农户风险性信贷配给的形成机制及其福利损失效应研究

陈治国，景辛辛

（1.咸阳师范学院 经济与管理学院，陕西 咸阳 712000；2.山东财经大学 会计学院，山东 济南 250000）

一、引言与文献回顾

信贷可获得性对农业经济发展至关重要，其与农户生产力、家庭福利和复原力呈正相关关系，也有助于缩小农户之间的农业生产技术差距与收入差距，以及实现家庭资产优化配置确保农户家庭财富长期可持续地稳健增长（尹志超等，2015；南永清等，2020）[1-2]。尽管我国农村金融制度通过强制性与诱致性变迁相结合的演进方式日趋完善并步入创新深化阶段（温涛和王煜宇，2018）[3]，农村金融的包容性已上升到了前所未有的高度，但我国农户却仍然存在着农业信贷配给（何广文等，2018）[4]。且当前比较重要而又恰恰被研究者与政策决策层所忽视的，是农户风险性信贷配给，即在农业风险情形下风险规避型的农户考虑到受天气风险、气候冲击、农产品产量与品质自身不稳定以及农业生产条件改变等农业生产经营风险的影响，家庭无法获得稳定可观的农业收益致使不能够及时偿还本金，以致引起失去家庭资产的风险。因而，即使“三权”抵押贷款①“三权”抵押贷款是指农户用农村土地承包经营权、农村居民房屋权和林权作抵押向银行申请贷款，目前该抵押贷款业务已在陕西、四川、重庆、浙江、安徽、江苏等地开展实施。政策在各地积极推行与大力实施，农户也不敢轻易以农地、房产等家庭资产进行抵押贷款。尤其是贫困农户，其由于缺乏足够的家庭资产或劳动力，在农业风险面前可能更加脆弱，为了降低风险只能保守经营各项业务（班纳吉和迪弗洛，2013；Huang等，2015；陈治国等，2021）[5-7]，进而主动选择放弃向金融机构申请信贷资金。调查研究中发现该风险性信贷配给现象尤其在信贷需求缺口较大且家庭经济条件并不好的农户群体中普遍存在，是制约生活水平较低农户家庭增收、阶层跃迁的关键因素。据此可知，考察风险性信贷配给具有重要的现实意义，通过理论分析与实证估计相结合方式探究风险性信贷配给的形成逻辑及其福利损失效应，有助于更好地认识风险性信贷配给，以期对其进行有效治理，进而充分释放农村金融的支农惠农潜能。

关于农业信贷配给的生成，金融机构与借款农户彼此之间无法克服交易成本、内生的信息不完全与信息不对称问题以及由此产生的筛选、监测和执行问题时，逆向选择与道德风险往往会发生，其在不完美的农村金融市场中的具体表现就是信贷配给的存在（Carter，1988；Drakos和Giannakopoulos，2017）[8-9]。学者们将信贷配给从资金供需匹配方面划分为第一类信贷配给与第二类信贷配给。第一类信贷配给指资金供不应求导致部分农户的信贷需求得不到满足；第二类信贷配给指即使资金供给充足，仍有农户在任一利率条件下均难以获得信贷资金（Stiglitz 和Weiss，1981；Gonzalezvega，1984）[10-11]。与此同时，从配给程度层面可分为完全信贷配给与部分信贷配给，其中完全信贷配给指农户的全部信贷申请均未得到满足，部分信贷配给指农户的信贷申请只得到部分满足（李韬和罗剑朝，2013）[12]。从信贷配给的选择主体层面可将信贷配给分为金融机构决策行为导致的供给型信贷配给（李成友等，2019；邓朝春和邢祖礼，2020）[13-14]与农户自选择行为生成的需求型信贷配给（Kon 和 Storey，2003；梁虎和罗剑朝，2019）[15-16]。此外，从信贷配给的内容也可将其分为数量配给与服务配给，其中数量配给指金融机构的信贷供给量达不到农户所需的信贷规模，服务配给则是指金融机构拒绝向有信贷需求的农户提供信贷服务（朱喜和李子奈，2006）[17]。

