■杜晨瑋 李韜

一、引言

解決“三農(nóng)”問題是全國工作的重中之重，關(guān)系到我國現(xiàn)代化建設(shè)的全局。隨著中國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展以及農(nóng)產(chǎn)品市場需求的變化，農(nóng)戶對于采納先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、引入優(yōu)良的農(nóng)作物品種等生產(chǎn)行為都有著極為迫切的需要，而這些需要無不仰賴充裕的資金支持，因而農(nóng)戶對正規(guī)金融產(chǎn)品的需求逐漸增加。對于農(nóng)戶而言，即使小規(guī)模土地難以實現(xiàn)農(nóng)民靠地致富的目標(biāo)，但其依然將土地看作一種可靠的生活保障。因此，通過穩(wěn)定、界定和明晰產(chǎn)權(quán)，用土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的方式能有效落實土地用益物權(quán)，可以擴(kuò)大農(nóng)村抵押擔(dān)保范圍，打破農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模小、生產(chǎn)效率低下的困境，增加農(nóng)民的資產(chǎn)性收益?；诖耍瑸闈M足各類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金需求以緩解農(nóng)村地區(qū)長期存在的貸款難題，我國適時推出了農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款[1]。2015年《國務(wù)院關(guān)于開展農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)和農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》中提出土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款為農(nóng)村土地制度改革的穩(wěn)步推進(jìn)提供了經(jīng)驗和模式，促進(jìn)了農(nóng)民增收致富、加快了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押是中國新時代農(nóng)村金融改革領(lǐng)域最重要的創(chuàng)舉[2]。

促進(jìn)農(nóng)民增收致富，既要保證農(nóng)戶收入在絕對水平上有所增加，使其實現(xiàn)富裕，又要保證農(nóng)戶自身發(fā)展的可持續(xù)性，使其有富余。農(nóng)民滿足其基本生活需求后，手中富余的資金將轉(zhuǎn)化為儲蓄用于抵抗風(fēng)險，而富余資金與其收入的比例，即經(jīng)濟(jì)剩余比例，就是其家庭儲蓄率。農(nóng)戶家庭適當(dāng)?shù)膬π盥蕿槠渥陨響?yīng)對突發(fā)性事件沖擊、維持家庭財務(wù)持續(xù)發(fā)展和生活回歸正常提供了有效支撐[3，4]。農(nóng)戶家庭儲蓄率的高低不僅體現(xiàn)了家庭資產(chǎn)配置的偏好，而且也與農(nóng)戶家庭收入、消費(fèi)密切相關(guān)，更是評判農(nóng)戶福祉水平可持續(xù)性的指標(biāo)[5]。2020年第一季度的新冠肺炎疫情導(dǎo)致全國大范圍封城封村、停工停產(chǎn)，經(jīng)濟(jì)停擺強(qiáng)烈沖擊了農(nóng)村居民的生活，農(nóng)戶收入明顯減少甚至停滯[6，7]。在這種情況下，家庭儲蓄為其渡過疫情難關(guān)、恢復(fù)生產(chǎn)生活提供了支持。對于總量高達(dá)2.3億戶的中國小農(nóng)戶①來說，在應(yīng)對諸如新冠肺炎疫情這種長時間、大范圍發(fā)生的不確定性公共事件時，適當(dāng)水平的家庭儲蓄率就顯得極為重要。因此，適當(dāng)提升農(nóng)戶家庭儲蓄水平以應(yīng)對各類不確定性風(fēng)險具有極強(qiáng)的現(xiàn)實必要性。

既有研究主要圍繞農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的現(xiàn)實困境[1，8]、試點(diǎn)開展效果[9]、融資運(yùn)行機(jī)理及思路[10，11]、潛在需求及行為響應(yīng)[12，13]、對農(nóng)戶收入的影響[14，15]等問題展開，或是探討不同渠道貸款約束對農(nóng)戶收入數(shù)量水平的影響[16—18]。鮮有文獻(xiàn)探討農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款約束對貸款終期家庭儲蓄率的影響。

基于此，本文結(jié)合農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押實踐，探討農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的富農(nóng)效果。選取貸款終期家庭儲蓄率這個相對指標(biāo)，以克服不同農(nóng)戶間的稟賦差異。本文分別從純農(nóng)戶、兼業(yè)農(nóng)戶兩個視角闡述農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束影響農(nóng)戶融資貸款終期家庭儲蓄率的作用機(jī)理，從而使得經(jīng)驗研究具有更堅實的理論基礎(chǔ)。此外，本文的研究結(jié)論也具有較好的一般性，可進(jìn)一步拓展到諸如農(nóng)戶“聯(lián)保貸款”“小額信貸”等其他農(nóng)村金融產(chǎn)品，從而豐富農(nóng)村金融的研究視域。同時，本文利用第一手農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，為分析貸款約束對農(nóng)戶家庭儲蓄率水平的影響提供了良好的微觀經(jīng)驗證據(jù)。本文利用傾向得分匹配法對更細(xì)致的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證分析，較好地解決了農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押中“遭受貸款約束”等自選擇性問題對實證研究的潛在干擾，使得模型分析結(jié)果更加可靠。

