合作社信貸約束：需求型還是供給型？
——基于雙變量Probit模型的分析

王若男，楊慧蓮，韓旭東，鄭風田

（中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院，北京 100872）

2019年中央1號文件強調(diào)要“突出抓好家庭農(nóng)場和農(nóng)民合作社兩類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體”，已有研究指出合作社不僅能夠在克服小農(nóng)戶的經(jīng)營局限、實現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機銜接、促進農(nóng)民增收等方面發(fā)揮作用，還具有保障糧食安全、提供社會化服務(wù)、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營等功能，是促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，助力鄉(xiāng)村振興的重要主體[1-3]。自《中華人民共和國農(nóng)民專業(yè)合作社法》實施以來，我國合作社蓬勃發(fā)展，覆蓋面穩(wěn)步擴大[4]。截至2018年10月底，全國合作社總數(shù)達214.8萬家，入社農(nóng)戶約占全國農(nóng)戶的48.7%。信貸支持是合作社開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的必要保障之一[5]，而提供有效信貸支持的前提是明確當前我國合作社面臨的信貸約束狀況并分析影響合作社信貸約束的因素。

近年來，已有學者對合作社信貸問題展開了研究，綜合來看，主要集中在三個方面。一是合作社資金缺乏及借貸難問題的研究。如李潤平和周靈靈[6]實地調(diào)研發(fā)現(xiàn)我國正規(guī)金融機構(gòu)對合作社的扶持力度還遠遠不夠，依然存在不同程度的“惜貸”行為。許秀川等[7]基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體借貸能力及風險收益分析結(jié)果表明，借貸能力不足是合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體經(jīng)營無效率的主導(dǎo)因素。二是合作社正規(guī)信貸約束影響因素的研究。有研究認為合作社信貸約束主要受合作社自身因素影響。如張兵等[8]、莊哲耕和施生旭[9]、張梓榆等[10]發(fā)現(xiàn)合作社固定資產(chǎn)規(guī)模、成立年限、盈利能力、理事長收入水平等內(nèi)部因素對合作社正規(guī)信貸獲取具有顯著影響。另有研究則認為合作社信貸約束受自身因素與外部因素的雙重影響。如郭紅東等[11]和戎承法等[12]發(fā)現(xiàn)除內(nèi)部因素外，銀社關(guān)系、政策環(huán)境、地區(qū)差異等外部因素對合作社信貸可獲得性亦具有顯著影響。三是針對合作社信貸供給與信貸需求的研究。現(xiàn)有研究通常將合作社信貸約束等同于信貸供給約束，如韋克游[13]認為合作社信用能力不足、債務(wù)履約機制缺失等因素影響金融機構(gòu)信貸供給。顧群[14]通過對廣東省合作社的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，金融信貸供給存在服務(wù)產(chǎn)品缺乏多樣性、創(chuàng)新性、政府配套措施落實不到位等問題。相比而言，合作社信貸需求方面的研究相對較少。闞立娜等[15]研究發(fā)現(xiàn)，土地流轉(zhuǎn)面積、土地流轉(zhuǎn)價格、農(nóng)業(yè)支出、正規(guī)借貸貸款程序的復(fù)雜性對信貸需求具有顯著影響。林樂芬和顧慶康[16]認為，合作社農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款潛在需求受到年齡、受教育水平、固定資產(chǎn)規(guī)模、年貸款申請次數(shù)、貸款滿足率、銀行是否提供針對性金融產(chǎn)品、是否享有政策性農(nóng)業(yè)保險、是否享有貼息貸款以及地區(qū)等因素影響。

已有研究為本文提供了有益借鑒，但分析發(fā)現(xiàn)已有研究尚存在三個方面不足。一是研究數(shù)據(jù)方面，已有研究傾向于運用區(qū)域性樣本，且樣本量相對較少，鮮有研究者基于全國范圍抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)研究合作社信貸約束狀況；二是研究內(nèi)容方面，以往研究多基于合作社有信貸需求這一基本假設(shè)，將合作社信貸約束等同于信貸供給約束，而忽略了對合作社信貸需求約束的關(guān)注；三是研究方法方面，已有研究主要采用單方程模型估計合作社信貸約束的影響因素，故無法判斷哪些因素影響信貸供給，哪些因素影響信貸需求，繼而可能得出錯誤的估計結(jié)果[17]。鑒于此，基于信貸供需理論和合作社信貸約束識別機制，本文以全國范圍內(nèi)科學抽樣獲取的706家合作社為研究對象，運用需求可識別雙變量Probit聯(lián)立模型，分析我國合作社信貸約束現(xiàn)狀與主要信貸約束類型，探討影響合作社信貸需求與信貸供給的主要因素，為金融機構(gòu)信貸改革、合作社內(nèi)部制度建設(shè)和政府扶持方式提供政策建議。