现实中存在的信贷配给无疑会对农户家庭福利产生消极影响。Cechura（2009）[18]构建理论模型研究表明信贷配给的发生显著地决定了农户的资本积累和投资决策，造成农业生产损失，影响农户家庭福利；褚宝金等（2009）[19]认为正规信贷配给导致农户仅能部分获得投资资金，从而影响农户家庭收入增加；李庆海等（2012）[20]基于微观调查数据实证发现信贷配给分别给农户家庭净收入与家庭消费支出造成了18.5%和20.8%的损失；李成友等（2014）[21]基于农户家庭跟踪调查数据研究发现信贷配给致使农户家庭消费支出与消费质量分别下降了18.8%、19.7%；刘艳华（2016）[22]则基于省际面板数据研究认为信贷配给对农户消费有负向的间接效应，且指出该间接效应存在双重门槛，刘艳华和朱红莲（2017）[23]进一步研究指出信贷配给程度的地区差异导致农户收入产生地区差异，是各地区农户收入不均衡的主要诱因，并指出该作用效果存在阈值效应；Ndegwa 等（2020）[24]研究指出信贷配给不利于应对干旱的新技术在肯尼亚农村地区的推广与应用，致使农户家庭福利受损；Cao 和 Le（2020）[25]实证分析信贷配给对越南湄公河三角洲稻农投入资金分配的影响，发现信贷配给使得部分稻农没有足够资本用于生产投入，造成水稻产量下降，给稻农造成明显的福利损失。

梳理既有研究可知，学者们已对信贷配给的主要类型及其福利效应进行了细致研究，为治理信贷配给提供了有益指引，也为后续相关研究提供了有效线索。然而，以往研究的需求型信贷配给多指生活水平较低农户几乎没有资产可抵押，或者金融机构设置较多的抵押贷款条件使得农户放弃申请抵押贷款服务。比如，林毅夫（2004）[26]等学者就指出因农地产权问题使得农户不能以土地等家庭资产作为金融机构可接受的抵押物，从而致使农户遭受信贷配给，是造成农户贷款难的主因。但现有研究并未深入探究当前较为重要的一类信贷配给问题，即在农业风险情形下风险规避型的农户主观选择行为引致的风险性信贷配给，虽然庞新军和冉光和（2014）[27]、任劼等（2015）[28]等学者已认识到了农户风险偏好与信贷配给的相关性，但他们并没有将风险性信贷配给作为重要的需求型信贷配给从理论分析视角深入揭示面对农业风险时风险规避农户信贷配给的形成逻辑，以及探析风险性信贷配给造成的福利损失效应。与此同时，在政策实践层面，尽管多年来国家始终高度重视农户信贷配给问题，并为了有效破解农户贷款难题，出台了一系列组合式的农村金融政策安排。尤其值得一提的就是“三权”抵押贷款政策的稳步实施，农村金融机构兑现其支农承诺的能力通过抵押贷款服务的大力推广而得到了显著提升，有效缓解了供给型信贷配给，但作为需求型信贷配给中较为重要的风险性信贷配给则是当前制约我国农村金融深化与广化的瓶颈问题，是农户在当前外部约束与自身禀赋条件下的无奈选择。鉴于此，本研究通过对风险性信贷配给形成机制的理论剖析及其福利损失效应的估计，以期全面地审视风险性信贷配给的生成机制及其负面效果，能为更好地认识已有的农村金融制度安排与当前的金融惠农政策提供理论解释与经验证据，进而有助于探寻出农村金融制度的优化路径与金融惠农政策的治理思路，减轻农户风险性信贷配给，最大化农村金融的支农效应，提高农户家庭福祉。

二、风险性信贷配给形成机制的理论分析

假设农户农业生产的投入要素为X，其价格水平是w，对应的产出函数是F(X)，产出的价格水平是p，则农户的农业收入函数为pF(X)。由于农户在农业生产经营过程中经常会遭受农业风险的影响，该农业风险不仅包括受自然灾害冲击、农产品产量与品质不稳定以及农业生产条件改变所引致的农业生产风险，也包括农产品销售中面临的市场价格波动风险。因此风险情形下的农业收入函数可表示为θpF(X)，其中θ 为均值为1、方差为σ2的随机变量，σ2值越大意味着农业风险越高。此时，农业净收入函数最终可表示为：

