社會資本影響農戶正規(guī)借貸可獲性嗎？
——來自3 ?。▍^(qū)）4 縣農戶微觀證據

胡振，羅浩文

（西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西 楊凌 712100）

一、問題的提出

2022 年中央一號文件指出，民族要復興，鄉(xiāng)村必振興。要堅持把解決好 “三農” 問題作為全黨工作重中之重，把全面推進鄉(xiāng)村振興作為實現(xiàn)中華民族偉大復興的一項重大任務。當前我國已取得脫貧攻堅戰(zhàn)的重大勝利，但鞏固脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接，建立解決相對貧困長效機制任重道遠。已有研究表明，農村金融的發(fā)展對貧困率的降低有顯著影響［1-2］，但長期以來農村地區(qū)普遍存在著金融約束，突出表現(xiàn)在農村經濟主體的 “融資難、融資貴、融資久” 。李似鴻從農村金融的需求和供給兩個角度分析得出：農戶金融需求越來越大，但由于缺乏要素資料和抵押物，使農戶的融資需求難以滿足；農村資金大量外流、金融機構少、金融機構和服務未能深入農村經濟和社會導致了農村金融供給的不足［3］。并且農村農貸市場的 “精英俘獲” 現(xiàn)象導致農貸政策目標偏離，農貸資金不能公平傳遞［4］。金融機構傾向于長期向少數(shù)生產規(guī)模較大、具有穩(wěn)定收入和身份特征的農戶放貸，而不具備這些特征的農戶將會面臨信貸配給［5］。褚保金研究發(fā)現(xiàn)農戶受到的信貸配給大多來自于正規(guī)金融機構，并且由于農戶無法獲得或不能完全獲得投資所需的資金，從而影響了農戶收入的增加［6］。在當前我國傳統(tǒng)農業(yè)向現(xiàn)代農業(yè)轉型的過程中，正規(guī)借貸對農戶生產和經營具有重要作用，有利于提高農戶收入，防止農戶返貧，并且農戶正規(guī)借貸能顯著提升深度貧困地區(qū)農戶脫貧質量［7］。因此，如何提高農戶正規(guī)借貸可獲性成為鞏固脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接階段亟待解決的重要問題。

根據已有研究，影響農戶正規(guī)借貸可獲性的主要因素大致可以分為以下幾類。一是人口社會學基本特征變量，包括年齡、受教育程度、勞動力數(shù)。二是家庭資產狀況，如家庭房產、耐用消費品、生產性固定資產。三是家庭收支，家庭年收入、教育支出、醫(yī)療支出、生產支出等。然而，也有文獻證實，除上述因素外，個體的社會資本對農戶借貸行為具有重要影響。社會資本是人際交往中自然形成的社會關系網絡，比如親戚朋友數(shù)量、政治身份等。

社會資本如何影響個體融資行為？主要通過兩個途徑：一方面，由于社會資本具有類似抵押物的功能［8］，能夠對違約者實施一定的社會制裁，使違約者的聲譽遭受損失，進而降低違約的可能性［9］；另一方面，信息不對稱是正規(guī)金融機構與有借貸需求農戶之間的一道 “鴻溝” ，社會資本有利于信息的傳遞，為雙方提供更多的 “軟信息” ，在雙方之間搭起信任橋梁，緩解了信息不對稱問題，降低了農戶還款的監(jiān)督成本，提高了正規(guī)金融機構對農戶的授信概率。

國內學者大多關注社會資本對農戶總體借貸可獲性的影響，而從多維度衡量社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的的文獻較少。本研究利用2017年陜西、河南、寧夏三?。▍^(qū)）實地調研數(shù)據，對農戶擁有的社會資本進行細化，采用離散選擇模型分析社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響。

本研究的創(chuàng)新之處主要表現(xiàn)在：1. 通過不同的維度構建社會資本指數(shù)，全面衡量社會資本。2. 以是否開展產權抵押貸款試點作為區(qū)域劃分標準進行了異質性分析，得出在開展產權抵押貸款試點地區(qū)社會資本對正規(guī)的借貸可獲性的影響減弱。3. 增加了環(huán)境政策變量：是否開展產權抵押貸款試點，對本研究的結論進行了穩(wěn)健性檢驗，并發(fā)現(xiàn)開展產權抵押貸款試點對正規(guī)借貸可獲性有顯著的正向影響。

