農(nóng)戶風(fēng)險性信貸配給的形成機制及其福利損失效應(yīng)研究

陳治國，景辛辛

（1.咸陽師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，陜西 咸陽 712000；2.山東財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，山東 濟(jì)南 250000）

一、引言與文獻(xiàn)回顧

信貸可獲得性對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展至關(guān)重要，其與農(nóng)戶生產(chǎn)力、家庭福利和復(fù)原力呈正相關(guān)關(guān)系，也有助于縮小農(nóng)戶之間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)差距與收入差距，以及實現(xiàn)家庭資產(chǎn)優(yōu)化配置確保農(nóng)戶家庭財富長期可持續(xù)地穩(wěn)健增長（尹志超等，2015；南永清等，2020）[1-2]。盡管我國農(nóng)村金融制度通過強制性與誘致性變遷相結(jié)合的演進(jìn)方式日趨完善并步入創(chuàng)新深化階段（溫濤和王煜宇，2018）[3]，農(nóng)村金融的包容性已上升到了前所未有的高度，但我國農(nóng)戶卻仍然存在著農(nóng)業(yè)信貸配給（何廣文等，2018）[4]。且當(dāng)前比較重要而又恰恰被研究者與政策決策層所忽視的，是農(nóng)戶風(fēng)險性信貸配給，即在農(nóng)業(yè)風(fēng)險情形下風(fēng)險規(guī)避型的農(nóng)戶考慮到受天氣風(fēng)險、氣候沖擊、農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量與品質(zhì)自身不穩(wěn)定以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件改變等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營風(fēng)險的影響，家庭無法獲得穩(wěn)定可觀的農(nóng)業(yè)收益致使不能夠及時償還本金，以致引起失去家庭資產(chǎn)的風(fēng)險。因而，即使“三權(quán)”抵押貸款①“三權(quán)”抵押貸款是指農(nóng)戶用農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)、農(nóng)村居民房屋權(quán)和林權(quán)作抵押向銀行申請貸款，目前該抵押貸款業(yè)務(wù)已在陜西、四川、重慶、浙江、安徽、江蘇等地開展實施。政策在各地積極推行與大力實施，農(nóng)戶也不敢輕易以農(nóng)地、房產(chǎn)等家庭資產(chǎn)進(jìn)行抵押貸款。尤其是貧困農(nóng)戶，其由于缺乏足夠的家庭資產(chǎn)或勞動力，在農(nóng)業(yè)風(fēng)險面前可能更加脆弱，為了降低風(fēng)險只能保守經(jīng)營各項業(yè)務(wù)（班納吉和迪弗洛，2013；Huang等，2015；陳治國等，2021）[5-7]，進(jìn)而主動選擇放棄向金融機構(gòu)申請信貸資金。調(diào)查研究中發(fā)現(xiàn)該風(fēng)險性信貸配給現(xiàn)象尤其在信貸需求缺口較大且家庭經(jīng)濟(jì)條件并不好的農(nóng)戶群體中普遍存在，是制約生活水平較低農(nóng)戶家庭增收、階層躍遷的關(guān)鍵因素。據(jù)此可知，考察風(fēng)險性信貸配給具有重要的現(xiàn)實意義，通過理論分析與實證估計相結(jié)合方式探究風(fēng)險性信貸配給的形成邏輯及其福利損失效應(yīng)，有助于更好地認(rèn)識風(fēng)險性信貸配給，以期對其進(jìn)行有效治理，進(jìn)而充分釋放農(nóng)村金融的支農(nóng)惠農(nóng)潛能。

關(guān)于農(nóng)業(yè)信貸配給的生成，金融機構(gòu)與借款農(nóng)戶彼此之間無法克服交易成本、內(nèi)生的信息不完全與信息不對稱問題以及由此產(chǎn)生的篩選、監(jiān)測和執(zhí)行問題時，逆向選擇與道德風(fēng)險往往會發(fā)生，其在不完美的農(nóng)村金融市場中的具體表現(xiàn)就是信貸配給的存在（Carter，1988；Drakos和Giannakopoulos，2017）[8-9]。學(xué)者們將信貸配給從資金供需匹配方面劃分為第一類信貸配給與第二類信貸配給。第一類信貸配給指資金供不應(yīng)求導(dǎo)致部分農(nóng)戶的信貸需求得不到滿足；第二類信貸配給指即使資金供給充足，仍有農(nóng)戶在任一利率條件下均難以獲得信貸資金（Stiglitz 和Weiss，1981；Gonzalezvega，1984）[10-11]。與此同時，從配給程度層面可分為完全信貸配給與部分信貸配給，其中完全信貸配給指農(nóng)戶的全部信貸申請均未得到滿足，部分信貸配給指農(nóng)戶的信貸申請只得到部分滿足（李韜和羅劍朝，2013）[12]。從信貸配給的選擇主體層面可將信貸配給分為金融機構(gòu)決策行為導(dǎo)致的供給型信貸配給（李成友等，2019；鄧朝春和邢祖禮，2020）[13-14]與農(nóng)戶自選擇行為生成的需求型信貸配給（Kon 和 Storey，2003；梁虎和羅劍朝，2019）[15-16]。此外，從信貸配給的內(nèi)容也可將其分為數(shù)量配給與服務(wù)配給，其中數(shù)量配給指金融機構(gòu)的信貸供給量達(dá)不到農(nóng)戶所需的信貸規(guī)模，服務(wù)配給則是指金融機構(gòu)拒絕向有信貸需求的農(nóng)戶提供信貸服務(wù)（朱喜和李子奈，2006）[17]。