由于现实中农户的风险偏好总体上属于风险厌恶型，意味着农户一般情况下不是追求净收入的最大化，而是追求净收入期望效用的最大化，即其目标函数为MaxE[U(y)]。基于期望效用理论，可将不确定性条件下净收入的期望效用转化为确定性净收入所对应的效用水平，即其中为农户的确定性净收入。由于风险厌恶型农户实施决策行为时会存在风险贴水，因此农户确定性净收入可近似表示为其中π 指农户的风险厌恶系数，农户风险厌恶程度越高则π 越大。进而通过确定性等价可得农户的期望效用表达式为：

从（1）式可得农户净收入y的期望为：

则（2）式可进一步表示为：

因此农户追求最大期望效用，其目标函数可表示为：

同时由于农户在生产过程中面临信贷约束，农户已拥有的自有资金与从金融机构处申请的贷款金额之和必须能够满足农业生产要素投入的基本要求，因此信贷约束表达式可表示为：

其中，C 为农户已拥有的自有资金，K 为农户从金融机构处申请的贷款金额。

最终，农户净收入期望效用的最大化问题可表示为如下的目标函数与约束条件：

构建拉格朗日方程为：

其中，λ 表示信贷约束的影子价格，无信贷约束时λ=0，有信贷约束时λ＞0，因此可知λ＞0。由不等式约束优化的Kuhn-Tucker最优性一阶条件可得：

联立（3）式与（4）式可得：

而无农业风险情形下的贷款金额K*的表达式为：

由于（3）式有解的情况下必须存在1-πσ2F(X)＞0，且由πσ2F(X)＞0 可得1-πσ2F(X)＜1，为此可知农业风险情形下的贷款金额K明显小于无农业风险情形下的贷款金额K*（即K＜K*），同时FX(X)、生产要素X与价格水平P 均为正值，参数λ 也大于零，进而可知农业风险情形下的贷款金额K 与风险厌恶系数π 以及能够测度农业风险的σ2均存在负相关关系，农户风险厌恶系数越大或农业风险越高，农户选择从金融机构申请的贷款金额就越少，即农户风险规避程度与农业风险越高，其主动向金融机构申请的贷款金额就越少。因此，理论模型分析表明：考虑到农业风险的存在，风险厌恶型的农户不会积极主动以产权抵押等方式向金融机构申请所需的全部信贷资金，即使国家当前放宽金融信贷条件，要求金融机构对于农户的抵押贷款需求予以充分满足，同时鼓励农户从金融机构处通过抵押贷款满足信贷需求，也难以改变农户的信贷决策行为。因此现实中存在农户主动选择放弃向金融机构申请信贷资金的风险性信贷配给现象，农户尤其不敢轻易以农地、房产等家庭资产进行抵押贷款，担心面临天气风险、气候冲击、农产品产量与品质不稳定以及农业生产条件改变等农业生产经营风险而无法获得稳定可观的农业收益，致使其不能够及时偿还本金，以致引起失去家庭资产的风险。

由此可见，风险性信贷配给显然有其存在的理论逻辑，农户自选择行为引致的风险性信贷配给势必导致农业投资不足和对先进农业生产技术的选择不足，即偏向于选择低风险但利润率较低的作物与品种，且不积极主动选择投资于生产性的农业资产，包括土壤肥力的改善、优质化肥与新型绿色农药的使用、农机具的购置等。同时缺乏改进农业生产技术的动力，从而会对农户家庭福利产生较大的影响。对于该影响的现实表现，本研究接下来将运用计量模型对其引致的福利损失效应进行实证估计。

三、变量选取与模型设定

（一）变量选取与数据来源

本研究选用农户家庭纯收入、家庭消费支出以及家庭农业生产性投资支出测度农户家庭福利，作为模型的被解释变量。关于风险性信贷配给的测度，本文选用农户资金需求且可通过抵押贷款等方式获得的最大信贷金额与其实际主动从金融机构申请的信贷金额的差值作为衡量风险性信贷配给的测度指标，该信贷缺口能识别出风险性信贷配给的水平，为此设定为模型的解释变量。

