農戶聯保貸款參與意愿及其影響因素研究
——基于陜西永壽農戶調查

胡杰，羅劍朝, ，萬素晨，羅博文

（1. 西北農林科技大學經濟管理學院，陜西 楊凌 712100；2. 陜西省農村金融研究中心，陜西 楊凌 712100）

長期以來，農戶“抵押難”“擔保難”“貸款難”問題一直未得到有效解決，而聯保貸款作為破解農戶擔保難問題的有效工具，將在一定程度上破解由抵押難、擔保難所致的貸款難問題[1]。對農戶而言，彼此交往頻繁，相互熟悉，且對彼此經濟情況、道德品行和信用情況十分了解，可自由組成聯保小組以申請貸款；對金融機構而言，可節約貸前調查成本，緩解與農戶間的信息不對稱[2]。近年來，國家先后出臺建立和完善聯保貸款相關政策法規，如《農村信用合作社農戶聯保貸款管理指導意見》《農村信用社農戶聯保貸款問題指引》等文件，為農戶聯保貸款的實施提供了政策依據。然而，我國于二十世紀九十年代便引入了農戶聯保貸款，但農戶聯保貸款在一些地區事實上已處于“半流產”狀態，實際運行發展很不理想，而農戶聯保貸款的擔保方式在實踐中也并不順利[3]。究竟是哪些因素影響農戶聯保貸款參與意愿，如何促進聯保貸款進一步發展，已成為亟待解決的新焦點。針對影響農戶聯保貸款參與意愿因素進行實地調查和實證分析，為政府部門和金融機構解決農戶融資難題提供依據和參考，以此進一步破解農戶融資難題，從而對我國三農事業發展具有重要意義。

聯保貸款起源于國外，國外學者對農戶聯保貸款的研究已有較長時間，在理論和實踐上都具有一定基礎。國外學者普遍認為農戶聯保貸款具有橫向監督、降低外部貸款人監督成本[4]等功能，小組成員利用信息優勢可獲得成員私人信息[5]，從而進行信息甄別，實現自我選擇[6]。在聯保機制下，違約借款人會受到社會懲罰[7]，而這種懲罰會增加貸款者的違約成本[8]，降低小組成員的違約風險[9-10]，從而提高擔保團體還款率[11]。如果聯保貸款中小組成員居住集中且文化背景相近，借款人與社會外界關系則被視為一種刺激其償還貸款的抵押品[12]，且這些對外關系在一定程度上可提高借款人還款效率[13]，從而實現帕累托改善[14]，增加農戶家庭收入，緩解農戶信貸配給[15]，但仍存在農戶集體違約風險[16]。

我國學者一直普遍關注農戶聯保貸款的可行性和借款人違約風險。在農戶聯保貸款的可行性研究中，趙巖青和何廣文[17]研究發現農戶聯保貸款在實際中可行性較低，即金融機構甄選農戶客戶群體時會出現“扶富不扶貧”現象，可能原因是聯保貸款在制度設計上存在一系列問題。相反，鄭毓盛和于點默[18]認為聯保貸款可以為傳統金融市場不能覆蓋到的貧困人口提供資金支持。在農戶聯保貸款中，聯保農戶既是保戶又是被保戶，很容易出現推諉責任[19]、還款表現欠佳[20]、策略性違約[21]、集體違約[22]等問題。

在農戶聯保貸款的借款人違約風險研究中，陳言和史建平[23]發現農戶會因自身問題、聯保小組內部矛盾和小額貸款機構的問題而違約。經濟發展水平會使小組成員之間借貸需求出現分化，而致金融機構將貸款方式從團體貸款向個人貸款轉變[24]。聯保貸款中的連帶責任所導致的“搭便車”會使金融機構產生較大壞賬風險[25]，農戶群體類型、投資回報、利息和違約懲罰是影響借款人退出聯保小組的主要因素[26]。若將聯保小組成員限定在同一村莊內，將有利于商業銀行改善貸款質量，從而促進其貸款規模擴張[27]。但也有學者認為只有較密切的社會關系才可促進同伴監督，從而抑制農戶違約風險[28]。

