信貸參與、內(nèi)生動力與農(nóng)戶收入

熊 芳，周文定，韓紀(jì)江

（1.中南民族大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430074；2.中國科學(xué)院 國家民委農(nóng)業(yè)信息技術(shù)研究與開發(fā)聯(lián)合實驗室，湖北 武漢 430074；3.北方民族大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，寧夏 銀川 750021）

一、引言

穩(wěn)定提升農(nóng)戶收入，堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，不斷縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距，既是早日實現(xiàn)共同富裕的必然選擇，也是走中國式現(xiàn)代化發(fā)展道路的題中應(yīng)有之義。黨的二十大報告指出，我國居民人均可支配收入增加到35100 元，人民群眾獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續(xù)，共同富裕取得新成效。但是，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距仍然較大，全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家，最艱巨最繁重的任務(wù)仍然在農(nóng)村。并且明確提出，到2035 年，居民人均可支配收入再上新臺階，全體人民共同富裕取得更為明顯的實質(zhì)性進展。①資料來源于中華人民共和國中央人民政府網(wǎng)：http://www.gov.cn。在此背景下，如何提升農(nóng)戶收入，讓農(nóng)民更加富裕，成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的問題。

大力發(fā)展普惠金融，不斷提高農(nóng)戶信貸參與，是我國促進農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展、促進農(nóng)戶共同富裕的重要發(fā)展戰(zhàn)略。2004 年中央“一號文件”提出，繼續(xù)擴大農(nóng)戶小額信用貸款和農(nóng)戶聯(lián)保貸款；此后，又先后提出大力發(fā)展小額信貸和微型金融服務(wù)，加快構(gòu)建多層次、廣覆蓋、可持續(xù)的農(nóng)村金融服務(wù)體系，發(fā)展普惠金融和推動金融機構(gòu)增加鄉(xiāng)村振興相關(guān)領(lǐng)域貸款投放，均體現(xiàn)了以信貸支持來促進農(nóng)村發(fā)展、農(nóng)民增收的政策意圖。

政策的推動極大地促進了農(nóng)村金融體系的完善和農(nóng)戶信貸參與，對提升農(nóng)戶收入、幫助貧困地區(qū)人口脫貧致富起到了不可或缺的作用。但與國際實踐相一致，信貸參與對我國農(nóng)戶收入影響也存在一定差異。一方面，通過制度和技術(shù)創(chuàng)新，讓傳統(tǒng)上難以獲得信貸的農(nóng)戶參與信貸，緩解了部分農(nóng)戶面臨的外部資本約束，有助于這些農(nóng)戶不斷擴大生產(chǎn)，拓展增收渠道、改善收入分配和優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)[1-3]，是提高農(nóng)戶收入、實現(xiàn)共同富裕的重要途徑[4-5]。另一方面，也有研究指出，信貸參與也可能降低農(nóng)戶收入，加深農(nóng)戶貧困程度[6]，甚至加劇農(nóng)戶收入不平等，產(chǎn)生較為明顯的“馬太效應(yīng)”[7]；而且，信貸參與對貧困地區(qū)家庭消費的促進作用也并不明顯[8]。

如何解釋信貸參與對農(nóng)戶收入影響的效應(yīng)？馬克思的辯證法思想表明，外因只有通過內(nèi)因才能真正發(fā)揮作用。因此，資本約束只是影響農(nóng)戶收入增加的外因，只有突破農(nóng)戶的內(nèi)在約束并激發(fā)農(nóng)戶自我發(fā)展的內(nèi)生動力，信貸參與才能切實提升農(nóng)戶收入。有學(xué)者將“希望”（Aspirational Hope）引入信貸參與的分析框架，發(fā)現(xiàn)希望水平越高的農(nóng)戶，其信貸參與的概率也越高[9]。此后，也有研究發(fā)現(xiàn)，作為一種內(nèi)生動力，希望有助于引導(dǎo)個體為實現(xiàn)目標(biāo)而投入更多資金并更加努力，從而增加收入并形成“收入增加—投入更多資金、更加努力—收入再增加”的良性循環(huán)。因而，信貸參與對家庭收入的影響可能會因農(nóng)戶希望水平的差異而不同。如果農(nóng)戶希望水平很低，那么信貸參與就很難達到預(yù)期的經(jīng)濟效果[10]。并且有研究證實，信貸參與能夠弱化貸款人的內(nèi)部心理約束，激發(fā)其有抱負(fù)的希望并持續(xù)強化，從而帶來家庭收入的增加[11]。

