羅劍朝，郭 顯，胡 杰

（1. 西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100；2.陜西省農(nóng)村金融研究中心，陜西 楊凌 712100）

一、引言及文獻綜述

隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的逐步實施，農(nóng)業(yè)農(nóng)村的發(fā)展需要源源不斷的資金支持，單靠政府“輸血式”投入并不能治本，為破解農(nóng)戶“融資難”問題，政府試對農(nóng)業(yè)支持體系進行轉(zhuǎn)型（羅屹等，2020），通過創(chuàng)新財政支農(nóng)機制，建立財政支持的農(nóng)業(yè)信用擔保體系，將其作為強化農(nóng)村金融發(fā)揮支撐作用的重要手段（唐弋夫等，2017）。財政金融政策在推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展和促進農(nóng)民增收方面具有重要作用（Maitra，2017），但也有學(xué)者認為當前財政金融支農(nóng)并未形成良好的協(xié)作機制。雖然政府對農(nóng)村金融機構(gòu)有財政獎勵政策、全額貼息政策、農(nóng)戶小額貸款免增值稅、存款準備金優(yōu)惠等政策，但金融機構(gòu)依然在承擔大量本該由財政承擔的職能，在服務(wù)“三農(nóng)”中依舊任務(wù)艱巨（趙洪丹等，2017）。

隨著農(nóng)村金融環(huán)境不斷優(yōu)化，農(nóng)村金融機構(gòu)的市場定位更加明確，農(nóng)戶信貸需求更易被滿足。在政策引導(dǎo)和農(nóng)村金融產(chǎn)品不斷創(chuàng)新的現(xiàn)實背景下，農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的擔保形式逐漸多元化。當前農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的保證方式包括擔保公司擔保、互助擔保及農(nóng)戶多戶聯(lián)保等，抵押方式以“三權(quán)抵押”和財政直補抵押等為主，質(zhì)押方式以存單質(zhì)押、保單質(zhì)押和養(yǎng)老保險質(zhì)押等為主（韓喜平等，2014）。經(jīng)統(tǒng)計，2020年，全國農(nóng)業(yè)信貸擔保體系共新增擔保額1 919.9億元，相較于注冊資本金，18個省份的政策效能放大超過3倍，1 141個縣級行政區(qū)累計擔保額超過1億元①。農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的推廣，極大緩解了農(nóng)業(yè)農(nóng)村普遍存在的抵押難和擔保難導(dǎo)致的貸款難困擾。

當前，關(guān)于農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度影響的研究大多從農(nóng)地抵押融資擔保、農(nóng)房抵押融資擔保、農(nóng)村小額信貸、婦小貸等角度出發(fā)。其中，在針對農(nóng)地抵押融資擔保滿意度研究中，梁虎等（2017）通過構(gòu)建多元有序Probit模型發(fā)現(xiàn)供養(yǎng)比、土地面積、滿足資金需要程度、緩解資金約束作用、農(nóng)地評估值、利率水平、貸款手續(xù)、貸款期限等均顯著影響農(nóng)戶滿意度；在針對農(nóng)房抵押融資擔保滿意度的研究中，王童等（2020）運用Tobit回歸得出金融素養(yǎng)對農(nóng)戶滿意度影響顯著，且高收入農(nóng)戶的顯著性更強；在針對農(nóng)戶小額信貸滿意度研究中，孔榮等（2010）構(gòu)建了農(nóng)村小額信貸農(nóng)戶滿意度測評模型，并運用層次分析法分析陜西和甘肅部分農(nóng)戶對農(nóng)信社小額信貸滿意度，得出還款方式、信用等級的評定、貸款授信額度等因素均顯著影響農(nóng)戶滿意度，程京京等（2017）運用四分圖模型得出相關(guān)還款方式合理性、政策執(zhí)行情況、增信措施合理性和利益關(guān)切程度四個指標對農(nóng)戶滿意度影響顯著；在針對婦小貸滿意度研究中，焦克源等（2020）運用Logit模型得出還款期限、擔保形式和申貸程序等對農(nóng)戶滿意度影響顯著。