總體而言，已有研究存在以下兩點不足。第一，從研究內容上來看，已有研究主要集中在聯保貸款可行性、功能和借款人違約風險等問題的分析，而對農戶聯保貸款參與意愿及其影響因素研究相對薄弱。第二，從研究層次上來看，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戶層次的實證分析。基于此，本文基于理性小農理論，以陜西永壽縣2054個農戶的實際調查為樣本，以農戶聯保貸款參與意愿為切入點，運用二元Probit模型，分析農戶聯保貸款需求與融資渠道，實證研究農戶聯保貸款參與意愿及其影響因素，以彌補現有研究不足，為政府部門和金融機構破解農戶融資難題提供理論依據和價值參考，從而進一步促使農戶聯保貸款更加完善。

1 理論分析與研究假說

目前，學界對農戶聯保貸款參與意愿影響因素的研究尚未形成統一的研究框架，不同學者基于自身研究范疇選取了不同維度特征。基于理性小農理論，即農戶在決策時追求經濟利益最大化原則[29]。農戶作為“理性人”，其行為決策是基于自身客觀條件、主觀評價和外部環境等因素而做出的理性決策[30]。因此，本文以農戶對聯保貸款的需求預期、收益預期和風險預期為核心解釋變量，以農戶個人特征、農戶家庭經濟特征和農戶聯保貸款認知為控制變量，研究農戶聯保貸款參與意愿影響因素，并在此基礎上提出本文研究假說。

1.1 理性預期判斷對農戶聯保貸款參與意愿的影響

農戶是否愿意參與聯保貸款主要取決于農戶對聯保貸款理性預期判斷的影響，他們會最大限度的充分利用所得到的信息來判斷聯保貸款需求預期、收益預期和風險預期與自身融資需求是否匹配。其中，農戶聯保貸款需求預期是農戶對聯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期判斷。農戶聯保貸款需求預期包括聯保貸款是否滿足農戶資金需求和聯保貸款解決農戶資金困難程度。資金需求滿足程度會顯著影響農戶借貸意愿[31]，若聯保貸款能滿足農戶資金需求，則農戶對聯保貸款的參與意愿會提高。同時，若農戶認為聯保貸款能在一定程度上解決其資金困難，則農戶對聯保貸款的參與意愿也會提高；農戶聯保貸款收益預期是農戶對其參與聯保貸款后是否能促進收入增長或改善生活的理性預期判斷。李明賢等[32]研究發現農戶融資對農村居民人均純收入具有直接影響，這種收入促進作用會影響農戶收益預期，從而影響農戶借貸需求。因此，從理論上講，若農戶認為參與聯保貸款可促進其收入增長或改善生活，那么農戶會積極參與聯保貸款，即提高聯保貸款參與意愿；農戶聯保貸款風險預期是農戶對其參與聯保貸款后是否有能力按期償還聯保貸款或是否愿意為他人擔保而作出的預期風險判斷。理論上講，農戶償還聯保貸款能力越強，表明農戶參與聯保貸款的預期違約風險越低。相反，若農戶沒能力按期償還聯保貸款，則農戶易發生貸款違約，而發生貸款違約會造成各種不良后果[33]。同時，孔榮等[34]研究發現農戶是否愿意為他人提供擔保會顯著正向影響農戶聯戶擔保的參與決策。可見，若農戶愿意為他人擔保，表明農戶能在一定程度上接受聯保貸款的預期風險。因此，本文認為農戶聯保貸款需求預期、收益預期越高時，農戶聯保貸款參與意愿越高，而農戶聯保貸款風險預期越高時，參與意愿反而越低。

