唐娟莉, 李晨陽

(西安石油大學經濟管理學院，陜西 西安 710065)

農業(yè)作為國民經濟的基礎，其發(fā)展對促進國民經濟健康持續(xù)運行具有重要意義。改革開放至今，中國農村居民人均可支配收入水平平均每年以12.64%的速度增長，農戶為農村經濟的發(fā)展作出了巨大貢獻。但是，農戶收入的快速增長、現代農業(yè)的持續(xù)發(fā)展亟須銀行和農信社等金融機構的資金支持。

2009年“中央一號”文件首次提出“探索建立農村信貸與農業(yè)保險相結合的銀?；訖C制”。伴隨著新型城鎮(zhèn)化的加速和現代農業(yè)的發(fā)展，從事各種產業(yè)的農戶在信貸使用期限、資金額度等方面表現出更高的需求。2010年，銀監(jiān)會、保監(jiān)會聯合發(fā)文“關于加強涉農信貸與涉農保險合作的意見”，引入涉農保險機制以分散涉農信貸風險，進一步改善農村“貸款難”的問題。

2016年“中央一號”文件再次提出“探索建立涉農信貸和農業(yè)保險聯動機制”。這一模式的實施將有效改善農戶在借貸過程中受到的數量配給，緩解農戶因供給不足而受到的信貸配給[1]，進一步促進農業(yè)商業(yè)銀行的放貸行為，分擔農業(yè)商業(yè)銀行的信貸風險[2]。銀保互聯模式是指農戶在缺少抵押物的情況下，購買特定的保險作為申請貸款的條件，銀行作為該保險的第一受益人，貸款經銀行審批通過后，農戶可將該保險作為抵押物來申請貸款，這種農村信貸與農業(yè)保險的互聯結合的模式已經成為構建農業(yè)金融支持體系的重要發(fā)展方向。

基于此，本研究利用陜西省和寧夏回族自治區(qū)3 259戶農戶的實際調研數據，在OLS估計的基礎上，采用分位數回歸，深入分析銀?；ヂ搶Σ煌杖雽哟无r戶的影響差異，以期實施更具針對性的銀?；ヂ撜?，實現銀?；ヂ撟饔眯Ч淖畲蠡娃r戶收入的持續(xù)增長。

1 文獻回顧與研究假說

1.1 文獻回顧

關于銀保互聯對農戶收入的影響問題，國內外學者進行了大量的研究，可以歸納為以下3個方面：

一是認為銀?；ヂ搶r戶收入能夠產生正向作用。王小華[3]、華東等[4]和董昕[5]研究均表明，農村信貸支持對農戶收入增長具有正向影響，對農民生活性消費支出起到顯著作用[6]，但缺乏抵押物等信貸配給問題使部分農戶從銀行獲得貸款變得較為困難，而農業(yè)保險在一定程度上可以作為抵押物的替代品，使農村信貸能夠得到風險補償，進而提升農村信貸機構的放貸意愿[7]，即保險公司提供的保險理賠可以用來償還信貸機構的貸款本息，農業(yè)保險保單可作為貸款抵押物在信貸機構取得貸款[8]。農業(yè)保險作為農戶收入增長的重要因素之一[9]，對農業(yè)信貸具有顯著的正向促進作用[10]。將農業(yè)保險引入農業(yè)信貸的“信貸+保險”模式可以解決一定程度的貧困問題，比單獨的信貸或保險產品的扶貧效果更好[11]，兩者互聯能夠顯著促進農業(yè)發(fā)展，并進一步提高農民生活水平[12]。從研究成果來看，對于農業(yè)保險與農業(yè)信貸協同效應關系研究，一般認為農業(yè)保險與農業(yè)信貸結合能夠產生積極的正外部效應。大部分學者認為農業(yè)保險與農村信貸的發(fā)展可產生相互促進的協同效應，使得金融對農業(yè)生產的融資功能得以實現整體的帕累托改進。CARTER等[13]研究證明，在風險厭惡的假定下，農戶參與信貸與保險互聯能夠提高其收入。謝玉梅等[14]將無保險與銀保分離機制和銀保捆綁信貸機制進行對比，發(fā)現銀保互動條件下農戶獲得的凈收入更高，張建軍等[15]根據是否參與銀保互聯將農戶分為基準組與實驗組進行對比，結果也表明信貸與保險互聯能夠顯著提高農戶收入。