信貸參與能通過影響農(nóng)戶內(nèi)生動力進而影響農(nóng)戶收入嗎？如果能，應(yīng)該如何突破農(nóng)戶的內(nèi)在約束？ 本文以希望水平作為農(nóng)戶內(nèi)生動力的代理指標(biāo)，建立信貸參與、希望水平和農(nóng)戶收入的聯(lián)動模型，并利用寧夏575 位農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)對信貸參與和希望水平對農(nóng)戶收入的影響，以及信貸參與和農(nóng)戶希望水平之間的關(guān)系進行實證檢驗并進行異質(zhì)性分析。相對于現(xiàn)有文獻，本文在以下三個方面可能產(chǎn)生邊際貢獻：一是現(xiàn)有文獻主要聚焦于緩解外部資本約束對農(nóng)戶收入的影響，而本文通過外部資本約束和內(nèi)生動力相融合的視角，檢驗了信貸參與和希望水平對農(nóng)戶收入的影響，研究結(jié)論為如何提升農(nóng)戶收入，更快實現(xiàn)共同富裕提供了新的研究思路和方法。二是如何衡量內(nèi)生動力，現(xiàn)有研究尚無統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，大多數(shù)文獻都是基于研究目的采用單一的問項進行衡量。而本文采用經(jīng)濟學(xué)和心理學(xué)等跨學(xué)科研究方法，借鑒最新文獻成果，用希望量表測度指標(biāo)構(gòu)建內(nèi)生動力的代理變量，該指標(biāo)能更好刻畫農(nóng)戶參與信貸的心理動機。三是現(xiàn)有文獻較少關(guān)注農(nóng)戶的主體地位和心理動力因素。本文基于我國情景，以希望的三要素為突破點，深入解析了信貸參與影響希望水平的機理，以及兩者之間的因果關(guān)系。研究結(jié)論有助于完善普惠金融發(fā)展理論，并為相關(guān)主體采取針對性措施優(yōu)化普惠金融信貸政策提供經(jīng)驗支撐，也為如何激發(fā)我國農(nóng)戶內(nèi)生動力提供可操作的具體路徑。

二、理論分析與研究假說

（一）信貸參與影響農(nóng)戶收入的機理

農(nóng)戶是否參與信貸取決于參與意識和參與機會。傳統(tǒng)農(nóng)村金融服務(wù)模式由于存在成本高、風(fēng)險大、收益低等缺點，難以滿足農(nóng)戶的實際需求[12]。農(nóng)戶往往也因為自身金融知識和非認(rèn)知能力等原因不愿意參與信貸[13-14]。普惠金融作為一種制度安排，其宗旨是讓所有有信貸需求的客戶都能以可負(fù)擔(dān)的成本獲得信貸資本。因此，普惠金融制度的實施，在解決外部資本供給的同時，也打破了傳統(tǒng)金融的地域和身份歧視，從而激勵農(nóng)戶積極參與信貸。

積極推動農(nóng)戶參與信貸，促進農(nóng)戶投資資本的形成，是打破“貧困惡性循環(huán)”，提高農(nóng)戶收入的必然選擇[15]?！柏毨盒匝h(huán)”理論表明：一方面，低收入帶來低儲蓄，導(dǎo)致低資本形成，而低資本形成又制約生產(chǎn)率提高，進一步造成低收入；另一方面，低收入也會帶來低購買力，進而使得投資動力不足，而投資動力不足又制約生產(chǎn)率提高，進一步造成低收入。因此，農(nóng)戶資本投資不足是制約其家庭收入的重要因素，且農(nóng)戶投資不足具有內(nèi)生性。如果農(nóng)戶可以獲得信貸，就能增加資本投資和提高投資產(chǎn)出效率，進而提高農(nóng)戶收入；農(nóng)戶收入的增加又會帶來“儲蓄增加—資本形成增加—生產(chǎn)率增加—收入增加”的良性循環(huán)。

一般來說，農(nóng)戶獲得的信貸資本可以轉(zhuǎn)化為人力資本投資、物質(zhì)資本投資和社會資本投資。研究表明，人力資本投資有利于提高教育水平，改善健康狀況和增加子女教育費用，進而提高勞動生產(chǎn)率并降低健康沖擊對農(nóng)戶家庭脆弱性的不利影響。物質(zhì)資本投資則可通過生產(chǎn)性資產(chǎn)的增加和改善生產(chǎn)要素的配置及流通條件，進而直接促進農(nóng)戶收入增加。而對農(nóng)戶來說，社會資本是信息分享與資源配置的重要替代機制。社會資本投資增加能夠促進資源有效配置，從而促進家庭收入增加。如有研究對農(nóng)戶信貸參與和家庭收入關(guān)系進行嚴(yán)謹(jǐn)評估后發(fā)現(xiàn)，獲得格萊珉貸款的農(nóng)戶收入顯著增加[16-18]。而后有學(xué)者用108個國家2005—2015年的數(shù)據(jù)所作的實證分析也證實，信貸參與顯著增加了樣本家庭收入和家庭支出[19]。

基于上述分析，本文提出假說H1。

H1：信貸參與能夠提升農(nóng)戶收入。

（二）希望水平影響農(nóng)戶收入的機理

20 世紀(jì)50 年代，隨著積極心理學(xué)運動的興起，希望作為心理資本的一個重要維度受到學(xué)者們的極大關(guān)注。其中，心理學(xué)家Snyder 提出的希望理論（Hope Theory）影響最為廣泛[20]。Snyder 認(rèn)為，希望是個體積極尋找和使用與自身能力相匹配的方式去實現(xiàn)預(yù)期目標(biāo)的積極心理狀態(tài)[21]。2006 年，Ray 首次將希望理論引入經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域[22]。希望理論表明，希望也是影響個體經(jīng)濟行為和決策的關(guān)鍵因素[23]。希望缺乏會使個體因“有限的愿望”而導(dǎo)致投資等前瞻性經(jīng)濟活動不足，從而降低農(nóng)戶的家庭經(jīng)濟福利；而希望水平提升，不僅能使個體養(yǎng)成“努力就有回報”的樂觀心態(tài)，還有助于個體形成“具有現(xiàn)實可達性的渴望”，進而具備通過現(xiàn)實的路徑實現(xiàn)這些目標(biāo)的能力[10]，由此激發(fā)個體內(nèi)生發(fā)展動力并最終促進家庭收入的提升[24]。具體來說，在不存在外在約束情景下，希望水平主要通過影響投資和就業(yè)兩條路徑影響農(nóng)戶收入。