1 理論分析與識別機制

1.1 理論分析

一般來講，合作社的信貸約束狀況可以分為三類：無信貸約束（Unconstrained）、供給型信貸約束（Supply-side constrained）和需求型信貸約束（Demand-side constrained）。無信貸約束型合作社是指合作社的信貸需求不受金融機構(gòu)信貸限額的約束，即信貸供給大于等于信貸需求。供給型信貸約束是指由信貸供給方金融機構(gòu)方面的原因?qū)е碌男刨J約束，它是合作社被動接受的，即合作社向金融機構(gòu)申請貸款，但由于種種原因只能獲得部分貸款或未獲得貸款。需求型信貸約束是指由信貸需求方合作社自身決策導(dǎo)致的信貸約束，它是合作社主動選擇的，即合作社不面臨金融機構(gòu)的信貸上限，但其有效金融信貸需求小于其實際金融信貸需求[18-20]。

需求型信貸約束主要由以下幾個方面原因所致：一是交易成本約束，由于金融機構(gòu)手續(xù)繁瑣、審批時間長等原因，導(dǎo)致信貸合約簽訂的交易成本過高[21-22]，為降低交易成本，轉(zhuǎn)而進行非正規(guī)信貸。二是信貸風險約束，由于受到信息不對稱的限制，金融機構(gòu)提高抵押品要求，將更多的合同風險轉(zhuǎn)移給借款人，以至于為避免失去抵押品的風險，借款人即使擁有符合貸款合同資格所需的抵押品，也自愿退出信貸市場[20]。三是認知偏差約束，由于不完善的信貸配給機制，導(dǎo)致合作社接收到錯誤的信息，提高感知的借款難度并降低獲得貸款的預(yù)期，從而產(chǎn)生認知偏差，成為“無信心借款者”[23]。四是信息偏差約束，由于供需雙方的信貸信息不對稱和合作社理事長年齡、受教育程度等個人特征的交織作用[24]，導(dǎo)致合作社未獲得充足的借款流程信息或政策信息，產(chǎn)生信息偏差。

供給型信貸約束主要源于金融機構(gòu)與合作社之間信息不對稱引起的逆向選擇和道德風險問題[24]。合作社由于幾乎沒有可用作抵押品的有形資產(chǎn)，加之內(nèi)部管理不規(guī)范、財務(wù)不透明，金融機構(gòu)在對合作社提供金融信貸時面臨重大的信息不對稱和道德風險[25]。為了避免信貸風險，金融機構(gòu)在向合作社提供貸款時必然強化對合作社的約束條件，產(chǎn)生“惜貸”現(xiàn)象[26]。同時，農(nóng)村金融機構(gòu)傾向于與符合放貸特征的借款人建立穩(wěn)定的、以重復(fù)放貸為基礎(chǔ)的信貸供給機制[27]，并通過擔保品的運用，緩解逆向選擇和道德風險問題，降低經(jīng)營風險[28-29]。大量合作社因未與金融機構(gòu)建立穩(wěn)定的信貸關(guān)系和缺乏有效抵押等原因而難以獲得信貸資金，從而面臨供給型信貸約束[30]。

1.2 合作社信貸約束類別識別機制

本文借鑒Boucher等[19]的直接誘導(dǎo)式詢問方法（Direct Elicitation Method，DEM），利用調(diào)查問卷中獲得的關(guān)于受訪者當前或曾經(jīng)進行金融信貸的經(jīng)驗信息，判斷和識別合作社信貸約束類型，具體識別機制如圖1所示。

圖1 合作社信貸約束類型識別機制圖Fig. 1 Identification diagram of the cooperative credit constraint types

具體來講，1）問卷在了解合作社貸款情況的部分，首先設(shè)置了一個選擇題，“貴合作社是否有銀行/信用社等正規(guī)金融機構(gòu)貸款”，如選擇“是”則表示金融機構(gòu)向該合作社提供信貸供給且合作社有信貸需求，無信貸約束的原因為合作社的信貸需求得到信貸供給的滿足，因而屬于有需求型非信貸約束，如選擇“否”則表示金融機構(gòu)未向該合作社提供信貸供給。2）在選擇“否”的合作社中繼續(xù)詢問“貴合作社沒有銀行貸款的原因”，如選擇“不需要向銀行申請貸款”或“曾經(jīng)有貸款已經(jīng)還清”，則認為該合作社無信貸供給且無信貸需求，無信貸約束的原因為無信貸需求，因而屬于無需求型非信貸約束；如選擇“申請過銀行貸款被拒絕”，則認為該合作社有供給型信貸約束；如選擇“需要貸款沒有申請”，則認為該合作社有需求型信貸約束。3）在具有需求型信貸約束的合作社中，繼續(xù)詢問“貴合作社需要貸款但是沒有申請銀行貸款的原因”，如選擇“不知道如何申請貸款”則認為該合作社屬于信息偏差約束，如選擇 “因貸款手續(xù)繁雜（過程麻煩）而沒有申請貸款”，則認為該合作社屬于交易成本約束；如選擇“感覺自己肯定申請不到”則認為合作社屬于認知偏差約束，如選擇“擔心無法還清貸款”，則認為該合作社屬于信貸風險約束。