現(xiàn)實中存在的信貸配給無疑會對農(nóng)戶家庭福利產(chǎn)生消極影響。Cechura（2009）[18]構(gòu)建理論模型研究表明信貸配給的發(fā)生顯著地決定了農(nóng)戶的資本積累和投資決策，造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)損失，影響農(nóng)戶家庭福利；褚寶金等（2009）[19]認(rèn)為正規(guī)信貸配給導(dǎo)致農(nóng)戶僅能部分獲得投資資金，從而影響農(nóng)戶家庭收入增加；李慶海等（2012）[20]基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)信貸配給分別給農(nóng)戶家庭凈收入與家庭消費支出造成了18.5%和20.8%的損失；李成友等（2014）[21]基于農(nóng)戶家庭跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)信貸配給致使農(nóng)戶家庭消費支出與消費質(zhì)量分別下降了18.8%、19.7%；劉艷華（2016）[22]則基于省際面板數(shù)據(jù)研究認(rèn)為信貸配給對農(nóng)戶消費有負(fù)向的間接效應(yīng)，且指出該間接效應(yīng)存在雙重門檻，劉艷華和朱紅蓮（2017）[23]進(jìn)一步研究指出信貸配給程度的地區(qū)差異導(dǎo)致農(nóng)戶收入產(chǎn)生地區(qū)差異，是各地區(qū)農(nóng)戶收入不均衡的主要誘因，并指出該作用效果存在閾值效應(yīng)；Ndegwa 等（2020）[24]研究指出信貸配給不利于應(yīng)對干旱的新技術(shù)在肯尼亞農(nóng)村地區(qū)的推廣與應(yīng)用，致使農(nóng)戶家庭福利受損；Cao 和 Le（2020）[25]實證分析信貸配給對越南湄公河三角洲稻農(nóng)投入資金分配的影響，發(fā)現(xiàn)信貸配給使得部分稻農(nóng)沒有足夠資本用于生產(chǎn)投入，造成水稻產(chǎn)量下降，給稻農(nóng)造成明顯的福利損失。

梳理既有研究可知，學(xué)者們已對信貸配給的主要類型及其福利效應(yīng)進(jìn)行了細(xì)致研究，為治理信貸配給提供了有益指引，也為后續(xù)相關(guān)研究提供了有效線索。然而，以往研究的需求型信貸配給多指生活水平較低農(nóng)戶幾乎沒有資產(chǎn)可抵押，或者金融機構(gòu)設(shè)置較多的抵押貸款條件使得農(nóng)戶放棄申請抵押貸款服務(wù)。比如，林毅夫（2004）[26]等學(xué)者就指出因農(nóng)地產(chǎn)權(quán)問題使得農(nóng)戶不能以土地等家庭資產(chǎn)作為金融機構(gòu)可接受的抵押物，從而致使農(nóng)戶遭受信貸配給，是造成農(nóng)戶貸款難的主因。但現(xiàn)有研究并未深入探究當(dāng)前較為重要的一類信貸配給問題，即在農(nóng)業(yè)風(fēng)險情形下風(fēng)險規(guī)避型的農(nóng)戶主觀選擇行為引致的風(fēng)險性信貸配給，雖然龐新軍和冉光和（2014）[27]、任劼等（2015）[28]等學(xué)者已認(rèn)識到了農(nóng)戶風(fēng)險偏好與信貸配給的相關(guān)性，但他們并沒有將風(fēng)險性信貸配給作為重要的需求型信貸配給從理論分析視角深入揭示面對農(nóng)業(yè)風(fēng)險時風(fēng)險規(guī)避農(nóng)戶信貸配給的形成邏輯，以及探析風(fēng)險性信貸配給造成的福利損失效應(yīng)。與此同時，在政策實踐層面，盡管多年來國家始終高度重視農(nóng)戶信貸配給問題，并為了有效破解農(nóng)戶貸款難題，出臺了一系列組合式的農(nóng)村金融政策安排。尤其值得一提的就是“三權(quán)”抵押貸款政策的穩(wěn)步實施，農(nóng)村金融機構(gòu)兌現(xiàn)其支農(nóng)承諾的能力通過抵押貸款服務(wù)的大力推廣而得到了顯著提升，有效緩解了供給型信貸配給，但作為需求型信貸配給中較為重要的風(fēng)險性信貸配給則是當(dāng)前制約我國農(nóng)村金融深化與廣化的瓶頸問題，是農(nóng)戶在當(dāng)前外部約束與自身稟賦條件下的無奈選擇。鑒于此，本研究通過對風(fēng)險性信貸配給形成機制的理論剖析及其福利損失效應(yīng)的估計，以期全面地審視風(fēng)險性信貸配給的生成機制及其負(fù)面效果，能為更好地認(rèn)識已有的農(nóng)村金融制度安排與當(dāng)前的金融惠農(nóng)政策提供理論解釋與經(jīng)驗證據(jù)，進(jìn)而有助于探尋出農(nóng)村金融制度的優(yōu)化路徑與金融惠農(nóng)政策的治理思路，減輕農(nóng)戶風(fēng)險性信貸配給，最大化農(nóng)村金融的支農(nóng)效應(yīng)，提高農(nóng)戶家庭福祉。

