農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素研究
——基于陜西永壽農(nóng)戶調(diào)查

胡杰，羅劍朝, ，萬(wàn)素晨，羅博文

（1. 西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)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(zhǎng)期以來(lái)，農(nóng)戶“抵押難”“擔(dān)保難”“貸款難”問(wèn)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(wèn)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(wèn)題[1]。對(duì)農(nóng)戶而言，彼此交往頻繁，相互熟悉，且對(duì)彼此經(jīng)濟(jì)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(qǐng)貸款；對(duì)金融機(jī)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(duì)稱[2]。近年來(lái)，國(guó)家先后出臺(tái)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(jiàn)》《農(nóng)村信用社農(nóng)戶聯(lián)保貸款問(wèn)題指引》等文件，為農(nóng)戶聯(lián)保貸款的實(shí)施提供了政策依據(jù)。然而，我國(guó)于二十世紀(jì)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(shí)上已處于“半流產(chǎn)”狀態(tài)，實(shí)際運(yùn)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(shí)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(jìn)聯(lián)保貸款進(jìn)一步發(fā)展，已成為亟待解決的新焦點(diǎn)。針對(duì)影響農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿因素進(jìn)行實(shí)地調(diào)查和實(shí)證分析，為政府部門和金融機(jī)構(gòu)解決農(nóng)戶融資難題提供依據(jù)和參考，以此進(jìn)一步破解農(nóng)戶融資難題，從而對(duì)我國(guó)三農(nóng)事業(yè)發(fā)展具有重要意義。

聯(lián)保貸款起源于國(guó)外，國(guó)外學(xué)者對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款的研究已有較長(zhǎng)時(shí)間，在理論和實(shí)踐上都具有一定基礎(chǔ)。國(guó)外學(xué)者普遍認(rèn)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(shì)可獲得成員私人信息[5]，從而進(jìn)行信息甄別，實(shí)現(xiàn)自我選擇[6]。在聯(lián)保機(jī)制下，違約借款人會(huì)受到社會(huì)懲罰[7]，而這種懲罰會(huì)增加貸款者的違約成本[8]，降低小組成員的違約風(fēng)險(xiǎn)[9-10]，從而提高擔(dān)保團(tuán)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(huì)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(duì)外關(guān)系在一定程度上可提高借款人還款效率[13]，從而實(shí)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(xiǎn)[16]。

我國(guó)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(xiǎn)。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(shí)際中可行性較低，即金融機(jī)構(gòu)甄選農(nóng)戶客戶群體時(shí)會(huì)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(jì)上存在一系列問(wèn)題。相反，鄭毓盛和于點(diǎn)默[18]認(rèn)為聯(lián)保貸款可以為傳統(tǒng)金融市場(chǎng)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(wèn)題。

在農(nóng)戶聯(lián)保貸款的借款人違約風(fēng)險(xiǎn)研究中，陳言和史建平[23]發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶會(huì)因自身問(wèn)題、聯(lián)保小組內(nèi)部矛盾和小額貸款機(jī)構(gòu)的問(wèn)題而違約。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)使小組成員之間借貸需求出現(xiàn)分化，而致金融機(jī)構(gòu)將貸款方式從團(tuán)體貸款向個(gè)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(huì)使金融機(jī)構(gòu)產(chǎn)生較大壞賬風(fēng)險(xiǎn)[25]，農(nóng)戶群體類型、投資回報(bào)、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(jìn)其貸款規(guī)模擴(kuò)張[27]。但也有學(xué)者認(rèn)為只有較密切的社會(huì)關(guān)系才可促進(jìn)同伴監(jiān)督，從而抑制農(nóng)戶違約風(fēng)險(xiǎn)[28]。

總體而言，已有研究存在以下兩點(diǎn)不足。第一，從研究?jī)?nèi)容上來(lái)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(xiǎn)等問(wèn)題的分析，而對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素研究相對(duì)薄弱。第二，從研究層次上來(lái)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(shí)證分析。基于此，本文基于理性小農(nóng)理論，以陜西永壽縣2054個(gè)農(nóng)戶的實(shí)際調(diào)查為樣本，以農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿為切入點(diǎn)，運(yùn)用二元Probit模型，分析農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求與融資渠道，實(shí)證研究農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素，以彌補(bǔ)現(xiàn)有研究不足，為政府部門和金融機(jī)構(gòu)破解農(nóng)戶融資難題提供理論依據(jù)和價(jià)值參考，從而進(jìn)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(shuō)

目前，學(xué)界對(duì)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(shí)追求經(jīng)濟(jì)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(píng)價(jià)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(duì)聯(lián)保貸款的需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期為核心解釋變量，以農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征和農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)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(shuō)。