本研究剩余部分安排如下：第二部分對相關文獻進行梳理并提出研究假說。第三部分介紹本研究使用的數(shù)據來源、設定的模型和相關變量，并對相關變量進行描述性統(tǒng)計分析。第四部分是實證分析，先對社會資本與正規(guī)借貸可獲性進行統(tǒng)計學意義上的相關分析，然后進行回歸分析，并對研究結論進行穩(wěn)健性檢驗，同時探討了社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性影響的異質性，最后一部分是研究結論及政策啟示。

二、文獻梳理及研究假說

社會資本是從私人投資活動過程中逐漸演變而來的網絡、規(guī)范和社會信任［10］。

學術界對社會資本的常用代理變量主要有：請客送禮費，是否使用網絡增加工資，有沒有參加工會［11］，贈與親朋的禮金數(shù)［12-14］，找工作動用的關系，聚餐頻率及消費，是否送禮及金額［15］，春節(jié)期間來訪的親戚和朋友的數(shù)量［16］，家庭是否有家譜以及家庭所在村居祠堂的數(shù)量等［17］。而學術界也用不同的社會資本代理變量分析了對正規(guī)借貸可獲性的影響。王修華等研究得出是否有親戚擔任干部、對金融機構很信任、對政府的信任度顯著降低了農戶受到來自金融機構的信貸排斥［18］。張三峰等從農村信用體系建設角度研究發(fā)現(xiàn)農戶信用評級不僅使農戶傾向于向正規(guī)金融機構貸款，而且增加了農戶正規(guī)借貸可獲性，在整體上緩解了農戶受到的正規(guī)金融約束［19］。林建浩研究得出社會網絡中的朋友圈網絡在正規(guī)渠道中起主導作用，但只影響正規(guī)借貸的可獲性，而不影響具體的借貸額度［17］。范香梅認為將社會資本引入貸款合約，將有助于解決農村融資難問題［20］。已有研究發(fā)現(xiàn)社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性有顯著正向影響［16，21］。正規(guī)金融機構與農戶之間存在著信息不對稱問題，正規(guī)金融機構需要對農戶的信息進行收集并且對農戶的行為進行監(jiān)督，而社會資本作為一種規(guī)范和社會信任，對農戶的行為具有一定約束作用，提高了違約成本，減少了農戶的道德風險，所以它可以作為一種無形抵押物，從而降低了農戶向正規(guī)金融機構借貸的門檻。因此，本研究提出假說1：

H1：社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性具有顯著的正向影響。

隨著中國農村經濟的發(fā)展，農戶收入水平顯著提升。Grootaert 采用分位數(shù)回歸研究發(fā)現(xiàn)低收入農戶社會資本的回報率高于高收入農戶社會資本的回報率，所以他認為社會資本是窮人的資本［22］。而周曄馨從多維度構建社會資本指數(shù)分析得出：低收入農戶社會資本的擁有量和回報率低于高收入農戶［23］。楊明婉和張樂柱認為擁有社會資本多且收入水平較高的農戶，更容易獲得正規(guī)金融機構的貸款。原因在于高收入的農戶本身擁有較為優(yōu)質的社會資本，并通過較多的人情支出等對社會資本進行維護，從而更容易獲得正規(guī)金融機構的借貸［24］。為了探究社會資本對不同收入水平農戶借貸可獲性的影響，本研究通過對不同收入水平的樣本進行分析，在一定程度上揭示不同收入水平下社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響的差異性。因此，本研究提出假說2：

H2：不同收入水平下，社會資本對正規(guī)借貸可獲性的影響程度不同。

三、數(shù)據來源、模型設定和相關變量

（一）數(shù)據來源

本研究所使用的數(shù)據來源于課題組2017 年在陜西、河南、寧夏三?。▍^(qū)）的農戶實地調查，調查問卷內容主要包括戶主特征、家庭特征、家庭關系網絡、社會資本、農村普惠金融情況五部分。調查采用分層抽樣方法，陜西省選取戶縣和宜君縣，河南省選取固始縣，寧夏回族自治區(qū)選取平羅縣。戶縣是全國小額信貸公司試點縣，宜君縣是國家扶貧開發(fā)工作重點縣，固始縣和平羅縣為農村產權抵押貸款試點縣。從每個縣隨機抽取部分鄉(xiāng)鎮(zhèn)，再從每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機抽取1～2 個村進行，共抽取40 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)和87 個村。調查的方式為問卷調查，收集了包括宜君縣390 戶，戶縣2500戶，固始縣251 戶，平羅縣389 戶，共調查了3530 戶農戶，剔除信息缺失等無效問卷后，最終獲得有效問卷2063 份。

