孟 櫻,王 靜

(1.西安外國語大學 經(jīng)濟金融學院,西安 710128; 2.西北農林科技大學 經(jīng)濟管理學院,陜西 楊凌 712100)

一、文獻綜述

信息不對稱作為金融抑制的重要原因之一,在欠發(fā)達地區(qū)農村金融市場表現(xiàn)尤為顯著。抵押品缺乏和高交易成本導致農戶普遍遭受不同類型、不同程度的信貸配給。學者們從完善產(chǎn)權結構、金融產(chǎn)品創(chuàng)新等角度對緩解信息不對稱的途徑進行探索,然而在產(chǎn)權之外,還可以通過信譽機制約束機會主義行為。金融聯(lián)結是在互聯(lián)性交易基礎上產(chǎn)生的微觀金融結構創(chuàng)新,它將信貸市場與產(chǎn)品市場聯(lián)結為關聯(lián)市場,形成制約交易雙方的關聯(lián)性契約和信譽約束,讓產(chǎn)品市場上的民間組織發(fā)揮類金融中介的作用,聯(lián)結借款人和正規(guī)金融機構,形成信譽生成和傳遞機制[1-3],信譽機制發(fā)揮了抵押品替代作用[4],充當無形資產(chǎn)[5],對降低信息不對稱和違約風險具有顯著效果[6-7]。金融聯(lián)結尤其適用于因農業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度增加而改變的農戶融資特征,在增加農村金融資金供給的同時促進正規(guī)金融機構的財務可持續(xù)性。

(一)信譽生成及其對農戶信貸影響的研究

信譽(reputation),可理解為誠實守信的聲譽[8],是個人長期誠信水平和口碑的體現(xiàn),是考慮長遠預期利益后回避機會主義行為[9]。信譽水平的高低由社會評價決定,但只有熟人社會環(huán)境的評價才具有可信度。在熟人社會中,經(jīng)濟主體之間的重復博弈產(chǎn)生了信譽[10-11],當追求長遠利益時,考慮到失信行為帶來的聲譽損失和可能的經(jīng)濟損失,行為主體就會選擇守信。因此,信譽成為經(jīng)濟主體追求長遠利益的一種隱性約束機制,能夠降低代理成本和管理者道德風險,保證契約有效性,緩解信息不對稱問題[12-13]。中國農村地區(qū)就是一個以自然關系占主導的“熟人社會”,社區(qū)環(huán)境相對封閉,交易范圍狹小,信息傳播速度很快,呈現(xiàn)出一種信息公開化的狀態(tài)[9],因此信譽在農村社區(qū)內部具有較高價值,對個體行為的約束性非常強。信譽建立了借貸雙方的信用基礎,在一定程度上避免了信息不對稱環(huán)境下農戶信貸中的道德風險和逆向選擇,為農戶帶來了更多的銀行貸款和更低的貸款利率[14-16],還能降低下一期的貸款利率[17]。但是現(xiàn)代金融體系是依據(jù)“陌生人社會”構建的,正規(guī)金融機構無法利用農村社區(qū)內部的現(xiàn)成信息,農戶也無法提供合適的抵押品,并且小額貸款的高交易成本和農村金融市場的低密度性,使得正規(guī)金融機構很難獲得農戶信譽的全面信息,雙方難以建立信用基礎,阻礙正規(guī)金融機構業(yè)務發(fā)展和農戶資金需求。因此,讓信譽機制在正規(guī)金融機構與農戶之間發(fā)揮作用似乎是解決農戶信貸配給的路徑之一。

(二)金融聯(lián)結中的信譽機制

金融聯(lián)結的“農戶+鄉(xiāng)村中介+正規(guī)金融機構”模式通過組織結構設計將信譽生成和信譽傳遞兩個環(huán)節(jié)表現(xiàn)出來。首先,農戶與鄉(xiāng)村中介的頻繁互動為信譽生成創(chuàng)造得天獨厚的條件。鄉(xiāng)村中介內生于農村社區(qū),天然地掌握農戶的日常生活交往、產(chǎn)品交易和業(yè)務往來等信息,在農村社區(qū)內部形成信息共同體。在這種特殊的信息結構中,人們之間長期交往互動相當于進行重復博弈,逐漸建立信任關系,形成信用基礎。其次,在金融聯(lián)結中,鄉(xiāng)村中介充當正規(guī)金融機構在農村金融市場的代理人,一方面收集農戶信息,另一方面將農戶信譽信號傳遞給正規(guī)金融機構,充當無形資產(chǎn)以彌補農戶抵押品不足、解決低收入農戶貸款的信息問題[18],同時監(jiān)督農戶貸款使用行為、保證還款。正規(guī)金融機構的加入既發(fā)揮了資金優(yōu)勢,也增強了契約實施的外部執(zhí)行力,能提升農村信貸交易的規(guī)范化程度。