1.1 理性預(yù)期判斷對(duì)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(duì)聯(lián)保貸款理性預(yù)期判斷的影響，他們會(huì)最大限度的充分利用所得到的信息來(lái)判斷聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險(xiǎn)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(duì)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(huì)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(duì)聯(lián)保貸款的參與意愿會(huì)提高。同時(shí)，若農(nóng)戶認(rèn)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(duì)聯(lián)保貸款的參與意愿也會(huì)提高；農(nóng)戶聯(lián)保貸款收益預(yù)期是農(nóng)戶對(duì)其參與聯(lián)保貸款后是否能促進(jìn)收入增長(zhǎng)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(duì)農(nóng)村居民人均純收入具有直接影響，這種收入促進(jìn)作用會(huì)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(rèn)為參與聯(lián)保貸款可促進(jìn)其收入增長(zhǎng)或改善生活，那么農(nóng)戶會(huì)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(xiǎn)預(yù)期是農(nóng)戶對(duì)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(xiǎn)判斷。理論上講，農(nóng)戶償還聯(lián)保貸款能力越強(qiáng)，表明農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款的預(yù)期違約風(fēng)險(xiǎn)越低。相反，若農(nóng)戶沒(méi)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(huì)造成各種不良后果[33]。同時(shí)，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(huì)顯著正向影響農(nóng)戶聯(lián)戶擔(dān)保的參與決策。可見(jiàn)，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(xiǎn)。因此，本文認(rèn)為農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期越高時(shí)，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(xiǎn)預(yù)期越高時(shí)，參與意愿反而越低。

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

農(nóng)戶特征對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿也會(huì)產(chǎn)生一定影響，農(nóng)戶特征包括農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征和農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)知。其中，農(nóng)戶個(gè)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(xiǎn)預(yù)期越高[35]，對(duì)聯(lián)保貸款的參與可能會(huì)越消極。戶主受教育程度會(huì)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(huì)資源可能越多，較容易形成聯(lián)保小組；楊陽(yáng)等[37]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大，家庭獲得生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)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(duì)聯(lián)保貸款需求預(yù)期可能越強(qiáng)，從而越易參與聯(lián)保貸款。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)凈收入越高，農(nóng)戶投資農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的意愿可能越強(qiáng)，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(huì)地位，對(duì)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(jī)構(gòu)與其他農(nóng)戶信任。但考慮到家庭經(jīng)濟(jì)條件較好的農(nóng)戶出于對(duì)其他農(nóng)戶違約風(fēng)險(xiǎn)的考慮而不一定參加聯(lián)保小組，故本文認(rèn)為房屋重置成本對(duì)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(duì)產(chǎn)權(quán)抵押融資的認(rèn)知會(huì)影響其參與產(chǎn)權(quán)抵押融資的意愿。李學(xué)榮和張利國(guó)[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(rèn)知水平影響。可見(jiàn)，農(nóng)戶認(rèn)知會(huì)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(lái)反映農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款的認(rèn)知。因此，本文認(rèn)為農(nóng)戶個(gè)人特征、家庭經(jīng)濟(jì)特征和聯(lián)保貸款認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿會(huì)產(chǎn)生影響。

綜上所述，本文認(rèn)為農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期、風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期的理性判斷和農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征、農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)知會(huì)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(shuō)，構(gòu)建本文研究框架（圖1）。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)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(cái)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(shí)，為了促進(jìn)信用擔(dān)保業(yè)務(wù)的進(jìn)一步開(kāi)展，永壽縣政府設(shè)立財(cái)政擔(dān)?；鹨苑婪督鹑陲L(fēng)險(xiǎn)；創(chuàng)新?lián)Ｐ问揭酝苿?dòng)業(yè)務(wù)開(kāi)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(wèn)題。故依據(jù)實(shí)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(jìn)信用擔(dān)保整體發(fā)展，對(duì)陜西其他縣域或其他地方金融機(jī)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(shí)參考。本文使用的數(shù)據(jù)資料來(lái)源于研究團(tuán)隊(duì)于2019年7月對(duì)陜西永壽縣進(jìn)行的入戶問(wèn)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(jì)發(fā)展水平的高低在陜西永壽縣內(nèi)抽取7個(gè)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(jī)入戶調(diào)查。本次共發(fā)放問(wèn)卷2672份，收回問(wèn)卷2452份，剔除無(wú)效問(wèn)卷398份，有效問(wèn)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(jì)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(cè)量方法是由被訪農(nóng)戶對(duì)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(shí)際調(diào)研情況，本文將農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款的需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期的理性判斷作為核心解釋變量，農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征和農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款的認(rèn)知為控制變量。具體來(lái)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(jìn)收入增長(zhǎng)和聯(lián)保貸款是否能改善生活；農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)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(gè)人特征包括戶主年齡和受教育程度；農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征包括土地耕種面積、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)凈收入和房屋重置成本；農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)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(jìn)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(gè)影響因素，α為常數(shù)項(xiàng)，βi表示第i個(gè)影響因素的回歸系數(shù)，μ表示截距，n為影響因素的個(gè)數(shù)。