（二）模型設定

本研究使用Probit 模型分析社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響，被解釋變量為農戶是否獲得貸款，獲得貸款賦值為1，反之為0。由于被解釋變量為離散型變量，普通的OLS 回歸會產生較大偏差，降低有效性。因此，有必要使用特殊的模型來處理此類數(shù)據，即Probit 模型。具體回歸方程設定如公式：

lend=α+β1SCi+β2Xi+εiε～N(0，1)（1）

當lend*＞0 時，農戶獲得貸款，當lend*≤0 時，農戶未獲得貸款，假定ε是獨立于X，且服從于標準正態(tài)分布。

那么影響農戶是否獲得借貸的二元離散選擇模型如下：

Prob(lend=1|X=x)=Prob(lend*＞0|X)（2）其中φ是標準正態(tài)累積分布函數(shù)，lend 表示是否獲得正規(guī)借貸，SC表示社會資本；Xi表示控制變量，包括性別、年齡、是否為戶主、受教育程度等；εi表示隨機擾動項，α表示回歸常數(shù)項；β1和β2分別表示待估參數(shù)，比如β1即為在控制相關變量不變時，社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響。

（三）相關變量

1. 被解釋變量

本研究以已申請正規(guī)借貸的農戶是否獲得貸款為被解釋變量，被解釋變量記為lend。獲得賦值為1，未獲得則賦值為0。

2. 核心解釋變量

核心解釋變量是社會資本。具體通過構造社會資本指數(shù)度量，選取親朋數(shù)、街坊數(shù)、每月用于聯(lián)絡親朋好友的電話費、禮金數(shù)、是否有親戚朋友擔任（過）村干部、是否有親戚朋友在政府部門任職（過）、是否有親戚朋友在銀行或信用社工作（過）共七個變量，利用變異系數(shù)法構建的社會資本指數(shù)用index 表示，均值為0.078，處理方式如下：

首先，對原始變量進行標準化處理：

Xij=[uij-min(uij-min(uij))]/[max(uij)-min(uij)] （3）

其中，uij表示社會資本中第i個指標對應于第j個農戶原始數(shù)據，xij表示第i個指標對應于第j個農戶的標準化數(shù)據。

第二，計算變異系數(shù)（Vi）。計算7 個指標的均值與標準差，分別用-si和-xi表示。變異系數(shù)為：

第三，變異系數(shù)歸一化處理。分別計算社會資 本 中 各 個 指 標 的 權 重 （Wi） 。 =（W1，W2，W3，W4，W5，W6，W7），其中：

最后，計算社會資本指數(shù)

3. 控制變量

基于相關文獻，本研究的控制變量見表1。從表1 中可以看出，在年齡方面，受訪者的平均年齡分布在40 歲到49 歲之間；在性別方面，64.6%的受訪者為男性；在受教育程度方面，平均受教育程度為初中教育，大部分受訪者未接受過高等教育；在勞動力數(shù)方面，受訪農戶的家庭平均勞動力數(shù)約為3 個；在家庭年收入方面，家庭平均年收入為84 140 元。

表1 變量描述統(tǒng)計結果

三、社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的實證分析

（一） 社會資本與農戶正規(guī)借貸可獲性相關性分析

首先分析社會資本與農戶正規(guī)借貸可獲性的相關性，結果見圖1。橫軸為社會資本指數(shù)，參考程麗香［25］的做法，本研究將社會資本按從小到大的順序，每20%的樣本作為一個社會資本類別，這樣將社會資本總共分成5 類，然后統(tǒng)計不同社會資本水平下農戶的正規(guī)借貸可獲性，如圖1 折線圖所示。整體上可以非常直觀的得出，隨著社會資本的提高，樣本農戶的正規(guī)借貸可獲性也在提高，社會資本與農戶正規(guī)借貸可獲性呈正相關關系。此外，進一步統(tǒng)計了不同社會資本水平下的樣本分布情況，從圖1 柱狀圖可以明顯看出，社會資本較低的農戶占樣本的大多數(shù)，也就是樣本農戶社會資本較低。