隨著農業(yè)產(chǎn)業(yè)化、商品化、市場化程度的加深,農戶資金需求量增大、交易頻率提高,信譽機制的重要性更加突出,但隨著借貸金額和資金價格的不斷增加,信譽的約束力又會減弱[19]。金融聯(lián)結結合鄉(xiāng)村中介與農戶之間的信任關系和正規(guī)金融機構的外部支持和監(jiān)督,強化私人懲罰的效果,降低交易費用,為契約執(zhí)行提供隱性約束和顯性制度保障[20],農戶獲得利用良好信譽加入正規(guī)金融市場的途徑。相關理論研究可以為金融聯(lián)結實踐和我國農村金融創(chuàng)新提供理論依據(jù)。但目前研究著重從信譽生成環(huán)節(jié)入手,而信譽傳遞環(huán)節(jié)的研究相對較少,本文從信號傳遞博弈理論角度出發(fā),探索金融聯(lián)結中信譽傳遞機制的理論機理,并運用實地調研數(shù)據(jù)對金融聯(lián)結改善農戶信貸配給的有效性和作用機制進行實證檢驗。

二、金融聯(lián)結信譽傳遞機制的信號傳遞博弈模型

本文借鑒Spence的信號傳遞模型[21],以農民合作社作為鄉(xiāng)村中介,建立“農戶+農民合作社+銀行”模式信譽傳遞機制的信號傳遞博弈模型,分析金融聯(lián)結對農戶信貸配給的改善效果。

(一)模型基本假設

1.農村金融市場上有三個交易主體：農戶、農民合作社(下文簡稱“合作社”)、銀行,均為理性經(jīng)濟人,以追求利潤最大化為目標。

2.農戶有兩種類型：高還款可能農戶(Fh)和低還款可能農戶(Fl),高還款可能的農戶會按時還款,低還款可能的農戶會違約。農戶知道自己的類型,銀行是信息劣勢方,不能區(qū)分農戶的類型,但知道農戶類型的先驗概率P(θ),概率分布為P(Fh)=P(Fl)=1/2。合作社能夠準確地知道農戶類型,銀行通過合作社傳遞的信息來區(qū)分農戶類型。

3.農戶的還款可能性是私人信息,農戶將自身還款可能性塑造成信譽水平作為信號傳遞出去。農戶的信譽水平有兩種類型：高信譽(Rg)和低信譽(Rb),高信譽農戶還款可能性較高,低信譽農戶還款可能性較低。農戶通過自身行動積累信譽水平,可以選擇高信譽或低信譽。

4.農戶維護自身信譽需要支付一定成本,假設高還款可能農戶保持高信譽需要成本K1,保持低信譽需要成本K2,且維持高信譽的成本高于低信譽所需成本K1>K2;低還款可能農戶保持高信譽需要成本α1K1,保持低信譽需要成本α2K2,且α1K1>α2K2。

5.農戶向銀行申請貸款,銀行有兩種選擇：貸款(y)、不貸款(n)。

6.農戶的收益包括：初始稟賦收益U,獲得銀行貸款后的投資回報I,與合作社合作經(jīng)營帶來的收益W。若銀行同意放貸且放款額記為L,銀行向參與金融聯(lián)結的農戶放貸的利率記為r,則農戶在貸款合約到期后應還本付息L(1+r),且貸款投資回報應大于償付的本息,即I>L(1+r)。

