農戶風險性信貸配給的形成機制及其福利損失效應研究

陳治國，景辛辛

（1.咸陽師范學院 經濟與管理學院，陜西 咸陽 712000；2.山東財經大學 會計學院，山東 濟南 250000）

一、引言與文獻回顧

信貸可獲得性對農業經濟發展至關重要，其與農戶生產力、家庭福利和復原力呈正相關關系，也有助于縮小農戶之間的農業生產技術差距與收入差距，以及實現家庭資產優化配置確保農戶家庭財富長期可持續地穩健增長（尹志超等，2015；南永清等，2020）[1-2]。盡管我國農村金融制度通過強制性與誘致性變遷相結合的演進方式日趨完善并步入創新深化階段（溫濤和王煜宇，2018）[3]，農村金融的包容性已上升到了前所未有的高度，但我國農戶卻仍然存在著農業信貸配給（何廣文等，2018）[4]。且當前比較重要而又恰恰被研究者與政策決策層所忽視的，是農戶風險性信貸配給，即在農業風險情形下風險規避型的農戶考慮到受天氣風險、氣候沖擊、農產品產量與品質自身不穩定以及農業生產條件改變等農業生產經營風險的影響，家庭無法獲得穩定可觀的農業收益致使不能夠及時償還本金，以致引起失去家庭資產的風險。因而，即使“三權”抵押貸款①“三權”抵押貸款是指農戶用農村土地承包經營權、農村居民房屋權和林權作抵押向銀行申請貸款，目前該抵押貸款業務已在陜西、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，農戶也不敢輕易以農地、房產等家庭資產進行抵押貸款。尤其是貧困農戶，其由于缺乏足夠的家庭資產或勞動力，在農業風險面前可能更加脆弱，為了降低風險只能保守經營各項業務（班納吉和迪弗洛，2013；Huang等，2015；陳治國等，2021）[5-7]，進而主動選擇放棄向金融機構申請信貸資金。調查研究中發現該風險性信貸配給現象尤其在信貸需求缺口較大且家庭經濟條件并不好的農戶群體中普遍存在，是制約生活水平較低農戶家庭增收、階層躍遷的關鍵因素。據此可知，考察風險性信貸配給具有重要的現實意義，通過理論分析與實證估計相結合方式探究風險性信貸配給的形成邏輯及其福利損失效應，有助于更好地認識風險性信貸配給，以期對其進行有效治理，進而充分釋放農村金融的支農惠農潛能。

關于農業信貸配給的生成，金融機構與借款農戶彼此之間無法克服交易成本、內生的信息不完全與信息不對稱問題以及由此產生的篩選、監測和執行問題時，逆向選擇與道德風險往往會發生，其在不完美的農村金融市場中的具體表現就是信貸配給的存在（Carter，1988；Drakos和Giannakopoulos，2017）[8-9]。學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求導致部分農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戶的全部信貸申請均未得到滿足，部分信貸配給指農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決策行為導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，從信貸配給的內容也可將其分為數量配給與服務配給，其中數量配給指金融機構的信貸供給量達不到農戶所需的信貸規模，服務配給則是指金融機構拒絕向有信貸需求的農戶提供信貸服務（朱喜和李子奈，2006）[17]。

現實中存在的信貸配給無疑會對農戶家庭福利產生消極影響。Cechura（2009）[18]構建理論模型研究表明信貸配給的發生顯著地決定了農戶的資本積累和投資決策，造成農業生產損失，影響農戶家庭福利；褚寶金等（2009）[19]認為正規信貸配給導致農戶僅能部分獲得投資資金，從而影響農戶家庭收入增加；李慶海等（2012）[20]基于微觀調查數據實證發現信貸配給分別給農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]基于農戶家庭跟蹤調查數據研究發現信貸配給致使農戶家庭消費支出與消費質量分別下降了18.8%、19.7%；劉艷華（2016）[22]則基于省際面板數據研究認為信貸配給對農戶消費有負向的間接效應，且指出該間接效應存在雙重門檻，劉艷華和朱紅蓮（2017）[23]進一步研究指出信貸配給程度的地區差異導致農戶收入產生地區差異，是各地區農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；Ndegwa 等（2020）[24]研究指出信貸配給不利于應對干旱的新技術在肯尼亞農村地區的推廣與應用，致使農戶家庭福利受損；Cao 和 Le（2020）[25]實證分析信貸配給對越南湄公河三角洲稻農投入資金分配的影響，發現信貸配給使得部分稻農沒有足夠資本用于生產投入，造成水稻產量下降，給稻農造成明顯的福利損失。