1.2 農戶特征對農戶聯保貸款參與意愿的影響

農戶特征對農戶聯保貸款參與意愿也會產生一定影響，農戶特征包括農戶個人特征、農戶家庭經濟特征和農戶聯保貸款認知。其中，農戶個人特征包括戶主年齡和戶主受教育程度。戶主在農戶決策中起重要影響作用，理論上講，戶主年齡越大風險預期越高[35]，對聯保貸款的參與可能會越消極。戶主受教育程度會在一定程度上影響信貸需求[36]，戶主受教育程度越高，擁有的社會資源可能越多，較容易形成聯保小組；楊陽等[37]研究發現農業土地經營規模越大，家庭獲得生產經營正規借貸的概率就越大。趙允迪和王俊芹[38]研究發現農戶的收入狀況與其借款存在著顯著相關關系。從理論上講，土地耕種面積越大，農戶生產性支出越多，農戶對聯保貸款需求預期可能越強，從而越易參與聯保貸款。農業生產經營凈收入越高，農戶投資農業生產經營的意愿可能越強，從而可能產生較高的收益預期，影響其聯保貸款參與意愿。房屋重置成本的高低可反映農戶生活水平和社會地位，對農戶借貸約束有顯著影響[39]。房屋重置成本越高，易獲得金融機構與其他農戶信任。但考慮到家庭經濟條件較好的農戶出于對其他農戶違約風險的考慮而不一定參加聯保小組，故本文認為房屋重置成本對農戶聯保貸款參與意愿影響不明確；楊婷怡和羅劍朝[40]研究發現農戶對產權抵押融資的認知會影響其參與產權抵押融資的意愿。李學榮和張利國[41]研究發現農戶清潔生產技術采納意愿受其安全認知水平影響。可見，農戶認知會影響農戶參與意愿，本文以農戶是否了解聯保貸款政策和聯保貸款辦理流程來反映農戶對聯保貸款的認知。因此，本文認為農戶個人特征、家庭經濟特征和聯保貸款認知對農戶聯保貸款參與意愿會產生影響。

綜上所述，本文認為農戶對聯保貸款需求預期、收益預期、風險預期的理性判斷和農戶個人特征、農戶家庭經濟特征、農戶聯保貸款認知會影響農戶聯保貸款參與意愿。綜合上述理論分析與研究假說，構建本文研究框架（圖1）。

2 研究方法

2.1 數據來源

目前，陜西永壽縣已形成多種擔保方式與多種擔保貸款并存的多元局面，如財政基金擔保、扶貧互助組織基金擔保、“專業合作社+貧困戶”擔保、自然人擔保、農戶聯保、創業擔保貸款和扶貧擔保貸款等。同時，為了促進信用擔保業務的進一步開展，永壽縣政府設立財政擔保基金以防范金融風險；創新擔保形式以推動業務開展；建立“創業擔保貸款信用村”以解決農村基層地區創業農戶擔保難與融資難問題。故依據實際入戶調查數據，研究永壽地區農戶聯保貸款參與意愿及其影響因素，利于促進信用擔保整體發展，對陜西其他縣域或其他地方金融機構破解農戶融資難題具有一定代表性，提供一定現實參考。本文使用的數據資料來源于研究團隊于2019年7月對陜西永壽縣進行的入戶問卷調查。為了保證樣本代表性，先采取分層抽樣法，即根據經濟發展水平的高低在陜西永壽縣內抽取7個樣本鄉鎮。在此基礎上，再根據鄉鎮整體村莊數量抽取樣本村。最后，再在抽取的樣本村內隨機入戶調查。本次共發放問卷2672份，收回問卷2452份，剔除無效問卷398份，有效問卷2054份，有效率83.77%（表1）。

圖1 研究框架Fig. 1 Research framework

表1 調查樣本分布情況Table 1 Summary statistics of survey sample

2.2 變量選取

在本文的分析中，被解釋變量是農戶是否愿意參與農戶聯保貸款，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計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置為二分變量。即農戶是否愿意參與農戶聯保貸款，測量方法是由被訪農戶對農戶聯保貸款參與意愿做出選擇。若不愿選擇農戶聯保貸款，則賦值為0，反之為1。