（二） 社會資本對正規(guī)借貸可得性的影響：基準回歸

圖1 是社會資本與農戶正規(guī)借貸可獲性的相關關系分析，只能得出兩者的正相關關系，接下來采用Pr obit 模型進行回歸分析，進一步考察社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性影響的大小，結果見表2。

逐步加入控制變量后，從模型1 到模型5 可以看出社會資本的回歸系數(shù)顯著為正，說明社會資本的增加可以顯著提高農戶正規(guī)借貸可獲性。本研究認為，從農戶角度來說，社會資本增加了農戶獲取正規(guī)金融機構信息的渠道，改善了與正規(guī)金融機構之間的信息不對稱狀況；從正規(guī)金融機構的角度來說，社會資本有分擔風險、減少違約行為、降低信息獲取成本的作用，有效地緩解了逆向選擇和道德風險問題，所以正規(guī)金融機構更愿意為社會資本高的農戶提供貸款。

圖1 社會資本與正規(guī)借貸可獲性的相關性

表2 社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響

除了核心解釋變量之外，通過表2 還可以看出，是否為戶主、年收入、儲蓄對農戶正規(guī)借貸可獲性均有顯著正向影響。戶主通常擁有家庭經濟決策權，有利于正規(guī)借貸的獲得；而家庭年收入高、儲蓄多的農戶具有較好的還款能力，所以更容易獲得貸款。

綜上所述，社會資本顯著提高了農戶正規(guī)借貸可獲性，這一結論驗證了前文假說H1 的預測。

（三） 異質性分析：年收入和開展產權抵押貸款試點

為進一步分析社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響，本研究根據農戶的家庭年收入和當?shù)厥欠耖_展產權抵押貸款試點將樣本進行劃分，進行了異質性分析。

首先分析不同年收入段下社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響。具體做法是按照年收入將農戶分為5 組，年收入低于3 萬元的為低收入農戶；年收入介于3 萬元到6 萬元的為中低收入農戶；年收入介于6 萬元到9 萬元的為中等收入農戶；年收入介于9 萬元到12 萬元的為中高收入農戶；年收入大于12 萬元的為高收入農戶。由表3可知在中等收入段社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性具有顯著的正向影響，而其他收入段的影響并不顯著，且隨收入的增長社會資本的邊際效應先上升后下降。收入較低的農戶因收入的缺乏，不能按時還清貸款的可能性較大，正規(guī)金融機構就不愿意向這部分農戶放款，即使這部分農戶增加了一定的社會資本，也不能對借貸的可獲性產生顯著的影響；而收入較高的農戶本身經濟狀況較好，有足夠的收入作為還款的保證，較易獲得正規(guī)金融機構的貸款，所以社會資本對正規(guī)借貸可獲性的影響較小。而對于中等收入群體的農戶，處于正規(guī)金融機構考慮是否放款的臨界點，社會資本就成了正規(guī)金融機構考察農戶違約可能性的關鍵因素，那么此時的社會資本對于農戶能否獲得正規(guī)借貸具有重要的影響。