2 研究方法

2.1 模型構(gòu)建

合作社信貸供給（Si）與信貸需求（Di）均為二項選擇。設(shè)定Si=1表示有信貸供給，Si=0表示無信貸供給，Di=1表示有信貸需求，Di=0表示無信貸需求，則（Si，Di）有四種組合，（0，0）和（1，1）均表示無信貸約束，二者的區(qū)別為是否有信貸需求，其中（0，0）表示無需求型非信貸約束，（1，1）表示有需求型非信貸約束，（0，1）和（1，0）均表示有信貸約束，其中（0，1）表示供給型信貸約束，（1，0）表示需求型信貸約束。

為了對合作社供給型信貸約束和需求型信貸約束進行研究，本文接下來分析影響合作社信貸需求和信貸供給的因素。由于“信貸需求”和“信貸供給”兩件事通常是相關(guān)的，如果對合作社信貸需求和信貸供給兩個被解釋變量分別進行Probit建模，則兩個Probit方程的擾動項之間可能存在相關(guān)性，估計結(jié)果會損失效率。故本文使用雙變量Probit模型，同時考慮“合作社信貸需求”和“合作社信貸供給”兩個虛擬變量發(fā)生的概率。進一步，考慮到本文使用的數(shù)據(jù)受訪者為合作社理事長，其能夠有效識別合作社信貸需求情況，而無法識別合作社沒有信貸需求時的金融機構(gòu)供給情況，因此選擇需求可識別雙變量Probit模型進行回歸分析，其相較局部可識別雙變量Probit模型的估計結(jié)果更為準確[17]。需求可識別雙變量Probit模型的兩個方程都基于Probit模型的基本形式，將兩個方程分別設(shè)定為：

式中：Yd和Ys為合作社信貸需求和合作社信貸供給不可觀測的潛變量，x1和x2分別為影響合作社信貸需求和信貸供給的外生解釋變量。擾動項（ε1，ε2）服從期望為0、方差為1、相關(guān)系數(shù)為ρ的二維聯(lián)合正態(tài)分布[31]?？捎^測變量yd和ys分別表示合作社是否有信貸需求和是否得到信貸供給，若Yd＞0，則yd=1，否則yd=0；若Ys＞0，則ys=1，否則ys=0。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于“全國新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展指數(shù)調(diào)查”。該項目由經(jīng)濟日報社中國經(jīng)濟趨勢研究院負責總體組織與協(xié)調(diào)，中國人民大學負責調(diào)查設(shè)計，零點有數(shù)科技有限公司負責執(zhí)行。2016年5月—2017年3月、2017年11月—2018年3月開展了兩期“全國新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展指數(shù)調(diào)查”，針對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體基本情況、經(jīng)營績效、發(fā)展前景等方面搜集到大量一手數(shù)據(jù)資料。為提高調(diào)查效率和數(shù)據(jù)質(zhì)量，兩期調(diào)查均根據(jù)調(diào)查問卷專門開發(fā)了APP應(yīng)用軟件，同時在調(diào)查過程中運用了GPS定位、錄音和拍照等技術(shù)手段[32]。

第一期調(diào)查主要采用了分層隨機抽樣與兩階段抽樣的方法。首先從全國所有縣（市、區(qū)）里隨機抽取150個作為樣本縣（在沒有新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體縣級分布數(shù)據(jù)的情況下，調(diào)查以各個縣域2014年第一產(chǎn)業(yè)增加值為依據(jù)進行分層抽樣）；其次，在樣本縣所在政府部門獲得新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的登記注冊名單后采取等距抽樣法抽取三類主體的具體調(diào)查樣本；最后，開展入戶調(diào)查。第二期調(diào)查則是在第一期抽樣的基礎(chǔ)上，從已有的5 191個樣本中按照一定比例選擇新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體樣本進行追蹤回訪。第二期實際共獲得樣本3 817個，其中包含合作社樣本706個，家庭農(nóng)場樣本776個，專業(yè)大戶樣本1 166個，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)樣本366個和普通農(nóng)戶樣本803個。調(diào)查地點涉及安徽、北京、福建、甘肅、廣東、廣西、貴州、河北、河南、黑龍江、湖北、湖南、吉林、江蘇、江西、遼寧、內(nèi)蒙古、山東、山西、陜西、四川、云南和浙江23個?。▍^(qū)、市）[33]。