梳理既有研究可知，學者們已對信貸配給的主要類型及其福利效應進行了細致研究，為治理信貸配給提供了有益指引，也為后續相關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戶幾乎沒有資產可抵押，或者金融機構設置較多的抵押貸款條件使得農戶放棄申請抵押貸款服務。比如，林毅夫（2004）[26]等學者就指出因農地產權問題使得農戶不能以土地等家庭資產作為金融機構可接受的抵押物，從而致使農戶遭受信貸配給，是造成農戶貸款難的主因。但現有研究并未深入探究當前較為重要的一類信貸配給問題，即在農業風險情形下風險規避型的農戶主觀選擇行為引致的風險性信貸配給，雖然龐新軍和冉光和（2014）[27]、任劼等（2015）[28]等學者已認識到了農戶風險偏好與信貸配給的相關性，但他們并沒有將風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業風險時風險規避農戶信貸配給的形成邏輯，以及探析風險性信貸配給造成的福利損失效應。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戶信貸配給問題，并為了有效破解農戶貸款難題，出臺了一系列組合式的農村金融政策安排。尤其值得一提的就是“三權”抵押貸款政策的穩步實施，農村金融機構兌現其支農承諾的能力通過抵押貸款服務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險性信貸配給則是當前制約我國農村金融深化與廣化的瓶頸問題，是農戶在當前外部約束與自身稟賦條件下的無奈選擇。鑒于此，本研究通過對風險性信貸配給形成機制的理論剖析及其福利損失效應的估計，以期全面地審視風險性信貸配給的生成機制及其負面效果，能為更好地認識已有的農村金融制度安排與當前的金融惠農政策提供理論解釋與經驗證據，進而有助于探尋出農村金融制度的優化路徑與金融惠農政策的治理思路，減輕農戶風險性信貸配給，最大化農村金融的支農效應，提高農戶家庭福祉。

二、風險性信貸配給形成機制的理論分析

假設農戶農業生產的投入要素為X，其價格水平是w，對應的產出函數是F(X)，產出的價格水平是p，則農戶的農業收入函數為pF(X)。由于農戶在農業生產經營過程中經常會遭受農業風險的影響，該農業風險不僅包括受自然災害沖擊、農產品產量與品質不穩定以及農業生產條件改變所引致的農業生產風險，也包括農產品銷售中面臨的市場價格波動風險。因此風險情形下的農業收入函數可表示為θpF(X)，其中θ 為均值為1、方差為σ2的隨機變量，σ2值越大意味著農業風險越高。此時，農業凈收入函數最終可表示為：

由于現實中農戶的風險偏好總體上屬于風險厭惡型，意味著農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，即其目標函數為MaxE[U(y)]。基于期望效用理論，可將不確定性條件下凈收入的期望效用轉化為確定性凈收入所對應的效用水平，即其中為農戶的確定性凈收入。由于風險厭惡型農戶實施決策行為時會存在風險貼水，因此農戶確定性凈收入可近似表示為其中π 指農戶的風險厭惡系數，農戶風險厭惡程度越高則π 越大。進而通過確定性等價可得農戶的期望效用表達式為：

從（1）式可得農戶凈收入y的期望為：

則（2）式可進一步表示為：

因此農戶追求最大期望效用，其目標函數可表示為：

同時由于農戶在生產過程中面臨信貸約束，農戶已擁有的自有資金與從金融機構處申請的貸款金額之和必須能夠滿足農業生產要素投入的基本要求，因此信貸約束表達式可表示為：

其中，C 為農戶已擁有的自有資金，K 為農戶從金融機構處申請的貸款金額。

最終，農戶凈收入期望效用的最大化問題可表示為如下的目標函數與約束條件：

構建拉格朗日方程為：

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。由不等式約束優化的Kuhn-Tucker最優性一階條件可得：