二、理論分析與研究假說

隨著我國農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系、生產(chǎn)模式的多樣化和現(xiàn)代化發(fā)展，我國農(nóng)戶逐漸分化為純農(nóng)戶、兼業(yè)農(nóng)戶和非農(nóng)戶②[19，20]。由于非農(nóng)戶主要以非農(nóng)收入作為家庭收入主要來源，對土地依賴程度低，且通常已將承包地流轉(zhuǎn)，較少或基本不具備參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的條件，抵押貸款參與意愿較弱[21]。因此，將非農(nóng)戶排除在樣本之外。結(jié)合調(diào)研地區(qū)農(nóng)戶收入來源情況，本文將農(nóng)戶樣本分為純農(nóng)戶和兼業(yè)農(nóng)戶。

（一）農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響：兼業(yè)農(nóng)戶視角

依據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，受到貸款約束的農(nóng)戶無法根據(jù)帕累托最優(yōu)原則進(jìn)行生產(chǎn)要素配置，也難以有效改進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)并提高全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而限制了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入水平的提高[22]。同時，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制使得我國部分農(nóng)戶家庭形成了“半工半耕”的家庭勞動分工模式[23]。這種模式在短期內(nèi)通常保持穩(wěn)定[24]。根據(jù)凱恩斯的短期工資粘性理論，貸款約束對兼業(yè)農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入一般沒有顯著性影響[16，18]，即兼業(yè)農(nóng)戶家庭成員短期內(nèi)非農(nóng)務(wù)工工資水平一般不變。因此，從這個層面而言，貸款約束導(dǎo)致兼業(yè)農(nóng)戶家庭收入水平[25，26]③下降的根源在于農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入的減少[27]。

從現(xiàn)實情況來看，一方面，由于自有資金不足或面臨流動性約束，融資農(nóng)戶的生產(chǎn)性支出水平基本等同于其實際貸款數(shù)額[28]。顯然，這種生產(chǎn)性支出既不是對融資農(nóng)戶已有財富的消耗，也不屬于常規(guī)性生活消費(fèi)。另一方面，消費(fèi)習(xí)慣的效應(yīng)理論表明，因受到家庭消費(fèi)習(xí)慣的影響，農(nóng)戶在面臨收入變化時，其消費(fèi)水平調(diào)整相對滯后[29]，短期內(nèi)具有不可逆性[30]。這表明，由于“棘輪效應(yīng)”的存在[31]，無論是否遭受貸款約束，融資農(nóng)戶短期內(nèi)的家庭生活消費(fèi)通常不會發(fā)生顯著性變化[32，33]。換言之，貸款約束不會顯著影響其家庭總消費(fèi)水平[34]。因此，本文直接依據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，利用融資農(nóng)戶家庭貸款期的總收入減去同一時期的家庭總消費(fèi)，再除以家庭總收入計算家庭儲蓄率可能呈下降趨勢。也就是說，根據(jù)“貸款終期家庭儲蓄率=1-貸款期家庭總消費(fèi)/貸款期家庭總收入”可知，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押通過降低兼業(yè)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)的經(jīng)營性收入帶來家庭儲蓄率的減少。

（二）農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響：純農(nóng)戶視角

如前文所述，純農(nóng)戶家庭經(jīng)常性收入的變化主要由農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入來決定。首先，本文假定對于同一個參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶而言，存在著未受抵押約束和受抵押約束兩種可能。根據(jù)舒爾茨理性小農(nóng)理論和傳統(tǒng)農(nóng)戶理性人假設(shè)，農(nóng)戶生產(chǎn)行為與一般企業(yè)類似，都是通過配置勞動時間、個人資本等要素實現(xiàn)個人效用最大化，也即農(nóng)戶生產(chǎn)行為同樣遵循Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

（1）式中，A為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中所投入的技術(shù)，假定其短期內(nèi)保持不變。L為投入的勞動力數(shù)量?，F(xiàn)階段中國農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動力主要為其家庭成員，雇傭成本以及生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模的限制導(dǎo)致我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)呈現(xiàn)“無雇傭化”的特點(diǎn)[35]。短期內(nèi)農(nóng)戶家庭內(nèi)部勞動力數(shù)量一般不會發(fā)生變化，因此，本文亦假定L短期內(nèi)保持不變。K為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中的資本投入（即生產(chǎn)性消費(fèi)）。假設(shè)資本投入水平與農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款金額相同，以保證農(nóng)戶有正的凈收益。此外，a、b分別是勞動力產(chǎn)出和資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)。

其次，本文做出三個假定：其一，假定短期內(nèi)農(nóng)戶家庭生活性消費(fèi)支出為C(C＞0)。如前文所述，C在短期內(nèi)較為穩(wěn)定且保持不變。其二，假定在短期內(nèi)抵押農(nóng)戶一次還本付息，貸款利率為r(r＞0)，還本付息率為R，且R=1+r(R＞1)，因此需要償付的本息和為M，即M=K(1+r)=KR。其三，假定農(nóng)戶在進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營時有成功和失敗兩種狀態(tài)，經(jīng)營成功的概率為p(0＜p＜1)，經(jīng)營失敗的概率為1-p。農(nóng)戶用其農(nóng)業(yè)收入償還本金和利息。經(jīng)營失敗后有可能還本付息，也可能選擇違約。違約會受到罰款F（用貸款逾期造成抵押農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權(quán)喪失帶來的預(yù)期收益損失表示），F(xiàn)(K)=λK(λ≥0且F(K)≥0)，λ為單位懲罰率。