二是認為銀?；ヂ搶r戶收入的正向作用不顯著。王月金[16]認為，雖然中國農業(yè)保險措施以及相關制度在逐漸完善，但農業(yè)信貸與農業(yè)保險仍無法有效結合。王向楠[17]運用動態(tài)面板數據模型研究發(fā)現，農業(yè)信貸和農業(yè)保險能夠單獨有效地促進農業(yè)產出，但是兩者在協同下產生的效果不明顯。吳洪等[18]研究表明，保險和銀行業(yè)間存在顯著的替代關系，且兩者之間未能形成穩(wěn)定的良性競爭和優(yōu)勢互補格局。農業(yè)信貸和農業(yè)保險是制約中國農業(yè)發(fā)展的2個關鍵，如何解決兩者存在的問題以及如何處理兩者之間的關系，將對中國農業(yè)發(fā)展產生巨大影響[19]。

三是認為銀?；ヂ撃軌蛲ㄟ^改善信貸配給對農戶收入產生積極作用。彭澎等[20]以信貸配給理論為基礎研究發(fā)現，銀保互聯可以緩解農戶面臨的需求方配給和來自于供給方的數量配給。彭小兵等[21]分析認為，小規(guī)模分散經營的農戶由于缺乏談判能力而面臨利益被瓜分的風險，這是農戶、信貸機構和保險公司無法長久合作的原因，并進一步指出三方應訂立規(guī)范合同，確保合作有效進行。潘明清等[22]從信貸風險的角度出發(fā)，認為農業(yè)保險雖然不能完全解決違約現象，但能夠通過降低不良貸款率來提高銀行資產質量，進一步提高銀行發(fā)放貸款的積極性，從而促進農戶增收。

綜上所述，已有文獻主要聚焦于銀?；ヂ撟饔脵C制以及從整體上測度銀保互聯的作用效果，而針對銀?；ヂ摲矫娴难芯?，缺少微觀數據的實證檢驗，且鮮有文獻對不同收入層次農戶的收入影響進行實證檢驗。農戶收入水平的不同反映出其資源稟賦存在的異質性，在充分考慮農戶收入差別的情況下，同一銀保互聯模式對于不同收入的農戶可能產生不同的影響效果。董曉林等[23]從種植規(guī)模角度出發(fā)，將農戶按照種植規(guī)模大小分為3組，通過分組的形式對銀?；ヂ撟饔脵C制進行了研究。本研究借鑒李長生等[24]和溫濤等[25]的研究方法，引入分位數回歸模型，對銀保互聯的農戶收入效應進行研究，并嘗試利用陜西省和寧夏回族自治區(qū)3個縣(區(qū))3 259戶農戶的實地調查數據，進一步深入分析銀?；ヂ搶Σ煌杖胨睫r戶的收入效應，這對于實施更具針對性的銀?；ヂ撜?，最大化銀?；ヂ撟饔眯Ч哂休^大意義。

1.2 研究假說

本文的研究目的是分析銀?；ヂ搶Σ煌杖胨睫r戶的收入效應，主要通過農戶是否參與銀?；ヂ搶ζ淙司杖氲挠绊懶ЧM行檢驗。從長期來看，金融支持能夠促進農戶人力資本水平、物質資本積累和生產經營能力的提升。但是，農戶尤其是中低收入農戶無法在金融市場上獲得有效借貸機會，這會導致部分農戶被金融市場排斥或因過高的隱性借貸成本轉而尋求民間借貸，而銀?；ヂ撃軌蛴行Ц纳妻r戶受到的信貸約束。