7.若農戶獲得貸款后選擇違約,則會受到相應的社會懲罰T,社會懲罰可能會影響到農戶未來收益,故增加貼現(xiàn)因子δ,δ>1。

8.不論是高還款可能還是低還款可能的農戶,都可以選擇高信譽或低信譽。由于合作社能夠準確地判斷農戶類型,會選擇與高還款可能農戶合作,不與低還款可能農戶合作。當高還款可能農戶選擇高信譽且銀行放貸時,農戶的支付函數(shù)為(U+I+W-K1-L(1+r)),銀行獲得利息收入Lr;若銀行不放貸,農戶的支付函數(shù)為(U+W-K1),銀行的收益為0。當高還款可能農戶選擇低信譽且銀行放貸時,農戶的支付函數(shù)為(U+I+W-K2-L(1+r)),銀行獲得利息收入Lr;若銀行不放貸,農戶的支付函數(shù)為(U+W-K2),銀行的收益為0。當?shù)瓦€款可能農戶申請貸款時,合作社不會與其合作,因此只有不獲得貸款的一種可能性,農戶的支付函數(shù)為(U-α2K2),銀行收益為0。但是還存在一種可能,就是合作社與農戶共謀騙取銀行貸款,合作社向銀行傳遞虛假信息,若銀行沒有識破放貸,農戶的支付函數(shù)為U+I-α1K1-δT,銀行收益為T-L;若銀行識破不放貸,農戶支付函數(shù)為(U-α1K1),銀行收益為0。

由上述假設,建立 “農戶+合作社+銀行”的金融聯(lián)結信貸模式(見圖1)的信號傳遞動態(tài)博弈模型：

圖1 金融聯(lián)結信貸模式的農戶信譽信號傳遞動態(tài)博弈模型

(二)信譽信號傳遞博弈過程

農戶類型自然決定,分別為高還款可能和低還款可能t∈{Fh,Fl},農戶知道自己的類型,合作社也清楚地知道農戶的類型,即P(θ)={1,0},合作社會與高還款可能農戶合作,不與低還款可能農戶合作,因此,合作社是否與農戶合作成為農戶類型的替代信號。

農戶根據(jù)自己的類型發(fā)送信譽信號m,信號包括高信譽和低信譽兩種m∈{Rg,Rb},合作社將農戶信譽信號傳遞給銀行。

在兩種模式中,銀行都會根據(jù)農戶的信譽信號決定是否發(fā)放貸款。

(三)信譽信號傳遞博弈的均衡分析

傳統(tǒng)信貸模式的博弈均衡分析既存在分離均衡也存在混同均衡,當出現(xiàn)混同均衡時,農戶傳遞的信息并沒有起到有效信號傳遞作用,銀行無法有效區(qū)別農戶類型,導致農戶難以獲得正規(guī)金融機構貸款。對于農戶和銀行而言,混同均衡是一種比較差的狀態(tài),信貸市場交易效率比較低。

在金融聯(lián)結模式中,合作社與農戶建立信任關系(表現(xiàn)為合作與不合作),再把農戶的信譽信息傳遞給銀行。相較于農戶,合作社可以提供更符合銀行要求的信息,并且合作社與農戶的合作行為起到信用捆綁作用,提升農戶信用水平。通過合作社的有效信息傳遞,銀行能夠區(qū)分農戶類型,所以在金融聯(lián)結模式中實現(xiàn)的是分離均衡。

當(K1-K2)+L(1+r′)

(1)

由于合作社了解農戶的信譽情況,會選擇與信譽較高的農戶進行合作,體現(xiàn)為農戶參與金融聯(lián)結的行為。隨后合作社傳遞農戶的高信譽信息給銀行,銀行向農戶放貸。合作社通常也不會與低信譽農戶進行合作,即便合作社將低信譽信息傳遞給銀行,銀行也會選擇不貸款。由此,產(chǎn)生兩個假設。

假設1：農戶參與金融聯(lián)結的行為能夠準確反映農戶信譽水平信息,高信譽農戶可以獲得更多的貸款機會和貸款數(shù)額。

假設2：農戶的信譽信息通過合作社傳遞給銀行,合作社起到信息傳遞的媒介作用,故金融聯(lián)結的信譽傳遞機制可能存在中介效應。

此外,通過分離均衡條件可知,在金融聯(lián)結中農戶失信的懲罰是大于農戶獲得貸款后的投資收益,因此農戶高額的違約懲罰約束了農戶的交易行為,起到隱性約束作用。在農戶與合作社共謀的情況下,應增加低還款可能農戶通過合作社傳遞高信用信息的欺騙成本,以及銀行發(fā)現(xiàn)共謀后的懲罰。