感知價值指顧客對“獲得”和“付出”部分的利益權(quán)衡，“獲得”是指顧客在購買的產(chǎn)品中獲得的效用、質(zhì)量等利益，“付出”指的是顧客購買產(chǎn)品所支付成本，包括金錢成本及非金錢成本（如時間、精力等）（Zeithaml，1988）。已有研究表明感知價值對滿意度影響顯著（魏想明等，2017），所以感知價值對于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度存在一定影響，且農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的可持續(xù)發(fā)展是由能否滿足農(nóng)戶需求及為農(nóng)戶創(chuàng)造高價值所決定，從而有必要探究農(nóng)戶使用農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的感知價值。隨著感知價值理論不斷完善，其被廣泛應(yīng)用于滿意度影響因素研究中，劉議蔚等（2021）將感知價值劃分為情感價值、社會價值、區(qū)域價值、綠色價值和功能價值；田野等（2015）引入認知方面的感知價值探究滿意度的影響；吳玉鋒等（2020）基于感知價值的三個維度探究滿意度。

政府干預(yù)是在市場經(jīng)濟條件下，面對市場局限性通過干預(yù)社會生活采取的必要的政治手段，在金融市場中，政府可通過適當干預(yù)消除市場失靈，并能帶來帕累托改進（范學(xué)俊，2008）。當前政府對于農(nóng)村金融市場干預(yù)的方式主要分為兩類，第一類為“進取型政策”，致力于市場體系的完善，多渠道對農(nóng)村金融市場的干預(yù)，如推動農(nóng)地確權(quán)，出資政府背景的“擔保公司”，引導(dǎo)金融機構(gòu)創(chuàng)新服務(wù)模式和提高服務(wù)水平等；第二類為“保護型政策”，致力于農(nóng)村金融資源不外流，通過出臺《金融機構(gòu)考核獎勵辦法》等政策文件考核金融機構(gòu)行為，并根據(jù)考核結(jié)果向金融機構(gòu)和上市企業(yè)提供財政存款存放、費用補貼、稅收減免以及向金融機構(gòu)高管人員提供現(xiàn)金獎勵、高級人才補貼、個稅減免（返還）等支持。政府干預(yù)通過財政補貼和政府介入擔保方式彌補金融市場失靈，提高農(nóng)村正規(guī)金融機構(gòu)對信貸方面的供給意愿，增加農(nóng)村金融機構(gòu)的信貸發(fā)放規(guī)模，弱化農(nóng)戶融資約束（張啟文等，2020；許月麗等，2019）。但現(xiàn)有研究表明政府過度干預(yù)也會產(chǎn)生負面效果，政府干預(yù)下的銀行易出現(xiàn)運行效率變低現(xiàn)象，限制利率水平或直接補貼農(nóng)村金融機構(gòu)僅會使部分地區(qū)和部分富裕農(nóng)戶獲利。