再次，用純農(nóng)戶家庭收入表示農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入，進(jìn)一步得出農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶貸款期的家庭財富積累額為：I=(U(K)-M)p-λK(1-p)-C。

進(jìn)一步，根據(jù)“貸款終期儲蓄率=（貸款期家庭總收入-貸款期家庭總消費(fèi)）/貸款期家庭總收入=貸款期家庭財富積累額/貸款期家庭總收入”的表達(dá)式可以得到：

將（1）式代入（2）式，可以得出：

基于前文假設(shè)，函數(shù)S在定義域K＞0 上可導(dǎo)，因此，根據(jù)（3）式中儲蓄率S的函數(shù)表達(dá)式，可知：

由于存在0＜p,a＜1、A,L＞0、λ≥0 且R＞1，則；同時C＞0，則因此，K＞0 時，恒有S'＞0，則S在定義域K＞0 上單調(diào)遞增，即貸款終期儲蓄率S是貸款金額K的增函數(shù)。

最后，根據(jù)農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束定義可知，對于同一純農(nóng)戶來說，不受抵押約束所獲貸款金額K1大于其受到抵押約束條件下所獲貸款金額K2，即有K1＞K2。因貸款終期儲蓄率S在定義域K＞0 上隨任意K的增加而增加，故有S1＞S2。也即純農(nóng)戶家庭儲蓄率是貸款金額的增函數(shù)，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束會抑制純農(nóng)戶家庭儲蓄率的提高。

上述理論分析及推導(dǎo)表明，不論是兼業(yè)農(nóng)戶還是純農(nóng)戶，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束均抑制了農(nóng)戶家庭儲蓄率，這種抑制效應(yīng)的產(chǎn)生原因是農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束在一定程度上抑制了農(nóng)戶家庭收入水平，但對農(nóng)戶家庭消費(fèi)則無顯著影響。基于此，本文對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束影響農(nóng)戶家庭儲蓄率的機(jī)理進(jìn)行分解（見圖1），并在既定的利率水平下，提出以下研究假說：

圖1 農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響機(jī)理

H1：農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束會降低農(nóng)戶貸款終期家庭的儲蓄率。

H2：農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束會抑制農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入，進(jìn)而抑制總收入。

H3：農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束對農(nóng)戶家庭生活消費(fèi)沒有顯著影響。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2018—2019年在全國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押試點(diǎn)區(qū)寧夏回族自治區(qū)平羅、同心兩縣開展的問卷調(diào)查。調(diào)查分兩階段進(jìn)行：第一階段為2018年7—8月的入戶調(diào)查，主要是全面了解樣本地區(qū)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶貸款始期（2018年1—6月）的家庭收入、消費(fèi)及貸款等信息；第二階段為2019年2月、5月及8月分別針對不同還貸時期樣本農(nóng)戶貸款還本付息后的電話回訪調(diào)查，主要對農(nóng)戶抵押貸款終期家庭收入、消費(fèi)等數(shù)據(jù)進(jìn)行再次追蹤。為保證數(shù)據(jù)質(zhì)量及樣本代表性，課題組采用分層抽樣方式進(jìn)行調(diào)查：首先，在兩縣中按農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押業(yè)務(wù)活躍程度高、中、低3個層級各抽取2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，共抽取12個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；其次，按相同標(biāo)準(zhǔn)在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取2個行政村，每個行政村抽取2個自然村（組），每個自然村（組）隨機(jī)抽取12—18個農(nóng)戶。參照尹志超等[33]、李雪松等[36]的做法，本文在剔除無效數(shù)據(jù)④后，共獲取有效問卷762 份，有效率為97.82%。課題組通過對樣本農(nóng)戶進(jìn)行訪談、問卷調(diào)查及電話追蹤，詳細(xì)詢問和收集了農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款申請及獲批額、抵押貸款期家庭收入、消費(fèi)等情況，同時也對農(nóng)戶特征、金融特征等信息做了統(tǒng)計，這些都為本文研究農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響提供了良好的數(shù)據(jù)支持。

樣本基本情況如下：從調(diào)研地區(qū)來看，平羅縣（非貧困縣）和同心縣（貧困縣）⑤的有效問卷分別為341份和421份。從樣本農(nóng)戶受約束情況來看，受約束與未受約束農(nóng)戶樣本量分別為259 戶和503 戶。從戶主特征來看，受訪者中男、女性人數(shù)分別為576人和186人；受訪者平均年齡為45歲；受教育程度大多為初中。從農(nóng)戶家庭特征來看，樣本農(nóng)戶貸款前家庭年均總收入、總消費(fèi)分別為95266 元和72112元。樣本中純農(nóng)戶和兼業(yè)農(nóng)戶數(shù)量分別為478戶和284 戶，占比分別為62.73%和37.27%，這反映了樣本區(qū)為傳統(tǒng)農(nóng)區(qū)的現(xiàn)實，也與寧夏統(tǒng)計年鑒（2018年）相關(guān)數(shù)據(jù)極為接近，表明本研究所用的調(diào)查樣本質(zhì)量較高。