一方面，希望水平的提高，能夠提升農(nóng)戶物質(zhì)資本投資力度和產(chǎn)出效率，進而改善農(nóng)戶收入[25]。對印度尼西亞雅加達2042 名小規(guī)模企業(yè)主的實證研究表明，近半數(shù)企業(yè)都只是保持現(xiàn)有規(guī)模甚至消失的原因，都是因為企業(yè)主自身缺乏擴大生產(chǎn)的渴望[26]。只要這些企業(yè)主獲得了渴望中的成功，他們會很快升級渴望，擴大投資并取得更好的績效。對玻利維亞531 名奶農(nóng)的隨機對照實驗結(jié)果表明，經(jīng)過設(shè)定生產(chǎn)目標(biāo)、觀看勵志紀(jì)錄片以及參加小組研討會等一系列干預(yù)措施后，實驗組奶農(nóng)的希望水平在三個月后顯著提高，養(yǎng)殖技術(shù)得到明顯改善，對奶牛的生產(chǎn)投入也不斷增加，牛奶質(zhì)量和市場接受率都得到明顯提升[27]。

另一方面，希望水平提升使農(nóng)戶更加注重人力資本投資，從而促進了農(nóng)戶就業(yè)。低人力資本所導(dǎo)致的弱就業(yè)能力，是制約農(nóng)戶收入的關(guān)鍵因素[24]。農(nóng)戶希望水平的提升，有助于其形成更高的職業(yè)渴望和教育渴望[28]，并意識到投資人力資本可能帶來的未來收益，因此職業(yè)培訓(xùn)參與程度、勞動力市場參與率以及對子女的教育支出都將顯著增強，農(nóng)戶就業(yè)水平得以提高。這不僅能夠直接增加農(nóng)戶的工資收入，同時還能通過對留守勞動力和土地資源的重新配置，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，進而提升農(nóng)戶家庭經(jīng)濟福利[29]。

基于上述分析，本文提出假說H2。

H2：希望水平的提升能夠提升農(nóng)戶收入。

（三）信貸參與影響農(nóng)戶希望水平的機理

希望是復(fù)雜的且不斷變化的個體因素和情景因素的結(jié)合，包括渴望（aspiration）、動力思維（agency thinking）和途徑思維（pathway thinking）三個維度。其中，渴望指個體設(shè)定的關(guān)于未來收入、成就、社會地位等的目標(biāo)；途徑思維指實現(xiàn)目標(biāo)的具體方法和計劃；動力思維是個人執(zhí)行路線、追求目標(biāo)的動力，屬于希望的動機成分[21]。

希望水平既由個體自身稟賦和所在社會環(huán)境孕育，又能隨著個體自身經(jīng)歷和所處的社會情景的變化而改變[9]。一般來說，農(nóng)戶由于缺乏內(nèi)在動力和外在機會，較少可能通過實踐來積累可以改變自身希望水平的經(jīng)驗。改變理論（Theory of Change）認(rèn)為，外在環(huán)境可以在一定程度上形塑個體的希望水平[11]。參與公共項目、樹立榜樣等方式，都有助于幫助個體通過社會比較和社會互動來提升希望水平。農(nóng)戶獲得信貸后，將有更多機會接觸到更多信息、資源和榜樣，因而信貸參與有助于提升農(nóng)戶希望水平。

具體來說，信貸參與能通過影響希望的三個維度提升農(nóng)戶希望水平。一是信貸參與通過社會比較機制拓展了農(nóng)戶的“渴望窗口”①渴望窗口指個體能夠觀察并感知的與自己背景相似的人群的集合。，進而提高農(nóng)戶的渴望。社會比較是形成渴望的重要基礎(chǔ)[15]。農(nóng)戶獲得信貸后，社會網(wǎng)絡(luò)進一步擴大，此時，背景相似而又取得成就的其他個體往往能成為農(nóng)戶的榜樣，該榜樣被農(nóng)戶納入“渴望窗口”，其行為結(jié)果成為農(nóng)戶調(diào)整和提升渴望的“替代性經(jīng)驗”[22]。二是信貸參與通過緩解農(nóng)戶面臨的信貸約束進而增強農(nóng)戶的途徑思維。在信貸約束下，即使農(nóng)戶有追求成功的渴望，但如果總是面臨資金短缺問題，找不到實現(xiàn)渴望的途徑和渠道，那么他對美好生活的渴望將會慢慢消退。然而，獲得信貸后，農(nóng)戶不僅破除了資金上的限制，能按現(xiàn)有方案實現(xiàn)預(yù)期目標(biāo)，而且其有更多機會接觸到存款、保險、匯款、基金等系列金融服務(wù)，也在一定程度上拓展了其實現(xiàn)預(yù)期目標(biāo)的渠道和方法。三是信貸參與通過提高農(nóng)戶的自我效能感②自我效能感是社會學(xué)習(xí)理論的創(chuàng)始人班杜拉（Albert Bandura）在20 世紀(jì)70 年代提出的，指人們對自身能否利用所擁有的技能去完成某項工作行為的自信程度。進而提升其動力思維。獲得信貸的成功經(jīng)歷通過自我反饋機制給農(nóng)戶帶來獲得感和成就感，農(nóng)戶自信心得到提升，更加認(rèn)可努力的重要性，不斷發(fā)掘自身潛在能力和正向力量，農(nóng)戶不斷向內(nèi)歸因，自我效能感得到增強。此時，農(nóng)戶遇到障礙和困難、面對壓力時，通常有足夠的毅力去戰(zhàn)勝挫折，并將這種挫折看作成長的契機，農(nóng)戶的動力思維得以增強。