表3 不同年收入下社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響

綜上所述，社會資本對中等收入段農戶的正規(guī)借貸可獲性具有顯著的正向影響，而對其他收入段農戶的影響并不顯著，這一結論驗證了前文假說H2 的預測。

接下來進一步分析開展產權抵押貸款試點下社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響。宜君縣和戶縣未開展產權抵押貸款試點，固始縣和平羅縣開展了產權抵押貸款試點。從表4 可以發(fā)現(xiàn)，社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性都為正向影響，但顯著性不同，對于固始縣和平羅縣的農戶，社會資本在5%的水平上對正規(guī)借貸可獲性有顯著的影響，而對于宜君縣和戶縣的農戶，社會資本對正規(guī)借貸可獲性的影響并不顯著。這表明在開展了產權抵押貸款試點的地區(qū)，社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響是不顯著的，這與既有的結論是一致的［26］；而在未開展產權抵押貸款試點的地區(qū)，社會資本對農戶獲得正規(guī)借貸的影響是顯著正向的。可能的原因是：在缺少政策性制度的農村金融環(huán)境下，社會資本作為一種隱形的抵押品，顯著增加了農戶獲得正規(guī)借貸的可能性。而在開展了產權抵押貸款試點的情況下，相當于對農村地區(qū)增加了正式的金融供給，農戶所擁有的農耕用的土地和宅基地均可作為一定的抵押品，即增加了農戶的抵押品，故社會資本這種非正式制度作為替代抵押品對正規(guī)借貸的可獲性的影響相應地減小。

表4 開展產權抵押政策試點下社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響

五、穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上述實證結果的可靠性，本研究采用三種不同的做法進行穩(wěn)健性檢驗。做法一為更換社會資本代理變量，做法二為剔除極端值樣本，做法三為增加環(huán)境政策變量。具體如下：

穩(wěn)健性檢驗做法一：考慮到社會資本指數(shù)是用不同的社會資本代理變量所構造的，那么用不同的社會資本代理變量來衡量社會資本所得到的結論應與假設1 一致，于是分別用親朋數(shù)、禮金數(shù)、電話費和是否有親戚朋友擔任（過）政府干部作為社會資本代理變量進行回歸，結果見表5。親朋數(shù)在1%的水平上對農戶正規(guī)借貸可獲性有顯著正向影響，原因在于，一方面，擁有的親戚朋友越多，信用損失造成的違約成本越高，正規(guī)金融機構所承擔的違約風險較小，所以更容易獲得正規(guī)金融機構的授信；另一方面，親戚朋友數(shù)量越多，農戶獲取金融信息來源廣泛，從而更有利于獲取正規(guī)借貸。禮金數(shù)在1%的水平上對農戶正規(guī)借貸可獲性具有顯著的正向影響，禮金支出代表農戶為鞏固社會網絡做出的投資，禮金支出越多，說明農戶社會網絡關系越穩(wěn)固，農戶向親友的借款渠道越多，償債能力增強，這會進一步降低正規(guī)金融機構的授信風險，所以農戶更容易獲得正規(guī)金融機構的貸款。電話費用在5%的水平上對農戶正規(guī)借貸可獲性有正向的影響，電話費代表農戶和親戚朋友交流的頻率，電話費用越高，代表農戶與親朋的交流越密切，社會網絡關系越緊密，有利于獲取更多的金融借貸信息，對授信條件更為清楚，從而獲取借貸的可能性越大。有親戚朋友在政府部門工作（過）對農戶獲得正規(guī)借貸在10%的水平上具有顯著提升作用。首先，農戶缺乏金融知識和參與金融事務的有效途徑，在政府部門工作的親戚朋友會主動向農戶普及金融知識，介紹政府的優(yōu)惠政策以及金融機構的貸款利率，增加了農戶所得的信息，農戶也可通過這層關系進行咨詢和尋求幫助；其次，在政府工作（過）的親戚朋友收入較為穩(wěn)定并且社會地位較高，可以作為農戶的擔保人，在某種程度上可以起到隱形的信用背書作用，減少了信息不對稱和缺乏抵押擔保等問題，從而增加了農戶的正規(guī)借貸可獲性。

穩(wěn)健性檢驗做法二：考慮到社會資本對農戶對正規(guī)借貸可獲性的影響的結論可能存在偶然性，分別將農戶家庭年收入位于前1%和后1%、前5%和后5%、前10%和后10%的樣本剔除后進行回歸，結果見表6 的模型10、模型11 和模型12。分別剔除樣本后，相關估計結果與基準回歸結果（表2）相比，社會資本對正規(guī)借貸可獲性的系數(shù)和顯著性水平并未發(fā)生較大變化，說明估計結果是穩(wěn)健的。

