机理进行较详尽的分析与检验，尤其是生活消费性借款是如何影响农村家庭收入的；同时，张兵、陈涔［2］等学者虽然分析了家庭供给行为特征，但并未进一步分析其行为的收入、消费影响；此外，已有文献也没有对非正规金融收入、消费影响程度的测算做出尝试。与已有研究不同，本文同时考虑资金供给方和需求方，通过对借款按照用途进行分类，利用工具变量分位数回归法（Instrumental Variable Quantile Regression，IVQR）检验非正规金融对农村家庭收入和消费的影响，并利用match估计（matching estimators）平均处理效应（average treatment effects）的方法测算影响程度。分位数回归对异常值和异方差等违背最小二乘法假定的情况具有较强的抗耐性，回归结果的稳健性强于OLS回归方法［17］，而工具变量分位数回归方法同时解决了内生性和异质性问题［18］。
二、理论分析
信贷配给理论认为，受到正规金融信贷配给的农村家庭并不是因为无法承担使得正规金融机构利润最大化的利率，而是正规金融机构基于道德风险及逆向选择问题的考虑使得市场实际资金供给满足不了有效需求造成的［19］。由此可以推断，基于农村社会网络的非正规金融市场由于信息较充分，服务门槛较低，在正规金融市场上受到信贷配给的家庭资金需求可以从非正规金融市场得到满足，非正规金融提高了农村家庭的信贷可获性［20］。由于正规金融市场信息不对称，且家庭以生产的名义借款较容易，因此生活用款挤占生产用款的现象普遍存在；而在非正规金融市场上，基于血缘、地缘、业缘的关系使得市场信息较充分，借出资金的家庭一般对资金的用途较明确，且其道义小农的属性使得市场上生活消费借款通常不收利息，而其理性小农的属性又使得生产投资借款一般收取高息［21］。
当农村家庭有资金需求时，其可以向正规金融机构借款，如果受到正规金融排斥，或者基于时滞、交易成本等因素的考虑，也可以选择从非正规金融市场借款［21］。由于非正规金融提高了居民的信贷可获性，对家庭的收入可能会有促进作用。然而，非正规金融是否能够提高借款家庭的收入还取决于资金的用途及利息。如果借款是用于生产投资，那么借入高息非正规借款的家庭或者是受到正规金融排斥，或者是基于交易成本的考虑，因此，高息非正规借款可能提高了其收入①此处隐含一个前提假设：非正规借款者是理性的，借入非正规高息借款能够提高其收入（相对于不借款），或能够降低其损失。，同时也可能提高其所雇用工人收入②调研发现，借入非正规高息借款的农村居民多为小微企业老板，所雇用工人基本为本村居民。；如果借款是用于生活消费，那么借入零息非正规借款的家庭只需要还本（借入正规借款还需要付息），也不需要挤占生产投资资金用于消费③需要补充的是，由于生产投资是有周期的，因此消费资金并不一定能够挤占生产资金，如家庭已经将盈余资金投入某项生产投资，生产投资周期内资金无法回笼，那么在生产投资期间发生的医疗等意外支出可能会从外部借入。，因此，用于生活消费的零息非正规借款仍可能提高借款家庭收入。
鉴于非正规金融借款主要为生活消费性借款，以下重点分析生活消费性借款对农村家庭收入和消费的影响。Singh等［22］在系统地讨论多种农户模型的基础上认为，是否能够获得借款对农村家庭生产和消费行为具有显著影响。与市场上其他生产或消费主体相同，农村家庭的生产和消费决策同样是以家庭效用最大化为目标。下图描述了农村家庭在一笔刚性消费支出发生前后家庭收入及生产投资水平的变化。
图1农村家庭生产投资—消费决策模型
图1中，横轴表示第1期农村家庭的收入及生产投资水平，纵轴表示第2期农村家庭的收入及生产投资水平，Y1Y2和Y1′Y2依次表示产生一笔刚性消费支出B前后的家庭投资预算约束线，U1和U1′依次表示B支出前后家庭投资偏好无差异曲线，I1和I1′依次表示B支出前后家庭第1期投资水平，Y2和Y2′分别表示B支出前后家庭第2期收入水平。在第1期，U1和Y1Y2的切点为家庭的生产投资最优点；在没有借贷支持的条件下，刚性消费支出B使得家庭当期生产投资最优点变为U1′和Y1′Y2的切点，由于当期家庭生产投资水平由I1降至I1′，相应地，下期产出水平下降，家庭收入由Y2降至Y2′。如果家庭通过借入消费性借款来消除消费资金对生产投资资金的挤占，那么家庭当期的生产投资支出及下期的收入水平将恢复至I1和Y2，由于收入水平决定消费水平，因此，下期消费水平也将提高。