三、數(shù)據(jù)來源及結果分析

(一)數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計分析

本研究以陜西省作為實地調查地區(qū),于2019年7月分別在西安市閻良區(qū)、渭南市臨渭區(qū)、咸陽市楊陵區(qū)、寶雞市千陽縣對農戶進行抽樣調查。調查共獲得農戶數(shù)據(jù)725份,結合對農民合作社負責人的訪談調查,參與金融聯(lián)結的農戶有367戶。課題組對所有農戶信貸情況進行詳細詢問,共有181戶農戶在過去3年獲得正規(guī)金融機構貸款,其中參與金融聯(lián)結的農戶有139戶,未參與且獲得貸款的有42戶。進一步詢問農戶貸款需求后,發(fā)現(xiàn)參與金融聯(lián)結農戶獲得的正規(guī)金融機構貸款基本可以滿足貸款需求,其中認為所獲貸款金額達到貸款需求80%以上的農戶有81戶,所獲貸款金額達到貸款需求40%～80%的農戶有47戶,所獲貸款金額達到貸款需求40%以下農戶只有11戶。未參加金融聯(lián)結的農戶中,共有195戶有貸款需求卻未獲得正規(guī)金融機構貸款?？梢?農戶還是在一定程度上得到正規(guī)金融機構的信貸配給,農戶參與金融聯(lián)結對緩解信貸配給具有一定作用。

為進一步驗證理論研究結果,本文以是否獲得正規(guī)金融機構貸款和近3年獲得正規(guī)金融機構貸款額來表示農戶信貸可得性和信貸額度,以是否參加金融聯(lián)結區(qū)別參加和未參加金融聯(lián)結的農戶。通過調研發(fā)現(xiàn),合作社將參加金融聯(lián)結農戶的信用信息反饋給正規(guī)金融機構,隨后正規(guī)金融機構會對農戶進行信用評級,本文認為這種信息反饋過程起到信號傳遞的作用,因此,以是否獲得正規(guī)金融機構信用評級代表傳遞的農戶信用水平。此外,為控制其他因素影響,還選擇了以下變量作為控制變量:戶主或家庭主要決策者的年齡、受教育程度、性別,家庭勞動力人數(shù),土地面積,是否購買保險,家庭經(jīng)營類型,2018年家庭總收入。各變量取值說明及描述性統(tǒng)計分析見表1。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計分析

(二)模型設定

1.信貸可得性和信貸額度的驗證模型。本文運用Logit 回歸模型分析參與金融聯(lián)結及農戶其他特征指標對信貸可得性的影響,運用Tobit模型分析參與金融聯(lián)結及農戶其他特征指標對信貸額度的影響。Logit模型和Tobit模型的數(shù)學表達式如下:

(2)

(3)

其中,i=1,2,…,n表示第i個農戶。在Logit模型中,g設為虛擬被解釋變量,表示農戶近三年是否獲得正規(guī)金融機構的貸款;在Tobit模型中,c設為尺度型被解釋變量,表示農戶近三年獲得正規(guī)金融機構的貸款數(shù)額。兩個模型中il和rp都是虛擬解釋變量,分別表示農戶是否參加金融聯(lián)結和農戶是否受到正規(guī)金融機構的信用評級;X表示與農戶及其家庭基本特征的其他控制變量。α和β是偏回歸參數(shù),ε是隨即擾動項。

2.金融聯(lián)結信譽機制的驗證模型。為弄清合作社信息傳遞的間接作用機制,本文運用逐步檢驗回歸系數(shù)法,構建中介效應模型見公式(4)～(9)。同時,本文還使用Bootstrap法檢驗中介效應的顯著性。

gi=α0+α1ili+α2Xi+ε1

(4)

rpi=β0+β1gi+β2Xi+ε2

(5)

gi=γ0+γ1ili+γ2rpi+γ3Xi+ε3

(6)

ci=α0+α1ili+α2Xi+ε1

(7)

rpi=β0+β1ci+β2Xi+ε2

(8)

ci=γ0+γ1ili+γ2rpi+γ3Xi+ε3

(9)

其中,g和c分別為被解釋變量,il為解釋變量,將rp設為虛擬中介變量。α1是農戶參加金融聯(lián)結對正規(guī)金融機構信貸可得性和信貸數(shù)額影響的總體效應,β1是解釋變量對中介變量的影響,γ1和γ2是農戶是否參加金融聯(lián)結和是否受到正規(guī)金融機構信用評級的直接效應。將式(5)和(8)分別代入(6)和(9),就可以得到農戶參與金融聯(lián)結對信貸可得性和信貸數(shù)額的間接效應。