二、風(fēng)險性信貸配給形成機制的理論分析

假設(shè)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入要素為X，其價格水平是w，對應(yīng)的產(chǎn)出函數(shù)是F(X)，產(chǎn)出的價格水平是p，則農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入函數(shù)為pF(X)。由于農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中經(jīng)常會遭受農(nóng)業(yè)風(fēng)險的影響，該農(nóng)業(yè)風(fēng)險不僅包括受自然災(zāi)害沖擊、農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量與品質(zhì)不穩(wěn)定以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件改變所引致的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風(fēng)險，也包括農(nóng)產(chǎn)品銷售中面臨的市場價格波動風(fēng)險。因此風(fēng)險情形下的農(nóng)業(yè)收入函數(shù)可表示為θpF(X)，其中θ 為均值為1、方差為σ2的隨機變量，σ2值越大意味著農(nóng)業(yè)風(fēng)險越高。此時，農(nóng)業(yè)凈收入函數(shù)最終可表示為：

由于現(xiàn)實中農(nóng)戶的風(fēng)險偏好總體上屬于風(fēng)險厭惡型，意味著農(nóng)戶一般情況下不是追求凈收入的最大化，而是追求凈收入期望效用的最大化，即其目標(biāo)函數(shù)為MaxE[U(y)]?；谄谕в美碚?，可將不確定性條件下凈收入的期望效用轉(zhuǎn)化為確定性凈收入所對應(yīng)的效用水平，即其中為農(nóng)戶的確定性凈收入。由于風(fēng)險厭惡型農(nóng)戶實施決策行為時會存在風(fēng)險貼水，因此農(nóng)戶確定性凈收入可近似表示為其中π 指農(nóng)戶的風(fēng)險厭惡系數(shù)，農(nóng)戶風(fēng)險厭惡程度越高則π 越大。進(jìn)而通過確定性等價可得農(nóng)戶的期望效用表達(dá)式為：

從（1）式可得農(nóng)戶凈收入y的期望為：

則（2）式可進(jìn)一步表示為：

因此農(nóng)戶追求最大期望效用，其目標(biāo)函數(shù)可表示為：

同時由于農(nóng)戶在生產(chǎn)過程中面臨信貸約束，農(nóng)戶已擁有的自有資金與從金融機構(gòu)處申請的貸款金額之和必須能夠滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入的基本要求，因此信貸約束表達(dá)式可表示為：

其中，C 為農(nóng)戶已擁有的自有資金，K 為農(nóng)戶從金融機構(gòu)處申請的貸款金額。

最終，農(nóng)戶凈收入期望效用的最大化問題可表示為如下的目標(biāo)函數(shù)與約束條件：

構(gòu)建拉格朗日方程為：

其中，λ 表示信貸約束的影子價格，無信貸約束時λ=0，有信貸約束時λ＞0，因此可知λ＞0。由不等式約束優(yōu)化的Kuhn-Tucker最優(yōu)性一階條件可得：

聯(lián)立（3）式與（4）式可得：

而無農(nóng)業(yè)風(fēng)險情形下的貸款金額K*的表達(dá)式為：

由于（3）式有解的情況下必須存在1-πσ2F(X)＞0，且由πσ2F(X)＞0 可得1-πσ2F(X)＜1，為此可知農(nóng)業(yè)風(fēng)險情形下的貸款金額K明顯小于無農(nóng)業(yè)風(fēng)險情形下的貸款金額K*（即K＜K*），同時FX(X)、生產(chǎn)要素X與價格水平P 均為正值，參數(shù)λ 也大于零，進(jìn)而可知農(nóng)業(yè)風(fēng)險情形下的貸款金額K 與風(fēng)險厭惡系數(shù)π 以及能夠測度農(nóng)業(yè)風(fēng)險的σ2均存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，農(nóng)戶風(fēng)險厭惡系數(shù)越大或農(nóng)業(yè)風(fēng)險越高，農(nóng)戶選擇從金融機構(gòu)申請的貸款金額就越少，即農(nóng)戶風(fēng)險規(guī)避程度與農(nóng)業(yè)風(fēng)險越高，其主動向金融機構(gòu)申請的貸款金額就越少。因此，理論模型分析表明：考慮到農(nóng)業(yè)風(fēng)險的存在，風(fēng)險厭惡型的農(nóng)戶不會積極主動以產(chǎn)權(quán)抵押等方式向金融機構(gòu)申請所需的全部信貸資金，即使國家當(dāng)前放寬金融信貸條件，要求金融機構(gòu)對于農(nóng)戶的抵押貸款需求予以充分滿足，同時鼓勵農(nóng)戶從金融機構(gòu)處通過抵押貸款滿足信貸需求，也難以改變農(nóng)戶的信貸決策行為。因此現(xiàn)實中存在農(nóng)戶主動選擇放棄向金融機構(gòu)申請信貸資金的風(fēng)險性信貸配給現(xiàn)象，農(nóng)戶尤其不敢輕易以農(nóng)地、房產(chǎn)等家庭資產(chǎn)進(jìn)行抵押貸款，擔(dān)心面臨天氣風(fēng)險、氣候沖擊、農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量與品質(zhì)不穩(wěn)定以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件改變等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營風(fēng)險而無法獲得穩(wěn)定可觀的農(nóng)業(yè)收益，致使其不能夠及時償還本金，以致引起失去家庭資產(chǎn)的風(fēng)險。