当农村家庭有资金盈余时，其可能存入正规金融机构获得利息，也可能借给非正规金融市场资金需求者用于生产投资，从而获得高于正规金融机构存款的利息，最终非正规高息借款提高了其收入水平。如果该家庭基于道义，将盈余资金借给需要的家庭用于消费，那么，如果借出的资金并未挤占其生产投资资金，非正规零息借款可能并没有降低其收入水平。
从本质上讲，家庭提高的收入来源于两个方面：第一是非正规金融使得一些原本（仅有正规金融的情况下）实现不了的生产投资得以实现；第二是非正规金融使得一些原本是由正规金融机构获得的收入（存贷款利息差）转移到了农村家庭手中（家庭之间直接借贷）。
此外，非正规金融还可以通过降低农村家庭的流动性偏好来提高其收入和消费水平。在信贷配给较为严重的农村地区，农村家庭及小微企业由于融资难而具有较强的流动性偏好，倾向于多储蓄［23］、少投资和少消费［24］；进而使得地区资金外流现象明显，经济发展缓慢，不利于家庭收入增加及小微企业发展，导致其融资难，多储蓄、少投资和少消费，地区资金外流，如此恶性循环。然而，非正规金融（尤其是亲友间融资）这层安全网的存在降低了农村家庭的流动性偏好，促进其消费和投资，进而缓解农村资金外流（或信贷配给）现象。综上所述，非正规金融不仅可以通过直接增加农村家庭的生产投资支出，减少生活消费资金对生产投资资金的挤占以及使其获得利息收入，还可以通过降低家庭的流动性偏好，增加收入和消费。
三、实证设计
（一）模型构建与变量选择
1.非正规金融影响农村家庭收入的检验
（1）模型构建
由于传统的OLS模型估计只能得到各个自变量对因变量的期望值的影响，却无法分析各个自变量对因变量的分布规律的影响，为此Koenker和Bassett［25］构建了分位数回归模型（quantile regression）。该模型假定因变量条件分布的分位数是自变量的线性函数，进而构建因变量的分位数回归，得出自变量对因变量分位数的影响。为了考察不同分位数上非正规金融对农村家庭收入水平的影响差异，本文构建如下回归模型：
式（1）中，Incomei表示家庭的收入水平；Xi为影响家庭收入水平的各因素，包括非正规融资情况；βθ为系数向量；Quantθ（Incomei|Xi）表示Incomei在给定X的情况下与分位点θ（0＜θ＜1）对应的条件分位数［26］。与θ对应的系数向量βθ是通过最小化绝对离差（LAD）来实现的，即：
通过bootstrap密集算法技术对分位数回归系数进行估计，即通过不断地进行有放回抽样而获得样本的置信区间，从而对系数加以推断［27］。然而，农村家庭在非正规金融市场上的融资行为可能会受到其收入水平的影响，因此模型存在内生性问题，使用式（2）得到的分位数回归系数估计值可能是有偏的。鉴于此，我们参考Chernozhukovm和Hansen［18］利用工具变量法（IV），通过建立工具变量分位数回归模型（IVQR）来解决收入方程中存在的内生性问题。
（2）变量选择
1）被解释变量（Income）。由于农村家庭借入非正规生产性借款和正规借款是需要付利息的，因此，本文选择2010—2011年“家庭年度纯收入”均值作为模型的被解释变量，而非家庭总收入。
2）解释变量（X）。①家庭融资：基于前文对非正规金融影响的理论分析，本文选择样本期间“是否借出非正规消费性借款”、“是否借出非正规生产性借款”、“是否借入非正规消费性借款”和“是否借入非正规生产性借款”作为家庭融资变量，以考察农村家庭在非正规金融市场上借入和借出资金，以及不同用途借款对其收入的影响，此外，还包括变量“是否借入正规借款”；②家庭特征：参考已有研究，影响收入的家庭特征主要包括户主特征、劳动力占比、主要收入来源、资产和耕地面积［28］；③村庄特征：非正规金融可以通过为经营小微企业的农村家庭提供资金来增加其雇佣工人收入，因此，本文将家庭所在村庄“小微企业数目”与“户均非正规借款额”（衡量村庄非正规金融发展规模）的交互项也作为模型的解释变量，同时，由于农村家庭所在村庄的经济发展水平对其收入也是有影响的，因此加入变量“户均收入水平”。此外，模型中还包括地区虚拟变量。