与此同时，关于控制变量的设定，主要从户主特征、家庭特征、农地流转、金融生态环境、社会网络关系、地理特征等方面进行控制变量的选取，具体选取情况如下。一是户主特征变量，主要包括户主年龄、户主性别、户主受教育水平及户主金融素养，其中户主金融素养根据其了解利率、通货膨胀、银行业务、理财途径及投资风险等金融知识的情况由低到高划分为0—5 共六个等级。二是家庭特征变量，主要包括家庭耕地面积、家庭非农收入占比、家庭劳动力数、家庭受抚养人数、家庭是否养殖牲畜、家庭是否加入农合组织、家中有无久病大病成员、家庭是否为贫困户、近年来家庭有无重大支出。三是土地流转变量，主要包括农地转出面积、农地转入面积。四是金融环境变量，主要有乡镇金融网点数。五是社会网络关系变量，主要有是否是党员干部家庭。六是地理特征变量，主要有距交通节点的远近程度，由远及近划分为1—3共三个等级。

本文所选取的指标数据主要通过对陕西省关中地区农户家庭进行实地调研获得，有效样本量为240 个，样本调查点主要选取西安市的高陵区与临潼区的农村地区、咸阳市的礼泉县与泾阳县的农村地区。相关指标变量的描述性统计特征见表1。

表1 模型所选变量的描述性统计特征

（二）模型设定

为了有效估计风险性信贷配给对农户家庭福利的影响效果，本研究分别以农户家庭纯收入、家庭消费支出以及家庭农业生产性投资支出为被解释变量设定实证模型，实证模型具体构建如下：

其中，INCi、CSUi、INVi分别表示农户 i 的家庭纯收入、家庭消费支出以及家庭农业生产性投资支出，RCRi为风险性信贷配给，Xi表示对农户家庭福利有影响的控制变量，β0为常数项，β1为解释变量的待估系数，βj为控制变量的待估系数，ui为随机扰动项。

由于模型所涉变量存在较多的虚拟变量，运用OLS估计法直接估计则会存在多重共线性与异方差问题，致使得到的估计结果有较大的偏误。而泊松伪极大似然估计法（PPML）在数值优化方面较最小二乘估计法具有更为稳健的估计效果，且能够较好地消除多重共线性与异方差问题。因此，本研究运用泊松伪极大似然估计法（PPML）对实证模型进行估计。

四、实证估计结果与分析

（一）基准回归分析结果

运用泊松伪极大似然估计法对实证模型进行估计，估计结果见表2，表2 的模型（1）、模型（2）、模型（3）分别展示了风险性信贷配给对农户家庭纯收入、家庭消费支出、家庭农业生产性投资支出的影响效果。由表2 可见，风险性信贷配给分别在1%、10%、10%的显著性水平上对农户家庭纯收入、家庭消费支出、家庭农业生产性投资支出有显著的负向影响，估计结果表明风险性信贷配给对农户家庭福利具有显著的负面效应，且其对家庭农业生产性投资支出与家庭纯收入的负面影响相对较强。由于存在风险性信贷配给，考虑到农业风险的潜在冲击会引致其家庭抵押资产失去的潜在风险，风险规避的农户理性考量下通常不敢轻易将家庭资产作为抵押物向金融机构申请信贷资金，因此其往往不会主动选择“三权”抵押贷款服务取得抵押贷款资金来满足自己所需的信贷需求；或出于安全审慎起见，仅申请较小份额的抵押贷款资金，从而致使农村金融抵押贷款政策达不到预期的实施效果，以至于农户所遭受的信贷约束并不能通过现有的农村金融抵押贷款政策得以顺利消除。农户面临资金约束的直接反应就是其不会积极且没有能力增加农业生产性投资支出，农户因自身选择行为造成的风险性信贷配给难以保障其充分扩大农业生产经营规模、采用先进农业技术、改进农业生产条件、优化升级农业运营方式，也不能促其有效投资于非农创收业务，进而不利于农户家庭纯收入的增加。收入不足同时也会对农户家庭消费支出造成抑制影响，结果给农户家庭的福利改善制造了障碍，导致农户家庭福利受损。由此可见，农户风险性信贷配给确实存在着明显的福利损失效应，是当前亟须治理的信贷配给问题。