聯立（3）式與（4）式可得：

而無農業風險情形下的貸款金額K*的表達式為：

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，為此可知農業風險情形下的貸款金額K明顯小于無農業風險情形下的貸款金額K*（即K＜K*），同時FX(X)、生產要素X與價格水平P 均為正值，參數λ 也大于零，進而可知農業風險情形下的貸款金額K 與風險厭惡系數π 以及能夠測度農業風險的σ2均存在負相關關系，農戶風險厭惡系數越大或農業風險越高，農戶選擇從金融機構申請的貸款金額就越少，即農戶風險規避程度與農業風險越高，其主動向金融機構申請的貸款金額就越少。因此，理論模型分析表明：考慮到農業風險的存在，風險厭惡型的農戶不會積極主動以產權抵押等方式向金融機構申請所需的全部信貸資金，即使國家當前放寬金融信貸條件，要求金融機構對于農戶的抵押貸款需求予以充分滿足，同時鼓勵農戶從金融機構處通過抵押貸款滿足信貸需求，也難以改變農戶的信貸決策行為。因此現實中存在農戶主動選擇放棄向金融機構申請信貸資金的風險性信貸配給現象，農戶尤其不敢輕易以農地、房產等家庭資產進行抵押貸款，擔心面臨天氣風險、氣候沖擊、農產品產量與品質不穩定以及農業生產條件改變等農業生產經營風險而無法獲得穩定可觀的農業收益，致使其不能夠及時償還本金，以致引起失去家庭資產的風險。

由此可見，風險性信貸配給顯然有其存在的理論邏輯，農戶自選擇行為引致的風險性信貸配給勢必導致農業投資不足和對先進農業生產技術的選擇不足，即偏向于選擇低風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性的農業資產，包括土壤肥力的改善、優質化肥與新型綠色農藥的使用、農機具的購置等。同時缺乏改進農業生產技術的動力，從而會對農戶家庭福利產生較大的影響。對于該影響的現實表現，本研究接下來將運用計量模型對其引致的福利損失效應進行實證估計。

三、變量選取與模型設定

（一）變量選取與數據來源

本研究選用農戶家庭純收入、家庭消費支出以及家庭農業生產性投資支出測度農戶家庭福利，作為模型的被解釋變量。關于風險性信貸配給的測度，本文選用農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申請的信貸金額的差值作為衡量風險性信貸配給的測度指標，該信貸缺口能識別出風險性信貸配給的水平，為此設定為模型的解釋變量。

與此同時，關于控制變量的設定，主要從戶主特征、家庭特征、農地流轉、金融生態環境、社會網絡關系、地理特征等方面進行控制變量的選取，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，其中戶主金融素養根據其了解利率、通貨膨脹、銀行業務、理財途徑及投資風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、家庭非農收入占比、家庭勞動力數、家庭受撫養人數、家庭是否養殖牲畜、家庭是否加入農合組織、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。三是土地流轉變量，主要包括農地轉出面積、農地轉入面積。四是金融環境變量，主要有鄉鎮金融網點數。五是社會網絡關系變量，主要有是否是黨員干部家庭。六是地理特征變量，主要有距交通節點的遠近程度，由遠及近劃分為1—3共三個等級。

本文所選取的指標數據主要通過對陜西省關中地區農戶家庭進行實地調研獲得，有效樣本量為240 個，樣本調查點主要選取西安市的高陵區與臨潼區的農村地區、咸陽市的禮泉縣與涇陽縣的農村地區。相關指標變量的描述性統計特征見表1。

表1 模型所選變量的描述性統計特征

（二）模型設定

為了有效估計風險性信貸配給對農戶家庭福利的影響效果，本研究分別以農戶家庭純收入、家庭消費支出以及家庭農業生產性投資支出為被解釋變量設定實證模型，實證模型具體構建如下：

