胡杰，羅劍朝, ，萬素晨，羅博文

（1. 西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100；2. 陜西省農(nóng)村金融研究中心，陜西 楊凌 712100）

長期以來，農(nóng)戶“抵押難”“擔(dān)保難”“貸款難”問題一直未得到有效解決，而聯(lián)保貸款作為破解農(nóng)戶擔(dān)保難問題的有效工具，將在一定程度上破解由抵押難、擔(dān)保難所致的貸款難問題[1]。對農(nóng)戶而言，彼此交往頻繁，相互熟悉，且對彼此經(jīng)濟情況、道德品行和信用情況十分了解，可自由組成聯(lián)保小組以申請貸款；對金融機構(gòu)而言，可節(jié)約貸前調(diào)查成本，緩解與農(nóng)戶間的信息不對稱[2]。近年來，國家先后出臺建立和完善聯(lián)保貸款相關(guān)政策法規(guī)，如《農(nóng)村信用合作社農(nóng)戶聯(lián)保貸款管理指導(dǎo)意見》《農(nóng)村信用社農(nóng)戶聯(lián)保貸款問題指引》等文件，為農(nóng)戶聯(lián)保貸款的實施提供了政策依據(jù)。然而，我國于二十世紀九十年代便引入了農(nóng)戶聯(lián)保貸款，但農(nóng)戶聯(lián)保貸款在一些地區(qū)事實上已處于“半流產(chǎn)”狀態(tài)，實際運行發(fā)展很不理想，而農(nóng)戶聯(lián)保貸款的擔(dān)保方式在實踐中也并不順利[3]。究竟是哪些因素影響農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿，如何促進聯(lián)保貸款進一步發(fā)展，已成為亟待解決的新焦點。針對影響農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿因素進行實地調(diào)查和實證分析，為政府部門和金融機構(gòu)解決農(nóng)戶融資難題提供依據(jù)和參考，以此進一步破解農(nóng)戶融資難題，從而對我國三農(nóng)事業(yè)發(fā)展具有重要意義。

聯(lián)保貸款起源于國外，國外學(xué)者對農(nóng)戶聯(lián)保貸款的研究已有較長時間，在理論和實踐上都具有一定基礎(chǔ)。國外學(xué)者普遍認為農(nóng)戶聯(lián)保貸款具有橫向監(jiān)督、降低外部貸款人監(jiān)督成本[4]等功能，小組成員利用信息優(yōu)勢可獲得成員私人信息[5]，從而進行信息甄別，實現(xiàn)自我選擇[6]。在聯(lián)保機制下，違約借款人會受到社會懲罰[7]，而這種懲罰會增加貸款者的違約成本[8]，降低小組成員的違約風(fēng)險[9-10]，從而提高擔(dān)保團體還款率[11]。如果聯(lián)保貸款中小組成員居住集中且文化背景相近，借款人與社會外界關(guān)系則被視為一種刺激其償還貸款的抵押品[12]，且這些對外關(guān)系在一定程度上可提高借款人還款效率[13]，從而實現(xiàn)帕累托改善[14]，增加農(nóng)戶家庭收入，緩解農(nóng)戶信貸配給[15]，但仍存在農(nóng)戶集體違約風(fēng)險[16]。

我國學(xué)者一直普遍關(guān)注農(nóng)戶聯(lián)保貸款的可行性和借款人違約風(fēng)險。在農(nóng)戶聯(lián)保貸款的可行性研究中，趙巖青和何廣文[17]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶聯(lián)保貸款在實際中可行性較低，即金融機構(gòu)甄選農(nóng)戶客戶群體時會出現(xiàn)“扶富不扶貧”現(xiàn)象，可能原因是聯(lián)保貸款在制度設(shè)計上存在一系列問題。相反，鄭毓盛和于點默[18]認為聯(lián)保貸款可以為傳統(tǒng)金融市場不能覆蓋到的貧困人口提供資金支持。在農(nóng)戶聯(lián)保貸款中，聯(lián)保農(nóng)戶既是保戶又是被保戶，很容易出現(xiàn)推諉責(zé)任[19]、還款表現(xiàn)欠佳[20]、策略性違約[21]、集體違約[22]等問題。