銀保互聯所涉及的保險品種一般為農業(yè)保險、貸款保證保險和人身意外傷害保險中的一種或多種。張建軍[26]在農戶異質性風險偏好前提下，研究“農業(yè)信貸+政策性農業(yè)保險+人身意外傷害險+政策性農業(yè)保險保費財政補貼”互聯模式，試圖回答農業(yè)信貸與保險互聯能否間接影響農戶收入。而政府支持銀?；ヂ摰木唧w方式通常為直接補貼保費和設立風險資金池[27]。在農業(yè)信貸中引入農業(yè)保險，能夠有效改善農戶在傳統借貸中遇到的信貸配給問題。

銀保互聯正是通過改善農村正規(guī)信貸配給對農戶收入產生影響。首先，農戶可以將保險直接作為替代抵押物，不會因缺乏抵押物而被信貸機構拒絕，且政府與合作社等信貸機構能夠提前篩選出低風險的借款農戶，降低了雙方的信息不對稱程度，使得銀行識別借款農戶風險的能力增強。其次，銀行和保險公司收集調查中獲取的農戶信息，減少了貸前工作，簡化了農戶申請貸款時的手續(xù)。最后，政府對保費的補貼使得農戶需要支付的保費減少，降低了農村信貸市場存在的風險，且政府對承擔部分風險的保險公司進行補貼，降低了銀行存在的風險，使得銀行貸款利率得以降低。綜上所述，本文提出如下研究假說：

假說1：參與銀?；ヂ撃軌虼龠M農戶收入增長。

此外，由于低收入水平農戶擁有的物質資本較為匱乏，且家庭稟賦不足，銀行提供資金扶持能夠使其立即彌補在經濟上的缺乏，緩解農戶生產生活的約束，因此，銀?；ヂ搶@類農戶作用的邊際效應相對較大。隨著農戶收入的增加，其擁有的資金和抵押物也更多，受到信貸配給的影響降低，參與銀保互聯的意愿逐漸減弱，且考慮到在理論上銀?；ヂ搶r戶收入的影響可能存在邊際效用遞減，本文同時提出如下假說：

假說2：參與銀?；ヂ搶Σ煌杖胨睫r戶的影響存在較大差異，對中低收入水平農戶家庭收入的影響作用大于高收入水平農戶。

2 數據來源與變量設定

2.1 數據來源與樣本描述

本研究所使用的數據來源于2016年12月對陜西省鄠邑區(qū)、宜君縣和寧夏回族自治區(qū)平羅縣農戶的調查。為保證樣本具有代表性，調查采取分層抽樣和簡單隨機抽樣相結合的方式[28]。此次實地調查分別在鄠邑區(qū)、宜君縣、平羅縣選取了40個、12個和10個自然村。根據各個村莊的人口規(guī)模，在每個村按照不少于30%的比例隨機抽取普通農戶10～60戶。此次調查問卷內容包括2016年農戶的家庭基本情況、收入與支出水平、貸款經歷等。此次實地調查共回收問卷3 281份，經過篩選，最終獲得有效問卷3 259份。樣本的基本特征描述如表1所示。

由表1可知，被調查者主要以男性為主，占樣本總量的比例為82.69%；年齡以中年為主，40～59歲的農戶占樣本總量的比例為63.47%；農戶的文化程度普遍偏低，以初中為主，占樣本總量的42.6%，而高中以上文化程度的比例僅為25.45%；家庭經營類型以非農業(yè)為主兼營模式為主，占樣本總量的51.81%；有欠款數額的農戶占樣本總數的32.05%；在申請貸款的樣本農戶中，58.04%的農戶獲批貸款。

2.2 變量選取

被解釋變量。本研究擬用OLS估計模型和分位數回歸模型對銀?；ヂ撟饔眯ЧM行檢驗，由于無法獲知農戶貸款在農業(yè)和非農業(yè)生產中的配比，在OLS估計模型和分位數回歸模型中考慮將農戶人均收入作為被解釋變量進行測量更加科學、有效；同時，本研究在OLS估計中將農戶人均農業(yè)收入和人均非農收入作為被解釋變量進行對比，以便在整體上比較銀保互聯對農戶家庭總收入、農業(yè)收入和非農收入的影響效果。