由此可見，風(fēng)險性信貸配給顯然有其存在的理論邏輯，農(nóng)戶自選擇行為引致的風(fēng)險性信貸配給勢必導(dǎo)致農(nóng)業(yè)投資不足和對先進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的選擇不足，即偏向于選擇低風(fēng)險但利潤率較低的作物與品種，且不積極主動選擇投資于生產(chǎn)性的農(nóng)業(yè)資產(chǎn)，包括土壤肥力的改善、優(yōu)質(zhì)化肥與新型綠色農(nóng)藥的使用、農(nóng)機具的購置等。同時缺乏改進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的動力，從而會對農(nóng)戶家庭福利產(chǎn)生較大的影響。對于該影響的現(xiàn)實表現(xiàn)，本研究接下來將運用計量模型對其引致的福利損失效應(yīng)進(jìn)行實證估計。

三、變量選取與模型設(shè)定

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本研究選用農(nóng)戶家庭純收入、家庭消費支出以及家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出測度農(nóng)戶家庭福利，作為模型的被解釋變量。關(guān)于風(fēng)險性信貸配給的測度，本文選用農(nóng)戶資金需求且可通過抵押貸款等方式獲得的最大信貸金額與其實際主動從金融機構(gòu)申請的信貸金額的差值作為衡量風(fēng)險性信貸配給的測度指標(biāo)，該信貸缺口能識別出風(fēng)險性信貸配給的水平，為此設(shè)定為模型的解釋變量。

與此同時，關(guān)于控制變量的設(shè)定，主要從戶主特征、家庭特征、農(nóng)地流轉(zhuǎn)、金融生態(tài)環(huán)境、社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系、地理特征等方面進(jìn)行控制變量的選取，具體選取情況如下。一是戶主特征變量，主要包括戶主年齡、戶主性別、戶主受教育水平及戶主金融素養(yǎng)，其中戶主金融素養(yǎng)根據(jù)其了解利率、通貨膨脹、銀行業(yè)務(wù)、理財途徑及投資風(fēng)險等金融知識的情況由低到高劃分為0—5 共六個等級。二是家庭特征變量，主要包括家庭耕地面積、家庭非農(nóng)收入占比、家庭勞動力數(shù)、家庭受撫養(yǎng)人數(shù)、家庭是否養(yǎng)殖牲畜、家庭是否加入農(nóng)合組織、家中有無久病大病成員、家庭是否為貧困戶、近年來家庭有無重大支出。三是土地流轉(zhuǎn)變量，主要包括農(nóng)地轉(zhuǎn)出面積、農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積。四是金融環(huán)境變量，主要有鄉(xiāng)鎮(zhèn)金融網(wǎng)點數(shù)。五是社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系變量，主要有是否是黨員干部家庭。六是地理特征變量，主要有距交通節(jié)點的遠(yuǎn)近程度，由遠(yuǎn)及近劃分為1—3共三個等級。

本文所選取的指標(biāo)數(shù)據(jù)主要通過對陜西省關(guān)中地區(qū)農(nóng)戶家庭進(jìn)行實地調(diào)研獲得，有效樣本量為240 個，樣本調(diào)查點主要選取西安市的高陵區(qū)與臨潼區(qū)的農(nóng)村地區(qū)、咸陽市的禮泉縣與涇陽縣的農(nóng)村地區(qū)。相關(guān)指標(biāo)變量的描述性統(tǒng)計特征見表1。

表1 模型所選變量的描述性統(tǒng)計特征

（二）模型設(shè)定

為了有效估計風(fēng)險性信貸配給對農(nóng)戶家庭福利的影響效果，本研究分別以農(nóng)戶家庭純收入、家庭消費支出以及家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出為被解釋變量設(shè)定實證模型，實證模型具體構(gòu)建如下：

其中，INCi、CSUi、INVi分別表示農(nóng)戶 i 的家庭純收入、家庭消費支出以及家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出，RCRi為風(fēng)險性信貸配給，Xi表示對農(nóng)戶家庭福利有影響的控制變量，β0為常數(shù)項，β1為解釋變量的待估系數(shù)，βj為控制變量的待估系數(shù)，ui為隨機擾動項。

由于模型所涉變量存在較多的虛擬變量，運用OLS估計法直接估計則會存在多重共線性與異方差問題，致使得到的估計結(jié)果有較大的偏誤。而泊松偽極大似然估計法（PPML）在數(shù)值優(yōu)化方面較最小二乘估計法具有更為穩(wěn)健的估計效果，且能夠較好地消除多重共線性與異方差問題。因此，本研究運用泊松偽極大似然估計法（PPML）對實證模型進(jìn)行估計。