在農(nóng)戶聯(lián)保貸款的借款人違約風(fēng)險研究中，陳言和史建平[23]發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶會因自身問題、聯(lián)保小組內(nèi)部矛盾和小額貸款機構(gòu)的問題而違約。經(jīng)濟發(fā)展水平會使小組成員之間借貸需求出現(xiàn)分化，而致金融機構(gòu)將貸款方式從團體貸款向個人貸款轉(zhuǎn)變[24]。聯(lián)保貸款中的連帶責(zé)任所導(dǎo)致的“搭便車”會使金融機構(gòu)產(chǎn)生較大壞賬風(fēng)險[25]，農(nóng)戶群體類型、投資回報、利息和違約懲罰是影響借款人退出聯(lián)保小組的主要因素[26]。若將聯(lián)保小組成員限定在同一村莊內(nèi)，將有利于商業(yè)銀行改善貸款質(zhì)量，從而促進其貸款規(guī)模擴張[27]。但也有學(xué)者認為只有較密切的社會關(guān)系才可促進同伴監(jiān)督，從而抑制農(nóng)戶違約風(fēng)險[28]。

總體而言，已有研究存在以下兩點不足。第一，從研究內(nèi)容上來看，已有研究主要集中在聯(lián)保貸款可行性、功能和借款人違約風(fēng)險等問題的分析，而對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素研究相對薄弱。第二，從研究層次上來看，已有研究以宏觀和理論層次分析為主，較少涉及微觀主體特別是農(nóng)戶層次的實證分析?；诖?，本文基于理性小農(nóng)理論，以陜西永壽縣2054個農(nóng)戶的實際調(diào)查為樣本，以農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿為切入點，運用二元Probit模型，分析農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求與融資渠道，實證研究農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素，以彌補現(xiàn)有研究不足，為政府部門和金融機構(gòu)破解農(nóng)戶融資難題提供理論依據(jù)和價值參考，從而進一步促使農(nóng)戶聯(lián)保貸款更加完善。

1 理論分析與研究假說

目前，學(xué)界對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響因素的研究尚未形成統(tǒng)一的研究框架，不同學(xué)者基于自身研究范疇選取了不同維度特征?；诶硇孕∞r(nóng)理論，即農(nóng)戶在決策時追求經(jīng)濟利益最大化原則[29]。農(nóng)戶作為“理性人”，其行為決策是基于自身客觀條件、主觀評價和外部環(huán)境等因素而做出的理性決策[30]。因此，本文以農(nóng)戶對聯(lián)保貸款的需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險預(yù)期為核心解釋變量，以農(nóng)戶個人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟特征和農(nóng)戶聯(lián)保貸款認知為控制變量，研究農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響因素，并在此基礎(chǔ)上提出本文研究假說。

1.1 理性預(yù)期判斷對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的影響

農(nóng)戶是否愿意參與聯(lián)保貸款主要取決于農(nóng)戶對聯(lián)保貸款理性預(yù)期判斷的影響，他們會最大限度的充分利用所得到的信息來判斷聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險預(yù)期與自身融資需求是否匹配。其中，農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期是農(nóng)戶對聯(lián)保貸款是否能滿足其資金需求或解決資金困難程度而作出的理性預(yù)期判斷。農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期包括聯(lián)保貸款是否滿足農(nóng)戶資金需求和聯(lián)保貸款解決農(nóng)戶資金困難程度。資金需求滿足程度會顯著影響農(nóng)戶借貸意愿[31]，若聯(lián)保貸款能滿足農(nóng)戶資金需求，則農(nóng)戶對聯(lián)保貸款的參與意愿會提高。同時，若農(nóng)戶認為聯(lián)保貸款能在一定程度上解決其資金困難，則農(nóng)戶對聯(lián)保貸款的參與意愿也會提高；農(nóng)戶聯(lián)保貸款收益預(yù)期是農(nóng)戶對其參與聯(lián)保貸款后是否能促進收入增長或改善生活的理性預(yù)期判斷。李明賢等[32]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶融資對農(nóng)村居民人均純收入具有直接影響，這種收入促進作用會影響農(nóng)戶收益預(yù)期，從而影響農(nóng)戶借貸需求。因此，從理論上講，若農(nóng)戶認為參與聯(lián)保貸款可促進其收入增長或改善生活，那么農(nóng)戶會積極參與聯(lián)保貸款，即提高聯(lián)保貸款參與意愿；農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險預(yù)期是農(nóng)戶對其參與聯(lián)保貸款后是否有能力按期償還聯(lián)保貸款或是否愿意為他人擔(dān)保而作出的預(yù)期風(fēng)險判斷。理論上講，農(nóng)戶償還聯(lián)保貸款能力越強，表明農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款的預(yù)期違約風(fēng)險越低。相反，若農(nóng)戶沒能力按期償還聯(lián)保貸款，則農(nóng)戶易發(fā)生貸款違約，而發(fā)生貸款違約會造成各種不良后果[33]。同時，孔榮等[34]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶是否愿意為他人提供擔(dān)保會顯著正向影響農(nóng)戶聯(lián)戶擔(dān)保的參與決策?？梢?，若農(nóng)戶愿意為他人擔(dān)保，表明農(nóng)戶能在一定程度上接受聯(lián)保貸款的預(yù)期風(fēng)險。因此，本文認為農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期越高時，農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿越高，而農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險預(yù)期越高時，參與意愿反而越低。