表1 樣本農戶及家庭基本特征

核心解釋變量。本研究模型中的核心解釋變量為是否參與銀?；ヂ?，用農戶參與銀保互聯的情況來表示。若農戶參與銀?；ヂ?，則該變量取值為1，否則取值為0。

控制變量。本研究選取了戶主性別、年齡和文化程度作為反映農戶戶主特征的控制變量，考慮到家里有銀行職員一般更容易獲得貸款，對間接提高農業(yè)或非農業(yè)收入產生作用，于是，參考閆嘯等[29]的研究成果，選用家庭總人數、從事非農業(yè)勞動人數、家庭經營類型、家庭欠款數、土地面積總量和是否有家庭成員為銀行職員作為反映農戶家庭特征的控制變量，同時選取農戶對銀行金融服務滿意程度作為反映家庭信貸金融情況的控制變量。以上所選變量的定義及其描述性統計結果見表2。

3 計量模型與實證結果

3.1 模型設定與說明

3.1.1 最小二乘法估計模型 為了考察農戶家庭參與銀?；ヂ搶θ司杖氲挠绊?，研究采用最小二乘法(OLS)對銀保互聯影響人均收入的效應進行估計，收入方程如下：

lnYi=α0+β1xi+β2Ri+ε

(1)

lnZi=α1+δ1xi+δ2Ri+ε

(2)

lnWi=α2+γ1xi+γ2Ri+ε

(3)

式(1)中l(wèi)nYi為第i個農戶家庭人均收入的自然對數。式(2)中l(wèi)nZi為第i個農戶家庭人均農業(yè)收入的自然對數。式(3)中l(wèi)nWi為第i個農戶家庭人均非農業(yè)收入的自然對數；xi為家庭i可觀測到的影響人均收入的家庭和個人特征變量以及信貸情況，包括戶主性別、年齡、文化程度、家庭總人數、從事非農業(yè)人數、家庭經營類型、欠款數額、土地面積總量、是否有家庭成員為銀行職員和對銀行金融服務滿意程度；Ri為農戶家庭是否參與銀保互聯，Ri=1表示參與銀?；ヂ?，Ri=0表示沒有參與銀?；ヂ?；β2、δ2和γ2表示參與銀?；ヂ摰氖杖胄?；ε為隨機誤差項。

3.1.2 分位數回歸模型 分位數回歸由KOENKER和BASSETT提出，依據因變量的條件分位數對自變量進行回歸，得到所有分位數下的回歸模型。該方法能準確描述自變量對于因變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響，并全面描述被解釋變量條件分布的所有情形，還可以分析各分位數條件下解釋變量對被解釋變量的作用機制。分位數回歸能捕捉分布的尾部特征，當解釋變量和控制變量對不同部分的被解釋變量的分布產生不同影響時，能夠更全面刻畫分布的特征，且分位數回歸的系數估計比OLS回歸系數估計更加穩(wěn)健[30]。分位數回歸模型的基本形式如下。

表2 變量的含義與描述性結果

yq(xi)=x′iβq

(4)

(5)

假設q=1/2，則為中位數回歸。此時，目標函數簡化為：

(6)

中位數回歸也稱最小絕對值離差估計量，相較于均值回歸，其不容易受到極端值的影響，且統計結果更加穩(wěn)健。當q=1/10、1/4、1/2、3/4和9/10時，為1/10分位數、1/4分位數、中位數、3/4分位數以及9/10分位數回歸。

在上述理論模型的基礎上，本研究根據明瑟收入回歸方程，將人均收入自然對數作為被解釋變量，將上述所選的12個微觀影響因素作為解釋變量，建立本研究實際所運用的農戶人均收入分位數回歸模型，其基本形式為：

lny=αp+xβp+ε

(7)