其中，INCi、CSUi、INVi分別表示農戶 i 的家庭純收入、家庭消費支出以及家庭農業生產性投資支出，RCRi為風險性信貸配給，Xi表示對農戶家庭福利有影響的控制變量，β0為常數項，β1為解釋變量的待估系數，βj為控制變量的待估系數，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，致使得到的估計結果有較大的偏誤。而泊松偽極大似然估計法（PPML）在數值優化方面較最小二乘估計法具有更為穩健的估計效果，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）對實證模型進行估計。

四、實證估計結果與分析

（一）基準回歸分析結果

運用泊松偽極大似然估計法對實證模型進行估計，估計結果見表2，表2 的模型（1）、模型（2）、模型（3）分別展示了風險性信貸配給對農戶家庭純收入、家庭消費支出、家庭農業生產性投資支出的影響效果。由表2 可見，風險性信貸配給分別在1%、10%、10%的顯著性水平上對農戶家庭純收入、家庭消費支出、家庭農業生產性投資支出有顯著的負向影響，估計結果表明風險性信貸配給對農戶家庭福利具有顯著的負面效應，且其對家庭農業生產性投資支出與家庭純收入的負面影響相對較強。由于存在風險性信貸配給，考慮到農業風險的潛在沖擊會引致其家庭抵押資產失去的潛在風險，風險規避的農戶理性考量下通常不敢輕易將家庭資產作為抵押物向金融機構申請信貸資金，因此其往往不會主動選擇“三權”抵押貸款服務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，從而致使農村金融抵押貸款政策達不到預期的實施效果，以至于農戶所遭受的信貸約束并不能通過現有的農村金融抵押貸款政策得以順利消除。農戶面臨資金約束的直接反應就是其不會積極且沒有能力增加農業生產性投資支出，農戶因自身選擇行為造成的風險性信貸配給難以保障其充分擴大農業生產經營規模、采用先進農業技術、改進農業生產條件、優化升級農業運營方式，也不能促其有效投資于非農創收業務，進而不利于農戶家庭純收入的增加。收入不足同時也會對農戶家庭消費支出造成抑制影響，結果給農戶家庭的福利改善制造了障礙，導致農戶家庭福利受損。由此可見，農戶風險性信貸配給確實存在著明顯的福利損失效應，是當前亟須治理的信貸配給問題。

表2 風險性信貸配給對農戶家庭福利影響的PPML估計結果

此外，考察控制變量估計結果，從戶主特征變量來看，戶主年齡對農業生產性投資支出有顯著的負向影響，對家庭純收入與消費支出的負向影響不顯著；戶主性別對家庭純收入與農業生產性投資支出有負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、農業生產性投資支出有正向影響，但該影響不顯著；戶主金融素養對農戶家庭純收入、消費支出、農業生產性投資支出均在1%的顯著性水平上有正向影響。之所以呈現出以上實證結果，主要在于年齡較大的農戶偏好于傳統保守的農業經營方式，擴大農業投資規模的積極性不強，進而對農業生產性投資支出有顯著的負效應；年齡較大的農戶盡管通過傳統經營方式不利于家庭收入的改進，但其農業管理經驗卻有助于收入提升，因此戶主年齡對家庭純收入的負效應不顯著；同時年齡較大的農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向影響不顯著。農村空心化背景下留在農村的男性戶主一般體力較差，但其農業經營的傳統優勢使得戶主性別對農業生產性投資的負效應不顯著，進而也對家庭純收入的抑制效應不顯著；而男性戶主有相對較高的支出習慣，但家庭負擔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，但目前農村地區的農業經營模式并未處于技術含量較高的階段，教育發揮的作用相對有限，進而使得受教育水平對農戶家庭福利的正效應不顯著。金融素養較高的戶主易于實施投資優化組合策略，有利于家庭福利改進，因此金融素養對農戶家庭福利有顯著的正效應。