1.2 農(nóng)戶特征對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的影響

農(nóng)戶特征對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿也會產(chǎn)生一定影響，農(nóng)戶特征包括農(nóng)戶個人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟特征和農(nóng)戶聯(lián)保貸款認知。其中，農(nóng)戶個人特征包括戶主年齡和戶主受教育程度。戶主在農(nóng)戶決策中起重要影響作用，理論上講，戶主年齡越大風(fēng)險預(yù)期越高[35]，對聯(lián)保貸款的參與可能會越消極。戶主受教育程度會在一定程度上影響信貸需求[36]，戶主受教育程度越高，擁有的社會資源可能越多，較容易形成聯(lián)保小組；楊陽等[37]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)土地經(jīng)營規(guī)模越大，家庭獲得生產(chǎn)經(jīng)營正規(guī)借貸的概率就越大。趙允迪和王俊芹[38]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的收入狀況與其借款存在著顯著相關(guān)關(guān)系。從理論上講，土地耕種面積越大，農(nóng)戶生產(chǎn)性支出越多，農(nóng)戶對聯(lián)保貸款需求預(yù)期可能越強，從而越易參與聯(lián)保貸款。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營凈收入越高，農(nóng)戶投資農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的意愿可能越強，從而可能產(chǎn)生較高的收益預(yù)期，影響其聯(lián)保貸款參與意愿。房屋重置成本的高低可反映農(nóng)戶生活水平和社會地位，對農(nóng)戶借貸約束有顯著影響[39]。房屋重置成本越高，易獲得金融機構(gòu)與其他農(nóng)戶信任。但考慮到家庭經(jīng)濟條件較好的農(nóng)戶出于對其他農(nóng)戶違約風(fēng)險的考慮而不一定參加聯(lián)保小組，故本文認為房屋重置成本對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響不明確；楊婷怡和羅劍朝[40]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對產(chǎn)權(quán)抵押融資的認知會影響其參與產(chǎn)權(quán)抵押融資的意愿。李學(xué)榮和張利國[41]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿受其安全認知水平影響?？梢姡r(nóng)戶認知會影響農(nóng)戶參與意愿，本文以農(nóng)戶是否了解聯(lián)保貸款政策和聯(lián)保貸款辦理流程來反映農(nóng)戶對聯(lián)保貸款的認知。因此，本文認為農(nóng)戶個人特征、家庭經(jīng)濟特征和聯(lián)保貸款認知對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿會產(chǎn)生影響。

綜上所述，本文認為農(nóng)戶對聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期、風(fēng)險預(yù)期的理性判斷和農(nóng)戶個人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟特征、農(nóng)戶聯(lián)保貸款認知會影響農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿。綜合上述理論分析與研究假說，構(gòu)建本文研究框架（圖1）。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