式中：lny為農戶人均收入的自然對數，x表示影響農戶收入的12個微觀因素變量；αp、βp分別表示每個變量在第p個分位數上的系數，ε為誤差項。為了便于分析，本研究選取了農戶人均收入自然對數的10%、25%、50%、75%和90%的分位數，并將其作為不同收入群體的劃分標準。

3.2 模型結果與分析

3.2.1 銀?；ヂ搶r戶整體收入的影響 基于OLS模型估計參與銀?；ヂ搶彝ト司杖?、人均農業(yè)收入以及人均非農收入的效應如表3所示。表3中，參與銀保互聯的農戶比未參與銀?；ヂ摰娜司杖敫?5.6%，比未參與銀?；ヂ摰娜司r業(yè)收入高69%；同時戶主年齡、戶主性別、家庭總人數、從事非農業(yè)人數、家庭經營類型、欠款數額、土地面積總量、是否有家庭成員為銀行職員、對銀行金融服務滿意程度以及申請貸款是否獲批均對人均收入產生了顯著影響。將OLS回歸結果進行分析，可以總結出各種微觀因素對農戶收入影響的幾點規(guī)律。

第一，是否參與銀?；ヂ撟兞繉θ司杖氘a生顯著正向影響。農戶是否參與銀?；ヂ撛诩彝ト司杖?、人均農業(yè)收入和人均非農業(yè)收入3個組中的系數分別為0.456、0.669和0.215，均通過了顯著性檢驗，表明與單獨的信貸和保險產品相比，銀?；ヂ撛谡w上能夠顯著提升農戶的人均收入。這與馮慶水等[12]和CARTER等[13]學者的研究結論相一致，說明農戶通過參與銀保互聯能夠有效改善農村正規(guī)信貸配給，進一步增加農戶貸款意愿和貸款可得性，從而提高農戶的收入水平，假說1得到了驗證。

第二，家庭總人數對農戶人均收入、人均農業(yè)收入以及人均非農收入均產生了顯著的負向影響，而土地面積總量和對銀行金融服務滿意程度對其產生的影響顯著為正。容易理解，較多的家庭人口數量會降低人均收入，較多的土地是提高農戶作物收入的關鍵因素，而對銀行金融服務滿意程度越高則通過影響農戶與銀行的合作次數會間接增加農戶收入。

第三，家庭經營類型對農戶人均收入和人均非農收入產生了顯著正向影響，而對人均農業(yè)收入產生了負向影響，且從事非農業(yè)人數對人均收入和人均非農收入產生了顯著正向影響，對人均農業(yè)收入影響不顯著。說明農戶在從事經營活動中，非農業(yè)經營活動能夠比農業(yè)經營活動帶來更多收入。這是因為農村基礎設施的完善，農戶受到的信息不對稱等因素減弱，使農戶更多地從事能帶來高收益的非農業(yè)勞動。

第四，欠款數額對農戶人均收入產生正向影響。欠款數額因素的回歸系數顯著為正，說明欠款數額多的農戶人均收入更高。究其原因，一方面，欠款數額多的農戶迫于還款的壓力，會更多地進行經營活動；另一方面，欠款數額多的農戶將借款從事于大規(guī)模的經營活動，會帶來更高的經營收入。

第五，申請貸款是否獲批對農戶人均收入和農業(yè)收入產生了顯著正向影響，對人均非農業(yè)收入的影響不顯著。說明獲批貸款農戶比未獲批貸款農戶的人均農業(yè)收入高74.9%，表明農戶將貸款從事農業(yè)經營活動比從事非農業(yè)經營活動更多，這是因為農戶文化程度較低，對非農業(yè)經營活動的了解不足。

3.2.2 銀保互聯對農戶收入的差異性分析 本研究在分位數回歸模型中選取1/10分位點、1/4分位點、1/2分位點、3/4分位點和9/10分位點，以區(qū)分低收入組、較低收入組、中等收入組、較高收入組和高收入組之間的農戶收入差距，分別以q10、q25、q50、q75和q90表示1/10、1/14、1/2、3/4和9/10分位數。運用Stata 14軟件對3 259個農戶樣本進行分位數回歸，農戶參與銀?；ヂ摰姆治粩祷貧w估計結果如表4所示。