本文主要依據(jù)“全國新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展指數(shù)調(diào)查”項目第二期調(diào)查獲取的706個合作社樣本數(shù)據(jù)展開研究。

2.3 變量選取

在分析合作社信貸需求和供給影響因素的過程中，本文控制合作社特征、理事長情況、政策環(huán)境、金融環(huán)境和區(qū)位因素5個方面的因素。模型中各變量的具體定義和取值情況見表1。

合作社特征和理事長情況屬于影響合作社信貸的內(nèi)部因素。在合作社特征中，參照已有研究[6,8]，引入了成員數(shù)、合作社榮譽、示范等級、注冊品牌、固定資產(chǎn)、經(jīng)營收入、專職會計7個變量，其中成員數(shù)、固定資產(chǎn)、經(jīng)營收入、專職會計用以衡量合作社資產(chǎn)負債特征和財務(wù)管理情況，合作社榮譽、示范等級、注冊品牌用以衡量合作社在金融機構(gòu)的聲譽和軟實力。理事長情況根據(jù)已有研究[8-9,11]，引入了性別、年齡、受教育程度、政治面貌、理事長榮譽、管理經(jīng)驗、行政職位、風險偏好類型8個變量。其中性別、年齡、受教育程度、政治面貌為理事長的人口學特征，理事長榮譽、管理經(jīng)驗用以反應(yīng)理事長在金融機構(gòu)的聲譽，行政職位用以反應(yīng)理事長的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，風險偏好類型用以反應(yīng)理事長對金融信貸的態(tài)度。

表1 變量定義及統(tǒng)計分析Table 1 Variable definitions and descriptive statistics

政策環(huán)境、金融環(huán)境和區(qū)位因素3個因素，均屬于合作社的外部環(huán)境因素，參考已有文獻[12,15]，使用政策支持和政策性農(nóng)業(yè)保險2個變量衡量政策環(huán)境對合作社信貸的影響；使用金融機構(gòu)距離和信用村2個變量衡量金融環(huán)境對合作社信貸的影響；以東部地區(qū)為基準，引入了中部地區(qū)和西部地區(qū)2個虛擬變量，以控制地區(qū)間差異的影響。

關(guān)于聯(lián)立方程組的識別問題，用“合作社是否設(shè)有專職會計”和“理事長風險偏好類型”來識別供給方程?！昂献魃缡欠裨O(shè)有專職會計”顯然獨立于影響信貸需求的因素，但對金融機構(gòu)信貸供給可能有一定影響（假設(shè)金融機構(gòu)更傾向于將貸款借給設(shè)有專職會計的合作社）?！袄硎麻L風險偏好類型”對金融機構(gòu)是不可觀察的，因而在其供給決策中不是很重要。借鑒已有研究，此處用問題“假設(shè)現(xiàn)在舉行一個抽獎活動，如果您選擇抽獎，您有一半的機會得到100元，一半的機會得到0元；如果您選擇不抽獎，您將能確定得到50元，您將做出何種選擇”來判斷理事長的風險偏好類型，若選擇“抽獎”，理事長則為風險偏好型，若選擇“不抽獎”，理事長則為風險規(guī)避型，若選擇“認為抽獎與不抽獎沒有差異”，理事長則為風險中立型。

3 結(jié)果與分析

3.1 合作社信貸約束總體分析

合作社資金缺口較大，所需資金用途主要為生產(chǎn)性資金。根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)測算，有31.06%的合作社自有資金不能滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營需求。自有資金不能滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營需求的合作社平均需要185.74萬元信貸資金才能滿足其發(fā)展需要。問卷中設(shè)置多選題詢問被調(diào)查合作社“最大一筆貸款的用途”，合作社對購買化肥、飼料、農(nóng)膜等生產(chǎn)資料、購置農(nóng)業(yè)機械設(shè)備和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的信貸需求較高，分別為39.63%、34.22%和36.48%（表2）。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、購置農(nóng)業(yè)機械設(shè)備、支付土地租金、引進新技術(shù)和新品種、購買化肥飼料農(nóng)膜等生產(chǎn)資料、支付人員工資和收購農(nóng)產(chǎn)品均屬于生產(chǎn)運營性資金，最大一筆貸款用途包括生產(chǎn)運營性用途的合作社占樣本總量的85.66%。由此可見，合作社進行金融信貸的主要需求是維持日常生產(chǎn)運營活動的花銷，正規(guī)信貸支持是合作社開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)運營活動的重要保障。

表2 被調(diào)查合作社最大一筆貸款的用途Table 2 Utilization of the largest loan for each cooperative