目前，陜西永壽縣已形成多種擔(dān)保方式與多種擔(dān)保貸款并存的多元局面，如財政基金擔(dān)保、扶貧互助組織基金擔(dān)保、“專業(yè)合作社+貧困戶”擔(dān)保、自然人擔(dān)保、農(nóng)戶聯(lián)保、創(chuàng)業(yè)擔(dān)保貸款和扶貧擔(dān)保貸款等。同時，為了促進信用擔(dān)保業(yè)務(wù)的進一步開展，永壽縣政府設(shè)立財政擔(dān)保基金以防范金融風(fēng)險；創(chuàng)新?lián)Ｐ问揭酝苿訕I(yè)務(wù)開展；建立“創(chuàng)業(yè)擔(dān)保貸款信用村”以解決農(nóng)村基層地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶擔(dān)保難與融資難問題。故依據(jù)實際入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，研究永壽地區(qū)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素，利于促進信用擔(dān)保整體發(fā)展，對陜西其他縣域或其他地方金融機構(gòu)破解農(nóng)戶融資難題具有一定代表性，提供一定現(xiàn)實參考。本文使用的數(shù)據(jù)資料來源于研究團隊于2019年7月對陜西永壽縣進行的入戶問卷調(diào)查。為了保證樣本代表性，先采取分層抽樣法，即根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平的高低在陜西永壽縣內(nèi)抽取7個樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)。在此基礎(chǔ)上，再根據(jù)鄉(xiāng)鎮(zhèn)整體村莊數(shù)量抽取樣本村。最后，再在抽取的樣本村內(nèi)隨機入戶調(diào)查。本次共發(fā)放問卷2672份，收回問卷2452份，剔除無效問卷398份，有效問卷2054份，有效率83.77%（表1）。

圖1 研究框架Fig. 1 Research framework

表1 調(diào)查樣本分布情況Table 1 Summary statistics of survey sample

2.2 變量選取

在本文的分析中，被解釋變量是農(nóng)戶是否愿意參與農(nóng)戶聯(lián)保貸款，解釋變量包括核心解釋變量和控制變量（表2）。

表2 變量定義與描述性統(tǒng)計Table 2 Variable definitions and descriptive statistics

2.2.1 被解釋變量 參考曹瓅和羅劍朝[42]的研究，本文將被解釋變量設(shè)置為二分變量。即農(nóng)戶是否愿意參與農(nóng)戶聯(lián)保貸款，測量方法是由被訪農(nóng)戶對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿做出選擇。若不愿選擇農(nóng)戶聯(lián)保貸款，則賦值為0，反之為1。

2.2.2 解釋變量 基于理論分析，結(jié)合已有研究與實際調(diào)研情況，本文將農(nóng)戶對聯(lián)保貸款的需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險預(yù)期的理性判斷作為核心解釋變量，農(nóng)戶個人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟特征和農(nóng)戶對聯(lián)保貸款的認知為控制變量。具體來看，農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期包括聯(lián)保貸款是否滿足資金需求和聯(lián)保貸款解決資金困難程度；農(nóng)戶聯(lián)保貸款收益預(yù)期包括聯(lián)保貸款是否能促進收入增長和聯(lián)保貸款是否能改善生活；農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險預(yù)期包括農(nóng)戶是否有能力按期償還聯(lián)保貸款和是否愿意為他人擔(dān)保。農(nóng)戶個人特征包括戶主年齡和受教育程度；農(nóng)戶家庭經(jīng)濟特征包括土地耕種面積、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營凈收入和房屋重置成本；農(nóng)戶聯(lián)保貸款認知包括是否了解聯(lián)保貸款政策和聯(lián)保貸款辦理流程。

2.3 模型構(gòu)建

本文被解釋變量是農(nóng)戶是否愿意參與聯(lián)保貸款。由于被解釋變量是二分變量，故本文選擇二元Probit模型進行分析，其具體形式為：

式中：P為農(nóng)戶選擇參與聯(lián)保貸款的概率，Xi為農(nóng)戶選擇參與聯(lián)保貸款的第i個影響因素，α為常數(shù)項，βi表示第i個影響因素的回歸系數(shù)，μ表示截距，n為影響因素的個數(shù)。

二元Probit模型結(jié)果只能從變量顯著性和系數(shù)符號方面給出有限信息，而平均半彈性可準確反映解釋變量變化1單位被解釋變量的變化率。因此，通過計算二元Probit模型中的平均半彈性可明確各解釋變量對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的具體影響程度。