3）工具变量
在选择工具变量之前，我们使用Hausman检验对模型中变量的内生性进行识别，结果表明，“是否借入非正规消费性借款”和“是否借入非正规生产性借款”为内生变量。参考已有研究，选择农村家庭至其能借入资金的亲友家庭距离（公里）作为“是否借入非正规消费性借款”的工具变量［28］；由于非正规金融市场利率会影响农村家庭生产性借款决策［29］，但与家庭自身能力基本无关，符合对工具变量选取的要求，因此我们选择农村家庭所在村非正规高息借款利率作为“是否借入非正规生产性借款”的工具变量。
2.非正规金融对农村家庭收入、消费影响程度的测算
鉴于传统的OLS模型存在选择性偏差问题，本文参考Abadie A［30］的研究，采用match估计平均处理效应的方法来测度非正规金融对农村家庭收入消费水平的提高作用。
对于任何农村家庭i，i=1，……，N，令｛｝Yi（0），Yi（1）代表两个潜在的产出：Yi（1）代表向非正规金融市场融资时的产出，Yi（0）代表没有向非正规金融市场融资时的产出。如果两者都可以观察得到，那么非正规金融对家庭i产出的影响就是Yi（1）-Yi（0）；然而家庭i不可能同时处于这两种状态，现实中我们只能观察到二者之一。令观察到的产出为Yi，则：
式（3）中，Wi表示家庭i样本期是否向非正规金融市场融资（融入或融出）。
本文重点关注的是非正规金融的存在对全体农村家庭的平均处理效应，即总体平均处理效应（population average treatment effect，PATE）和样本平均处理效应（sample average treatment effect，SATE），其表达式分别为：
类似地，可以定义向非正规金融市场借款的农村家庭的总体平均处理效应（population average treatment effect for the treated，PATT）和样本平均处理效应（sample average treatment effect for the treat⁃ed，SATT），其表达式分别为：
对特征变量X的子集中的x，假设如下条件是成立的，①在条件X=x下，W独立于（Y（0），Y（1））；②对某个c＞0，c＜P（W=1|X=x）＜1-c。为标准欧几里得空间中的向量范数，且令j（mi）为满足Wj=1-Wi以及的下标j，其中1｛g｝为示性函数（indicator function），即括号中表述为真时，取值为1，否则取值为0。也就是说，j（mi）所代表的就是变量“是否向非正规金融市场融资”的取值与家庭相反的农村家庭中，就特征变量X而言，与这个家庭最接近的第m个家庭。
与家庭i最匹配（match）的前M个家庭用JM（i）表示，则JM（i）=｛｝j1（i），…，jM（i）。在为某个家庭寻找M个匹配（match）对象的情况下，家庭i作为其他家庭匹配对象的次数之和用KM（i）表示，在匹配的过程中，每一个样本都是可以多次使用的，即同一个家庭可以作为其他多个家庭的匹配对象。
简单match模型预期的潜在产出估计量如下：
从而得到平均处理效应的估计量：
对于向非正规金融市场融资的农村家庭，其平均处理效应的估计量为：
一般情况下，简单match估计结果的偏差较大，尤其是在特征变量X较多的情况下，其偏差太大。为了解决该问题，学者们提出了基于偏差修正的估计量。例如Abadie A［30］提出的估计量可以渐近地消除条件偏差，其偏差修正match估计量具体表述如下：
则平均处理效应（average treatment effects）的偏差修正估计量为：
对于向非正规金融市场融资的家庭，其平均处理效应的偏差修正估计量为：
方差的估计方法参见Abadie［30-31］。在本文的研究过程中，只估计了样本方差，并考虑了异方差的影响。由于本文此处拟分析非正规金融对农村家庭收入及消费水平的影响，因此，模型中的产出是指家庭收入及消费水平；家庭特征变量X包括各类影响其收入，进而影响消费水平的相关因素，在本文中，X与分位数回归模型中的解释变量相同，但并不包括非正规融资变量，即是否借出非正规消费性借款、是否借出非正规生产性借款、是否借入非正规消费性借款和是否借入非正规生产性借款（具体见表2）。