因此，本文提出假說H3。

H3：信貸參與能夠提升農(nóng)戶的希望水平。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2021年5月課題組在寧夏回族自治區(qū)銀川市、吳忠市、固原市和中衛(wèi)市的9 個縣（區(qū)）47 個村莊進行的調(diào)研。其中，銀川市有園藝村等6 個村莊，共計樣本161 戶；吳忠市有八方村等18個村莊，共計樣本159戶；固原市有陳莊村等20個村莊，共計樣本235戶；中衛(wèi)市有雙達村等3個村莊，共計樣本45 戶。選定寧夏回族自治區(qū)作為調(diào)研地區(qū)的原因在于：寧夏回族自治區(qū)曾經(jīng)是我國金融扶貧攻堅的重要陣地，涌現(xiàn)出一批服務(wù)農(nóng)戶的領(lǐng)先型金融機構(gòu)，農(nóng)村信貸的覆蓋廣度和覆蓋深度都處于較高水平，信貸參與對農(nóng)戶的影響更容易捕捉。本次調(diào)研由寧夏當(dāng)?shù)卮髮W(xué)生假期返鄉(xiāng)進行，調(diào)研方法為實地觀察和訪談法，共發(fā)放問卷600 份，剔除殘缺值、離群值、固定反應(yīng)等異常值樣本后，獲得有效樣本575個，有效率為95.83%。

（二）變量選取與描述性統(tǒng)計

1.農(nóng)戶收入

本文的被解釋變量為農(nóng)戶收入，選取樣本農(nóng)戶2020 年家庭年收入衡量農(nóng)戶收入狀況。問卷中，相關(guān)測量題項為：“您家2020 年的收入大概是多少元？”為排除量綱影響，進一步對收入取對數(shù)處理。

2.信貸參與

考慮到信貸參與對希望水平的影響具有一定時滯性[30]，選取127 戶在2020 年從正規(guī)融資渠道獲得過貸款的農(nóng)戶作為處理組，其余448 份在此期間未獲得過正規(guī)貸款的農(nóng)戶為對照組。問卷中的測度題項為“您家在2020 年是否從銀行等正規(guī)金融機構(gòu)獲得過貸款？”，若農(nóng)戶獲得過貸款，信貸參與變量賦值為1，否則賦值為0。

3.希望水平

在希望的三維度中，因為途徑思維和動力思維本身就蘊含著渴望，實際測度希望水平時，往往只測度途徑思維和動力思維[21]。由于Snyder的特質(zhì)希望量表在實踐中具有良好效果，故本文擬用特質(zhì)希望量表來測度希望水平。設(shè)計調(diào)研問卷時，結(jié)合調(diào)研對象的實際情況，對量表的部分問題進行優(yōu)化。特質(zhì)希望量表共有6個問題，其中3個問題測度受訪農(nóng)戶的途徑思維，3 個問題測度受訪農(nóng)戶的動力思維，測量選項用“非常不同意”至“非常同意”的李克特5級評分法賦值（見表1）。信效度檢驗結(jié)果顯示，特質(zhì)希望量表具有良好的信度和效度，能較好反映樣本農(nóng)戶的希望水平。同時，運用主成分分析法計算得出每位樣本農(nóng)戶的希望水平指數(shù)[11]。

表1 特質(zhì)希望量表

4.控制變量

除以上關(guān)鍵解釋變量外，本文還參考其他學(xué)者的研究，設(shè)置了個人特征、機構(gòu)特征、家庭特征和村落特征等作為控制變量[31]。其中，個人特征包括受訪農(nóng)戶的年齡、性別、受教育水平、健康狀況、金融素養(yǎng)；機構(gòu)特征包括受訪者對銀行等正規(guī)金融機構(gòu)整體服務(wù)的評價（簡稱服務(wù)評價）；家庭特征包括家庭勞動力數(shù)量（簡稱勞動力數(shù)量）、耐用品總值、是否移民戶①這里的移民戶指的是由于個人、家庭、政策的自愿或非自愿原因，從家鄉(xiāng)或原居地搬遷到調(diào)研地的農(nóng)戶。、與本村平均生活水平的差距（簡稱生活差距）、社交頻率、收入來源；村落特征為村落距縣城的駕車距離（簡稱縣城距離）。表2 匯報了主要變量的含義與描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2 變量含義和描述性統(tǒng)計