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求意愿分析

在農(nóng)戶聯(lián)保貸款理性預(yù)期的判斷中，只有41%的被訪農(nóng)戶認為聯(lián)保貸款能滿足其資金需求，46%的被訪農(nóng)戶認為聯(lián)保貸款對解決其資金困難程度不高（表2），表明多數(shù)農(nóng)戶認為聯(lián)保貸款不能有效滿足其需求預(yù)期，這可能是由于農(nóng)戶資金需求較大，而聯(lián)保貸款額度較小所導(dǎo)致。僅31%的被訪農(nóng)戶認為聯(lián)保貸款能促進其收入增長，59%的被訪農(nóng)戶認為聯(lián)保貸款能改善其生活，表明聯(lián)保貸款具有一定經(jīng)濟作用，這可能是由于農(nóng)戶收入水平和生活水平的差異而導(dǎo)致其對聯(lián)保貸款收益預(yù)期作出不同理性判斷。只有58%的被訪農(nóng)戶表示有能力按期償還聯(lián)保貸款，58%的被訪農(nóng)戶表示愿意為他人提供擔(dān)保，表明多數(shù)農(nóng)戶認為聯(lián)保貸款風(fēng)險預(yù)期較小，這可能是由于農(nóng)戶彼此了解、熟悉，選擇聯(lián)保對象時會傾向于信用水平良好的農(nóng)戶以降低其聯(lián)保貸款風(fēng)險預(yù)期。

在農(nóng)戶特征中，被訪農(nóng)戶的平均戶主年齡為55.31歲，老齡化問題較為嚴重，而老齡化可能會導(dǎo)致農(nóng)戶風(fēng)險預(yù)期升高，不愿參與聯(lián)保貸款；戶主平均受教育程度為2.56，處于小學(xué)和初中之間，表明樣本農(nóng)戶整體受教育程度偏低。戶均耕地面積為0.58 hm2，戶均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營凈收入為0.81萬元，房屋重置成本均值為10.73萬元，表明農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動較旺盛，生活條件較好。86%的被訪農(nóng)戶表示了解聯(lián)保貸款政策，相反，僅11%的被訪農(nóng)戶表示了解聯(lián)保貸款的辦理流程，表明聯(lián)保貸款宣傳并未發(fā)揮應(yīng)有作用（表2），這可能是由于政府、金融機構(gòu)等主體宣傳聯(lián)保貸款時主要介紹了聯(lián)保貸款政策而未向農(nóng)戶詳細介紹聯(lián)保貸款辦理流程。

3.2 農(nóng)戶借貸需求和融資渠道分析

近5年內(nèi)，調(diào)查農(nóng)戶中有802戶農(nóng)戶出現(xiàn)過借貸需求。其中，362戶農(nóng)戶只向正規(guī)金融機構(gòu)申請過貸款；384戶農(nóng)戶只通過民間借貸渠道進行過融資；56戶農(nóng)戶既向金融機構(gòu)申請過貸款，又通過民間借貸渠道進行過融資（表3）。

表3 農(nóng)戶借貸需求與融資渠道Table 3 Farmers’ lending demand and financing channels

在向金融機構(gòu)申請過貸款的農(nóng)戶中，只有35戶農(nóng)戶通過農(nóng)戶聯(lián)保貸款獲得過資金，其他農(nóng)戶則主要通過信用貸款、土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款、政策性貸款等貸款方式獲得過資金。85.25%的被訪農(nóng)戶表示不愿意參與聯(lián)保貸款?？梢?，農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與度低，對聯(lián)保貸款的積極性和主動性沒有發(fā)揮現(xiàn)實作用。從實際調(diào)查來看，農(nóng)戶普遍反映不易找到合適的擔(dān)保人，而金融機構(gòu)對農(nóng)戶申請聯(lián)保貸款所尋求的擔(dān)保人有明確要求，即不能尋求具有直系親屬關(guān)系的農(nóng)戶或商戶。這在一定程度上反映了農(nóng)戶由于缺少合格擔(dān)保人，無法達到申請聯(lián)保貸款的要求。因此，農(nóng)戶必須尋求其他符合條件的擔(dān)保人組成聯(lián)保小組，而在此過程中農(nóng)戶常常需額外支付一定的人情費，故多數(shù)農(nóng)戶表示不愿參與聯(lián)保貸款。

3.3 農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響因素分析

本文利用二元Probit模型分析農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響因素，回歸前分別使用穩(wěn)健標準誤和普通標準誤進行了Probit估計，二者結(jié)果非常接近，故不用擔(dān)心模型設(shè)定問題。Probit模型準R2為0.127、0.172，對應(yīng)的P值為0.00（表4），故整個方程所有系數(shù)的聯(lián)合顯著性很高，表明模型整體擬合效果良好，適用于本文的數(shù)據(jù)分析。