2.2.2 解釋變量 基于理論分析，結合已有研究與實際調研情況，本文將農戶對聯保貸款的需求預期、收益預期和風險預期的理性判斷作為核心解釋變量，農戶個人特征、農戶家庭經濟特征和農戶對聯保貸款的認知為控制變量。具體來看，農戶聯保貸款需求預期包括聯保貸款是否滿足資金需求和聯保貸款解決資金困難程度；農戶聯保貸款收益預期包括聯保貸款是否能促進收入增長和聯保貸款是否能改善生活；農戶聯保貸款風險預期包括農戶是否有能力按期償還聯保貸款和是否愿意為他人擔保。農戶個人特征包括戶主年齡和受教育程度；農戶家庭經濟特征包括土地耕種面積、農業生產經營凈收入和房屋重置成本；農戶聯保貸款認知包括是否了解聯保貸款政策和聯保貸款辦理流程。

2.3 模型構建

本文被解釋變量是農戶是否愿意參與聯保貸款。由于被解釋變量是二分變量，故本文選擇二元Probit模型進行分析，其具體形式為：

式中：P為農戶選擇參與聯保貸款的概率，Xi為農戶選擇參與聯保貸款的第i個影響因素，α為常數項，βi表示第i個影響因素的回歸系數，μ表示截距，n為影響因素的個數。

二元Probit模型結果只能從變量顯著性和系數符號方面給出有限信息，而平均半彈性可準確反映解釋變量變化1單位被解釋變量的變化率。因此，通過計算二元Probit模型中的平均半彈性可明確各解釋變量對農戶聯保貸款參與意愿的具體影響程度。

3 結果與分析

3.1 農戶聯保貸款需求意愿分析

在農戶聯保貸款理性預期的判斷中，只有41%的被訪農戶認為聯保貸款能滿足其資金需求，46%的被訪農戶認為聯保貸款對解決其資金困難程度不高（表2），表明多數農戶認為聯保貸款不能有效滿足其需求預期，這可能是由于農戶資金需求較大，而聯保貸款額度較小所導致。僅31%的被訪農戶認為聯保貸款能促進其收入增長，59%的被訪農戶認為聯保貸款能改善其生活，表明聯保貸款具有一定經濟作用，這可能是由于農戶收入水平和生活水平的差異而導致其對聯保貸款收益預期作出不同理性判斷。只有58%的被訪農戶表示有能力按期償還聯保貸款，58%的被訪農戶表示愿意為他人提供擔保，表明多數農戶認為聯保貸款風險預期較小，這可能是由于農戶彼此了解、熟悉，選擇聯保對象時會傾向于信用水平良好的農戶以降低其聯保貸款風險預期。

在農戶特征中，被訪農戶的平均戶主年齡為55.31歲，老齡化問題較為嚴重，而老齡化可能會導致農戶風險預期升高，不愿參與聯保貸款；戶主平均受教育程度為2.56，處于小學和初中之間，表明樣本農戶整體受教育程度偏低。戶均耕地面積為0.58 hm2，戶均農業生產經營凈收入為0.81萬元，房屋重置成本均值為10.73萬元，表明農戶農業生產經營活動較旺盛，生活條件較好。86%的被訪農戶表示了解聯保貸款政策，相反，僅11%的被訪農戶表示了解聯保貸款的辦理流程，表明聯保貸款宣傳并未發揮應有作用（表2），這可能是由于政府、金融機構等主體宣傳聯保貸款時主要介紹了聯保貸款政策而未向農戶詳細介紹聯保貸款辦理流程。

3.2 農戶借貸需求和融資渠道分析

近5年內，調查農戶中有802戶農戶出現過借貸需求。其中，362戶農戶只向正規金融機構申請過貸款；384戶農戶只通過民間借貸渠道進行過融資；56戶農戶既向金融機構申請過貸款，又通過民間借貸渠道進行過融資（表3）。