四、實證估計結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果

運用泊松偽極大似然估計法對實證模型進(jìn)行估計，估計結(jié)果見表2，表2 的模型（1）、模型（2）、模型（3）分別展示了風(fēng)險性信貸配給對農(nóng)戶家庭純收入、家庭消費支出、家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出的影響效果。由表2 可見，風(fēng)險性信貸配給分別在1%、10%、10%的顯著性水平上對農(nóng)戶家庭純收入、家庭消費支出、家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出有顯著的負(fù)向影響，估計結(jié)果表明風(fēng)險性信貸配給對農(nóng)戶家庭福利具有顯著的負(fù)面效應(yīng)，且其對家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出與家庭純收入的負(fù)面影響相對較強。由于存在風(fēng)險性信貸配給，考慮到農(nóng)業(yè)風(fēng)險的潛在沖擊會引致其家庭抵押資產(chǎn)失去的潛在風(fēng)險，風(fēng)險規(guī)避的農(nóng)戶理性考量下通常不敢輕易將家庭資產(chǎn)作為抵押物向金融機構(gòu)申請信貸資金，因此其往往不會主動選擇“三權(quán)”抵押貸款服務(wù)取得抵押貸款資金來滿足自己所需的信貸需求；或出于安全審慎起見，僅申請較小份額的抵押貸款資金，從而致使農(nóng)村金融抵押貸款政策達(dá)不到預(yù)期的實施效果，以至于農(nóng)戶所遭受的信貸約束并不能通過現(xiàn)有的農(nóng)村金融抵押貸款政策得以順利消除。農(nóng)戶面臨資金約束的直接反應(yīng)就是其不會積極且沒有能力增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出，農(nóng)戶因自身選擇行為造成的風(fēng)險性信貸配給難以保障其充分?jǐn)U大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模、采用先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)、改進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、優(yōu)化升級農(nóng)業(yè)運營方式，也不能促其有效投資于非農(nóng)創(chuàng)收業(yè)務(wù)，進(jìn)而不利于農(nóng)戶家庭純收入的增加。收入不足同時也會對農(nóng)戶家庭消費支出造成抑制影響，結(jié)果給農(nóng)戶家庭的福利改善制造了障礙，導(dǎo)致農(nóng)戶家庭福利受損。由此可見，農(nóng)戶風(fēng)險性信貸配給確實存在著明顯的福利損失效應(yīng)，是當(dāng)前亟須治理的信貸配給問題。

表2 風(fēng)險性信貸配給對農(nóng)戶家庭福利影響的PPML估計結(jié)果

此外，考察控制變量估計結(jié)果，從戶主特征變量來看，戶主年齡對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出有顯著的負(fù)向影響，對家庭純收入與消費支出的負(fù)向影響不顯著；戶主性別對家庭純收入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出有負(fù)向影響但該影響并不顯著，對消費支出有不顯著的正向影響；戶主受教育水平對家庭純收入、消費支出、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出有正向影響，但該影響不顯著；戶主金融素養(yǎng)對農(nóng)戶家庭純收入、消費支出、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出均在1%的顯著性水平上有正向影響。之所以呈現(xiàn)出以上實證結(jié)果，主要在于年齡較大的農(nóng)戶偏好于傳統(tǒng)保守的農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式，擴大農(nóng)業(yè)投資規(guī)模的積極性不強，進(jìn)而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出有顯著的負(fù)效應(yīng)；年齡較大的農(nóng)戶盡管通過傳統(tǒng)經(jīng)營方式不利于家庭收入的改進(jìn)，但其農(nóng)業(yè)管理經(jīng)驗卻有助于收入提升，因此戶主年齡對家庭純收入的負(fù)效應(yīng)不顯著；同時年齡較大的農(nóng)戶自己消費的意愿不強，但其樂于為后輩花費的行為偏好使得戶主年齡對家庭消費支出的負(fù)向影響不顯著。農(nóng)村空心化背景下留在農(nóng)村的男性戶主一般體力較差，但其農(nóng)業(yè)經(jīng)營的傳統(tǒng)優(yōu)勢使得戶主性別對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的負(fù)效應(yīng)不顯著，進(jìn)而也對家庭純收入的抑制效應(yīng)不顯著；而男性戶主有相對較高的支出習(xí)慣，但家庭負(fù)擔(dān)也約束其保持有限的支出，因此戶主性別對家庭消費支出的正效應(yīng)不顯著。教育水平較高的戶主在家庭決策方面更加合理，有助于家庭福利改善，但目前農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式并未處于技術(shù)含量較高的階段，教育發(fā)揮的作用相對有限，進(jìn)而使得受教育水平對農(nóng)戶家庭福利的正效應(yīng)不顯著。金融素養(yǎng)較高的戶主易于實施投資優(yōu)化組合策略，有利于家庭福利改進(jìn)，因此金融素養(yǎng)對農(nóng)戶家庭福利有顯著的正效應(yīng)。