表4 二元Probit模型回歸結(jié)果Table 4 Regression results of the binary Probit model

表4中，模型1和模型3考察的是核心解釋變量對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的影響，模型2和模型4是在核心解釋變量的基礎(chǔ)上增加了農(nóng)戶個人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟特征和農(nóng)戶聯(lián)保貸款認知等控制變量來分析農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的影響因素。模型1和模型2的估計準確率分別為85.15%和85.20%，表明采用核心解釋變量和控制變量對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的估計是可靠的，說明模型結(jié)果較為穩(wěn)健。

農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期中，聯(lián)保貸款是否滿足資金需求在模型1、模型2、模型3和模型4中都通過1%顯著性檢驗，系數(shù)為正。給定其他變量，農(nóng)戶資金需求感知每增加1單位，農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將提高100.43%和91.16%（表4）。說明若農(nóng)戶認為聯(lián)保貸款能滿足其資金需求，則農(nóng)戶會提高聯(lián)保貸款參與意愿。這是由于農(nóng)戶作為“理性小農(nóng)”，能理性地判斷聯(lián)保貸款的申請額度與其資金需求間的缺口。若缺口過大，表明農(nóng)戶認為聯(lián)保貸款不能滿足其資金需求，從而會降低聯(lián)保貸款參與意愿。聯(lián)保貸款解決資金困難程度未通過顯著性檢驗，說明該變量對農(nóng)戶聯(lián)保貸款意愿影響不顯著，但從變量系數(shù)符號來看，該變量對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿具有一定正向作用。

農(nóng)戶聯(lián)保貸款收益預(yù)期在模型1、模型2、模型3和模型4中分別通過1%和5%顯著性檢驗，系數(shù)為正，表明聯(lián)保貸款收益預(yù)期對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿呈正向影響。給定其他變量，聯(lián)保貸款促進收入或改善生活水平每增加1單位或改善生活水平每增加1單位，農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將分別提高74.72%、50.07%或180.80%、130.94%。說明若農(nóng)戶認為聯(lián)保貸款能滿足其收益預(yù)期，則農(nóng)戶會提高聯(lián)保貸款的參與意愿。這是由于農(nóng)戶作為“理性小農(nóng)”，能理性地判斷參與聯(lián)保貸款對其收入和生活的改變。若農(nóng)戶認為參與聯(lián)保貸款能滿足其收益預(yù)期，即參與聯(lián)保貸款能改善其收入或生活水平，則提高聯(lián)保貸款參與意愿。

農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險預(yù)期中，是否愿意為他人擔(dān)保在模型1、模型2、模型3和模型4中都通過1%顯著性檢驗，系數(shù)為正，表明該變量對農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款意愿具有顯著正向影響。給定其他變量，若農(nóng)戶愿意為他人擔(dān)保的意愿每增加1單位，則農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將提高53.12%和55.99%。說明若農(nóng)戶愿意為他人提供擔(dān)保，則表明農(nóng)戶對聯(lián)保貸款風(fēng)險預(yù)期的判斷在其承受范圍之內(nèi)，即會增加聯(lián)保貸款參與意愿。這是由于農(nóng)戶作為“理性小農(nóng)”，能理性地判斷參與聯(lián)保貸款給其帶來的風(fēng)險預(yù)期。若農(nóng)戶認為參與聯(lián)保貸款帶來的預(yù)期風(fēng)險較小，則提高參與聯(lián)保貸款的意愿。是否有能力按期償還聯(lián)保貸款未通過顯著性檢驗，說明該變量不是影響農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款意愿的主要因素，但從系數(shù)符號來看，該變量對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿具有一定正向影響。

在農(nóng)戶個人特征中，戶主年齡和戶主年齡平方在模型2和模型4中都通過1%和5%顯著性檢驗，系數(shù)為負，表明戶主年齡對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿呈“倒U型”影響。給定其他變量，戶主年齡平方每提高1單位，農(nóng)戶不參與聯(lián)保貸款的可能性將提高0.73%。戶主受教育程度在模型2和模型4中都通過1%顯著性檢驗，系數(shù)為正。給定其他變量，戶主受教育程度每提高1單位，農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將提高25.74%；在農(nóng)戶家庭經(jīng)濟特征中，土地耕種面積在模型2和模型4中都通過5%顯著性檢驗，系數(shù)為正。給定其他變量，土地耕種面積每提高1單位，農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將提高35.27%。房屋重置成本在模型2和模型4中都通過1%顯著性檢驗，系數(shù)為負。給定其他變量，房屋重置成本每提高1單位，農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將降低6.72%。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營凈收入未通過顯著性檢驗，說明該變量對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響不顯著；在農(nóng)戶聯(lián)保貸款認知中，是否了解聯(lián)保貸款政策未通過顯著性檢驗，說明該變量對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響不顯著。農(nóng)戶對聯(lián)保貸款辦理流程的了解在模型2和模型4中都通過5%顯著性檢驗，系數(shù)為正。給定其他變量，若農(nóng)戶對聯(lián)保貸款辦理流程的了解每提高1單位，則農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將提高50.81%。