從現(xiàn)有研究來看，當前以農(nóng)業(yè)信用擔保貸款為主體探討滿意度影響因素的文獻較少，而已有研究表明感知價值對滿意度有一定程度影響，而政府干預(yù)在農(nóng)村金融的發(fā)展過程具有重要作用，農(nóng)戶作為農(nóng)村金融的重要參與者，政府干預(yù)也會對其農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的評價產(chǎn)生一定影響，但鮮有從感知價值和政府干預(yù)角度出發(fā)對滿意度的影響因素進行分析。因此本文基于陜西和寧夏兩地的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，將感知價值和政府干預(yù)納入到影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度影響因素的分析框架中，運用主成分因子分析法對感知價值和政府干預(yù)分別提取公因子，再運用Oprobit模型從感知價值和政府干預(yù)角度探究農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響因素。然而，感知價值和政府干預(yù)不完全相互獨立，政府干預(yù)會通過影響農(nóng)村金融機構(gòu)的行為以影響感知價值而間接影響農(nóng)戶滿意度，故而感知價值和政府干預(yù)存在一定的交互效應(yīng)，因此在分析感知價值和政府干預(yù)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度主效應(yīng)的基礎(chǔ)上，進一步探究感知價值和政府干預(yù)的交互項對農(nóng)戶滿意度的影響。此外，由于農(nóng)戶所處生命周期不同，思考方式和行為邏輯等方面會存在差異，因此本文進一步剖析農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度影響因素的代際差異，以進一步提高有關(guān)結(jié)論的針對性。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文研究所使用的數(shù)據(jù)是研究團隊在2019年7月至8月赴陜西永壽縣和寧夏西吉縣對農(nóng)戶的入戶調(diào)查。目前，在陜西永壽縣和寧夏西吉縣均形成多種農(nóng)業(yè)信用擔保貸款方式并存的局面，如自然人擔保、農(nóng)戶聯(lián)合擔保和扶貧擔保貸款等，同時，兩地均有財政出資的政策性農(nóng)業(yè)信用擔保貸款有限公司，政府除在財政方面推動農(nóng)業(yè)信用擔保貸款業(yè)務(wù)進程，也會向農(nóng)村金融機構(gòu)和農(nóng)業(yè)信用擔保機構(gòu)推薦較為合適的農(nóng)戶，并與其共同參與貸款后續(xù)監(jiān)督等工作。因此，以陜西永壽縣和寧夏西吉縣農(nóng)戶為例，探究感知價值和政府干預(yù)對其參與農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響具有較強代表性，可為其他地區(qū)發(fā)展和完善農(nóng)業(yè)信用擔保貸款提供一定參考。此次調(diào)研樣本選取采用多階段分層抽樣和隨機抽樣相結(jié)合方式，以面對面訪談的方式對農(nóng)戶展開調(diào)研，深入了解農(nóng)戶基本信息、農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保融資經(jīng)歷與評價、農(nóng)業(yè)信用擔保融資政策落實情況、未來融資需要與打算及意見和建議。此次入戶調(diào)研共涉及124 個自然村，累計發(fā)放問卷2 950 份，收回問卷2 880 份，剔除無效問卷232 份，有效問卷2 648份，問卷有效率91.94%。

（二）模型構(gòu)建

本文主要探討感知價值和政府干預(yù)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響，因變量為“農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度”，將滿意度分為5個等級，很不滿意=1、不滿意=2、一般=3、比較滿意=4、很滿意=5，此時OLS 無法估計，在處理離散變量時比較理想的模型是Logit，Probit 和Tobit 等概率模型，但此次獲取的離散數(shù)據(jù)大于兩類，更適合用Oprobit模型。本文模型設(shè)定如下：

如式（2）所示，F(xiàn)Si是農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度，β1、β2、β3、β4為割點。當?shù)陀谂R界值β1時，農(nóng)戶感到“很不滿意”，高于臨界值β1但低于臨界值β2時，感到“不滿意”，依次類推。

（三）變量選取

1.因變量：農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度

農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度是農(nóng)戶對該融資活動的綜合評價，且滿意度也會對農(nóng)戶再次參加農(nóng)業(yè)信用擔保貸款活動和向他人推薦農(nóng)業(yè)信用擔保貸款產(chǎn)生影響，故本文選取農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度作為因變量，通過“總體來看，您對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款是否滿意”來衡量。

2.核心自變量：感知價值、政府干預(yù)

感知價值是顧客利得與利失的權(quán)衡，即顧客在權(quán)衡獲取產(chǎn)品或服務(wù)時所付出的成本與所能感知到的利益后對產(chǎn)品或服務(wù)效用的總體評價（張國政等，2017）。本文從農(nóng)戶的成本付出感知角度選取四個變量，具體如下：農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的利率評價、農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款期限的評價、農(nóng)戶到達最近的金融機構(gòu)的交通便利性的評價、農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款還款方式的評價；從農(nóng)戶的利益感知角度選取四個變量，具體如下：農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款解決資金困難幫助程度的評價、農(nóng)戶對還款難度的評價、農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款促進家庭收入增長程度的評價、農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款家庭福利改善幫助程度的評價。對感知價值的八個變量使用SPSS 23.0進行因子分析，利用主成分分析法共提取兩個公因子，分別命名為感知成本投入和感知經(jīng)濟價值，累計方差貢獻率為63.88%，采用各因子方差貢獻率占累計方差貢獻率的比重作為各因子得分的權(quán)重，計算出最終的感知價值。