從家庭特征變量來看，耕地面積對農(nóng)戶家庭福利有負(fù)向影響，其中對家庭消費支出有顯著的負(fù)向影響。究其原因主要是：盡管較多的耕地有助于農(nóng)業(yè)收入的增加，但現(xiàn)有農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)經(jīng)營積極性不高，耕作安排往往不合理，較多的耕地并未得到高質(zhì)量經(jīng)營，生產(chǎn)性投資較低，家庭收入得不到有效提升，進(jìn)而會顯著降低其家庭消費水平。非農(nóng)收入占比對農(nóng)戶家庭福利有不顯著的負(fù)向影響，較高的非農(nóng)收入占比意味著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出較少，但其對家庭純收入與消費支出呈現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)，主要在于農(nóng)戶現(xiàn)有的非農(nóng)就業(yè)與非農(nóng)業(yè)務(wù)活動并沒有達(dá)到較優(yōu)狀態(tài)，非農(nóng)收入的效益與持續(xù)性不足，且影響了農(nóng)戶正常的農(nóng)業(yè)經(jīng)營安排，因此不利于農(nóng)戶家庭純收入與消費水平的提高。勞動力對家庭純收入、對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出有顯著的正向影響，但對消費支出的正向影響不顯著，究其原因在于充足的勞動力投入要素促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資的增加，實現(xiàn)農(nóng)戶家庭創(chuàng)收，較多的勞動力也易于擴大家庭消費支出，不過青壯年勞動力的花費相對不及小孩與老人，因此勞動力對消費支出的正效應(yīng)不顯著。受撫養(yǎng)人數(shù)對農(nóng)戶家庭純收入、消費支出、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出均有顯著的正向影響，究其原因在于小孩與老人是大家庭的主要標(biāo)志，大家庭通常收入水平較高且也有能力撫養(yǎng)小孩與老人，小孩與老人同時也是家庭消費支出增加的主因，也是促進(jìn)農(nóng)戶加大農(nóng)業(yè)投入增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出的主要驅(qū)動力。是否養(yǎng)殖牲畜對家庭純收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出有正向影響但該影響并不顯著，對消費支出有不顯著的負(fù)向影響，究其原因在于養(yǎng)殖牲畜是農(nóng)業(yè)投資的一種體現(xiàn)，也是取得家庭收入的來源之一，但其對家庭的影響相對較弱，因此其對家庭純收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出的正效應(yīng)不顯著；同時養(yǎng)殖牲畜也會降低家庭用于蛋奶肉的消費支出，不過牲畜創(chuàng)造的收益也會提高消費水平，因此養(yǎng)殖牲畜對家庭消費支出的負(fù)效應(yīng)不顯著。加入農(nóng)合組織對農(nóng)戶家庭福利有正向影響，主要在于農(nóng)合組織有助于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)供銷一體化的實現(xiàn)，為農(nóng)戶收入增加、消費水平提升創(chuàng)造了有利條件，也推動農(nóng)戶加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資；不過由于農(nóng)合組織發(fā)揮的作用有限以及該組織運行中存在的諸多問題，因此其對家庭福利的正效應(yīng)不顯著。有久病大病成員對家庭純收入有顯著的正向影響，分別對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資、消費支出有統(tǒng)計上不顯著的正向影響與負(fù)向影響，究其原因在于久病大病成員會激勵家庭提高收入用于未來的醫(yī)療花費，也會激勵加大農(nóng)業(yè)投資，但由于照看病員導(dǎo)致有效勞動力的不足也會不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資，進(jìn)而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的正效應(yīng)不顯著；同時在消費層面保持節(jié)約，不過節(jié)約往往有限，從而對消費支出的負(fù)效應(yīng)不顯著。貧困戶對家庭純收入、消費支出均有顯著的負(fù)向影響，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的正向影響不顯著，主要在于貧困戶家庭創(chuàng)收能力弱，沒有充足的資金用于消費支出，對農(nóng)業(yè)的依賴性強，只能依靠農(nóng)業(yè)投資取得農(nóng)業(yè)收入維持基本生活。但貧困戶農(nóng)業(yè)投入資金通常有限，因此對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出的正效應(yīng)不顯著。重大支出對農(nóng)戶家庭福利有負(fù)向影響，在于重大支出可直接降低家庭純收入與消費支出，也會減少用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的資金，但農(nóng)戶通常有應(yīng)對該沖擊的相關(guān)預(yù)防性安排，因此其對農(nóng)戶家庭福利的負(fù)效應(yīng)不顯著。