（三）模型設(shè)定

1.信貸參與、希望水平對農(nóng)戶收入的影響

為檢驗信貸參與、希望水平對農(nóng)戶收入的影響，本文構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型：

上述表達式中，農(nóng)戶收入（ln incomeij）為被解釋變量，信貸參與（loan-parij）以及希望水平（Hopeij）為解釋變量，Xij為控制變量，μi為縣（區(qū)）的地區(qū)固定效應(yīng)，εij為隨機干擾項，i 代表農(nóng)戶所在的縣（區(qū)），j代表農(nóng)戶個體。其中，γ1和γ2是本文主要關(guān)注的系數(shù)，用以判定信貸參與、希望水平對農(nóng)戶收入是否有影響，以及影響的方向和程度。

2.希望水平的中介效應(yīng)檢驗

本文進一步探究希望水平是否在信貸參與對農(nóng)戶收入的影響中起到中介作用。由于經(jīng)濟學(xué)中的中介效應(yīng)檢驗往往存在內(nèi)生性偏誤和部分渠道識別不清等問題，本文通過觀測核心自變量（信貸參與）對中介變量（希望水平）的影響進行機制檢驗[32]。

是否參與信貸是農(nóng)戶的“自選擇”過程，可能受到某些不可觀測因素的影響。因此，本文采用傾向得分匹配（PSM）方法，構(gòu)建反事實分析框架并進行實證分析，以有效克服有偏估計與樣本“自選擇”導(dǎo)致的“選擇偏差”?；舅枷胧峭ㄟ^對獲得信貸的農(nóng)戶和未獲得信貸的農(nóng)戶進行匹配，使得參與的和未參與的農(nóng)戶趨于均衡可比狀態(tài)，再進一步比較其希望水平。具體步驟如下：

第一步，選擇協(xié)變量進行匹配。本文將對信貸參與及農(nóng)戶希望水平產(chǎn)生影響的變量作為協(xié)變量（即表2 中的控制變量），具體可分為個人特征、家庭特征、機構(gòu)特征和村落特征。

第二步，通過logit 回歸計算傾向得分值。運用logit 回歸計算既定條件下農(nóng)戶參與信貸的概率，也即傾向得分（PS）。logit模型如下：

模型（2）中，P(Di=1|xi)為農(nóng)戶i 參與信貸的傾向得分或概率，xi為協(xié)變量。

第三步，進行傾向得分匹配。本文選用最近鄰匹配、k近鄰匹配（k=4）、卡尺內(nèi)k近鄰匹配、核匹配、樣條匹配等五種方法進行匹配。同時，為使均方誤差最小化[33]，將k 設(shè)定為4，將卡尺范圍①本文參照以往研究，先計算傾向得分的標(biāo)準(zhǔn)差，然后乘以0.25，得到卡尺范圍。經(jīng)過計算后，將卡尺范圍設(shè)定為0.06，這意味著對傾向得分相差6%的觀測值進行一對四匹配。設(shè)定為0.06[34]。

第四步，計算平均處理效應(yīng)（ATT）。此處采用平均處理效應(yīng)（ATT）估計信貸參與對農(nóng)戶希望水平的影響程度。模型如下：

模型（3）中，Y1為農(nóng)戶參與信貸后的希望水平，Y0為農(nóng)戶不參與信貸時的希望水平。

四、實證分析與結(jié)果解析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果及分析

表3 匯報了信貸參與、希望水平對農(nóng)戶收入影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第（1）列為單獨加入信貸參與的回歸結(jié)果，第（2）列為單獨加入希望水平的回歸結(jié)果，第（3）列為同時加入信貸參與和希望水平的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，單獨回歸和共同進行檢驗，信貸參與、希望水平對農(nóng)戶收入影響系數(shù)的方向與顯著性均相同。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

具體來看，信貸參與在1%的水平顯著正向影響農(nóng)戶收入，且相較于未參與信貸的農(nóng)戶，信貸參與會使農(nóng)戶收入正向增長17.9%。該結(jié)果表明，信貸參與能夠顯著提升農(nóng)戶收入，假說H1 得到了驗證。希望水平在1%的水平顯著正向影響農(nóng)戶收入，且農(nóng)戶希望水平每增加1 個標(biāo)準(zhǔn)值，農(nóng)戶收入上升16.6%。這表明，希望水平的提升能增加農(nóng)戶收入，假說H2也得到驗證。

從個人特征看，農(nóng)戶健康水平系數(shù)顯著為正，表明健康水平作為重要的人力資本，對農(nóng)戶收入具有顯著的提升作用。金融素養(yǎng)越高的農(nóng)戶，家庭收入越高，這是因為農(nóng)戶參與金融知識培訓(xùn)后，更有機會接觸到農(nóng)業(yè)信貸、農(nóng)業(yè)保險等金融業(yè)務(wù)，增收渠道得以擴展。從家庭特征看，家庭勞動力數(shù)量系數(shù)顯著為正，表明家庭勞動力數(shù)量越多，收入水平越高。相較于當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶，移民戶的家庭收入水平更高。從收入來源看，家庭主要收入來源為務(wù)農(nóng)的農(nóng)戶，收入水平要顯著低于其他農(nóng)戶。