關(guān)于政府干預(yù)的測度，首先，政府對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款通過多種宣傳方式增加農(nóng)戶的認知性，所以通過農(nóng)戶對政策的了解程度來評價政策宣傳是否到位；其次，政府通過設(shè)立考核及獎勵措施在一定程度上約束國有銀行分支機構(gòu)領(lǐng)導(dǎo)層，除此之外，對于地方法人銀行機構(gòu)，主導(dǎo)村鎮(zhèn)銀行、農(nóng)商行、城商行等的設(shè)立與發(fā)展，以實現(xiàn)干預(yù)信貸的投向（張國政等，2017），所以選取金融機構(gòu)辦理農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的積極性來印證政府的督促職能；最后，由于農(nóng)業(yè)信用擔保貸款不符合銀行利潤最大化目標，并且會導(dǎo)致資源配置無效率，政府試通過綜合運用多種財政補貼手段降低信貸成本，以撬動數(shù)倍的信貸資金流向農(nóng)村金融市場，所以選取農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款方式優(yōu)于其他融資方式的認可度來評價政府的支持力度（黃軻等，2020）。對政府干預(yù)的三個變量使用SPSS 23.0進行因子分析，利用主成分分析法提取一個公因子，命名為政府干預(yù)，累計方差貢獻率為72.58%。

對核心自變量信度檢驗采用克朗巴哈系數(shù)（Cronbach's alpha），感知價值和政府干預(yù)的克朗巴哈系數(shù)均大于0.6，表明指標具有良好的信度。效度分析采用KMO和Bartlett球形度檢驗，感知價值和政府干預(yù)的KMO值分別為0.639和0.694，Bartlett球形檢驗統(tǒng)計值均達到1%顯著性水平，結(jié)果表明適合做因子分析。

3.控制變量

個體特征和家庭特征對于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度影響顯著，為了控制其他可能影響農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的因素，本文引入性別、年齡、受教育程度、家庭人口、供養(yǎng)比、家庭經(jīng)營類型、家庭年收入、土地資本、社會資本和風險偏好十個變量作為控制變量。

（四）變量描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量的說明及描述性統(tǒng)計分析

農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的滿意度平均值為3.969，85.52%的農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款給予滿意的評價，對于該融資方式較為認可；受訪者女性居多；受訪者的平均年齡在40~50歲，受訪者的年齡偏大；受訪者受教育程度平均值在初中以下，學(xué)歷偏低，平均受教育年限僅6.865年；受訪者的家庭總?cè)藬?shù)平均值為4.992，供養(yǎng)比平均值為0.400，說明家庭負擔相對較輕，勞動力較豐富；從經(jīng)營類型來看，受訪者家庭經(jīng)營類型已逐漸擺脫純農(nóng)業(yè)，由于農(nóng)業(yè)周期長、高風險和低收益，農(nóng)業(yè)的收入逐顯微薄，而且農(nóng)業(yè)的機械化程度的不斷深化也使得農(nóng)戶將更多的時間投入于非農(nóng)業(yè)方面（呂煒等，2015）；受訪者家庭年收入平均值90 000元，雖然從平均值來看，家庭年收入很可觀，但大部分農(nóng)戶的家庭年收入集中在80 000元以下，可以看出當前農(nóng)戶家庭收入存在一定差距；由于受訪者中存在種植大戶導(dǎo)致土地資本平均值較大；受訪者的社會資本均值為0.142，說明受訪者的社會資本較為弱；受訪者的風險偏好均值為2.460，說明受訪者風險偏好者居多。

三、實證分析

（一）感知價值和政府干預(yù)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響分析

表2為感知價值和政府干預(yù)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度影響的估計結(jié)果?；貧w1是整體Opro?bit的估計結(jié)果，為確保模型結(jié)果可靠性，本文通過減少控制變量檢驗?zāi)Ｐ头€(wěn)健性，回歸2在回歸1的基礎(chǔ)上減少部分控制變量，回歸3在回歸2的基礎(chǔ)上減少剩余的控制變量，從回歸1到回歸3 的Pseudo r-squared 值逐步降低，似然比值均在1%統(tǒng)計水平上通過顯著性檢驗，表明模型整體擬合效果較好，在進一步調(diào)整控制變量后，模型變量的顯著性變化不大，說明回歸1的估計結(jié)果具有較強穩(wěn)健性。