從農(nóng)地流轉(zhuǎn)變量來看，農(nóng)地轉(zhuǎn)出面積對家庭福利有負(fù)向影響，且對消費支出的負(fù)向影響在統(tǒng)計上顯著，主要在于轉(zhuǎn)出農(nóng)地會直接抑制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出，降低農(nóng)業(yè)收入，但可利于單位農(nóng)地投入的增加，同時又利于非農(nóng)收入增加，因此其對家庭純收入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的負(fù)效應(yīng)不顯著；轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶很大程度上屬于農(nóng)民工家庭，非農(nóng)工作通常管吃住，因此其家庭消費開支會節(jié)省下來，進(jìn)而農(nóng)地轉(zhuǎn)出對家庭消費支出的負(fù)效應(yīng)比較顯著。農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積對農(nóng)戶家庭福利有正向影響，且對家庭純收入有顯著的正向影響，主要在于農(nóng)地承包可通過規(guī)模經(jīng)營實現(xiàn)家庭創(chuàng)收，進(jìn)而也有助于增加消費支出與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資，不過為了增加農(nóng)業(yè)投入也會適當(dāng)縮小消費支出，且農(nóng)地增多也不利于單位農(nóng)地投入增加，因此對消費支出與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的正效應(yīng)不顯著。從金融環(huán)境變量來看，鄉(xiāng)鎮(zhèn)金融網(wǎng)點數(shù)對家庭純收入有顯著的正向影響，對消費支出與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資也有不顯著的正向影響，主要在于金融環(huán)境的改善為農(nóng)戶增收創(chuàng)造了有利條件，為農(nóng)戶消費支出與農(nóng)業(yè)投入提供了資金支持；不過由于鄉(xiāng)鎮(zhèn)金融服務(wù)水平不高以及農(nóng)戶不習(xí)慣主動選擇正規(guī)信貸服務(wù)，進(jìn)而使得金融環(huán)境對消費支出與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的正效應(yīng)不顯著。

從社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系變量來看，黨員干部家庭對家庭純收入有顯著的正向影響，對消費支出與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資均有正向影響，但該影響并不顯著，主要在于良好的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有助于家庭創(chuàng)收，對家庭消費水平的提高自然有促進(jìn)效應(yīng)，不過黨員干部家庭節(jié)約示范的行為偏好會抑制消費，進(jìn)而對消費支出的正效應(yīng)不顯著；黨員干部偏好于留在農(nóng)村地區(qū)務(wù)農(nóng)，為此通常會加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資，但其同時要將不少精力花費在鄉(xiāng)村事務(wù)管理上，致使自家農(nóng)業(yè)投資安排受到干擾，因此對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的正效應(yīng)不顯著。從地理特征變量來看，距交通節(jié)點越近對農(nóng)戶家庭福利有顯著的正向影響，究其原因在于離交通節(jié)點越近，在生產(chǎn)要素輸入、農(nóng)產(chǎn)品分銷、信息獲取等方面越具優(yōu)勢，進(jìn)而越利于農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)務(wù)經(jīng)營，促進(jìn)農(nóng)戶擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資，實現(xiàn)家庭創(chuàng)收，提高家庭消費水平。

（二）風(fēng)險性信貸配給的分位數(shù)影響

為了繼續(xù)考察風(fēng)險性信貸配給對不同層次農(nóng)戶家庭福利產(chǎn)生的影響效應(yīng)，本研究接下來采用分位數(shù)回歸模型實證分析風(fēng)險性信貸配給對不同收入層次農(nóng)戶家庭福利的異質(zhì)性影響。在分位數(shù)回歸分析中本文仍然引入控制變量，并選取0.1、0.25、0.5、0.75、0.9 共五個代表性的分位點進(jìn)行實證分析，估計結(jié)果見表3。由表3 可知，風(fēng)險性信貸配給在0.25、0.75 與0.9 分位點處對農(nóng)戶家庭純收入的負(fù)向影響強于0.5 分位點處的影響效果，且在0.9 分位點處的負(fù)向影響程度最大，在0.75 分位點處的影響效果在統(tǒng)計水平上不顯著；風(fēng)險性信貸配給在0.1、0.75、0.9 分位點處對農(nóng)戶家庭消費支出的負(fù)向影響也強于0.5分位點處的影響效果，且在0.75分位點處的負(fù)向影響程度最大，在0.9分位點處的影響效果統(tǒng)計水平上不顯著；風(fēng)險性信貸配給在0.1、0.25、0.75、0.9 分位點處對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出的負(fù)向影響也強于0.5 分位點處的影響效果，且在0.9 分位點處的負(fù)向影響程度最大，盡管在0.1、0.75、0.9分位點處的影響效果在統(tǒng)計水平上不顯著。據(jù)此表明，風(fēng)險性信貸配給對較低與較高福利水平農(nóng)戶家庭的福利抑制效果相對較強，尤其給福利水平較高農(nóng)戶家庭造成的福利抑制效應(yīng)最為強烈。

表3 風(fēng)險性信貸配給對農(nóng)戶家庭福利分位數(shù)影響的估計結(jié)果

五、主要結(jié)論與政策啟示

通過構(gòu)建理論模型揭示出風(fēng)險性信貸配給的形成機制，進(jìn)一步基于陜西省關(guān)中地區(qū)農(nóng)戶家庭微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，運用泊松偽極大似然估計法有效估計了風(fēng)險性信貸配給的福利損失效應(yīng)，并采用分位數(shù)回歸模型實證分析了風(fēng)險性信貸配給對農(nóng)戶家庭福利的分位數(shù)影響。實證結(jié)果得到以下結(jié)論。

（1）風(fēng)險性信貸配給分別在1%、10%、10%的顯著性水平上對農(nóng)戶家庭純收入、家庭消費支出、家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出有顯著的負(fù)向影響，估計結(jié)果表明風(fēng)險性信貸配給導(dǎo)致農(nóng)戶家庭福利受損，尤其對家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資支出與家庭純收入帶來的福利損失效應(yīng)比較明顯。

（2）風(fēng)險性信貸配給對較低與較高福利水平農(nóng)戶家庭帶來的福利損失效應(yīng)較強，尤其對福利水平較高農(nóng)戶家庭帶來的福利損失效應(yīng)最大。