表3 農戶借貸需求與融資渠道Table 3 Farmers’ lending demand and financing channels

在向金融機構申請過貸款的農戶中，只有35戶農戶通過農戶聯保貸款獲得過資金，其他農戶則主要通過信用貸款、土地經營權抵押貸款、政策性貸款等貸款方式獲得過資金。85.25%的被訪農戶表示不愿意參與聯保貸款。可見，農戶聯保貸款參與度低，對聯保貸款的積極性和主動性沒有發揮現實作用。從實際調查來看，農戶普遍反映不易找到合適的擔保人，而金融機構對農戶申請聯保貸款所尋求的擔保人有明確要求，即不能尋求具有直系親屬關系的農戶或商戶。這在一定程度上反映了農戶由于缺少合格擔保人，無法達到申請聯保貸款的要求。因此，農戶必須尋求其他符合條件的擔保人組成聯保小組，而在此過程中農戶常常需額外支付一定的人情費，故多數農戶表示不愿參與聯保貸款。

3.3 農戶聯保貸款參與意愿影響因素分析

本文利用二元Probit模型分析農戶聯保貸款參與意愿影響因素，回歸前分別使用穩健標準誤和普通標準誤進行了Probit估計，二者結果非常接近，故不用擔心模型設定問題。Probit模型準R2為0.127、0.172，對應的P值為0.00（表4），故整個方程所有系數的聯合顯著性很高，表明模型整體擬合效果良好，適用于本文的數據分析。

表4 二元Probit模型回歸結果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農戶聯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上增加了農戶個人特征、農戶家庭經濟特征和農戶聯保貸款認知等控制變量來分析農戶聯保貸款參與意愿的影響因素。模型1和模型2的估計準確率分別為85.15%和85.20%，表明采用核心解釋變量和控制變量對農戶聯保貸款參與意愿的估計是可靠的，說明模型結果較為穩健。

農戶聯保貸款需求預期中，聯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1%顯著性檢驗，系數為正。給定其他變量，農戶資金需求感知每增加1單位，農戶聯保貸款參與意愿將提高100.43%和91.16%（表4）。說明若農戶認為聯保貸款能滿足其資金需求，則農戶會提高聯保貸款參與意愿。這是由于農戶作為“理性小農”，能理性地判斷聯保貸款的申請額度與其資金需求間的缺口。若缺口過大，表明農戶認為聯保貸款不能滿足其資金需求，從而會降低聯保貸款參與意愿。聯保貸款解決資金困難程度未通過顯著性檢驗，說明該變量對農戶聯保貸款意愿影響不顯著，但從變量系數符號來看，該變量對農戶聯保貸款參與意愿具有一定正向作用。

農戶聯保貸款收益預期在模型1、模型2、模型3和模型4中分別通過1%和5%顯著性檢驗，系數為正，表明聯保貸款收益預期對農戶聯保貸款參與意愿呈正向影響。給定其他變量，聯保貸款促進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，農戶聯保貸款參與意愿將分別提高74.72%、50.07%或180.80%、130.94%。說明若農戶認為聯保貸款能滿足其收益預期，則農戶會提高聯保貸款的參與意愿。這是由于農戶作為“理性小農”，能理性地判斷參與聯保貸款對其收入和生活的改變。若農戶認為參與聯保貸款能滿足其收益預期，即參與聯保貸款能改善其收入或生活水平，則提高聯保貸款參與意愿。

農戶聯保貸款風險預期中，是否愿意為他人擔保在模型1、模型2、模型3和模型4中都通過1%顯著性檢驗，系數為正，表明該變量對農戶參與聯保貸款意愿具有顯著正向影響。給定其他變量，若農戶愿意為他人擔保的意愿每增加1單位，則農戶聯保貸款參與意愿將提高53.12%和55.99%。說明若農戶愿意為他人提供擔保，則表明農戶對聯保貸款風險預期的判斷在其承受范圍之內，即會增加聯保貸款參與意愿。這是由于農戶作為“理性小農”，能理性地判斷參與聯保貸款給其帶來的風險預期。若農戶認為參與聯保貸款帶來的預期風險較小，則提高參與聯保貸款的意愿。是否有能力按期償還聯保貸款未通過顯著性檢驗，說明該變量不是影響農戶參與聯保貸款意愿的主要因素，但從系數符號來看，該變量對農戶聯保貸款參與意愿具有一定正向影響。