3.4 模型內(nèi)生性分析

導(dǎo)致模型產(chǎn)生內(nèi)生性的主要原因有遺漏重要解釋變量、雙向因果和樣本自選擇等問題。由上述實證分析可知，模型整體擬合信息較好，預(yù)測準確率較高，故不存在遺漏重要解釋變量的問題。同時，本文通過分層抽樣、隨機抽樣的方法獲取了樣本數(shù)據(jù)，確保了樣本的代表性，不存在樣本自選擇問題?？梢?，盡管本文避免了遺漏重要解釋變量和樣本自選擇，但仍可能存在解釋變量和被解釋變量間的雙向因果。在核心解釋變量中，農(nóng)戶是否愿意為他人擔(dān)保會影響其聯(lián)保貸款參與意愿，而農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿也可能影響農(nóng)戶是否愿意為他人擔(dān)保。

為了驗證此假設(shè)是否成立，本文采用交往密切的朋友數(shù)量作為農(nóng)戶是否愿意為他人擔(dān)保的工具變量。首先，農(nóng)戶交往密切朋友數(shù)量的多少對其是否愿意為他人擔(dān)保有直接影響，滿足工具變量的相關(guān)性。其次，農(nóng)戶交往密切的朋友數(shù)量主要取決于自身人品、信用等因素，滿足工具變量的外生性。將通過IV-Probit模型檢驗Probit模型的內(nèi)生性，若未通過變量外生性的原假設(shè)，則表明Probit模型不存在內(nèi)生性問題。模型5是IV-Probit模型回歸結(jié)果，模型6是兩步法IV-Probit模型的估計結(jié)果（表5）。

由模型5和模型6第二階段中關(guān)于外生性原假設(shè)的沃爾德檢驗結(jié)果可知，其P值分別為0.286和0.284，即接受變量外生性的原假設(shè)，表明農(nóng)戶是否愿意為他人擔(dān)保不是內(nèi)生變量。由模型6第一階段回歸結(jié)果可知，工具變量對內(nèi)生變量具有較強的解釋力。另外，利用2SLS對上述變量進行豪斯曼檢驗后發(fā)現(xiàn)，其P值為0.376，即接受所有解釋變量均為外生的原假設(shè)，這也從側(cè)面證明了農(nóng)戶是否愿意為他人擔(dān)保不是內(nèi)生變量。因此，本文利用二元Probit模型對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素的研究是可靠的。

表5 內(nèi)生性檢驗結(jié)果Table 5 Endogenous test results

3.5 模型穩(wěn)健性分析

為了檢驗前文估計結(jié)果的穩(wěn)健性（表6），本文將Probit模型和Logit模型互相替換（模型7和模型8），對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響因素重新進行回歸。同時，通過進一步計算得出了各解釋變量在Logit模型中的幾率比（模型9和模型10），從而使回歸結(jié)果更具有說服力。

對比模型1與模型7、模型2與模型8的回歸結(jié)果可知，反映模型擬合情況的各指標未發(fā)生明顯變化，模型7的預(yù)測準確率較模型1相比僅變動0.05%。同時，核心解釋變量的估計系數(shù)符號和顯著性也未發(fā)生明顯變化。在模型9和模型10中，給定其他變量，認為聯(lián)保貸款能滿足其資金需求的農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款的意愿是不認為聯(lián)保貸款能滿足其資金需求農(nóng)戶的2.8229倍和2.3865倍；其他變量對應(yīng)的幾率比可類似的解釋。綜上，本文基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