(三)實證結果分析

1.變量多重共線性檢驗。結果顯示各解釋變量之間VIF指標全部小于5,從理論上排除了各變量之間的多重共線性。其次對變量“農戶家庭總收入”進行取對數(shù)處理。在此基礎上,分別進行Logit回歸和Tobit回歸驗證參加金融聯(lián)結對農戶信貸可得性和信貸額度的影響效果。

農戶信貸可得性和信貸額度的檢驗結果。從Logit模型分析結果可知,在所有的解釋變量中,農戶是否獲得正規(guī)金融機構信用評級、農戶家庭經(jīng)營類型、農戶家庭總收入3個變量對被解釋變量影響顯著。其中,農戶是否獲得信用評級在1%水平上顯著影響農戶的信貸可得性,對應的幾率比是15.675(見表2),意味著獲得正規(guī)金融機構信用評級的農戶比沒有獲得信用評級的農戶,得到正規(guī)金融機構貸款的可能性是15.675倍。農戶家庭經(jīng)營類型和2018年家庭總收入都在5%水平上對農戶貸款可得性產(chǎn)生影響,幾率比分別為1.321和0.808。說明越是非農類經(jīng)營的農戶越容易獲得貸款,比率是純農業(yè)經(jīng)營農戶獲得貸款可能性的1.321倍;家庭總收入較低的農戶相較于收入較高的農戶更容易獲得貸款。筆者認為出現(xiàn)這一結果的原因可能是收入相對較低的農戶也可以參加金融聯(lián)結,并不會因為收入低而被排除在外。農戶參與金融聯(lián)結可憑借自身的信譽獲得合作社認可,農戶與合作社之間信用捆綁,農戶可以得到正規(guī)金融機構較好的信用評級水平。因此,金融聯(lián)結的確是農戶,尤其是“硬實力”相對較弱的農戶獲得機構貸款的可行路徑。核心解釋變量金融聯(lián)結對農戶信貸可得性的影響卻不顯著,沒有印證本文假設1,但幾率比是1.045,說明參與金融聯(lián)結的農戶還是更容易獲得貸款,因此認為可能的確存在假設2,金融聯(lián)結對農戶信貸可得性存在間接影響。從其他家庭特征相關變量分析可見,參與金融聯(lián)結可以一定程度上緩解農戶及其家庭特征對信貸可得性的影響。

從Tobit模型分析結果可知,農戶是否獲得正規(guī)金融機構信用評級、戶主年齡、家庭經(jīng)營類型3個解釋變量都對被解釋變量具有顯著影響。其中,農戶是否獲得信用評級在1%水平上對農戶信貸數(shù)額產(chǎn)生正向影響,也就是說獲得信用評級的農戶比沒有獲得信用評級的農戶平均多得91 928.7元的貸款(見表2)。戶主年齡和家庭經(jīng)營類型分別在5%水平上對農戶信貸數(shù)額產(chǎn)生顯著影響,且系數(shù)分別為-664.423和8 002.464。農戶是否參加金融聯(lián)結對農戶信貸數(shù)額的影響仍然不顯著,但是從結果可知,參與金融聯(lián)結的農戶相較于不參與金融聯(lián)結的農戶可以獲得更多的貸款,因此也印證了假設2存在的可能性。

表2 農戶信貸可得性和信貸額度的回歸結果

2.金融聯(lián)結信譽傳遞機制的中介效應檢驗。表3為金融聯(lián)結對農戶信貸可得性和信貸數(shù)額的中介效應檢驗結果,其中第2列和第5列為不含中介變量信用評級時的結果,第3列為解釋變量和中介變量的回歸結果,第4列和第6列為包含中介變量時金融聯(lián)結對農戶信貸可得性和信貸數(shù)額的回歸結果。第2列所示,金融聯(lián)結對信貸可得性在1%水平上顯著且系數(shù)為0.276,表明參與金融聯(lián)結幫助農戶獲得機構貸款的總效應值為0.276。從第3列結果可知,金融聯(lián)結對信用評級在1%水平上顯著且系數(shù)為0.763,說明農戶參與金融聯(lián)結能夠幫助其更大程度上獲得正規(guī)金融機構信用評級。第4列結果可以看出,信用評級對信貸可得性在1%水平上顯著,系數(shù)為0.348,金融聯(lián)結對農戶信貸可得性不顯著。因此判斷,金融聯(lián)結對農戶信貸可得性的中介效應屬于完全中介效應,金融聯(lián)結對信貸可得性的影響完全通過中介變量起作用。