（二）数据来源与样本统计
本文数据来源系“江苏农村金融发展报告”课题组于2012年对江苏农村家庭生产经营行为的入户调查。实地调查共包括41个镇（乡），80个村，1202户家庭。在1202户样本中，2010—2011年共有595户家庭发生过借款行为。其中，发生非正规借款的达401户，共发生借款757笔。可以说，对于大部分农村家庭，非正规借款是其主要融资形式。同时，统计数据还显示，在非正规借款中，零息非正规借款的比重较高息非正规借款更大，零息非正规借款笔数和户数占比分别为59.18%和74.26%（见表1）①调研发现，农村非正规金融市场仅包括两类借款，一类为零息借款，多用于消费方面（教育、医疗、购建房、购买耐用品等）；另一类为利率高于同期银行贷款利率的高息借款，多用于生产方面（包括购买农用机械、个体工商投资等）。因此，本文将非正规借款分为零息借款和高息借款进行讨论。所调查的1089笔借款中，正规借款加权平均月利率为0.92%；非正规借款加权平均月利率为0.57%，其中高息借款为1.96%。。由苏北、苏中和苏南的子样本统计数据可以得出同样的结论。
表1家庭借款情况统计（2010—2011年）
对借款用途进行统计，发现正规借款主要用于农业及非农生产投资，非正规借款则更多是用于生活消费方面。进一步地，高息非正规借款中有83.37%是用于家庭非农生产投资方面，而零息非正规借款中用于生活消费的笔数占比达94.57%。前文所构建模型具体变量说明及其统计特征见表3。
表2变量统计
四、实证结果
（一）非正规金融对农村家庭收入的影响机理检验
利用工具变量分位数回归法，第25个、第50个、第75个和第90个分位点的回归结果具体见表3。从回归结果可以看出，在农村家庭收入水平的不同分位点上，是否借出非正规消费性借款的回归系数均不显著，主要原因是，农村家庭基于道义借出的零息消费性借款是以不影响其生产投资支出为前提的，因此对收入水平并无显著影响；而其他各类借款行为对农村家庭收入水平不同分位数的影响系数具有明显差异，具体体现在以下几个方面：
1.是否借出非正规生产性借款
各分位点的回归结果显示，借出非正规生产性借款对农村家庭收入水平的提高具有显著促进作用，并且呈倒“U型”。当农村家庭收入水平低于第75个分位点时，其借出非正规生产性借款会进一步提升其收入水平（见表3）。
2.是否借入非正规消费性借款
当收入水平在第25个和第50个分位点时，借入非正规消费性借款对家庭收入的提高具有显著的促进作用；而在第75个和第90个分位点时，对收入水平的影响并不显著。这表明，对于收入水平较低的农村家庭而言，借入非正规消费性借款可以减少生活消费资金对生产投资资金的挤占，从而促进收入水平的提升；而对于收入较高的家庭而言，可能并不存在生活消费资金对生产投资资金的挤占现象，因此是否借入非正规消费性借款对其收入水平的影响并不显著（见表3）。
3.是否借入非正规生产性借款
总体来看，对收入水平较低的农村家庭而言，借入非正规生产性借款对收入水平的提升作用较大。主要原因是，由于农村非正规生产性借款的利息是高于银行贷款利息的，因此，对于从正规金融市场借款较容易的高收入家庭来说，更倾向于借入正规借款；而对于较易受到正规金融排斥的低收入家庭而言，非正规金融市场是其融入生产资金的主要渠道（见表3）。
4.是否借入正规借款
工具变量分位数回归结果表明，在收入的第75个和第90个分位点时，借入正规借款对农村家庭收入水平具有显著的提升作用；而在收入的低分位点时影响并不显著。这说明，与收入较低的农村家庭相比，正规金融对高收入家庭收入的影响更大（见表3）。考察当地小微企业数目与户均非正规借款额交互项的回归系数发现，在收入水平的第25个和第50个分位点时，所在村小微企业数目越多、非正规金融规模越大，农村家庭的收入水平越高；而在高分位点时，影响并不显著。主要原因是，非正规金融对小微企业生产发展具有支持作用，而在小微企业打工往往是低收入家庭的主要收入来源之一。此外，其他变量的回归结果表明，教育程度、主要收入来源、资产及所在村居民收入水平对农村家庭收入的影响显著：受教育程度、家庭资产和所在村居民收入水平对家庭收入水平的提高影响显著；以个体工商业为最主要收入来源的家庭收入显著高于以种养业为最主要收入来源的家庭（见表4）。