（二）變量選取

農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款消除不了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有的高風(fēng)險、低回報的弱質(zhì)性特征，同時農(nóng)地兼具的保障屬性造成農(nóng)地經(jīng)營權(quán)不可分割性。這些與金融機(jī)構(gòu)對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押權(quán)的實現(xiàn)需求產(chǎn)生了沖突[37]，加之農(nóng)地經(jīng)營權(quán)作為一種權(quán)利創(chuàng)設(shè)，其現(xiàn)階段的物權(quán)完整性和法律保障的明確性都有所缺失，從而造成貸款逾期后金融機(jī)構(gòu)難以按照市場化機(jī)制對抵押的農(nóng)地經(jīng)營權(quán)進(jìn)行有效處置[38]，從而嚴(yán)重削弱了農(nóng)地經(jīng)營權(quán)作為抵押貸款第二還款源的作用[1]。顯然，在上述現(xiàn)實的法律障礙與制度困境下，即使部分農(nóng)戶采用農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款，甚至是足額抵押（即農(nóng)地經(jīng)營權(quán)評估價值高于貸款申請金額及對應(yīng)利息），其貸款申請金額也難以得到充分滿足[39]。本文將農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶貸款申請金額未得到完全滿足的情形稱之為農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束，即農(nóng)戶以農(nóng)地經(jīng)營權(quán)足額抵押時，其貸款申請金額高于實際獲批金額。

1.被解釋變量。本文的被解釋變量是“儲蓄率”，該變量取值時間范圍為貸款期，依據(jù)上文所述概念及公式具體表達(dá)為：（貸款期家庭總收入-貸款期家庭總消費(fèi)）/貸款期家庭總收入。

2.核心解釋變量。本文研究的核心解釋變量為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶是否受到貸款約束。將“農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束”變量設(shè)置為二元虛擬變量：如果農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶貸款實際獲批金額小于申請金額（即遭受金融機(jī)構(gòu)的貸款約束），則取值為1；反之，則取值為0。

3.控制變量。為測度農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對融資農(nóng)戶家庭貸款終期儲蓄率的影響效應(yīng)，本文結(jié)合現(xiàn)實觀察，參考已有研究，選取戶主年齡、戶主年齡的平方/100⑥、受教育程度以及是否具有非農(nóng)勞動技能反映戶主特征；選取貸款前家庭規(guī)模、家庭主要從事的農(nóng)業(yè)類型、承包地面積和經(jīng)營規(guī)模反映農(nóng)戶家庭特征；選取所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)金融機(jī)構(gòu)數(shù)目、家庭到最近金融機(jī)構(gòu)的距離反映金融特征；選取樣本地區(qū)是否為貧困縣來反映地區(qū)特征。上述變量及其說明見表1。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

（三）描述性統(tǒng)計

在構(gòu)建實證模型之前，本文擬就農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響效應(yīng)進(jìn)行統(tǒng)計分析。表1給出了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押“受約束”和“未受約束”兩組樣本農(nóng)戶主要變量參數(shù)的t檢驗結(jié)果。從表1可知，受約束農(nóng)戶家庭儲蓄率低于未受約束農(nóng)戶家庭儲蓄率。綜合比較兩組農(nóng)戶各項特征差異發(fā)現(xiàn)：相較于未受約束組，在戶主特征方面，受約束組呈現(xiàn)出年齡偏大、文化程度較低且不具備非農(nóng)勞動技能的特點(diǎn)；在家庭特征方面，受約束組農(nóng)戶家庭人口總數(shù)更多，承包地面積和經(jīng)營規(guī)模更大；在金融特征方面，受約束組所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)金融機(jī)構(gòu)數(shù)目偏少但到最近金融機(jī)構(gòu)的距離反而較近；在地區(qū)特征方面，受約束組農(nóng)戶所在地區(qū)多為非貧困縣。綜合以上分析發(fā)現(xiàn)，受約束與未受約束農(nóng)戶在控制變量方面表現(xiàn)出顯著的差異性，即農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶是否遭受貸款約束并不是隨機(jī)事件，而可能受某些變量的影響。也就是說，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶遭受貸款約束很有可能存在“自選擇效應(yīng)”。

（四）實證策略

為矯正樣本“自選擇效應(yīng)”帶來的估計偏差問題，本文采用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，簡記PSM）來識別農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響效應(yīng)。此外，采用傾向得分匹配法也具有兩個明顯優(yōu)勢：一是在進(jìn)行參數(shù)估計時，不需要通過尋找識別變量來處理變量的內(nèi)生性問題；二是通過匹配再抽樣的方法可使得觀察數(shù)據(jù)盡可能接近隨機(jī)試驗數(shù)據(jù)，從而最大限度地減少了觀察數(shù)據(jù)的偏差[40]。