二元Probit模型結(jié)果只能從變量顯著性和系數(shù)符號(hào)方面給出有限信息，而平均半彈性可準(zhǔn)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(guò)計(jì)算二元Probit模型中的平均半彈性可明確各解釋變量對(duì)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(rèn)為聯(lián)保貸款能滿足其資金需求，46%的被訪農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款對(duì)解決其資金困難程度不高（表2），表明多數(shù)農(nóng)戶認(rèn)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(rèn)為聯(lián)保貸款能促進(jìn)其收入增長(zhǎng)，59%的被訪農(nóng)戶認(rèn)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(jì)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(duì)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(rèn)為聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)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(duì)象時(shí)會(huì)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(xiǎn)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(wèn)題較為嚴(yán)重，而老齡化可能會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)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(yíng)凈收入為0.81萬(wàn)元，房屋重置成本均值為10.73萬(wàn)元，表明農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)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(jī)構(gòu)等主體宣傳聯(lián)保貸款時(shí)主要介紹了聯(lián)保貸款政策而未向農(nóng)戶詳細(xì)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(guò)借貸需求。其中，362戶農(nóng)戶只向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)過(guò)貸款；384戶農(nóng)戶只通過(guò)民間借貸渠道進(jìn)行過(guò)融資；56戶農(nóng)戶既向金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)過(guò)貸款，又通過(guò)民間借貸渠道進(jìn)行過(guò)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(jī)構(gòu)申請(qǐng)過(guò)貸款的農(nóng)戶中，只有35戶農(nóng)戶通過(guò)農(nóng)戶聯(lián)保貸款獲得過(guò)資金，其他農(nóng)戶則主要通過(guò)信用貸款、土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款、政策性貸款等貸款方式獲得過(guò)資金。85.25%的被訪農(nóng)戶表示不愿意參與聯(lián)保貸款。可見(jiàn)，農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與度低，對(duì)聯(lián)保貸款的積極性和主動(dòng)性沒(méi)有發(fā)揮現(xiàn)實(shí)作用。從實(shí)際調(diào)查來(lái)看，農(nóng)戶普遍反映不易找到合適的擔(dān)保人，而金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶申請(qǐng)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(wú)法達(dá)到申請(qǐng)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(guò)程中農(nóng)戶常常需額外支付一定的人情費(fèi)，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(biāo)準(zhǔn)誤和普通標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了Probit估計(jì)，二者結(jié)果非常接近，故不用擔(dān)心模型設(shè)定問(wèn)題。Probit模型準(zhǔn)R2為0.127、0.172，對(duì)應(yīng)的P值為0.00（表4），故整個(gè)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(duì)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(gè)人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征和農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)知等控制變量來(lái)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(jì)準(zhǔn)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(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的估計(jì)是可靠的，說(shuō)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(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，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(shuō)明若農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款能滿足其資金需求，則農(nóng)戶會(huì)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(qǐng)額度與其資金需求間的缺口。若缺口過(guò)大，表明農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款不能滿足其資金需求，從而會(huì)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(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明該變量對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款意愿影響不顯著，但從變量系數(shù)符號(hào)來(lái)看，該變量對(duì)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(guò)1%和5%顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為正，表明聯(lián)保貸款收益預(yù)期對(duì)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(jìn)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(shuō)明若農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款能滿足其收益預(yù)期，則農(nóng)戶會(huì)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(duì)其收入和生活的改變。若農(nóng)戶認(rèn)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(xiǎn)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(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為正，表明該變量對(duì)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(shuō)明若農(nóng)戶愿意為他人提供擔(dān)保，則表明農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期的判斷在其承受范圍之內(nèi)，即會(huì)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(lái)的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期。若農(nóng)戶認(rèn)為參與聯(lián)保貸款帶來(lái)的預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)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(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)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(hào)來(lái)看，該變量對(duì)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(gè)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(guò)1%和5%顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為負(fù)，表明戶主年齡對(duì)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(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，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(jì)特征中，土地耕種面積在模型2和模型4中都通過(guò)5%顯著性檢驗(yàn)，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(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為負(fù)。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(yíng)凈收入未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明該變量對(duì)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(rèn)知中，是否了解聯(lián)保貸款政策未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明該變量對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響不顯著。農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款辦理流程的了解在模型2和模型4中都通過(guò)5%顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為正。給定其他變量，若農(nóng)戶對(duì)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(wèn)題。由上述實(shí)證分析可知，模型整體擬合信息較好，預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率較高，故不存在遺漏重要解釋變量的問(wèn)題。同時(shí)，本文通過(guò)分層抽樣、隨機(jī)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(wèn)題。可見(jiàn)，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(huì)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(yàn)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(duì)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(guò)IV-Probit模型檢驗(yàn)Probit模型的內(nèi)生性，若未通過(guò)變量外生性的原假設(shè)，則表明Probit模型不存在內(nèi)生性問(wèn)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(jì)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(yàn)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(duì)內(nèi)生變量具有較強(qiáng)的解釋力。另外，利用2SLS對(duì)上述變量進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)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(duì)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(yàn)結(jié)果Table 5 Endogenous test results