從回歸結果可以看出，某一自變量在不同分位數條件下對因變量的作用效果可能不相同。是否參與銀?；ヂ?、戶主性別、戶主文化程度、從事非農業(yè)人數、家庭經營類型、欠款數額、土地面積總量、是否有家庭成員為銀行職員、對銀行金融服務滿意程度以及申請貸款是否獲批均和農戶人均收入正相關；戶主年齡、家庭總人數與農戶人均收入負相關。欠款數額在不同分位數回歸條件下，對人均收入產生不同方向的影響。根據分位數回歸結果，本文將重點分析銀?；ヂ搶r戶收入在不同分位數上影響程度的差異，并對農戶收入分位數有差異影響的其他變量作進一步分析。

是否參與銀?；ヂ搶彝ト司杖氲恼蝻@著作用隨家庭收入的提高而降低。由表4可知，是否參與銀?；ヂ撛?/10、1/4、1/2以及3/4分位點的系數分別為0.678、0.572、0.484和0.392，均通過了1%顯著性水平的檢驗。說明銀保互聯對低收入農戶的作用效果比高收入農戶的作用效果更強，假設2得到了驗證。由于低收入水平農戶擁有的抵押物和資本較為匱乏，家庭資源稟賦不足，提高其貸款和保險補貼額度，會使得人均收入增加的邊際效果更加顯著。具體來講，在銀?；ヂ撃Ｊ较?，銀行會為農戶提供一定的貸款，農戶參與銀?；ヂ摵竽軌蛄⒓磸浹a自身在資金方面的缺乏，緩解農戶在農業(yè)生產中的約束，因此，低收入層次農戶的人均收入受到銀保互聯的影響較為顯著。而在9/10分位點的回歸模型中，雖然是否參與銀?；ヂ摰幕貧w系數為正數(系數為0.138)，但沒有通過顯著性檢驗，說明銀?；ヂ撐茨茱@著促進高收入水平農戶收入的增長?？赡艿慕忉屖?，“銀行+保險機構”互聯模式下農戶獲得的貸款額度相對較少，而高收入水平農戶由于其自身的承受風險能力和家庭資源稟賦較高，在資金、信息和規(guī)模方面具有優(yōu)勢，這類農戶在銀行進行貸款就可以獲得高額的額度，且其在選擇自主經營的情況下，可能會獲得更高的收益，是否參與銀?；ヂ搶ζ涫杖氲挠绊懽饔貌淮?。以上分析說明，各分位數水平下的回歸結果與OLS估計結果并不完全相同。從整體上看，銀?；ヂ搶r戶收入的影響隨農戶收入水平的提高而降低。除此以外，部分控制變量對農戶收入在不同分位數上的影響系數也存在一定的差異。

表3 采用OLS的家庭收入回歸結果

第一，從事非農業(yè)人數對家庭人均收入的影響作用隨家庭收入的增加呈“M”型。從事非農業(yè)人數在1/10、1/4、1/2、3/4和9/10分位點均通過了顯著性檢驗(估計系數分別為0.170、0.177、0.124、0.176和0.097)。這可能是由于收入水平較低的農戶會選擇進城務工獲得更多收入，當家庭收入達到一定水平后，農戶會減少從事務工等工作環(huán)境惡劣的非農業(yè)活動。農戶收入的進一步增加，從事非農業(yè)人數增多，這是因為具有一定收入的農戶會從事工作量相對小且能帶來更多收入的經營活動。對于高收入的農戶，一方面由于農戶從事大規(guī)模的農業(yè)經營活動，另一方面因為收入足夠支撐家庭消費，農戶會選擇減少甚至不從事經營活動。