（3）考察控制變量發(fā)現(xiàn)，戶主金融素養(yǎng)、家庭勞動力數(shù)量、鄉(xiāng)鎮(zhèn)金融網(wǎng)點數(shù)量、距交通節(jié)點遠(yuǎn)近等變量對家庭福利有正向效應(yīng)，而戶主年齡、貧困戶家庭、重大支出、農(nóng)地轉(zhuǎn)出面積等變量對農(nóng)戶家庭福利有負(fù)向效應(yīng)。

根據(jù)上述研究結(jié)論，為了有效治理風(fēng)險性信貸配給，降低并消除風(fēng)險性信貸配給的福利損失效應(yīng)，本文有如下政策啟示。

一是充分認(rèn)識到風(fēng)險性信貸配給的形成邏輯，基于農(nóng)戶可接受性與易操作性的意愿偏好，設(shè)計能契合農(nóng)戶需求且可充分應(yīng)對農(nóng)業(yè)風(fēng)險的與信貸掛鉤的氣象指數(shù)保險、農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)保險等創(chuàng)新性的農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)品。同時政府要提供配套性的保險補助資金，提高農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)保險的購買意愿與購買能力，提高農(nóng)業(yè)保險的普及率與覆蓋范圍，消除風(fēng)險性信貸配給的誘發(fā)因子，讓農(nóng)戶能積極主動地以家庭資產(chǎn)作為抵押物申請抵押貸款資金，滿足家庭所需的信貸需求。

二是優(yōu)化農(nóng)村金融抵押貸款制度。要充分考慮到風(fēng)險性信貸配給的存在，從農(nóng)戶主觀選擇意愿與稟賦能力出發(fā)，配合自下而上的設(shè)計思維完善農(nóng)村金融抵押貸款制度。為了有效引導(dǎo)農(nóng)戶參與抵押貸款業(yè)務(wù)，擴大農(nóng)戶抵押標(biāo)的的選擇范圍，允許農(nóng)戶以“三權(quán)”以外的牲畜、家禽以及其他固定資產(chǎn)等家庭資產(chǎn)作為抵押標(biāo)的，并能以村莊集體入股項目的集體股權(quán)與農(nóng)戶個體股權(quán)作為抵押標(biāo)的，也可以村莊集體的非物質(zhì)文化遺產(chǎn)、商標(biāo)以及地理標(biāo)志等知識產(chǎn)權(quán)作為抵押標(biāo)的。同時設(shè)立規(guī)范化的農(nóng)村抵押貸款標(biāo)的的價值評估機構(gòu)，并設(shè)計配套性的價值評估機制。此外金融機構(gòu)也要結(jié)合農(nóng)戶所抵押標(biāo)的的市場估值與其所經(jīng)營項目的預(yù)期收益，以及依據(jù)農(nóng)戶的征信信息，綜合評估給予農(nóng)戶適配的抵押貸款額度，最大化信貸資金的支農(nóng)效應(yīng)。

三是完善農(nóng)村金融抵押貸款的償貸機制。根據(jù)農(nóng)戶家庭的現(xiàn)實稟賦與所經(jīng)營項目的周期性特征設(shè)置還款期限與償還周期，且當(dāng)農(nóng)戶仍然無法按照已經(jīng)重新設(shè)置的償貸規(guī)則按期償貸時，金融機構(gòu)此時先不要急于處置農(nóng)戶的抵押資產(chǎn)來規(guī)避自身的信貸風(fēng)險，而是先由地方政府授信的專項財政補貼額度來緩解償貸缺口，消除農(nóng)戶擔(dān)心失去生存性家庭資產(chǎn)的顧慮，全身心地持續(xù)推進(jìn)所經(jīng)營的農(nóng)業(yè)或非農(nóng)項目。此時金融機構(gòu)也要進(jìn)一步對農(nóng)戶前景較好的經(jīng)營項目追加信貸支持，幫助農(nóng)戶走出當(dāng)前的經(jīng)營周期困境，步入經(jīng)營效益穩(wěn)步提升并實現(xiàn)盈利的成熟階段。這不僅實現(xiàn)了農(nóng)戶家庭增收，也有效化解了金融機構(gòu)的信貸風(fēng)險。

四是根據(jù)控制變量分析結(jié)果，為了提高農(nóng)戶家庭福利，也要通過金融政策宣傳與金融知識普及教育提高農(nóng)戶的金融素養(yǎng)，提升鄉(xiāng)村金融服務(wù)網(wǎng)點的服務(wù)能力以及加快農(nóng)村數(shù)字普惠金融產(chǎn)品的創(chuàng)新步伐與推廣應(yīng)用。通過農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)、專家實地指導(dǎo)等方式提高留守婦女的農(nóng)業(yè)經(jīng)營能力。同時要賦予農(nóng)戶更完備的地權(quán)并降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的交易費用，實現(xiàn)農(nóng)地供需主體的高效匹配；完善農(nóng)村交通體系，實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品配送網(wǎng)絡(luò)的優(yōu)化升級。在后脫貧時代要強化對相對貧困與多維貧困家庭的幫扶力度。