3.5 模型穩(wěn)健性分析

為了檢驗(yàn)前文估計(jì)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(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響因素重新進(jìn)行回歸。同時(shí)，通過(guò)進(jìn)一步計(jì)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(shuō)服力。

對(duì)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(biāo)未發(fā)生明顯變化，模型7的預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率較模型1相比僅變動(dòng)0.05%。同時(shí)，核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)符號(hào)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(rèn)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(rèn)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(duì)應(yīng)的幾率比可類似的解釋。綜上，本文基準(zhǔn)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(huì)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(xiǎn)預(yù)期對(duì)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(jī)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(xiǎn)預(yù)期對(duì)農(nóng)戶的客觀影響，如動(dòng)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(biāo)準(zhǔn)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(shí)，金融機(jī)構(gòu)可利用大數(shù)據(jù)優(yōu)勢(shì)，促成農(nóng)戶組成聯(lián)保小組，完善聯(lián)保貸款違約機(jī)制，降低農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期，提高農(nóng)戶還貸信心，促進(jìn)農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款。此外，農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征和農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿也有影響。因此，金融機(jī)構(gòu)、政府等主體在促進(jìn)農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款時(shí)應(yīng)注重在聯(lián)保貸款審核條件中引入農(nóng)戶個(gè)人特征和農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征等因素，根據(jù)農(nóng)戶實(shí)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(guò)陜西永壽農(nóng)戶來(lái)研究農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素，但我國(guó)于1994年便開(kāi)始開(kāi)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?？紤]到我國(guó)聯(lián)保貸款的實(shí)際運(yùn)行情況，理論上應(yīng)通過(guò)對(duì)我國(guó)所有開(kāi)展聯(lián)保貸款地區(qū)的農(nóng)戶進(jìn)行抽樣調(diào)查，構(gòu)建覆蓋全國(guó)的數(shù)據(jù)庫(kù)，從而更加準(zhǔn)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(jìn)一步促進(jìn)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(guò)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(xiǎn)預(yù)期。一方面，金融機(jī)構(gòu)在開(kāi)展聯(lián)保貸款業(yè)務(wù)時(shí)，應(yīng)根據(jù)農(nóng)戶微觀情況的差異制定動(dòng)態(tài)化的放貸政策，對(duì)信用狀況良好和違約風(fēng)險(xiǎn)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(jìn)農(nóng)村信用平臺(tái)建設(shè)，構(gòu)建農(nóng)戶信用水平和風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)的指標(biāo)評(píng)價(jià)體系，以提升農(nóng)戶信用和風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)，降低農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)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(jì)，提升服務(wù)質(zhì)量。金融機(jī)構(gòu)應(yīng)增強(qiáng)農(nóng)戶聯(lián)保機(jī)制的靈活性，采用科學(xué)、合理的授信評(píng)估方法，根據(jù)農(nóng)戶個(gè)人和家庭經(jīng)濟(jì)特征間的差異性，優(yōu)化聯(lián)保貸款模式或制度設(shè)計(jì)，進(jìn)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(dòng)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(shí)，金融機(jī)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(qiáng)化聯(lián)保貸款擔(dān)保權(quán)能，促進(jìn)聯(lián)戶擔(dān)保機(jī)制有效運(yùn)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(jī)制，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)充分尊重農(nóng)戶參與意愿，根據(jù)農(nóng)戶實(shí)際情況，積極合理引導(dǎo)農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款。同時(shí)，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)強(qiáng)化聯(lián)戶擔(dān)保機(jī)制的信用風(fēng)險(xiǎn)抵御作用。根據(jù)地區(qū)實(shí)際情況，在聯(lián)戶擔(dān)保機(jī)制中引入專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)民合作社及農(nóng)業(yè)企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，構(gòu)建農(nóng)村多主體信用聯(lián)合體，改進(jìn)聯(lián)保制度的靈活性，從而促進(jìn)聯(lián)戶擔(dān)保機(jī)制有效運(yùn)行。