從家庭特征變量來看，耕地面積對農戶家庭福利有負向影響，其中對家庭消費支出有顯著的負向影響。究其原因主要是：盡管較多的耕地有助于農業收入的增加，但現有農戶的農業經營積極性不高，耕作安排往往不合理，較多的耕地并未得到高質量經營，生產性投資較低，家庭收入得不到有效提升，進而會顯著降低其家庭消費水平。非農收入占比對農戶家庭福利有不顯著的負向影響，較高的非農收入占比意味著農業生產性投資支出較少，但其對家庭純收入與消費支出呈現出負效應，主要在于農戶現有的非農就業與非農業務活動并沒有達到較優狀態，非農收入的效益與持續性不足，且影響了農戶正常的農業經營安排，因此不利于農戶家庭純收入與消費水平的提高。勞動力對家庭純收入、對農業生產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農業投資的增加，實現農戶家庭創收，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不顯著。受撫養人數對農戶家庭純收入、消費支出、農業生產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志，大家庭通常收入水平較高且也有能力撫養小孩與老人，小孩與老人同時也是家庭消費支出增加的主因，也是促進農戶加大農業投入增加農業生產性投資支出的主要驅動力。是否養殖牲畜對家庭純收入、農業生產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向影響，究其原因在于養殖牲畜是農業投資的一種體現，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、農業生產性投資支出的正效應不顯著；同時養殖牲畜也會降低家庭用于蛋奶肉的消費支出，不過牲畜創造的收益也會提高消費水平，因此養殖牲畜對家庭消費支出的負效應不顯著。加入農合組織對農戶家庭福利有正向影響，主要在于農合組織有助于農戶農業產供銷一體化的實現，為農戶收入增加、消費水平提升創造了有利條件，也推動農戶加大農業生產性投資；不過由于農合組織發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，分別對農業生產性投資、消費支出有統計上不顯著的正向影響與負向影響，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療花費，也會激勵加大農業投資，但由于照看病員導致有效勞動力的不足也會不利于農業生產投資，進而對農業生產性投資的正效應不顯著；同時在消費層面保持節約，不過節約往往有限，從而對消費支出的負效應不顯著。貧困戶對家庭純收入、消費支出均有顯著的負向影響，對農業生產性投資的正向影響不顯著，主要在于貧困戶家庭創收能力弱，沒有充足的資金用于消費支出，對農業的依賴性強，只能依靠農業投資取得農業收入維持基本生活。但貧困戶農業投入資金通常有限，因此對農業生產性投資支出的正效應不顯著。重大支出對農戶家庭福利有負向影響，在于重大支出可直接降低家庭純收入與消費支出，也會減少用于農業生產投資的資金，但農戶通常有應對該沖擊的相關預防性安排，因此其對農戶家庭福利的負效應不顯著。

從農地流轉變量來看，農地轉出面積對家庭福利有負向影響，且對消費支出的負向影響在統計上顯著，主要在于轉出農地會直接抑制農業生產性投資支出，降低農業收入，但可利于單位農地投入的增加，同時又利于非農收入增加，因此其對家庭純收入與農業生產性投資的負效應不顯著；轉出農地的農戶很大程度上屬于農民工家庭，非農工作通常管吃住，因此其家庭消費開支會節省下來，進而農地轉出對家庭消費支出的負效應比較顯著。農地轉入面積對農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，主要在于農地承包可通過規模經營實現家庭創收，進而也有助于增加消費支出與農業生產性投資，不過為了增加農業投入也會適當縮小消費支出，且農地增多也不利于單位農地投入增加，因此對消費支出與農業生產性投資的正效應不顯著。從金融環境變量來看，鄉鎮金融網點數對家庭純收入有顯著的正向影響，對消費支出與農業生產性投資也有不顯著的正向影響，主要在于金融環境的改善為農戶增收創造了有利條件，為農戶消費支出與農業投入提供了資金支持；不過由于鄉鎮金融服務水平不高以及農戶不習慣主動選擇正規信貸服務，進而使得金融環境對消費支出與農業生產性投資的正效應不顯著。