合作社仍面臨較嚴重的信貸約束。根據(jù)圖1的合作社信貸約束類型識別機制和樣本數(shù)據(jù)可以測算出，31.44%的合作社有正規(guī)金融機構(gòu)貸款，屬于有需求型信貸非約束合作社。68.56%的合作社無正規(guī)金融機構(gòu)貸款，其中不需要申請貸款和曾經(jīng)有貸款已經(jīng)還清的樣本數(shù)共占樣本總量的46.21%，表明46.21%的合作社屬于無需求型非信貸約束。19.18%的合作社申請過貸款被拒絕，屬于供給型信貸約束，12.72%的合作社需要貸款沒有申請，屬于需求型信貸約束?？傮w而言，在全部樣本中，有78.33%無信貸約束，21.67%有信貸約束。

3.2 合作社供給型信貸約束分析

我國合作社信貸約束以供給型信貸約束為主，貸款條件苛刻是合作社受到供給型信貸約束的主要原因。在有信貸約束的樣本中，60.13%申請過銀行貸款被拒絕，即受到供給型信貸約束；39.87%的樣本需要貸款但沒有申請，即受到需求型信貸約束，供給型信貸約束是我國合作社信貸約束的主要類型。另外，合作社對獲得金融信貸的滿意程度評價不高，32.09%的合作社人認為貸款條件比較苛刻，一般很難獲得貸款。

金融機構(gòu)提供的信貸供給以信用貸款為主。在獲得過正規(guī)金融機構(gòu)貸款的合作社中，47.30%獲得過信用貸款（表3）。信用貸款一般發(fā)放對象針對信用優(yōu)質(zhì)、經(jīng)營管理較好的企業(yè)或者個人，無需擔?；蛘叩盅何?，在獲得過金融機構(gòu)信貸供給的合作社中有半數(shù)獲得信用貸款，表明獲得金融機構(gòu)信貸供給的合作社信用普遍較好。其次是擔保貸款，占獲得信貸供給合作社的34.23%，金融機構(gòu)供給的擔保貸款數(shù)量由多到少依次為個人擔保貸款、政府擔保貸款、（農(nóng)業(yè)）擔保公司擔保貸款、小額擔保公司擔保貸款、保險公司擔保貸款和小額貸款公司擔保貸款。五戶聯(lián)保貸款和抵押貸款所占比例相近，均為1/5左右。質(zhì)押貸款所占比例最低，僅有5.86%。

表3 合作社獲得過的由正規(guī)金融機構(gòu)提供的貸款類型Table 3 Types of loan obtained by cooperatives from the formal financial institutions

3.3 合作社需求型信貸約束分析

交易成本約束是合作社需求型信貸約束的主要原因。在受需求型信貸約束的合作社中，38.98%想貸款但因貸款手續(xù)繁雜或過程麻煩而沒有申請，屬于交易成本約束；27.12%的合作社因感覺自己肯定申請不到而沒有申請，屬于認知偏差約束；22.03%的合作社因不知道如何申請貸款而沒有申請，屬于信息偏差約束；11.86%的合作社因擔心無法還清貸款而沒有申請，屬于信貸風險約束。貸款手續(xù)繁雜、過程麻煩所造成的交易成本提高是形成合作社需求型信貸約束最主要的原因。由此看來，盡管近年來農(nóng)村金融改革取得了一定成效，但金融機構(gòu)在提供農(nóng)村金融服務(wù)時仍存在諸多問題。

約有1/3的合作社未將正規(guī)金融信貸視為優(yōu)先考慮的籌款途徑。經(jīng)測算，當合作社需要資金時，41.02%的合作社最先考慮的籌款方式是從信用社、村鎮(zhèn)銀行、貸款公司、政策性銀行等正規(guī)金融機構(gòu)處借款，屬于正規(guī)金融信貸。其余合作社均優(yōu)先選擇了非正規(guī)金融信貸，34.04%最先考慮從親朋好友處借款，18.52%最先考慮使用自身積累資金，6.42%選擇了民間借貸、高利貸等其他方式籌款。當問及“各種途徑均能借到錢的條件下覺得哪種途徑最可靠”時，64.87%的合作社選擇了銀行等金融機構(gòu)，仍有35.13%的合作社未將銀行等金融機構(gòu)視為最可靠的借款途徑，而選擇了親戚（占22.24%）、朋友（占6.37%）、生意伙伴（占2.97%）、合會和資金互助社（占3.54%）等非正規(guī)金融借貸方式。

3.4 合作社正規(guī)信貸需求與供給的影響因素

需求可識別雙變量Probit模型的athrho值表示需求方程對供給方程的影響，相關(guān)系數(shù)是1.580，且在1%的水平上顯著（表4），表示合作社信貸需求對信貸供給具有顯著正向影響。

表4 需求可識別雙變量Probit模型回歸結(jié)果Table 4 Regression results of the bivariate Probit model