（二）內(nèi)生性處理

有研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶收入越高，獲得信貸的概率也更大。而且，相對富裕個體的希望水平往往也更高[15]。因此，信貸參與和農(nóng)戶收入，以及希望水平與農(nóng)戶收入之間都可能存在反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。本文使用工具變量法來解決可能存在的內(nèi)生性問題。選取“距離農(nóng)戶所在村10 公里范圍內(nèi)農(nóng)村商業(yè)銀行的數(shù)量”（簡稱“農(nóng)商行數(shù)量”）作為信貸參與的工具變量，原因在于：當(dāng)?shù)剞r(nóng)村商業(yè)銀行的數(shù)量越多，農(nóng)戶獲得信貸的可能性也就越大，滿足工具變量相關(guān)性的假定；農(nóng)村商業(yè)銀行的設(shè)立須滿足一系列的條件，相對于農(nóng)戶收入又具有外生性。同時，選取“生活滿意度”①問卷中，生活滿意度的測量題項為“您對目前的生活評價是？”測量選項用“非常滿意=5”至“非常不滿意=1”的李克特5 級評分法賦值。作為“希望水平”的工具變量，原因在于：農(nóng)戶生活滿意度越高，農(nóng)戶希望水平越高，滿足相關(guān)性要求；而農(nóng)戶的生活滿意度對農(nóng)戶的家庭收入難以產(chǎn)生直接影響[35]，也滿足外生性的假定。

本文使用兩階段最小二乘法（2SLS）估計回歸系數(shù)，結(jié)果如表4 所示。結(jié)果表明，農(nóng)商行數(shù)量與信貸參與呈顯著正相關(guān)關(guān)系，且F統(tǒng)計量大于10，說明農(nóng)商行數(shù)量符合相關(guān)性要求，且通過了弱工具變量檢驗。列（2）結(jié)果表明在處理內(nèi)生性問題后，信貸參與對農(nóng)戶收入具有正向的促進作用，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。列（3）與列（4）的結(jié)果也同樣顯示，在考慮內(nèi)生性問題后，希望水平對農(nóng)戶收入仍存在顯著的促進作用，驗證了基準(zhǔn)回歸的可靠性。

表4 工具變量回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

為驗證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性，本文采取以下方法進行穩(wěn)健性檢驗。

一是替換被解釋變量。收入是消費的前提和基礎(chǔ)，收入水平的高低決定著消費能力的高低。因此，本文用“農(nóng)戶家庭消費”作為農(nóng)戶收入的代理變量，進行穩(wěn)健性檢驗[36]。結(jié)果如表5 列（1）所示，估計結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致，表明信貸參與、希望水平對農(nóng)戶家庭年消費均有顯著正向影響。二是替換解釋變量。首先，重新界定“信貸參與”變量的含義，將2018 年至2020 年間從銀行等金融機構(gòu)獲得過貸款的農(nóng)戶定義為信貸參與農(nóng)戶[37]。②問卷中，詢問受訪農(nóng)戶：“您家最近一次從銀行等金融機構(gòu)貸款是哪一年？”并根據(jù)其回答劃定農(nóng)戶貸款年份。若農(nóng)戶回答的貸款年份為2018年、2019年或2020年，則賦值為1，否則賦值為0。其次，用“渴望差距”作為“希望水平”的代理變量。渴望差距指農(nóng)戶目前的生活水平與渴望的生活水平之間的差距，相關(guān)研究證實，渴望差距能夠影響農(nóng)戶希望水平的變化，渴望差距越大，農(nóng)戶希望水平就越低[22]。相關(guān)結(jié)果如表5 列（2）所示。數(shù)據(jù)顯示，信貸參與對農(nóng)戶收入仍有顯著的促進作用，且“渴望差距”對農(nóng)戶收入的影響系數(shù)也在10%的水平上顯著為正。兩組結(jié)果均證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。三是剔除特殊樣本?？紤]到銀川市的經(jīng)濟發(fā)展水平和普惠金融發(fā)展現(xiàn)狀與其他幾個城市存在一定差距，本文將銀川市的樣本剔除后再回歸。結(jié)果如表5 列（3）所示，信貸參與和希望水平的系數(shù)仍然顯著為正，再次證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗

五、進一步討論：希望水平的中介效應(yīng)

（一）信貸參與對農(nóng)戶希望水平的影響效應(yīng)測算

1.共同支撐域與平衡性檢驗

信貸參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶的傾向得分有一定的重疊區(qū)間，稱為“共同支撐域”[38]。共同支撐域的范圍越大，匹配過程中樣本損失的可能性就越小。為保證樣本數(shù)據(jù)的匹配質(zhì)量，本文在獲得傾向得分后進一步繪制了密度函數(shù)圖（如圖1），以檢驗匹配后的共同支撐域。圖1所示①本文用5種匹配方法匹配效果均良好。因篇幅所限，圖1中僅顯示了k近鄰匹配（k=4）結(jié)果圖。，參與信貸和未參與信貸的農(nóng)戶的傾向得分有較大范圍重疊。五種匹配方法中，最多損失14個樣本，表明匹配效果良好。