表2 Oprobit模型的回歸結(jié)果

以回歸1估計結(jié)果為例。感知價值對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度影響通過1%顯著性檢驗，回歸系數(shù)為正。表明感知價值越高，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度越高。感知價值是農(nóng)戶對于成本付出和收入回報的綜合感知。在成本投入方面，利率的合理性、貸款期限的合理性、還款方式的合理性等均會影響農(nóng)戶感知金錢成本的付出，到達金融機構(gòu)的交通便利性及辦理業(yè)務(wù)的便利性等會影響農(nóng)戶感知時間成本的付出；在收入的回報方面，貸款最終的使用效果比如金額對于緩解資金需求程度、促進家庭收入增長方面均對農(nóng)戶感知收入方面產(chǎn)生顯著影響。所以降低農(nóng)戶的成本投入和提升農(nóng)戶的收入感知均有利于提升農(nóng)戶的感知價值，進而提高農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度。同時，政府干預(yù)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用貸款滿意度影響也顯著為正。表明政府干預(yù)力度越大，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度越高。政府不直接參與農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的借貸過程，但政府的干預(yù)行為會對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的發(fā)放產(chǎn)生影響，政府根據(jù)農(nóng)村金融發(fā)展的情況運用稅收優(yōu)惠、貼息和考核等手段有效激勵金融機構(gòu)加大支農(nóng)力度，在政府干預(yù)條件下，有利于改善金融機構(gòu)的歧視現(xiàn)象，農(nóng)戶易通過隱性擔保獲得農(nóng)業(yè)信用擔保貸款，農(nóng)戶申請農(nóng)業(yè)信用擔保貸款成本降低，獲得了實質(zhì)性的政策紅利，更容易提高滿意度。所以，政府在農(nóng)業(yè)信用擔保貸款改革過程中給予適當?shù)囊龑?dǎo)和支持，有利于提高農(nóng)戶的滿意度。

控制變量中農(nóng)戶的年齡和家庭人口對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度具有顯著負向影響，而經(jīng)營類型對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度具有顯著正向影響。事實上，參與農(nóng)業(yè)信用擔保貸款活動的農(nóng)戶平均年齡為50.27歲，隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的快速擴張，農(nóng)業(yè)勞動力不可避免地趨向于老齡化?？赡艿慕忉屖?，隨著農(nóng)戶年齡的增長，農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的申請被金融機構(gòu)拒絕的幾率更大，所獲得的貸款金額與申請的金額也會存在一定差距，所以從年齡較長的農(nóng)戶角度，對于滿意度的評價更低。家庭人口越多，對于貸款資金帶來的收入感知越不明顯，所以農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度會隨著家庭人口的增加而降低。經(jīng)營類型越遠離純農(nóng)業(yè)對于農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度越高，主要是因為農(nóng)業(yè)的長周期和不穩(wěn)定等方面與農(nóng)業(yè)信用擔保貸款方式和期限等方面相悖。相較于農(nóng)戶的年齡、家庭人口和經(jīng)營類型對于農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的滿意度具有顯著性影響，農(nóng)戶的性別、受教育程度、供養(yǎng)比和家庭年收入等方面對滿意度的影響不顯著。

（二）穩(wěn)健性檢驗

如表3所示，為進一步檢驗表2回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用三種方法。第一種方法是采用Ologit模型代替Oprobit模型檢驗?zāi)Ｐ凸烙嫿Y(jié)果的穩(wěn)健性，從結(jié)果來看，感知價值和政府干預(yù)對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度均具有顯著性的影響，這與Oprobit 的結(jié)果一致，兩個模型的回歸結(jié)果中Pseudo r-squared值相似，兩個回歸結(jié)果的似然比值均通過了1%顯著性檢驗。第二種方法是將解釋變量的賦值由五級變量調(diào)整為三級變量，即將“很不滿意”和“不滿意”歸為“不滿意”，將“比較滿意”和“很滿意”歸為“滿意”，再對解釋變量運用Oprobit模型回歸，結(jié)果表明感知價值和政府干預(yù)均對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度具有顯著性影響。第三種方法是在第二種方法的基礎(chǔ)上，用Ologit模型替代Oprobit模型進行回歸分析。三種模型的回歸結(jié)果均顯示感知價值和政府干預(yù)對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度具有顯著正向影響，故表2的回歸結(jié)果具有較強穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（三）內(nèi)生性檢驗