研究表明，85.25%的樣本農(nóng)戶選擇不愿意參與聯(lián)保貸款，農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿低，存在較大提升空間。農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿會受多維度因素影響。其中，農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險預(yù)期對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿存在顯著正向影響。因此，政府、金融機構(gòu)等主體在提升農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿上應(yīng)充分重視聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險預(yù)期對農(nóng)戶的客觀影響，如動態(tài)化調(diào)整聯(lián)保貸款放貸額度、優(yōu)化聯(lián)保貸款放貸標準等，以改善農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期和收益預(yù)期。同時，金融機構(gòu)可利用大數(shù)據(jù)優(yōu)勢，促成農(nóng)戶組成聯(lián)保小組，完善聯(lián)保貸款違約機制，降低農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險預(yù)期，提高農(nóng)戶還貸信心，促進農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款。此外，農(nóng)戶個人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟特征和農(nóng)戶聯(lián)保貸款認知對農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿也有影響。因此，金融機構(gòu)、政府等主體在促進農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款時應(yīng)注重在聯(lián)保貸款審核條件中引入農(nóng)戶個人特征和農(nóng)戶家庭經(jīng)濟特征等因素，根據(jù)農(nóng)戶實際資金需求供給聯(lián)保貸款。

鑒于數(shù)據(jù)限制，本文只能通過陜西永壽農(nóng)戶來研究農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素，但我國于1994年便開始開展聯(lián)保貸款業(yè)務(wù)。因此，本文所得到的研究結(jié)論可能具有一定的局限性。考慮到我國聯(lián)保貸款的實際運行情況，理論上應(yīng)通過對我國所有開展聯(lián)保貸款地區(qū)的農(nóng)戶進行抽樣調(diào)查，構(gòu)建覆蓋全國的數(shù)據(jù)庫，從而更加準確、全面的研究農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的影響因素，以進一步促進聯(lián)保貸款發(fā)展，破解農(nóng)戶融資難題。上述存在的局限性將在后續(xù)的研究中通過其他調(diào)研數(shù)據(jù)予以解決。

4.2 政策建議

1）提高農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期和收益預(yù)期，降低農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險預(yù)期。一方面，金融機構(gòu)在開展聯(lián)保貸款業(yè)務(wù)時，應(yīng)根據(jù)農(nóng)戶微觀情況的差異制定動態(tài)化的放貸政策，對信用狀況良好和違約風(fēng)險較低的農(nóng)戶可適當(dāng)提高聯(lián)保貸款額度，以提高農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期和收益預(yù)期。另一方面，積極推進農(nóng)村信用平臺建設(shè)，構(gòu)建農(nóng)戶信用水平和風(fēng)險意識的指標評價體系，以提升農(nóng)戶信用和風(fēng)險意識，降低農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險預(yù)期，提高農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與的積極性。

2）優(yōu)化聯(lián)保貸款模式或制度設(shè)計，提升服務(wù)質(zhì)量。金融機構(gòu)應(yīng)增強農(nóng)戶聯(lián)保機制的靈活性，采用科學(xué)、合理的授信評估方法，根據(jù)農(nóng)戶個人和家庭經(jīng)濟特征間的差異性，優(yōu)化聯(lián)保貸款模式或制度設(shè)計，進一步完善農(nóng)戶聯(lián)保貸款相關(guān)產(chǎn)品，并著重向農(nóng)戶介紹聯(lián)保貸款辦理流程，從而帶動農(nóng)戶積極參與聯(lián)保貸款，提升其正規(guī)金融資源的可得性。同時，金融機構(gòu)可充當(dāng)信息媒介，為有意愿參與聯(lián)保貸款卻找不到合適擔(dān)保人的農(nóng)戶提供信息支持，促成其獲得聯(lián)保貸款。

3）強化聯(lián)保貸款擔(dān)保權(quán)能，促進聯(lián)戶擔(dān)保機制有效運行。聯(lián)保貸款的保證屬性是破解農(nóng)戶“抵押難”“擔(dān)保難”的重要機制，金融機構(gòu)應(yīng)充分尊重農(nóng)戶參與意愿，根據(jù)農(nóng)戶實際情況，積極合理引導(dǎo)農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款。同時，金融機構(gòu)應(yīng)強化聯(lián)戶擔(dān)保機制的信用風(fēng)險抵御作用。根據(jù)地區(qū)實際情況，在聯(lián)戶擔(dān)保機制中引入專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社及農(nóng)業(yè)企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，構(gòu)建農(nóng)村多主體信用聯(lián)合體，改進聯(lián)保制度的靈活性，從而促進聯(lián)戶擔(dān)保機制有效運行。