表2 风险性信贷配给对农户家庭福利影响的PPML估计结果

此外，考察控制变量估计结果，从户主特征变量来看，户主年龄对农业生产性投资支出有显著的负向影响，对家庭纯收入与消费支出的负向影响不显著；户主性别对家庭纯收入与农业生产性投资支出有负向影响但该影响并不显著，对消费支出有不显著的正向影响；户主受教育水平对家庭纯收入、消费支出、农业生产性投资支出有正向影响，但该影响不显著；户主金融素养对农户家庭纯收入、消费支出、农业生产性投资支出均在1%的显著性水平上有正向影响。之所以呈现出以上实证结果，主要在于年龄较大的农户偏好于传统保守的农业经营方式，扩大农业投资规模的积极性不强，进而对农业生产性投资支出有显著的负效应；年龄较大的农户尽管通过传统经营方式不利于家庭收入的改进，但其农业管理经验却有助于收入提升，因此户主年龄对家庭纯收入的负效应不显著；同时年龄较大的农户自己消费的意愿不强，但其乐于为后辈花费的行为偏好使得户主年龄对家庭消费支出的负向影响不显著。农村空心化背景下留在农村的男性户主一般体力较差，但其农业经营的传统优势使得户主性别对农业生产性投资的负效应不显著，进而也对家庭纯收入的抑制效应不显著；而男性户主有相对较高的支出习惯，但家庭负担也约束其保持有限的支出，因此户主性别对家庭消费支出的正效应不显著。教育水平较高的户主在家庭决策方面更加合理，有助于家庭福利改善，但目前农村地区的农业经营模式并未处于技术含量较高的阶段，教育发挥的作用相对有限，进而使得受教育水平对农户家庭福利的正效应不显著。金融素养较高的户主易于实施投资优化组合策略，有利于家庭福利改进，因此金融素养对农户家庭福利有显著的正效应。

从家庭特征变量来看，耕地面积对农户家庭福利有负向影响，其中对家庭消费支出有显著的负向影响。究其原因主要是：尽管较多的耕地有助于农业收入的增加，但现有农户的农业经营积极性不高，耕作安排往往不合理，较多的耕地并未得到高质量经营，生产性投资较低，家庭收入得不到有效提升，进而会显著降低其家庭消费水平。非农收入占比对农户家庭福利有不显著的负向影响，较高的非农收入占比意味着农业生产性投资支出较少，但其对家庭纯收入与消费支出呈现出负效应，主要在于农户现有的非农就业与非农业务活动并没有达到较优状态，非农收入的效益与持续性不足，且影响了农户正常的农业经营安排，因此不利于农户家庭纯收入与消费水平的提高。劳动力对家庭纯收入、对农业生产性投资支出有显著的正向影响，但对消费支出的正向影响不显著，究其原因在于充足的劳动力投入要素促进农业投资的增加，实现农户家庭创收，较多的劳动力也易于扩大家庭消费支出，不过青壮年劳动力的花费相对不及小孩与老人，因此劳动力对消费支出的正效应不显著。受抚养人数对农户家庭纯收入、消费支出、农业生产性投资支出均有显著的正向影响，究其原因在于小孩与老人是大家庭的主要标志，大家庭通常收入水平较高且也有能力抚养小孩与老人，小孩与老人同时也是家庭消费支出增加的主因，也是促进农户加大农业投入增加农业生产性投资支出的主要驱动力。是否养殖牲畜对家庭纯收入、农业生产性投资支出有正向影响但该影响并不显著，对消费支出有不显著的负向影响，究其原因在于养殖牲畜是农业投资的一种体现，也是取得家庭收入的来源之一，但其对家庭的影响相对较弱，因此其对家庭纯收入、农业生产性投资支出的正效应不显著；同时养殖牲畜也会降低家庭用于蛋奶肉的消费支出，不过牲畜创造的收益也会提高消费水平，因此养殖牲畜对家庭消费支出的负效应不显著。加入农合组织对农户家庭福利有正向影响，主要在于农合组织有助于农户农业产供销一体化的实现，为农户收入增加、消费水平提升创造了有利条件，也推动农户加大农业生产性投资；不过由于农合组织发挥的作用有限以及该组织运行中存在的诸多问题，因此其对家庭福利的正效应不显著。有久病大病成员对家庭纯收入有显著的正向影响，分别对农业生产性投资、消费支出有统计上不显著的正向影响与负向影响，究其原因在于久病大病成员会激励家庭提高收入用于未来的医疗花费，也会激励加大农业投资，但由于照看病员导致有效劳动力的不足也会不利于农业生产投资，进而对农业生产性投资的正效应不显著；同时在消费层面保持节约，不过节约往往有限，从而对消费支出的负效应不显著。贫困户对家庭纯收入、消费支出均有显著的负向影响，对农业生产性投资的正向影响不显著，主要在于贫困户家庭创收能力弱，没有充足的资金用于消费支出，对农业的依赖性强，只能依靠农业投资取得农业收入维持基本生活。但贫困户农业投入资金通常有限，因此对农业生产性投资支出的正效应不显著。重大支出对农户家庭福利有负向影响，在于重大支出可直接降低家庭纯收入与消费支出，也会减少用于农业生产投资的资金，但农户通常有应对该冲击的相关预防性安排，因此其对农户家庭福利的负效应不显著。