從合作社特征來看，合作社榮譽、注冊品牌影響合作社信貸需求；專職會計影響合作社信貸供給；固定資產(chǎn)同時影響合作社信貸供給與信貸需求（表4）。相較未獲得過榮譽稱號的合作社，獲得過榮譽稱號的合作社具有信貸需求的可能性更低。可能的解釋是，隨著成員人數(shù)的增加，合作社社員提供的內(nèi)部融資增加，可以減少合作社的外部金融信貸需求，同時，獲得知名商號、名牌產(chǎn)品等榮譽稱號的合作社一般業(yè)務(wù)規(guī)模更大，自有資金更加充足，因而對外部融資的需求更低。相較沒有注冊品牌的合作社，注冊品牌的合作社具有信貸需求的可能性更高。注冊品牌的合作社需要更多資金用于產(chǎn)品生產(chǎn)、加工、包裝、營銷等環(huán)節(jié)，因而信貸需求更高，合作社注冊品牌可以增加產(chǎn)品暢銷度和盈利能力，因而獲得金融機構(gòu)信貸供給的可能性增大。相較沒有專職會計的合作社，擁有專職會計的合作社獲得金融機構(gòu)信貸供給的可能性更高。擁有專職會計的合作社財務(wù)信息更加透明，降低信貸雙方的信息不對稱程度，因而金融機構(gòu)更傾向于提供貸款。合作社固定資產(chǎn)規(guī)模越大，具有信貸需求的可能性越高，獲得信貸供給的可能性也越高。固定資產(chǎn)較多的合作社抵押能力更強，發(fā)生信貸風險的可能性更低，因而金融機構(gòu)更傾向于向其提供貸款。

從理事長特征來看，理事長風險偏好類型影響合作社信貸需求，理事長管理經(jīng)驗、行政職位影響信貸供給，性別、政治面貌同時影響信貸需求和信貸供給。相較風險偏好型理事長，風險規(guī)避型理事長有信貸需求的可能性更低（表4）。可能的解釋是，風險偏好越低的理事長在主觀上越不愿意承擔金融信貸產(chǎn)生的信貸風險和違約損失，更易產(chǎn)生需求型信貸約束中的信貸風險約束，從而降低名義信貸需求。理事長從事當前經(jīng)營活動的年限越長，獲得金融機構(gòu)信貸供給的可能性越高。合作社的貸款基本上理事長出面向金融機構(gòu)申請，理事長聲譽決定了金融機構(gòu)的貸款決策，回歸結(jié)果表明管理經(jīng)驗更多的理事長在金融機構(gòu)具有更高聲譽。通常認為，中國農(nóng)貸市場一直存在“精英俘獲”現(xiàn)象，即擁有村委會干部、公職人員等行政職位的合作社更易獲得金融機構(gòu)信貸供給，但本文得出了反直覺的回歸結(jié)果，即相較于有行政職位的理事長，沒有行政職位的理事長獲得信貸供給的可能性更高。合作社信貸需求顯著影響信貸供給，在需求方程中，相較無行政職位的理事長，有行政職位的理事長有信貸需求的可能性更低，盡管這一結(jié)果并不顯著，但對供給方程產(chǎn)生了顯著的影響，降低了合作社對理事長有行政職位的合作社的信貸供給。相對于女性，理事長性別為男性時，有信貸需求的可能性更低，獲得金融機構(gòu)信貸供給的可能性也更低。相較非黨員，理事長政治面貌為黨員時有信貸需求的可能性更高，獲得信貸供給的可能性也更高?；貧w結(jié)果表明女性政治面貌為黨員的理事長在金融機構(gòu)具有更高的聲譽，更易獲得金融機構(gòu)貸款，同時女性更傾向于向金融機構(gòu)貸款，黨員群體接受新事物的能力更強，相較非黨員更敢于通過金融信貸擴展經(jīng)營業(yè)務(wù)。