由于可能存在遺漏變量或逆向因果問題，一方面，農(nóng)業(yè)信用擔保貸款較高的滿意度可能導(dǎo)致農(nóng)戶較高的感知價值，即存在反向因果關(guān)系；另一方面，感知價值和農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度可能會同時受到未被觀察的遺漏變量的影響；此外，測量誤差可能也會導(dǎo)致估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤，所以需要進行內(nèi)生性檢驗。本文引入一個工具變量“交往程度”（與當?shù)亟鹑跈C構(gòu)工作人員之間的交往程度）來解決內(nèi)生性偏誤問題，將交往程度作為感知價值的工具變量進行兩階段估計。首先由于交往程度是農(nóng)戶與當?shù)亟鹑跈C構(gòu)工作人員之間的交往程度的評價，這是對自身關(guān)系網(wǎng)的評價，該指標符合外生性；其次，交往程度越深代表農(nóng)戶與相關(guān)金融機構(gòu)的工作人員溝通越頻繁，工作人員對于農(nóng)戶的情況了解越清晰透徹，在業(yè)務(wù)的辦理過程中認為風險更可控，從而使農(nóng)戶更易獲得貸款，在一定程度上會對農(nóng)戶的感知價值產(chǎn)生影響，所以選取交往程度作為工具變量。

在Durbin-Wu-Hausman檢驗之后得出內(nèi)生性的結(jié)果顯示為在10%水平下拒絕了不存在內(nèi)生性問題的假設(shè)，因此感知價值的回歸存在內(nèi)生性問題。LIML的回歸系數(shù)估計值和顯著性與2SLS的系數(shù)估計值和顯著性呈現(xiàn)一致的顯著性，印證了不存在弱工具變量。因此，交往程度作為感知價值的工具變量是合適的。從2SLS兩階段的估計結(jié)果來看，感知價值的系數(shù)為0.186，在1%水平上顯著，說明感知價值對于農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度有顯著正向影響（見表4）。

表4 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

四、進一步分析

（一）感知價值和政府干預(yù)的交互效應(yīng)

政府干預(yù)會直接影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度，但政府干預(yù)也會通過影響農(nóng)村金融機構(gòu)的行為間接影響農(nóng)戶滿意度，所以感知價值和政府干預(yù)對于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度可能存在交互效應(yīng)。因此，本部分將感知價值和政府干預(yù)的交互項加入到農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的分析框架中，其他變量與表1 一致，回歸結(jié)果如表5 所示，Oprobit 模型和Ologit 模型的回歸估計結(jié)果呈現(xiàn)較為一致的顯著性，說明該模型具有較強穩(wěn)健性。

由表5回歸結(jié)果可知，感知價值與政府干預(yù)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響仍顯著為正，這意味著前文基準回歸結(jié)果較穩(wěn)健。同時，表5回歸結(jié)果還顯示，感知價值和政府干預(yù)的交互項對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響顯著為負。這說明，對于農(nóng)戶而言，感知價值對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響會隨著政府干預(yù)的加強而變?nèi)酰砻鞫咴谵r(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響中可能會互相削弱。從現(xiàn)實角度來看，農(nóng)戶在政府干預(yù)的影響下可能會產(chǎn)生較高的感知價值，一旦農(nóng)戶的感知價值與其預(yù)期感知價值水平存在差距，則農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度降低。因此，感知價值對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響會隨政府干預(yù)強度變化而變化。事實上，當農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款感知價值敏感度較低時，政府積極干預(yù)有利于提高其融資滿意度。

表5 交互效應(yīng)的回歸結(jié)果

（二）代際差異分析

代際通常有兩種劃分方法，人口學(xué)以固定時間為間隔劃分，如1980年、1990年等；社會學(xué)則以重大歷史事件劃分。本部分借鑒蓋豪等（2020）以固定時間1980 年為間隔對代際差異劃分，其中78.83%的受訪者出生在1980年以前，屬于老一代農(nóng)戶，21.17%的受訪者在1980年以后出生，屬于新生代農(nóng)戶。在表6 中，將感知價值和政府干預(yù)對老一代和新生代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響做Oprobit模型和Ologit模型回歸，回歸估計結(jié)果呈現(xiàn)較為一致的顯著性，說明該模型具有較強的穩(wěn)健性。