在農戶個人特征中，戶主年齡和戶主年齡平方在模型2和模型4中都通過1%和5%顯著性檢驗，系數為負，表明戶主年齡對農戶聯保貸款參與意愿呈“倒U型”影響。給定其他變量，戶主年齡平方每提高1單位，農戶不參與聯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1%顯著性檢驗，系數為正。給定其他變量，戶主受教育程度每提高1單位，農戶聯保貸款參與意愿將提高25.74%；在農戶家庭經濟特征中，土地耕種面積在模型2和模型4中都通過5%顯著性檢驗，系數為正。給定其他變量，土地耕種面積每提高1單位，農戶聯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1%顯著性檢驗，系數為負。給定其他變量，房屋重置成本每提高1單位，農戶聯保貸款參與意愿將降低6.72%。農業生產經營凈收入未通過顯著性檢驗，說明該變量對農戶聯保貸款參與意愿影響不顯著；在農戶聯保貸款認知中，是否了解聯保貸款政策未通過顯著性檢驗，說明該變量對農戶聯保貸款參與意愿影響不顯著。農戶對聯保貸款辦理流程的了解在模型2和模型4中都通過5%顯著性檢驗，系數為正。給定其他變量，若農戶對聯保貸款辦理流程的了解每提高1單位，則農戶聯保貸款參與意愿將提高50.81%。

3.4 模型內生性分析

導致模型產生內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題。由上述實證分析可知，模型整體擬合信息較好，預測準確率較高，故不存在遺漏重要解釋變量的問題。同時，本文通過分層抽樣、隨機抽樣的方法獲取了樣本數據，確保了樣本的代表性，不存在樣本自選擇問題。可見，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，農戶是否愿意為他人擔保會影響其聯保貸款參與意愿，而農戶聯保貸款參與意愿也可能影響農戶是否愿意為他人擔保。

為了驗證此假設是否成立，本文采用交往密切的朋友數量作為農戶是否愿意為他人擔保的工具變量。首先，農戶交往密切朋友數量的多少對其是否愿意為他人擔保有直接影響，滿足工具變量的相關性。其次，農戶交往密切的朋友數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IV-Probit模型檢驗Probit模型的內生性，若未通過變量外生性的原假設，則表明Probit模型不存在內生性問題。模型5是IV-Probit模型回歸結果，模型6是兩步法IV-Probit模型的估計結果（表5）。

由模型5和模型6第二階段中關于外生性原假設的沃爾德檢驗結果可知，其P值分別為0.286和0.284，即接受變量外生性的原假設，表明農戶是否愿意為他人擔保不是內生變量。由模型6第一階段回歸結果可知，工具變量對內生變量具有較強的解釋力。另外，利用2SLS對上述變量進行豪斯曼檢驗后發現，其P值為0.376，即接受所有解釋變量均為外生的原假設，這也從側面證明了農戶是否愿意為他人擔保不是內生變量。因此，本文利用二元Probit模型對農戶聯保貸款參與意愿及其影響因素的研究是可靠的。

表5 內生性檢驗結果Table 5 Endogenous test results

3.5 模型穩健性分析

為了檢驗前文估計結果的穩健性（表6），本文將Probit模型和Logit模型互相替換（模型7和模型8），對農戶聯保貸款參與意愿影響因素重新進行回歸。同時，通過進一步計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），從而使回歸結果更具有說服力。

對比模型1與模型7、模型2與模型8的回歸結果可知，反映模型擬合情況的各指標未發生明顯變化，模型7的預測準確率較模型1相比僅變動0.05%。同時，核心解釋變量的估計系數符號和顯著性也未發生明顯變化。在模型9和模型10中，給定其他變量，認為聯保貸款能滿足其資金需求的農戶參與聯保貸款的意愿是不認為聯保貸款能滿足其資金需求農戶的2.8229倍和2.3865倍；其他變量對應的幾率比可類似的解釋。綜上，本文基準回歸結果是穩健的。