从农地流转变量来看，农地转出面积对家庭福利有负向影响，且对消费支出的负向影响在统计上显著，主要在于转出农地会直接抑制农业生产性投资支出，降低农业收入，但可利于单位农地投入的增加，同时又利于非农收入增加，因此其对家庭纯收入与农业生产性投资的负效应不显著；转出农地的农户很大程度上属于农民工家庭，非农工作通常管吃住，因此其家庭消费开支会节省下来，进而农地转出对家庭消费支出的负效应比较显著。农地转入面积对农户家庭福利有正向影响，且对家庭纯收入有显著的正向影响，主要在于农地承包可通过规模经营实现家庭创收，进而也有助于增加消费支出与农业生产性投资，不过为了增加农业投入也会适当缩小消费支出，且农地增多也不利于单位农地投入增加，因此对消费支出与农业生产性投资的正效应不显著。从金融环境变量来看，乡镇金融网点数对家庭纯收入有显著的正向影响，对消费支出与农业生产性投资也有不显著的正向影响，主要在于金融环境的改善为农户增收创造了有利条件，为农户消费支出与农业投入提供了资金支持；不过由于乡镇金融服务水平不高以及农户不习惯主动选择正规信贷服务，进而使得金融环境对消费支出与农业生产性投资的正效应不显著。

从社会网络关系变量来看，党员干部家庭对家庭纯收入有显著的正向影响，对消费支出与农业生产性投资均有正向影响，但该影响并不显著，主要在于良好的社会关系网络有助于家庭创收，对家庭消费水平的提高自然有促进效应，不过党员干部家庭节约示范的行为偏好会抑制消费，进而对消费支出的正效应不显著；党员干部偏好于留在农村地区务农，为此通常会加大农业生产性投资，但其同时要将不少精力花费在乡村事务管理上，致使自家农业投资安排受到干扰，因此对农业生产性投资的正效应不显著。从地理特征变量来看，距交通节点越近对农户家庭福利有显著的正向影响，究其原因在于离交通节点越近，在生产要素输入、农产品分销、信息获取等方面越具优势，进而越利于农户从事农业与非农业务经营，促进农户扩大农业生产性投资，实现家庭创收，提高家庭消费水平。

（二）风险性信贷配给的分位数影响

为了继续考察风险性信贷配给对不同层次农户家庭福利产生的影响效应，本研究接下来采用分位数回归模型实证分析风险性信贷配给对不同收入层次农户家庭福利的异质性影响。在分位数回归分析中本文仍然引入控制变量，并选取0.1、0.25、0.5、0.75、0.9 共五个代表性的分位点进行实证分析，估计结果见表3。由表3 可知，风险性信贷配给在0.25、0.75 与0.9 分位点处对农户家庭纯收入的负向影响强于0.5 分位点处的影响效果，且在0.9 分位点处的负向影响程度最大，在0.75 分位点处的影响效果在统计水平上不显著；风险性信贷配给在0.1、0.75、0.9 分位点处对农户家庭消费支出的负向影响也强于0.5分位点处的影响效果，且在0.75分位点处的负向影响程度最大，在0.9分位点处的影响效果统计水平上不显著；风险性信贷配给在0.1、0.25、0.75、0.9 分位点处对农户家庭农业生产性投资支出的负向影响也强于0.5 分位点处的影响效果，且在0.9 分位点处的负向影响程度最大，尽管在0.1、0.75、0.9分位点处的影响效果在统计水平上不显著。据此表明，风险性信贷配给对较低与较高福利水平农户家庭的福利抑制效果相对较强，尤其给福利水平较高农户家庭造成的福利抑制效应最为强烈。