表6 代際差異的回歸結(jié)果

代際差異理論認為由于不同世代的群體所處的社會環(huán)境、歷史時代及生活經(jīng)歷的不同會導(dǎo)致形成具有差異性的人生態(tài)度、價值觀以及行為方式（Schuman H 等，1989）。而處于同一世代的群體由于在同一段歷史進程中擁有相似的體驗和相近的經(jīng)歷，面對同一事物的思考方式易出現(xiàn)趨同現(xiàn)象，在行為方式和行為模式方面也易如此。由表6的結(jié)果可以看出，新、老兩代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響因素存在一定差異。感知價值和政府干預(yù)對于新、老兩代農(nóng)戶的滿意度均有顯著的正向影響，但對于老一代農(nóng)戶的影響更顯著。一方面是因為新、老兩代農(nóng)戶的價值觀和生活期待存在較大差異，生活閱歷相差較大，老一代農(nóng)戶的生活閱歷更加豐富，在成本和收入的感知方面更為敏感，對于家庭興衰變化感知更為明顯。另一方面是由于當前接收訊息渠道逐漸多元化，新生代農(nóng)戶對于政府行為感知較老一代農(nóng)戶的敏感度較弱。所以感知價值和政府干預(yù)對于老一代農(nóng)戶的影響更顯著。

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文基于陜西永壽和寧夏西吉兩地農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Oprobit模型分析感知價值和政府干預(yù)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響，并揭示感知價值和政府干預(yù)在農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度中的交互效應(yīng)，分析新、老兩代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的代際差異。結(jié)論如下：第一，感知價值和政府干預(yù)對于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度具有重要影響，即農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度會隨著其感知價值與政府干預(yù)水平的提高而提高，且這一結(jié)論在內(nèi)生性檢驗和系列穩(wěn)健性檢驗后依舊穩(wěn)健；第二，感知價值和政府干預(yù)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響具有交互效應(yīng)，即農(nóng)戶感知價值對其農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的影響會受政府干預(yù)的影響，政府干預(yù)有利于提高感知價值敏感度低的農(nóng)戶的滿意度；第三，代際差異分析結(jié)果表明，老一代農(nóng)戶較新生代農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度更易受到感知價值和政府干預(yù)的影響。

（二）政策建議

農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的提升從微觀角度而言有利于提高農(nóng)戶對于農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的忠誠度，從宏觀角度而言有利于推動農(nóng)村金融市場的可持續(xù)發(fā)展，進而推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村的經(jīng)濟發(fā)展。根據(jù)以上結(jié)論，可以看出在推動農(nóng)業(yè)信用擔保貸款在農(nóng)村金融的發(fā)展中應(yīng)關(guān)注農(nóng)戶感知價值和政府干預(yù)?；诖?，本文政策啟示如下：一方面，以改善農(nóng)戶感知價值為導(dǎo)向，細化財政支農(nóng)資金的投入方向。政府應(yīng)以感知價值作為提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的重要參考，以財政支農(nóng)資金推動農(nóng)業(yè)信用擔保業(yè)務(wù)發(fā)展的過程中應(yīng)以提高農(nóng)戶感知價值為出發(fā)點，細化財政支農(nóng)資金的使用方向，適當干預(yù)農(nóng)業(yè)信用擔保貸款業(yè)務(wù)發(fā)展，降低農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的借貸成本，從而提高農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信用擔保貸款政策的感知價值。另一方面，在提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的過程中應(yīng)注意到“老”“新”兩代農(nóng)戶顯著的異質(zhì)性特征。政府、金融機構(gòu)等主體在制定農(nóng)業(yè)信用擔保貸款業(yè)務(wù)的過程中，應(yīng)以1980年為關(guān)鍵時間節(jié)點，對于“老”“新”兩代農(nóng)戶制定不同的信貸政策。如政府和金融機構(gòu)等主體應(yīng)以簡單易懂且喜聞樂見的方式加大對老一代農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的政策宣傳，提高其農(nóng)業(yè)信用擔保貸款政策認知水平。同時，對于“老”“新”兩代農(nóng)戶，政府還可以在其向金融機構(gòu)申請農(nóng)業(yè)信用擔保貸款的過程中提供積極支持，進而實現(xiàn)提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信用擔保貸款滿意度的目的。