4 結論與政策建議

4.1 結論

研究表明，85.25%的樣本農戶選擇不愿意參與聯保貸款，農戶聯保貸款參與意愿低，存在較大提升空間。農戶聯保貸款參與意愿會受多維度因素影響。其中，農戶聯保貸款需求預期、收益預期和風險預期對農戶聯保貸款參與意愿存在顯著正向影響。因此，政府、金融機構等主體在提升農戶聯保貸款參與意愿上應充分重視聯保貸款需求預期、收益預期和風險預期對農戶的客觀影響，如動態化調整聯保貸款放貸額度、優化聯保貸款放貸標準等，以改善農戶聯保貸款需求預期和收益預期。同時，金融機構可利用大數據優勢，促成農戶組成聯保小組，完善聯保貸款違約機制，降低農戶聯保貸款風險預期，提高農戶還貸信心，促進農戶參與聯保貸款。此外，農戶個人特征、農戶家庭經濟特征和農戶聯保貸款認知對農戶聯保貸款參與意愿也有影響。因此，金融機構、政府等主體在促進農戶參與聯保貸款時應注重在聯保貸款審核條件中引入農戶個人特征和農戶家庭經濟特征等因素，根據農戶實際資金需求供給聯保貸款。

鑒于數據限制，本文只能通過陜西永壽農戶來研究農戶聯保貸款參與意愿及其影響因素，但我國于1994年便開始開展聯保貸款業務。因此，本文所得到的研究結論可能具有一定的局限性。考慮到我國聯保貸款的實際運行情況，理論上應通過對我國所有開展聯保貸款地區的農戶進行抽樣調查，構建覆蓋全國的數據庫，從而更加準確、全面的研究農戶聯保貸款參與意愿的影響因素，以進一步促進聯保貸款發展，破解農戶融資難題。上述存在的局限性將在后續的研究中通過其他調研數據予以解決。

4.2 政策建議

1）提高農戶聯保貸款需求預期和收益預期，降低農戶聯保貸款風險預期。一方面，金融機構在開展聯保貸款業務時，應根據農戶微觀情況的差異制定動態化的放貸政策，對信用狀況良好和違約風險較低的農戶可適當提高聯保貸款額度，以提高農戶聯保貸款需求預期和收益預期。另一方面，積極推進農村信用平臺建設，構建農戶信用水平和風險意識的指標評價體系，以提升農戶信用和風險意識，降低農戶聯保貸款風險預期，提高農戶聯保貸款參與的積極性。

2）優化聯保貸款模式或制度設計，提升服務質量。金融機構應增強農戶聯保機制的靈活性，采用科學、合理的授信評估方法，根據農戶個人和家庭經濟特征間的差異性，優化聯保貸款模式或制度設計，進一步完善農戶聯保貸款相關產品，并著重向農戶介紹聯保貸款辦理流程，從而帶動農戶積極參與聯保貸款，提升其正規金融資源的可得性。同時，金融機構可充當信息媒介，為有意愿參與聯保貸款卻找不到合適擔保人的農戶提供信息支持，促成其獲得聯保貸款。

3）強化聯保貸款擔保權能，促進聯戶擔保機制有效運行。聯保貸款的保證屬性是破解農戶“抵押難”“擔保難”的重要機制，金融機構應充分尊重農戶參與意愿，根據農戶實際情況，積極合理引導農戶參與聯保貸款。同時，金融機構應強化聯戶擔保機制的信用風險抵御作用。根據地區實際情況，在聯戶擔保機制中引入專業大戶、家庭農場、農民合作社及農業企業等新型農業經營主體，構建農村多主體信用聯合體，改進聯保制度的靈活性，從而促進聯戶擔保機制有效運行。