鑒于此，參照并遵循傾向得分匹配模型的構(gòu)建思路與邏輯[40，41]，本文將農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶i是否遭受貸款約束設(shè)定為虛擬變量，即Di={0 ,1} 。其中，i=1 表示農(nóng)戶受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束，i=0 表示農(nóng)戶不受約束。在調(diào)研中，在獲知農(nóng)戶均為足額抵押后，課題組主要通過設(shè)置“農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押貸款申請數(shù)額”和“農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押貸款獲批數(shù)額”兩個選項來判斷農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶是否受貸款約束。結(jié)合上文所述，當(dāng)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶貸款獲批數(shù)額小于其貸款申請數(shù)額時，則界定該農(nóng)戶受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束，即i=1；反之，則為未受約束，即i=0。對于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶i來說，其農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押貸款終期的家庭儲蓄率存在兩種狀態(tài)，即S1i和S0i，分別表示農(nóng)戶i受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束和未受約束時的貸款終期家庭儲蓄率水平，即有如下表達(dá)式：

綜上論述，本文傾向得分匹配法分析框架的具體步驟如下：

第一，遴選協(xié)變量xi。參照既有研究，本文將可能影響融資農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率水平和遭受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束的相關(guān)變量納入模型，包括戶主特征、家庭特征、金融特征和地區(qū)特征，以保證滿足可忽略性假設(shè)，防止出現(xiàn)估計偏差。

第二，估計傾向得分值，即農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶家庭遭受貸款約束的條件概率擬合值。本文利用Log?it 模型估計不同農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶i遭受貸款約束的傾向得分值，其表達(dá)式如下：

（6）式中，PSi表示農(nóng)戶i遭受貸款約束的傾向得分值；Di=0,1 分別代表未受貸款約束和受貸款約束的農(nóng)戶；xi則表示協(xié)變量。本文通過協(xié)變量xi估計傾向得分，同時，參考陳強(qiáng)[40]的建議，將個別協(xié)變量（例如戶主年齡）以高次項的形式納入方程，以使得模型形式更加靈活，并提升估計結(jié)果的精確度。

第三，進(jìn)行傾向得分匹配。（1）匹配方法的選擇。為提高匹配結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選用五種不同的匹配方法，包括k近鄰匹配（k設(shè)定為4，即1 對4匹配）、卡尺匹配（卡尺范圍設(shè)定為0.01）、卡尺內(nèi)近鄰匹配（卡尺內(nèi)的k近鄰匹配）、核匹配（默認(rèn)使用二次核以及帶寬0.06）和樣條匹配（采用spline命令進(jìn)行回歸）。（2）檢驗平衡性。通常認(rèn)為，處理組與對照組傾向得分的重疊區(qū)間是大范圍的，即具有足夠大的共同支撐域，以及基本消除了xi在匹配后的處理組與對照組之間的顯著差異，可提高匹配的準(zhǔn)確性和有效性，因此需進(jìn)行共同支撐域檢驗和平衡性檢驗，前者通過繪制密度函數(shù)圖進(jìn)行檢驗，以檢驗處理組與對照組是否有共同支撐域及匹配效果如何；后者通過比較兩組協(xié)變量的差異來檢驗匹配結(jié)果的可靠性。

第四，計算匹配后樣本的平均處理效應(yīng)。平均處理效應(yīng)是受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束和未受約束農(nóng)戶的加權(quán)平均收益（本文中是家庭儲蓄率水平）的差異[42，43]。由于本文探究的是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響效應(yīng)，所以重點(diǎn)關(guān)注受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的變化，因而選用處理組即遭受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束農(nóng)戶的平均處理效應(yīng)（ATT）測度農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響凈效應(yīng)，其測算公式如下：

（7）式中，S1i表示受約束農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率，S0i表示未受約束時貸款終期家庭儲蓄率，E(S1i|Di=1) 是可直接觀測到的，而E(S0i|Di=1) 是不可直接觀測的數(shù)據(jù)，屬于反事實結(jié)果，因此選用傾向得分匹配法構(gòu)建指標(biāo)E(S0i|Di=1) 是必要的。

四、實證結(jié)果與分析

（一）農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶遭受貸款約束的影響因素分析

為測算農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶遭受貸款約束的傾向得分PSi以實現(xiàn)樣本匹配，參照劉西川等[44]的研究，本文首先運(yùn)用Logit 模型來估計樣本農(nóng)戶遭受信貸約束的傾向得分，估計結(jié)果見表2。從表2可知，差異化的戶主特征、家庭特征、金融特征和地區(qū)特征是融資農(nóng)戶受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束的重要影響因素，這與李韜等[45]的研究結(jié)論一致。其中，戶主年齡和農(nóng)地面積對農(nóng)戶受約束行為具有顯著正向影響，而戶主受教育年限越高、擁有非農(nóng)技能、家庭主要從事養(yǎng)殖業(yè)及所處地區(qū)為貧困縣的農(nóng)戶，其受約束的可能性越低。家庭規(guī)模、經(jīng)營規(guī)模、所在地區(qū)金融機(jī)構(gòu)數(shù)目和與金融機(jī)構(gòu)距離對其受約束的行為無顯著影響。

表2 基于Logit模型的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶遭受貸款約束的估計結(jié)果

（二）農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率影響效應(yīng)的測算

1.共同支撐域檢驗與傾向得分匹配結(jié)果分析。本文基于前文農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶受貸款約束方程估計結(jié)果來計算農(nóng)戶i受約束方程的傾向得分PSi，并依據(jù)傾向得分值對處理組和對照組進(jìn)行匹配。本文繪制了樣本農(nóng)戶傾向得分匹配前后的核密度圖（見圖2），以此進(jìn)行共同支撐域條件檢驗。檢驗結(jié)果顯示匹配后的農(nóng)戶受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束（處理組）與未受約束（對照組）的傾向得分區(qū)間具有較大的共同支撐域，表明本研究共同支撐域條件較好，大多數(shù)觀察值都在共同取值范圍內(nèi)，且進(jìn)行傾向得分匹配樣本損失量較少，樣本具有良好的代表性。