表3 风险性信贷配给对农户家庭福利分位数影响的估计结果

五、主要结论与政策启示

通过构建理论模型揭示出风险性信贷配给的形成机制，进一步基于陕西省关中地区农户家庭微观调研数据，运用泊松伪极大似然估计法有效估计了风险性信贷配给的福利损失效应，并采用分位数回归模型实证分析了风险性信贷配给对农户家庭福利的分位数影响。实证结果得到以下结论。

（1）风险性信贷配给分别在1%、10%、10%的显著性水平上对农户家庭纯收入、家庭消费支出、家庭农业生产性投资支出有显著的负向影响，估计结果表明风险性信贷配给导致农户家庭福利受损，尤其对家庭农业生产性投资支出与家庭纯收入带来的福利损失效应比较明显。

（2）风险性信贷配给对较低与较高福利水平农户家庭带来的福利损失效应较强，尤其对福利水平较高农户家庭带来的福利损失效应最大。

（3）考察控制变量发现，户主金融素养、家庭劳动力数量、乡镇金融网点数量、距交通节点远近等变量对家庭福利有正向效应，而户主年龄、贫困户家庭、重大支出、农地转出面积等变量对农户家庭福利有负向效应。

根据上述研究结论，为了有效治理风险性信贷配给，降低并消除风险性信贷配给的福利损失效应，本文有如下政策启示。

一是充分认识到风险性信贷配给的形成逻辑，基于农户可接受性与易操作性的意愿偏好，设计能契合农户需求且可充分应对农业风险的与信贷挂钩的气象指数保险、农产品价格指数保险等创新性的农业保险产品。同时政府要提供配套性的保险补助资金，提高农户参与农业保险的购买意愿与购买能力，提高农业保险的普及率与覆盖范围，消除风险性信贷配给的诱发因子，让农户能积极主动地以家庭资产作为抵押物申请抵押贷款资金，满足家庭所需的信贷需求。

二是优化农村金融抵押贷款制度。要充分考虑到风险性信贷配给的存在，从农户主观选择意愿与禀赋能力出发，配合自下而上的设计思维完善农村金融抵押贷款制度。为了有效引导农户参与抵押贷款业务，扩大农户抵押标的的选择范围，允许农户以“三权”以外的牲畜、家禽以及其他固定资产等家庭资产作为抵押标的，并能以村庄集体入股项目的集体股权与农户个体股权作为抵押标的，也可以村庄集体的非物质文化遗产、商标以及地理标志等知识产权作为抵押标的。同时设立规范化的农村抵押贷款标的的价值评估机构，并设计配套性的价值评估机制。此外金融机构也要结合农户所抵押标的的市场估值与其所经营项目的预期收益，以及依据农户的征信信息，综合评估给予农户适配的抵押贷款额度，最大化信贷资金的支农效应。

三是完善农村金融抵押贷款的偿贷机制。根据农户家庭的现实禀赋与所经营项目的周期性特征设置还款期限与偿还周期，且当农户仍然无法按照已经重新设置的偿贷规则按期偿贷时，金融机构此时先不要急于处置农户的抵押资产来规避自身的信贷风险，而是先由地方政府授信的专项财政补贴额度来缓解偿贷缺口，消除农户担心失去生存性家庭资产的顾虑，全身心地持续推进所经营的农业或非农项目。此时金融机构也要进一步对农户前景较好的经营项目追加信贷支持，帮助农户走出当前的经营周期困境，步入经营效益稳步提升并实现盈利的成熟阶段。这不仅实现了农户家庭增收，也有效化解了金融机构的信贷风险。

四是根据控制变量分析结果，为了提高农户家庭福利，也要通过金融政策宣传与金融知识普及教育提高农户的金融素养，提升乡村金融服务网点的服务能力以及加快农村数字普惠金融产品的创新步伐与推广应用。通过农业技能培训、专家实地指导等方式提高留守妇女的农业经营能力。同时要赋予农户更完备的地权并降低农地流转市场的交易费用，实现农地供需主体的高效匹配；完善农村交通体系，实现农产品配送网络的优化升级。在后脱贫时代要强化对相对贫困与多维贫困家庭的帮扶力度。