穩(wěn)健性檢驗做法三：考慮到土地是農戶所擁有的固定資產，有土地承包權的農戶可通過將土地承包權進行抵押獲取融資，所以增加政策環(huán)境變量：是否開展產權抵押貸款試點，結果見表6的模型13。在增加了政策環(huán)境變量后，社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響并未發(fā)生較大變化，說明估計結果是穩(wěn)健的。與李韜、羅劍朝［27］的發(fā)現(xiàn)相同，開展產權抵押貸款試點對農戶正規(guī)借貸的可獲性具有非常顯著的正向影響，這可能是因為開展產權抵押貸款增加了農戶手中的抵押品，正規(guī)金融機構所承擔的違約風險減小，所以更愿意發(fā)放貸款。

表5 社會資本對正規(guī)借貸可獲性影響（穩(wěn)健性檢驗）

表6 社會資本與正規(guī)借貸可獲性的影響（穩(wěn)健性檢驗）

六、研究結論與政策啟示

本研究基于2017 年在陜西、寧夏、河南三?。▍^(qū)）的農戶實地調研數(shù)據，研究了社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響。得出以下結論：

第一，整體上社會資本與農戶正規(guī)借貸可獲性正相關，社會資本有利于農戶獲得正規(guī)借貸，并且在社會資本代理變量中，親戚朋友的數(shù)量、禮金數(shù)量、電話費支出規(guī)模、親戚朋友在政府部門任職對農戶正規(guī)借貸可獲性均有顯著提升作用。第二，社會資本對中等收入農戶正規(guī)借貸可獲性具有顯著促進作用，對其他收入段的農戶正規(guī)借貸可獲性的影響并不顯著。第三，開展產權抵押貸款試點對農戶正規(guī)借貸可獲性有非常顯著的正向影響。因為開展產權抵押貸款試點增加了對農村的正式的抵押供給，所以對于社會資本對農戶正規(guī)借貸可獲性的影響具有一定的替代作用。

根據以上研究結論，本研究得出以下政策啟示：

第一，農戶應充分重視社會資本對提升農戶正規(guī)借貸可獲性的作用。農戶應重視社會資本的價值，有意識地擴大和鞏固自身的社會網絡。大部分農戶將社會網絡僅僅視作是社交來往中形成的一種 “關系” ，并沒有注意到社會網絡對于借貸和提升自身收入的重要作用。農戶應認識到社會網絡對于正規(guī)借貸的促進作用，擴大和積累自身的社會網絡，積極參與社交活動，多多走親訪友增強社會網絡的強度。并且農戶也應維護自己的社會網絡，現(xiàn)在農村外出務工人口較多，回家的頻率較低，不少打工的農戶因為和當?shù)赜H朋的聚少離多而疏遠了關系。外出務工的農戶應抽出一定時間 “常回家看看” ，增加每年和親朋的見面次數(shù)，鞏固已有的社會網絡關系。

第二，政府應充分重視社會資本對不同收入農戶借貸可獲性的影響，針對不同收入農戶采取不同的幫扶措施。對于中等收入農戶，政府應從多方面幫助那些缺乏社會資本的農戶建立一定的社會網絡，比如鼓勵農戶加入資金互助組織，鼓勵農戶和親朋之間來往，增加農戶社會資本，從而提升農戶正規(guī)借貸可獲性。對于低收入農戶，社會資本對低收入農戶正規(guī)借貸可獲性的影響并不顯著，低收入農戶的正規(guī)借貸更難獲得，難以提高自身收入。在當前鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興有效銜接的大背景下，政府應從培訓就業(yè)技能、增強兜底保障等方面對低收入農戶進行幫扶，提高農戶收入。

第三，雖然社會資本重要，但是正規(guī)金融機構在增加金融產品供給方面不容忽視。正規(guī)金融機構應重視對農村金融的服務，加強金融機構基礎設施建設，推進產權抵押貸款政策在農村地區(qū)的開展，總結農村產權抵押貸款試點經驗，積極開發(fā)新型金融產品，如 “果農貸” ， “農商貸” 等新型金融產品。銀行工作人員應對周邊農村地區(qū)定期進行走訪，了解農民生產經營情況，獲取農戶的信息，推動農戶信用評價體系的建立，從多方面衡量農戶的信用及還款能力，降低農村正規(guī)金融約束，從而促進農村經濟的發(fā)展。

本研究的不足之處：數(shù)據只用了三個?。▍^(qū)）的調研數(shù)據，結論對于全國范圍可能不具有普適性。