從外部環(huán)境來看，是否享受到政策性農(nóng)業(yè)保險影響合作社信貸需求，當?shù)卣欠癯雠_支持合作社發(fā)展的指導(dǎo)意見、距金融機構(gòu)的距離、合作社所處地區(qū)同時影響合作社信貸需求和信貸供給（表4）。相對于未享受政策性農(nóng)業(yè)保險的合作社，享受到政策性農(nóng)業(yè)保險的合作社具有信貸需求的可能性更高。享受到政策性農(nóng)業(yè)保險意味著合作社的經(jīng)營風險可由政府或保險公司分擔，降低了合作社的信貸風險約束，進而提高了合作社信貸需求。相對于當?shù)卣闯雠_支持合作社發(fā)展的指導(dǎo)意見的合作社，當?shù)卣雠_了支持合作社發(fā)展的指導(dǎo)意見的合作社具有信貸需求的可能性更低，得到信貸供給的可能性也更低?？赡艿慕忉屖牵?shù)卣С趾献魃绨l(fā)展的補貼、稅收優(yōu)惠等政策可以減輕合作社的信貸約束壓力，從而減少合作社的信貸需求。合作社與金融機構(gòu)間距離越遠，合作社具有信貸需求的可能性越低，得到信貸供給的可能性也越低。這說明一方面合作社與金融機構(gòu)間距離影響合作社的交易成本，隨著距離的增加合作社的交易成本提高，進而受到交易成本約束，另一方面合作社與金融機構(gòu)間距離也會影響金融機構(gòu)對合作社的信貸供給，空間距離較遠使得信貸員在搜集信息、貸后監(jiān)督等方面較為麻煩，從而不利于金融機構(gòu)和合作社關(guān)系的長期建立和維持[34]。相較東部地區(qū)，中西部地區(qū)的合作社有信貸需求的可能性更高，獲得信貸供給的可能性也更高。相較東部地區(qū)，中西部地區(qū)人均可支配收入更低，因而自有資金不能滿足合作社運營及發(fā)展需要的可能性更高，由此增加了中西部地區(qū)的合作社信貸需求。我國近年來大力發(fā)展普惠金融，資金投入大力向中西部傾斜，中西部地區(qū)農(nóng)村金融機構(gòu)數(shù)目不斷增加，宣傳力度不斷加大，農(nóng)村金融市場環(huán)境得到很大改善，因而相較東部地區(qū)，中西部地區(qū)合作社更易獲得信貸供給。

3.5 模型比較與穩(wěn)健性檢驗

3.5.1 模型比較 本文采用需求可識別雙變量Probit模型的目的在于糾正單變量Probit模型估計結(jié)果的偏誤以及效率損失。為了比較單方程Probit模型和需求可識別雙變量Probit模型的估計結(jié)果，本文參照以往研究，構(gòu)建了單變量Probit模型進行分析。（限于篇幅，此處沒有報告模型比較與穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果，感興趣的讀者可向作者索取。）

首先，采用單變量Probit模型對合作社信貸約束影響因素進行分析。此時，回歸方程的因變量為合作社是否存在信貸約束。通過比較，首先可以發(fā)現(xiàn)相較需求可識別雙變量Probit模型，單方程Probit模型對合作社信貸約束影響因素的估計結(jié)果不夠準確，無法判斷影響信貸約束的因素是受需求約束還是受供給約束；同時，部分變量的顯著性發(fā)生了變化：合作社榮譽、注冊品牌、固定資產(chǎn)、理事長性別、政治面貌、風險偏好類型、指導(dǎo)意見支持、金融機構(gòu)距離和地區(qū)虛擬變量的影響均由顯著變?yōu)椴伙@著。這意味著一些影響合作社信貸需求或信貸供給的重要變量，在單方程Probit模型中無法被識別。

其次，采用單方程Probit模型對合作社信貸供給和信貸需求影響因素分別進行分析。與表4的結(jié)果相比，部分變量的顯著性發(fā)生了變化：對于合作社信貸供給影響因素來說，注冊品牌由顯著變?yōu)椴伙@著，政策性農(nóng)業(yè)保險由不顯著變?yōu)轱@著；對于合作社信貸需求影響因素來說，合作社榮譽由顯著變?yōu)椴伙@著。此外，部分變量的顯著性水平也發(fā)生了變化。這意味著相較需求可識別雙變量Probit模型，單方程Probit模型的估計結(jié)果的確產(chǎn)生了效率損失。

綜上可知，使用需求可識別雙變量Probit模型對合作社信貸供給及信貸需求的影響因素進行分析十分必要和有價值。

3.5.2 穩(wěn)健性檢驗 穩(wěn)健性檢驗一：將合作社信貸需求的定義進行變換。由調(diào)研數(shù)據(jù)可知，在沒有向金融機構(gòu)貸款的合作社中，有5.6%的合作社回答“貴合作社沒有銀行貸款的原因”時選擇“曾經(jīng)有貸款但已經(jīng)還清”。這些合作社曾經(jīng)有信貸需求，此時，本文認為這類合作社具有信貸需求。基于這一認識，有26個樣本的yd值原值為0，此時修改為1，即由無信貸需求修改為有信貸需求。對處理之后的數(shù)據(jù)進行需求可識別雙變量Probit模型回歸，估計結(jié)果與表4中的估計結(jié)果相比沒有太大差異，說明本文的估計結(jié)果比較穩(wěn)健。

穩(wěn)健性檢驗二：排除極端值的影響。由調(diào)研數(shù)據(jù)可知，有11.05%的合作社在問題“2017 年貴合作社的總收入”的答案為“0萬元”，屬于極端樣本。為排除極端值的干擾，此時將2017年總收入為0的樣本剔除掉，對處理之后的數(shù)據(jù)進行需求可識別雙變量Probit模型回歸。此時的估計結(jié)果與表4中的估計結(jié)果相比同樣沒有太大差異，這同樣表明本文的估計結(jié)果比較穩(wěn)健。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