表3模型估计结果
表4 match模型的估计结果
（二）非正规金融对农村家庭收入及消费影响程度的测算
从表5可以看出，不论是对于所有样本家庭，还是对于向非正规金融市场借款的样本家庭，非正规金融对农村居民的纯收入以及消费支出的影响均为正，并且通过了显著性检验。由此可见，作为农村居民的重要融资渠道，虽然农村非正规金融主要用于生活消费，但其通过降低家庭消费资金对生产资金的挤占，促进了农村家庭的生产投资，进而对收入及消费的提高产生了积极作用。用于生产投资用途的非正规借款直接提高了农村家庭的生产投入，对家庭收入和消费水平显然也具有促进作用。
表5非正规金融对家庭收入消费的增加效应
从表5可以看出，由于非正规金融市场的存在，所有样本家庭平均所增加的纯收入和消费支出分别为507.17元/人和661.37元/人，占其纯收入和消费支出均值的比重分别为2.68%和4.68%；对于向非正规金融市场借款的家庭，其所增加的纯收入和消费支出分别为528.33元/人和712.54元/人，占纯收入和消费支出均值的比重分别为2.79%和5.04%。
五、结论与政策启示
本文通过对农村家庭借款按照用途进行分类，实证检验了非正规金融对农村家庭收入及消费的影响，并对影响程度进行了测算。得出以下主要结论：第一，农村家庭借出非正规消费性借款并不会影响其生产，进而不会降低其收入水平；第二，由于农村非正规金融市场上的生产性借款是收取高利息的，因此，借出非正规生产性借款对收入水平的提高具有显著促进作用；第三，对于收入较低的农村家庭而言，借入非正规消费性借款可以减少生活消费资金对生产投资资金的挤占，从而促进收入水平的提升，而对于收入较高的家庭而言，可能并不存在生活消费资金对生产投资资金的挤占现象，因此借入非正规消费性借款并不会提高其收入水平；第四，相对于收入较高的农村家庭，借入非正规生产性借款对收入较低的家庭收入水平的提升作用更大；第五，与收入较低的农村家庭相比，正规金融对高收入家庭收入的影响更大；第六，非正规金融对家庭的收入和消费均具有显著的正向作用，由于非正规金融的存在，所有样本家庭平均所增加的纯收入和消费支出分别为507.17元/人和661.37元/人，占其纯收入和消费支出均值的比重分别为2.68%和4.68%；对于向非正规金融市场借款的家庭，其所增加的纯收入和消费支出分别为528.33元/人和712.54元/人，占纯收入和消费支出均值的比重分别为2.79%和5.04%。
由于农村地区普遍存在信贷配给现象，资金外流成为常态，新型农村金融机构及网点在服务对象上与传统金融机构并无明显差异性，新增金融机构及网点在选择借款人过程中普遍存在“搭便车”现象（为降低搜集信息的成本，倾向于服务已有金融机构的服务对象，同时可以降低风险）。然而非正规金融具有内生性金融的本土化性质，非正规金融市场信息不对称程度低，运作机制灵活，随着农村经济的发展而发展，其存在与当地的生产力发展水平相适应，在有效作用边界内能够缓解农村家庭融资难及资金外流现象，提高农村家庭收入及消费水平。我们认为，在正规金融服务难以提高覆盖面、非正规金融未超出其自身服务边界（主要指其服务半径需较小以保证社会网络、声誉约束机制有效）的前提下，允许和引导非正规金融市场发展（如互联网技术的应用）不失为发展普惠金融的一条有效路径。
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（责任编辑 余敏）
F832.43
A
1671-511X（2016）05-0091-10
2016-02-08
国家自然科学基金青年项目“农村非正规金融的收入效应及其正规化研究”（71403124），江苏高校哲学社会科学研究项目“市场导向下农村金融改革中政府作用研究”（2015SJD091），南京农业大学中央高校基本科研业务费人文社会科学研究基金项目（SKPT2015027，KJQN201565，SKCX2016007）成果之一。
张宁，管理学博士，南京农业大学金融学院讲师，硕士研究生导师，研究方向：农村金融。