圖2 樣本農(nóng)戶傾向得分匹配前后核密度圖

表3給出了5 種匹配方法下樣本最大損失量?？梢钥闯?，處理組樣本最大損失量為12 個，對照組樣本最大損失量為26個，損失比例較小。處理組與對照組重疊性較好，表明樣本得到了較好的匹配。

表3 傾向得分匹配結(jié)果

2.平衡性檢驗。由表4平衡性檢驗結(jié)果可知，標(biāo)準(zhǔn)化偏差降低至2.6%～9.9%，均低于10%，總體偏誤顯著降低，處理組和對照組之間的個體特征差異得以控制。同時，LR 統(tǒng)計量顯著降低，從匹配前的84.080 下降到匹配后的10.840～60.650，通過了LR檢驗，表明協(xié)變量不存在顯著差異。Pesudo R2從匹配前的0.102 顯著下降到匹配后的0.007～0.040，也滿足了可忽略性假設(shè)?？傊?，以上結(jié)果表明，匹配后處理組與對照組間的分布差異顯著下降，最大限度降低了樣本自選擇導(dǎo)致的估計偏誤，即樣本匹配質(zhì)量良好，通過了平衡性檢驗。

表4 傾向得分匹配前后解釋變量平衡性檢驗結(jié)果

3.農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響效應(yīng)測算。本文測算了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率影響的平均處理效應(yīng)，為避免匹配方法選擇導(dǎo)致的估計偏差，運(yùn)用5 種匹配方法同時進(jìn)行估計，并取其均值作為最終結(jié)果。估計結(jié)果如表5所示，5 種估計方法所得結(jié)果（影響方向和影響程度）基本一致，這充分反映出農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束抑制了農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率水平，同時也表明樣本數(shù)據(jù)及其匹配結(jié)果穩(wěn)健性良好。為便于分析，本文采用5 種方法估計結(jié)果的平均值來表征平均處理效應(yīng)，即農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率影響的平均處理效應(yīng)是-0.083。也就是說，農(nóng)戶遭受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束后，其貸款終期家庭儲蓄率水平降低8.3%。原因在于，農(nóng)戶遭受貸款約束后，生產(chǎn)性資本投入難以達(dá)到預(yù)期最優(yōu)量，即無法保證最優(yōu)資本投入下的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)量，從而降低了預(yù)期收入水平，進(jìn)而導(dǎo)致貸款終期家庭儲蓄率降低。至此，本文的研究假說H1得以證實。

表5 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率影響的平均處理效應(yīng)（PSM）

4.穩(wěn)健性檢驗。為檢驗上文估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文運(yùn)用Rosenbaum 邊界估計法檢驗傾向得分匹配結(jié)果的穩(wěn)健性。由于PSM 模型中可能存在若干難以有效控制的不可觀察因素，如果存在的不可觀察因素影響到農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶受貸款約束的異質(zhì)性，那么，根據(jù)可觀察因素進(jìn)行匹配后的農(nóng)戶遭受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束在處理組和對照組之間仍然是有差異的[46]。為此，本文采用Rosenbaum 邊界估計（Rosenbaum Bounds）檢驗了當(dāng)不可觀察因素的異質(zhì)性影響農(nóng)戶遭受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束時，貸款終期家庭儲蓄率影響效應(yīng)的估計結(jié)果是否產(chǎn)生顯著改變。

基于k近鄰匹配法的估計結(jié)果（表6）顯示，無論當(dāng)不可觀察因素引起的融資農(nóng)戶受農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束的可能性發(fā)生較小比例變化（Gamma=1.1），抑或發(fā)生較大比例變化（Gamma=2），農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率影響的顯著性水平均在1%以下，且HL點(diǎn)估計以及5%顯著性水平下置信區(qū)間上限均小于0。這表明，一方面不可觀測因素的異質(zhì)性并不影響本文PSM 的估計結(jié)果[46]，另一方面本文基于PSM 控制可觀測因素進(jìn)行農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押下的農(nóng)戶信貸約束對其家庭儲蓄率影響的估計結(jié)果是穩(wěn)健的?？傊陨辖Y(jié)果均表明本文研究結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性。

表6 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率影響的Rosenbaum邊界估計

5.農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率影響效應(yīng)的組群差異。事實上，即使是處于同一樣本地區(qū)的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押農(nóng)戶，由于其家庭初始資源稟賦依然存在較大差異，其受到農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束情況也存在不同。上文中測算的處理組的平均處理效應(yīng)僅能反映農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響凈效應(yīng)，而無法反映樣本農(nóng)戶間組群差異。因此，本文選取戶主年齡、受教育年限、非農(nóng)技能、農(nóng)業(yè)類型和貧困縣為指標(biāo)對樣本進(jìn)行分組[47，48]，實證檢驗農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對不同樣本農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率影響效應(yīng)的組間差異。表7為基于k近鄰匹配的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率影響效應(yīng)的組群差異比較結(jié)果。