圖1 匹配前后信貸參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶傾向得分的概率密度

為確保匹配結(jié)果的可靠性，本文還檢驗了協(xié)變量的平衡性。即經(jīng)過匹配后，信貸參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶在協(xié)變量方面不存在顯著的系統(tǒng)差異。結(jié)果如表6 所示。數(shù)據(jù)顯示，Pseudo R2值由匹配前的0.123 顯著下降到匹配后的0.007—0.034；LR 統(tǒng)計量由匹配前的74.50 顯著下降到匹配后的0.78—11.51，解釋變量的聯(lián)合顯著性檢驗由匹配前的高度顯著（P 值=0.000）變成在10%的水平上總是被拒絕（P 值＞0.100），解釋變量的均值偏差由匹配前的26.4%減少到3.1%—11.4%，中位數(shù)偏差由匹配前的21.0%減少到2.9%—9.1%，總偏誤大大降低。上述檢驗結(jié)果表明，運用傾向得分匹配法可有效減少對照組和處理組之間解釋變量分布的差異，并消除樣本自選擇導(dǎo)致的估計偏誤。

表6 傾向得分匹配前后協(xié)變量平衡性檢驗結(jié)果

2.影響效應(yīng)測算

本文利用PSM 對模型（3）進行估計，結(jié)果見表7。五種匹配方法所得結(jié)果基本一致且ATT均在5%的顯著性水平上通過檢驗，表明樣本數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性良好。為便于實證分析，選擇其算術(shù)平均值表征影響效應(yīng)。從平均值來看，農(nóng)戶若沒有獲得信貸，其希望水平為3.779，但由于獲得信貸，農(nóng)戶的希望水平增長到3.907，增長了0.128 個標(biāo)準(zhǔn)值，增長率為3.39%。②增長率的計算公式為：增長率=ATT均值/對照組均值×100%。兩組數(shù)據(jù)表明信貸參與對農(nóng)戶希望水平具有顯著的促進作用，假說H3得證。

表7 傾向得分匹配的平均處理效應(yīng)（ATT）

（二）信貸參與影響農(nóng)戶希望水平的異質(zhì)性分析

即使在同一地區(qū)內(nèi)部，信貸參與對不同類型農(nóng)戶的影響也可能存在較大差異[39]。本文以樣本農(nóng)戶的控制點、社交頻率、收入水平、是否是脫貧戶等作為標(biāo)準(zhǔn)進行分組，進一步檢驗信貸參與對農(nóng)戶希望水平影響的異質(zhì)性?；趉近鄰匹配的估計結(jié)果見表8。

表8 信貸參與影響農(nóng)戶希望水平的組群差異

1.控制點的影響

控制點理論認(rèn)為個體對自己生活中發(fā)生的事情及其結(jié)果的控制源有不同的解釋。內(nèi)控型個體相信事情的發(fā)展和結(jié)果取決于努力程度等內(nèi)部因素，因此內(nèi)控者更有毅力和決心；外控型個體認(rèn)為事情的結(jié)果由機遇和運氣等不可控的外部因素決定，因而外控者遇到問題時更容易放棄努力[40]。本文將農(nóng)戶劃分為內(nèi)控型人格農(nóng)戶和外控型人格農(nóng)戶進行分組檢驗。①在問卷中設(shè)置“對于成功，您覺得哪項更重要”這一問題以衡量農(nóng)戶的控制點類型，根據(jù)農(nóng)戶對該問題的回答，將選擇“付出艱苦努力”的農(nóng)戶定義為內(nèi)控型，將選擇“機遇、運氣”的農(nóng)戶定義為外控型。結(jié)果表明：內(nèi)控型人格農(nóng)戶參與信貸業(yè)務(wù)后，希望水平顯著提升了0.118 個標(biāo)準(zhǔn)值，增長率為3.08%；對外控型人格農(nóng)戶，信貸參與對希望水平的影響為正但不顯著。兩組數(shù)據(jù)說明信貸參與對內(nèi)控型人格農(nóng)戶希望水平的促進作用更強。

2.社交頻率的影響

社交頻率創(chuàng)造的社會關(guān)系和社會資本的強弱會顯著影響農(nóng)戶信貸參與的經(jīng)濟福利效應(yīng)[41-42]。為考察信貸參與對希望水平的影響在不同社交頻率的農(nóng)戶間的差異，本文先測度了樣本農(nóng)戶的社交情況②本文用以下三個問題測度樣本農(nóng)戶的社會互動情況，分別是“您家參與村里的各項集體活動的情況是”“您家與親戚往來的情況是”“您家與本村其他村民的往來情況是”。測度選項用“非常多=5”至“從不=1”的李克特5 分制量表賦值。農(nóng)戶社會互動情況由這三個問題的總得分反映，最低分為3分，最高分為15分。，再以樣本農(nóng)戶社交頻率的平均值為依據(jù)，將樣本劃分為低社交頻率組和高社交頻率組。結(jié)果表明，獲得信貸后，高社交頻率農(nóng)戶的希望水平顯著提升0.124個標(biāo)準(zhǔn)值，但低社交頻率農(nóng)戶的希望水平無顯著增長。