第二，欠款數額對中高收入農戶產生顯著正向影響，對低收入農戶影響不顯著。欠款數額在1/2、3/4和9/10分位點均通過了顯著性檢驗(估計系數分別為0.048、0.047和0.077)，而在1/10和1/4分位點未通過顯著性檢驗(估計系數分別為0.003和0.030)。說明欠款數額對農戶收入的影響不容忽視。表明欠款數額已成為低收入農戶家庭負擔。進一步的解釋是，低收入農戶從銀行獲得貸款較為困難，沒有資金進行經營活動，欠款大都來自于民間借貸或親朋好友，對家庭收入產生較大壓力。

第三，銀行金融服務滿意程度因素對低收入農戶產生了顯著正向影響，對高收入農戶影響不顯著。對銀行金融服務滿意程度在1/10、1/4和1/2分位點通過了5%水平的顯著性檢驗(估計系數分別為0.116、0.109和0.073)，在3/4和9/10分位點未通過顯著性檢驗(估計系數分別為0.009和0.080)。這是因為銀行在農村提供的普遍為基礎性金融服務，收入較低的農戶參與度更高，高收入農戶對銀行基礎金融服務參與度相對較低。

第四，申請貸款是否獲批對人均收入的正向影響作用隨農戶家庭收入水平的提高而提高。申請貸款是否獲批在1/2、3/4和9/10分位點均通過了顯著性檢驗(估計系數分別為0.157、0.346和0.409)，而在1/10和1/4分位點未通過顯著性檢驗(估計系數分別為0.064和0.124)。說明高收入農戶更容易獲得貸款，收入低的農戶獲批貸款比較困難，一方面是因為獲批貸款能為農戶帶來更多收入，另一方面是因為銀行會對貸款農戶家庭信息進行評估，高收入農戶償還貸款能力更強，更容易獲批貸款。

家庭總人數、家庭經營類型、土地面積總量和是否有家庭成員為銀行職員變量雖然在不同分位點也通過了顯著性檢驗，但是各估計系數之間的差異性并不顯著。

4 主要結論與政策啟示

本研究基于陜西省和寧夏回族自治區(qū)3 256戶農戶的調研數據，實證檢驗了銀?；ヂ搶r戶收入的影響。研究結論中，首要的是，OLS回歸的估計結果表明，農戶參與銀保互聯在整體上能夠顯著提升其人均收入水平；重要的是，進一步的分位數回歸結果顯示，銀?；ヂ搶Φ褪杖胨睫r戶的人均收入具有顯著的正向影響，對高收入水平農戶人均收入的影響作用不顯著，即銀?；ヂ搶r戶收入的影響隨著農戶收入水平的提高而降低；此外，申請貸款是否獲批對高收入水平農戶的人均收入具有顯著的正向影響，對低收入農戶人均收入的影響作用不顯著，即申請貸款是否獲批對農戶收入的影響隨著農戶收入水平的提高而提高。

基于上述結論，本研究提出如下政策啟示：

(1) 加大對中低收入農戶及欠發(fā)達地區(qū)農戶參與銀保互聯的支持力度。對中低收入農戶提供更多的銀?；ヂ撜咧С?，幫助和鼓勵農戶參與銀保互聯，通過對參與銀?；ヂ摰霓r戶提供貸款，促進農戶進行農業(yè)經營活動，實現農戶增收目標，這也能為其他農戶的增收產生示范效應。

(2) 維持或適當降低銀?；ヂ搶Ω呤杖朕r戶的支持力度，轉為鼓勵其自主經營。銀?；ヂ搶r戶收入的影響隨農戶收入水平的提高而降低，對高收入水平的農戶，政府可以在生產經營方面進行補貼，激勵其選擇自主經營，以獲取更高收入。

(3) 加大對中低收入水平農戶的貸款支持力度。銀行等金融機構應該對中低收入水平農戶提供更多貸款支持，提高農戶收入水平和還款能力，進一步提高金融機構對農戶的貸款發(fā)放力度。

此外，本研究得出一些結果顯示在銀?；ヂ撝锌赡苓`約的通常是高收入水平農戶。加入銀?；ヂ撾m然能增加高收入水平農戶貸款額度，但與其自身擁有的物質資本相比較少，因而他們可能違約甚至不選擇加入銀保互聯，這方面問題有待進一步研究。