從社會網絡關系變量來看，黨員干部家庭對家庭純收入有顯著的正向影響，對消費支出與農業生產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系網絡有助于家庭創收，對家庭消費水平的提高自然有促進效應，不過黨員干部家庭節約示范的行為偏好會抑制消費，進而對消費支出的正效應不顯著；黨員干部偏好于留在農村地區務農，為此通常會加大農業生產性投資，但其同時要將不少精力花費在鄉村事務管理上，致使自家農業投資安排受到干擾，因此對農業生產性投資的正效應不顯著。從地理特征變量來看，距交通節點越近對農戶家庭福利有顯著的正向影響，究其原因在于離交通節點越近，在生產要素輸入、農產品分銷、信息獲取等方面越具優勢，進而越利于農戶從事農業與非農業務經營，促進農戶擴大農業生產性投資，實現家庭創收，提高家庭消費水平。

（二）風險性信貸配給的分位數影響

為了繼續考察風險性信貸配給對不同層次農戶家庭福利產生的影響效應，本研究接下來采用分位數回歸模型實證分析風險性信貸配給對不同收入層次農戶家庭福利的異質性影響。在分位數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行實證分析，估計結果見表3。由表3 可知，風險性信貸配給在0.25、0.75 與0.9 分位點處對農戶家庭純收入的負向影響強于0.5 分位點處的影響效果，且在0.9 分位點處的負向影響程度最大，在0.75 分位點處的影響效果在統計水平上不顯著；風險性信貸配給在0.1、0.75、0.9 分位點處對農戶家庭消費支出的負向影響也強于0.5分位點處的影響效果，且在0.75分位點處的負向影響程度最大，在0.9分位點處的影響效果統計水平上不顯著；風險性信貸配給在0.1、0.25、0.75、0.9 分位點處對農戶家庭農業生產性投資支出的負向影響也強于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計水平上不顯著。據此表明，風險性信貸配給對較低與較高福利水平農戶家庭的福利抑制效果相對較強，尤其給福利水平較高農戶家庭造成的福利抑制效應最為強烈。

表3 風險性信貸配給對農戶家庭福利分位數影響的估計結果

五、主要結論與政策啟示

通過構建理論模型揭示出風險性信貸配給的形成機制，進一步基于陜西省關中地區農戶家庭微觀調研數據，運用泊松偽極大似然估計法有效估計了風險性信貸配給的福利損失效應，并采用分位數回歸模型實證分析了風險性信貸配給對農戶家庭福利的分位數影響。實證結果得到以下結論。

（1）風險性信貸配給分別在1%、10%、10%的顯著性水平上對農戶家庭純收入、家庭消費支出、家庭農業生產性投資支出有顯著的負向影響，估計結果表明風險性信貸配給導致農戶家庭福利受損，尤其對家庭農業生產性投資支出與家庭純收入帶來的福利損失效應比較明顯。

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

（3）考察控制變量發現，戶主金融素養、家庭勞動力數量、鄉鎮金融網點數量、距交通節點遠近等變量對家庭福利有正向效應，而戶主年齡、貧困戶家庭、重大支出、農地轉出面積等變量對農戶家庭福利有負向效應。

根據上述研究結論，為了有效治理風險性信貸配給，降低并消除風險性信貸配給的福利損失效應，本文有如下政策啟示。

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

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

三是完善農村金融抵押貸款的償貸機制。根據農戶家庭的現實稟賦與所經營項目的周期性特征設置還款期限與償還周期，且當農戶仍然無法按照已經重新設置的償貸規則按期償貸時，金融機構此時先不要急于處置農戶的抵押資產來規避自身的信貸風險，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，消除農戶擔心失去生存性家庭資產的顧慮，全身心地持續推進所經營的農業或非農項目。此時金融機構也要進一步對農戶前景較好的經營項目追加信貸支持，幫助農戶走出當前的經營周期困境，步入經營效益穩步提升并實現盈利的成熟階段。這不僅實現了農戶家庭增收，也有效化解了金融機構的信貸風險。

四是根據控制變量分析結果，為了提高農戶家庭福利，也要通過金融政策宣傳與金融知識普及教育提高農戶的金融素養，提升鄉村金融服務網點的服務能力以及加快農村數字普惠金融產品的創新步伐與推廣應用。通過農業技能培訓、專家實地指導等方式提高留守婦女的農業經營能力。同時要賦予農戶更完備的地權并降低農地流轉市場的交易費用，實現農地供需主體的高效匹配；完善農村交通體系，實現農產品配送網絡的優化升級。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。