表7 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率影響效應(yīng)的組群差異

從表7可知，第一，戶主年齡處于40歲及以下農(nóng)戶的家庭儲蓄率在受農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束后顯著降低?？赡艿脑蚴?，該年齡段農(nóng)戶家庭財富積累不足，多為風(fēng)險偏好型決策制定者[49]，因而在遭受農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束后，無法利用已有資金優(yōu)化生產(chǎn)投資計劃以提升家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入，降低了家庭總收入水平，從而導(dǎo)致家庭儲蓄率降低。

第二，戶主受教育程度為小學(xué)及以下農(nóng)戶的家庭儲蓄率在受農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束后顯著降低?？赡艿慕忉屖?，戶主受教育水平是農(nóng)戶家庭重要的人力資本，對農(nóng)戶家庭的經(jīng)營能力具有重要影響。戶主受教育年限越短，人力資本積累越少，從而受農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束后就會降低對現(xiàn)有生產(chǎn)投資計劃的把控能力，進(jìn)而抑制其家庭總收入，導(dǎo)致家庭儲蓄率顯著下降。

第三，戶主不具有非農(nóng)技能的農(nóng)戶家庭儲蓄率在受農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束后會顯著降低?？赡艿脑蚴牵@類農(nóng)戶家庭收入來源較為單一，主要為農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入，受農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束后，會抑制其家庭總收入，進(jìn)而抑制其家庭儲蓄率水平。

第四，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)類型為養(yǎng)殖業(yè)農(nóng)戶的家庭儲蓄率在受農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束后會顯著降低。可能的原因是，養(yǎng)殖業(yè)資金需求較高，受農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)無法保證最優(yōu)生產(chǎn)投入量，這將導(dǎo)致農(nóng)戶投入產(chǎn)出規(guī)模不經(jīng)濟(jì)，抑制農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入增長，進(jìn)而降低農(nóng)戶家庭總收入，并導(dǎo)致農(nóng)戶家庭儲蓄率降低。

第五，非貧困縣農(nóng)戶的家庭儲蓄率水平在受農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束后會顯著降低?？赡艿慕忉屖?，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略深入實施的情形下，貧困縣農(nóng)戶有各類利好政策幫扶（例如農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)指導(dǎo)、農(nóng)產(chǎn)品代銷等），在不同程度上提升了其還本付息的能力。非貧困縣農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)則是按照市場原則進(jìn)行安排，加之農(nóng)業(yè)生產(chǎn)本身的弱質(zhì)性特征，一旦其受到農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束，會導(dǎo)致其無法優(yōu)化生產(chǎn)投資計劃，預(yù)期農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入無法實現(xiàn)，家庭總收入也相應(yīng)下降，進(jìn)而抑制了其家庭儲蓄率的增加。

6.農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭收入和消費(fèi)的影響。接下來，本文運(yùn)用兩階段最小二乘估計（2SLS）進(jìn)行上述檢驗。本文選取同一鄉(xiāng)鎮(zhèn)其他農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶貸款約束的平均值作為農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束的工具變量，原因如下：一方面，鄉(xiāng)鎮(zhèn)是金融機(jī)構(gòu)的最基層服務(wù)地區(qū)，在供給資金數(shù)額有限的情況下，農(nóng)戶是否受到約束由其自身和其他競爭者的特征共同決定，因此，同一鄉(xiāng)鎮(zhèn)其他農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶貸款約束程度的平均值與受訪農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶貸款約束程度密切相關(guān)。另一方面，同一鄉(xiāng)鎮(zhèn)其他農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶信貸約束程度的平均值與受訪農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶家庭儲蓄率水平不存在直接關(guān)系。綜上所述，選用同一鄉(xiāng)鎮(zhèn)其他農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶貸款約束的平均程度作為工具變量是合適的。

根據(jù)2SLS估計結(jié)果（備索）可知，當(dāng)農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶受貸款約束：一方面，家庭的農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入顯著降低，非農(nóng)務(wù)工收入則無顯著性變化，進(jìn)而抑制農(nóng)戶家庭總收入；另一方面，家庭的生活消費(fèi)無顯著變化，驗證了農(nóng)戶家庭生活消費(fèi)存在習(xí)慣效應(yīng)。在本文中，農(nóng)戶家庭生產(chǎn)消費(fèi)水平取決于貸款獲批額度，二者高度正線性相關(guān)。所以，如前文所述，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶的生產(chǎn)性支出一般不計入家庭總消費(fèi)中，因而對農(nóng)戶家庭消費(fèi)無顯著影響。因此，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶遭受貸款約束使得家庭收入降低，而對家庭消費(fèi)無顯著影響，這正是農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束抑制農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的原因所在。至此，假說H2、H3得以驗證。

五、結(jié)論與啟示

本文探討了農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的富農(nóng)效應(yīng)，研究了農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響。首先，本文從理論層面探討了農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響及其機(jī)理。其次，基于寧夏回族自治區(qū)兩個具有代表性的農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押試點(diǎn)區(qū)農(nóng)戶的實地調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分匹配法（PSM）測算了農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率的影響，并利用儲蓄率指標(biāo)替換和Rosenbaum邊界估計驗證了影響效應(yīng)的穩(wěn)健性。進(jìn)一步地，本文比較了影響效應(yīng)在農(nóng)戶間、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)類型間、區(qū)域間的組群差異。最后，采用兩階段最小二乘估計（2SLS）剖析了農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束對農(nóng)戶貸款終期家庭儲蓄率影響的作用機(jī)理。