研究發(fā)現(xiàn)，我國合作社的資金缺口仍舊較大，31.06%的合作社自有資金不能滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營需求。我國合作社信貸約束為需求型約束與供給型約束并存，在有信貸約束的樣本中，60.13%受到供給型信貸約束，39.87%受到需求型信貸約束，供給型信貸約束是我國合作社面臨的主要信貸約束形式。研究表明，正規(guī)信貸支持是合作社開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的重要保障，加強針對合作社的正規(guī)信貸支持具有現(xiàn)實必要性。同時，如何緩解合作社的供給型信貸約束更應(yīng)該成為今后農(nóng)村金融改革實踐中的重中之重。研究進一步發(fā)現(xiàn)，貸款條件苛刻是合作社受到供給型信貸約束的主要原因，交易成本約束是合作社受到需求型信貸約束的主要原因。因此，從改革方式上來看，金融機構(gòu)在向合作社提供正規(guī)信貸時，應(yīng)重視貸款條件的放寬與信貸手續(xù)和信貸流程的簡化。

在合作社的內(nèi)部因素中，合作社特征中獲得過示范合作社、知名商號等榮譽和注冊品牌對合作社信貸需求具有顯著負向影響；有專職會計對合作社信貸供給具有顯著正向影響；固定資產(chǎn)金額對合作社正規(guī)信貸需求和供給均具有顯著正向影響。理事長情況中，理事長風險偏好類型為風險規(guī)避型對合作社信貸需求具有顯著負向影響，理事長從事現(xiàn)在的經(jīng)營活動年限對合作社信貸供給具有顯著正向影響，理事長擔任過村干部或公職人員等職位對合作社信貸供給具有顯著負向影響，理事長性別為男性對合作社信貸需求和供給均具有顯著負向影響，理事長政治面貌為黨員對合作社信貸需求和供給均具有顯著正向影響。由此可知，合作社特征和理事長情況均是影響合作社信貸約束的重要因素，在緩解合作社正規(guī)信貸約束上，要重視合作社內(nèi)部制度建設(shè)，提高理事長金融素養(yǎng)。

在合作社所處的外部環(huán)境中，指導(dǎo)意見支持、政策性農(nóng)業(yè)保險、金融機構(gòu)距離和地區(qū)對合作社正規(guī)信貸約束具有重要影響，其中，享受政策性農(nóng)業(yè)保險對合作社信貸需求具有顯著正向影響，當?shù)卣雠_支持合作社發(fā)展的指導(dǎo)意見和合作社與金融機構(gòu)間距離對合作社信貸需求和供給均具有顯著負向影響，所在地區(qū)為中西部地區(qū)對合作社正規(guī)信貸需求和供給均具有顯著正向影響。因此，地方政府應(yīng)加大對合作社的扶持力度，為合作社的發(fā)展營造良好的外部金融環(huán)境。

4.2 建議

1）適度放寬貸款條件，簡化信貸手續(xù)與流程。我國合作社信貸約束以供給型約束為主，通過放寬金融機構(gòu)貸款條件，對更多資信良好的合作社給予信貸支持可有效緩解合作社信貸約束問題。同時，由于合作社信貸需求對于信貸供給具有顯著正向影響，金融機構(gòu)通過簡化信貸手續(xù)流程等方式，可減少合作社受到的交易成本約束，增加合作社信貸需求，進而增大金融機構(gòu)放貸量，有效緩解合作社需求型信貸約束。

2）完善合作社制度建設(shè)，提高理事長金融素養(yǎng)。合作社可以通過擴充社員數(shù)量等方式增強內(nèi)部融資能力，一定程度上緩解外部融資困難，還可以通過設(shè)置專職會計等方式完善自身的制度建設(shè)，增強財務(wù)透明性，降低同金融機構(gòu)的信息不對稱程度。同時，理事長作為合作社的決策主體和直接同金融機構(gòu)交涉的對象，其金融素養(yǎng)同時影響合作社信貸需求與供給，理事長可以通過不斷提高自身金融認知水平和聲譽，以降低合作社信貸約束。

3）地方政府應(yīng)加大針對合作社的政策扶持力度。良好的政策環(huán)境是降低合作社信貸約束的重要環(huán)境變量，地方政府通過出臺支持合作社發(fā)展的指導(dǎo)意見，給予合作社稅收減免、獎勵和補貼等政策支持，可以減輕合作社信貸約束壓力。因此，地方政府應(yīng)加大針對合作社的政策扶持力度，為合作社發(fā)展提供良好的外部環(huán)境和政策保障。同時，地方政府可通過政府出資或鼓勵民間出資設(shè)立融資性擔保公司的方式為合作社提供貸款擔保服務(wù)，提高合作社申貸成功率，以減低合作社信貸約束。