3.是否是脫貧戶的影響

部分脫貧戶由于自身發(fā)展意愿和能力不足，同時家庭資產(chǎn)積累較少，存在脆弱性脫貧情況，在外部幫扶弱化的情況下，便有可能再次返貧[43]。本文根據(jù)“您家之前是否是建檔立卡貧困戶？”這一問題的回答，將樣本劃分為脫貧戶和非脫貧戶，分組檢驗的結(jié)果見表8。結(jié)果顯示，參與信貸后，脫貧戶的希望水平可從3.435 增長到3.681，增長幅度為0.246 個標(biāo)準(zhǔn)值，增長率為7.16%；而非脫貧戶的希望水平從3.878 增長到3.977，增長幅度為0.098 個標(biāo)準(zhǔn)值，增長率為2.55%。結(jié)果表明，信貸參與對脫貧戶和非脫貧戶都有正向促進作用，但對脫貧戶的影響更顯著。

六、結(jié)論與建議

農(nóng)戶是鄉(xiāng)村振興的主體之一，提高農(nóng)戶收入和促進共同富裕不僅要重視解除制約農(nóng)戶發(fā)展的外部資本約束，還應(yīng)從內(nèi)部調(diào)動農(nóng)戶的自主性和能動性，從根本上激發(fā)農(nóng)戶發(fā)展的內(nèi)生動力。本文在理論邏輯演繹的基礎(chǔ)上，建立信貸參與、希望水平和農(nóng)戶收入的聯(lián)動模型，并利用寧夏575 位農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，實證分析了信貸參與和希望水平對農(nóng)戶收入的影響，以及希望水平在其中的中介效應(yīng)，得到以下結(jié)論。（1）促進農(nóng)戶參與信貸有助于提高農(nóng)戶收入。信貸參與有助于打破“貧困惡性循環(huán)”，幫助農(nóng)戶增加投資進而提高生產(chǎn)率，從而帶來家庭收入增加。（2）提升農(nóng)戶希望水平有助于提高農(nóng)戶收入。解除農(nóng)戶生產(chǎn)發(fā)展的外部資本約束并不意味著農(nóng)戶必然會增加投資，提升農(nóng)戶希望水平有助于增強其發(fā)展的內(nèi)生動力，幫助農(nóng)戶通過增加物質(zhì)資本投資和人力資本投資等途徑，提升家庭收入。（3）信貸參與能提升農(nóng)戶希望水平，且信貸參與對更相信自身努力的農(nóng)戶、社會互動更頻繁的農(nóng)戶、收入水平相對較高的農(nóng)戶以及貧困農(nóng)戶的影響更大。農(nóng)戶參與信貸后，將有更多機會接觸到更多信息、資源和榜樣，從而可以通過社會比較和社會互動來提升希望水平。

以上結(jié)論表明，不斷提高農(nóng)戶收入，需要從緩解農(nóng)戶面臨的外部資本約束和增強農(nóng)戶內(nèi)生發(fā)展動力兩個層面同時著力。具體來說有以下兩方面。

一方面，推動更多有需求的農(nóng)戶參與信貸。積極開展普惠金融產(chǎn)品和服務(wù)創(chuàng)新，尤其是鄉(xiāng)村振興專屬信貸產(chǎn)品和首貸產(chǎn)品創(chuàng)新。比如，積極推廣農(nóng)村非抵押信貸模式，接受農(nóng)村集體土地上的房產(chǎn)、大棚等資產(chǎn)作為“準(zhǔn)抵押物”，保障農(nóng)戶特別是貧困戶的信貸可得性。同時，通過各種非金融服務(wù)，增強農(nóng)戶對金融機構(gòu)和金融產(chǎn)品的信任感來提升農(nóng)戶參與信貸的積極性。如探索“政府+金融機構(gòu)+高等學(xué)?！焙献鏖_展金融健康和金融知識宣傳活動，提升農(nóng)戶金融知識素養(yǎng)和金融數(shù)字技能，幫助農(nóng)戶真正能夠“學(xué)金融、懂金融、用金融”。另外，要通過完善農(nóng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，大力支持農(nóng)業(yè)數(shù)字經(jīng)濟和數(shù)字普惠金融發(fā)展，保障農(nóng)戶可以更便捷、更低成本參與信貸。

另一方面，要通過激發(fā)農(nóng)戶希望水平來提升農(nóng)戶內(nèi)生發(fā)展動力。一是要樹立榜樣。可以增加信貸參與帶動農(nóng)戶發(fā)家致富的正面事例宣傳，用“身邊人”和“身邊事”為農(nóng)戶樹立積極榜樣，激發(fā)農(nóng)戶對更加美好生活的渴望。二是通過完善“銀行+公司（基地/合作社）+農(nóng)戶”等服務(wù)模式，幫助農(nóng)戶建立與市場的利益聯(lián)結(jié)機制，幫助其更好融入農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，以增強其對未來發(fā)展的希望。三是要協(xié)調(diào)各類政策，持續(xù)激發(fā)農(nóng)戶對美好生活的希望。如通過對農(nóng)廣播等方式加大宣傳普及，讓更多農(nóng)戶理解、認(rèn)同各項“利民”“利農(nóng)”政策。以“清潔鄉(xiāng)村、生態(tài)鄉(xiāng)村、宜居鄉(xiāng)村、幸福鄉(xiāng)村”為抓手，讓農(nóng)戶切身感受到社會主義新農(nóng)村建設(shè)的成果，從而憧憬鄉(xiāng)村振興的美好前景。