表3 中介效應的逐步檢驗回歸系數(shù)法的結果

從農戶是否參與金融聯(lián)結對農戶信貸數(shù)額的中介效應檢驗結果看,金融聯(lián)結對信貸數(shù)額在1%水平上顯著,說明農戶參與金融聯(lián)結幫助農戶增加獲得貸款數(shù)額的總效應值為12 335.83。增加中介變量后,金融聯(lián)結對農戶信貸數(shù)額的影響不顯著,信用評級對信貸數(shù)額的影響在1%水平上顯著。因此,筆者認為金融聯(lián)結對農戶信貸數(shù)額的中介效應也屬于完全中介效應,即農戶參與金融聯(lián)結對信貸數(shù)額的影響完全通過中介變量信用評級起作用,金融聯(lián)結對信貸數(shù)額沒有直接影響,印證了假設2。

為驗證金融聯(lián)結對農戶信貸可得性和信貸數(shù)額的完全中介效應,本文使用Bootstrap方法進行檢驗,結果如表4所示。金融聯(lián)結的確通過信用評級對農戶的信貸可得性和信貸數(shù)額產(chǎn)生間接效應,且都在1%水平上顯著,95%的置信區(qū)間上也不存在0,因此證實金融聯(lián)結信譽機制的完全中介效應。

表4 Bootstrap方法檢驗的中介效應及95%置信區(qū)間

(四)穩(wěn)健性檢驗

本文主要使用加入遺漏變量和替換模型兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。首先,使用泊松回歸對Logit模型進行替換,回歸結果基本一致,農戶是否獲得正規(guī)金融機構信用評級在1%水平上顯著,農戶家庭經(jīng)營類型和家庭總收入在5%水平顯著。其次,通過前期研究發(fā)現(xiàn),如果家庭出現(xiàn)變化產(chǎn)生重大支出,比如婚喪嫁娶、蓋房、子女上學等重要事件會對家庭資金使用產(chǎn)生影響,會出現(xiàn)貸款需求,因此課題組還詢問了農戶“您家近三年是否有重大的變化或支出”,增加重大變化作為控制變量,分別進行Logit和Tobit模型分析,結果也與之前回歸結果基本一致。因此,可以認為本文的研究結論具有穩(wěn)健性。

四、結論與建議

本文基于信號傳遞博弈模型分析金融聯(lián)結信貸模式的信息傳遞機制,認為合作社掌握農戶信用類型信息并與農戶信用捆綁,將農戶信息準確傳遞給銀行,農戶參與金融聯(lián)結的行為成為農戶信譽信息的替代信號。本文提出兩個理論假設:農戶參加金融聯(lián)結可以增加正規(guī)金融機構的信貸可得性和信貸數(shù)額;金融聯(lián)結的信譽傳遞機制可能存在中介效應。運用陜西省725戶農戶數(shù)據(jù)對理論分析進行實證檢驗,分別采用Logit模型和Tobit模型驗證金融聯(lián)結對農戶信貸可得性和信貸數(shù)額的影響,結果發(fā)現(xiàn):金融聯(lián)結的影響并不顯著,但是農戶是否受到正規(guī)金融機構的信用評級在1%水平上顯著,故認為農戶是否受到信用評級是中介變量,農戶是否參與金融聯(lián)結通過信用評級對信貸狀況進行改善,金融聯(lián)結的信譽機制存在中介效應。為印證這一理論假設,本文運用逐步檢驗回歸系數(shù)法構建中介效應模型并通過Bootstrap方法進行檢驗,發(fā)現(xiàn)金融聯(lián)結通過信用評級對農戶信貸可得性和信貸數(shù)額產(chǎn)生影響,屬于完全中介效應。假設2通過了實證檢驗。

由理論和實證分析結果可知,金融聯(lián)結可以在一定程度上利用農戶的信譽降低傳統(tǒng)信貸交易中的交易成本,有效緩解農戶的信貸配給。為暢通金融聯(lián)結的信譽傳遞機制,一方面,應加強鄉(xiāng)村中介與農戶之間的信息共通,另一方面,應進一步推動正規(guī)金融機構的信用評級機制。此外,政府應該推進金融聯(lián)結機制的普及,建立大數(shù)據(jù)技術下的信息化服務平臺,促進各主體之間信息溝通,強化信息傳遞機制,為農業(yè)生產(chǎn)提供相適應的資金支持。為避免帶來系統(tǒng)性風險,一定要增加農戶與合作社的共謀成本,加大處罰力度,保障金融聯(lián)結信譽機制的正常運作。