本文研究結(jié)果對完善農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款相關(guān)制度保障，緩解農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶遭受貸款約束的現(xiàn)象，以及提升農(nóng)戶家庭儲蓄率以提高其自身抗風(fēng)險能力具有良好的啟示作用。在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型、消費(fèi)由量向質(zhì)升級的時代，作為家庭主要決策者的戶主既面臨著難以采用先進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的困境，也面臨著難以準(zhǔn)確把握農(nóng)產(chǎn)品市場需求的困境，這增加了小農(nóng)戶與市場對接的困難，削弱了農(nóng)戶的財富創(chuàng)造能力，從而提高了其遭受金融機(jī)構(gòu)貸款約束的概率。因此，政府相關(guān)部門應(yīng)推動建立社會化服務(wù)中介（例如供銷合作社），鼓勵受農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束的農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)、供、銷的全流程托管。支持受農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束農(nóng)戶向社會化服務(wù)中介購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全套服務(wù)，以擺脫其與現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和復(fù)雜多變市場難以有效對接的困境，緩解遭受金融機(jī)構(gòu)貸款約束的境況，提升其財富積累水平。

后疫情時代，緩解農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押約束的根本目的在于提升農(nóng)戶家庭收入水平，并進(jìn)而促進(jìn)消費(fèi)升級以提高其生產(chǎn)、生活質(zhì)量。因此，在暢通國民經(jīng)濟(jì)內(nèi)循環(huán)的當(dāng)下，強(qiáng)調(diào)農(nóng)戶家庭儲蓄率要適度增加的同時，更要積極采取各種措施提振農(nóng)村的生產(chǎn)支出和生活消費(fèi)。在生產(chǎn)支出方面，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶的生產(chǎn)性消費(fèi)基本取決于貸款金額的多寡，有效緩解農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押農(nóng)戶的融資約束境況，可以有效提升此類農(nóng)戶的生產(chǎn)性消費(fèi)水平。在生活消費(fèi)方面，本文實證分析表明，農(nóng)戶家庭生活消費(fèi)短期內(nèi)存在習(xí)慣效應(yīng)。這種效應(yīng)的存在有兩個重要原因：一是現(xiàn)階段涉及農(nóng)村居民“醫(yī)、養(yǎng)、住、行”等方面的社會保障水平仍需進(jìn)一步提高；二是現(xiàn)階段適合農(nóng)村市場的商品質(zhì)量、種類供給仍有待豐富和提高。顯然，這兩方面的不足遠(yuǎn)遠(yuǎn)跟不上現(xiàn)階段農(nóng)村居民對美好生活的追求。因此，政府有關(guān)部門應(yīng)從供給側(cè)著手，鼓勵企業(yè)著力提升商品質(zhì)量、細(xì)化產(chǎn)品種類，并借助大數(shù)據(jù)優(yōu)化農(nóng)村電商、物流服務(wù)網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，促進(jìn)農(nóng)戶生活消費(fèi)升級，從而真正擴(kuò)大內(nèi)需以起到助力國民經(jīng)濟(jì)內(nèi)循環(huán)暢通的作用?！?/p>

注 釋

①數(shù)據(jù)來自第三次全國農(nóng)業(yè)普查結(jié)果。

②參照陳曉紅等[20]的研究，以農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入占家庭總收入比例為依據(jù)進(jìn)行劃分：占比90%以上的農(nóng)戶為純農(nóng)戶，占比10%～90%的農(nóng)戶為兼業(yè)農(nóng)戶，占比10%以下的為非農(nóng)戶。

③現(xiàn)實中，農(nóng)戶家庭收入可能還包括財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入等。農(nóng)戶財產(chǎn)性收入指其對外投資、財產(chǎn)租賃變賣等收入。農(nóng)戶轉(zhuǎn)移性收入指農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、征地補(bǔ)貼等與國家支農(nóng)政策有關(guān)的收入?？紤]到這兩種收入要么是非經(jīng)常性、偶然性的收入，不具備可持續(xù)性[25]，要么其占農(nóng)戶家庭可支配收入比重較小[26]，因此對于上述兩種收入，本文不計入家庭可支配收入中。

④在處理數(shù)據(jù)過程中，為避免異常值影響，本文剔除了家庭總收入小于等于0 的樣本，同時將家庭貸款終期儲蓄率的上限設(shè)置為100%，下限設(shè)置為-200%，最終得到的樣本總量為762個。

⑤在課題組調(diào)研期間（2018—2019年），同心縣仍為國家級貧困縣。為論述方便，本文按調(diào)研期間實際縣情界定縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，即同心縣屬于貧困縣，平羅縣屬于非貧困縣。

⑥引入年齡的平方項是由于戶主年齡對農(nóng)戶農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押約束可能存在線性影響，除以100 可提高模型回歸系數(shù)的易讀性和估計的準(zhǔn)確度。