农民专业合作社信贷约束影响因素

岳意定 刘佳雯

摘要：根据对湖南省南县96家农民专业合作社的实际调查数据，采用需求可识别双变量Probit模型，同时从供给与需求2个方面考察农民专业合作社的信贷约束问题，并与只考虑供给的单方程Probit模型和Tobit模型的估计结果进行比较。结果表明，农民专业合作社未获得信贷既有供给方面的原因，如正规金融机构倾向于向规模较大（财会制度规范、产品有注册商标）、合作社负责人有过政企领导经历、现阶段不存在其他融资负债的合作社进行放贷;也有需求方面的原因，如产品畅销度，产品非常畅销的合作社可能缺乏信贷需求而不是受到信贷配给。

关键词：农民专业合作社;信贷约束;影响因素;双变量Probit模型

中图分类号： F321.42  文献标志码： A  文章编号：1002-1302（2019）11-0006-06

收稿日期：2018-02-01

基金项目：国家自然科学基金（编号：71673307）。

作者简介：岳意定（1953—），男，湖南新邵人，教授，博士生导师，主要从事农村金融与经济管理研究。E-mail：yyd2014@csu.edu.cn。

通信作者：刘佳雯，硕士，主要从事投融资决策与管理研究。E-mail：927334809@qq.com。  自2007年《农民专业合作社法》出台以来，10年间我国农民专业合作社发展迅猛。据国家工商总局统计，截至2016年12月底，全国设立并已注册的专业合作社179.4万家，比2015年增加17%;实有入社农户占全国农户总数的44.4%，比2015年提高2.4%。随着农民专业合作社的不断成长，其农业服务的内容已经由简单模式向综合性模式过渡，所涉及领域与内容也呈现出多元化的趋势。然而，伴随而来的资金短缺问题也已成为合作社扩大规模、实施纵向一体化经营的重要制约因素。2013年中央“一号文件”明确提出“鼓励和支持承包土地向专业大户、家庭农场和农民专业合作社流转，加大对新型生产经营主体的信贷支持力度”，这表明重视并解决农村新型经营主体的融资难问题已作为培育其发展的重要手段。作为新型农业经营主体之一的农民专业合作社，其信贷约束问题也已成为摆在大家面前的紧要课题。因此，笔者所在课题组从信贷供需两方面分析思路出发，于2017年4—6月通过对湖南省南县地区96家农民专业合作社的实地调研，获取充分的数据支撑，利用描述性统计分析与计量分析考察合作社信贷约束情况及信贷约束的影响因素，再根据实证分析结果提出相关建议。

1 文献综述

1.1 国外文献综述

1.1.1 合作社融资难成因研究 西方学者早在20世纪60年代就已开始认识到合作经济组织存在发展资金困境[1]。从内源融资视角来看，Schrader提出“搭便车”现象导致组织中内部成员缺乏注资动力。他认为在不以营利为目的的合作组织中，个体理性与集体理性相冲突，每个社员都只是在追寻自身利益的最大化，不去考虑合作社的长远发展，故农户普遍存在着免费“搭车”的心理[2]。而这样的“搭便车困境”很大程度是与合作社产权制度不明晰相关。正如Cook基于产权理论分析得出，合作社产权界定模糊，缺乏规范化、制度化的基本运作条件，导致农户投资意愿不高[3]。Baarda则提出农户视野问题是导致内部资金缺乏的深层次原因，受小农经济思想的束缚，农户往往更愿意扩张自身农场，而不是把资金投放到合作组织，导致合作社培育过程中资金需求无法得到满足[4]。从外源融资视角来看，Stiglitz等认为正规金融机构面对的是在广阔农村地区各处散布的合作社，导致其贷前搜寻成本和贷后监察成本都很高，暗示了合作社普遍存在着信贷配给问题[5]。还有学者在Stiglitz等的基础上进一步强调了合作社的抵押担保问题，提出了由于合作社自身发展实力较弱，欠缺抵押担保品，故涉农金融机构不愿冒风险对其进行资金借贷。而其他商业性金融机构出于营利的角度更是避而远之，导致合作社融资陷入困境[6]。

1.1.2 合作社融资难解决方法研究 对如何应对合作社融资难的问题也不乏有学者进行深入探讨研究。Harris等指出，合作社可以制定仅允许入股社员签订销售协议的方式，通过股份数额与销售协议数额挂钩，并同时建立股份流通机制，以此来促进内源融资，减轻合作社资金匮乏的危机[7]。与此同时，作为新生事物的农村合作经济组织也亟须获得政府的扶持，政府应当调和农村市场的信贷结构，鼓励加大对合作社的融资力度，使其处于良好的外部筹资环境中[8]。合作社自身也应当加强以自身品牌的建设为出发点，以优良的口碑建立与上下游企业、金融机构的信用关系，以此增加合作社的营利能力以及获取正规信贷的概率。Eilers等提出“新一代合作社”理念[9]，该理念放松了传统的排外性的使用者所有原则，允许非成员以多种形式进行资本参股，尽管他们实际并不参与合作社的基本运作，仅以盈利作为根本目的，但仍旧为合作社进行内源融资开辟了一条新的途径。

1.2 国内文献综述

1.2.1 合作社信贷支持必要性研究 相对于国外，国内合作经济组织虽起步较晚，但近些年来我国农民专业合作社发展迅速，对其进行的研究成果也层出不穷。其中，作为一个经济组织可持续发展的首要问题——资金问题，更是成为学者们对合作社探讨的热点。首先是对合作社融资的必要性研究，黄祖辉认为，合作社需要富余的资金进入到投资需求量较大的深加工领域，以壮大发展扩张规模[10]。孔祥智等在对陕、宁、川的合作社进行调研后发现，八成的受访合作社没有真正的营利能力，因而缺乏自身资金的原始积累[11]。郭红东等指出，我国农民专业合作社处于初期阶段，呈现出“小”“散”“弱”的特质，因而获取正规金融机构的信贷供给是合作社得以进一步成长的必要基础[12]。

1.2.2 合作社融资制约因素研究 其次是对合作社融资制约因素研究。万宝瑞提出很多合作社内部制度不健全、运行不规范且缺乏抵押品问题，难以满足金融机构信贷门槛[13]。李海平通过对北京市部分农民专业合作社的调研提出，合作社经营效率较低，主要原因在于部分合作社并没有真正把农户组织起来，无法形成在市场上有竞争力的统一定价，影響金融机构对其进行信贷供给[14]。黄祖辉等认为，由于当前合作社成员角色具有异质性，具有投票权的合作社股份额所有者并没有成为合作社的惠顾者，即合作社成员并没有获得惠顾返还，极易造成合作社发展不稳定，金融机构出于风险防范考虑对其实施信贷约束[15]。庞金波等认为，财会管理制度越不完善，财务人员责权越不明晰，合作社的财务风险也越大，从而致使合作社的贷款能力降低[16]。

综上，海内外学术界对农民专业合作社信贷约束问题展开了较为丰富的研究[17-18]，但整体来看仍然理论探讨的文献居多，还缺乏对合作社融资影响因素的定量分析。故本研究在对已有文献进行回顾与梳理的基础上，结合现阶段合作社的发展特点（如金融机构最看重合作社是否有抵押担保物，而生产用地的产权是其最为认可的抵押物，故选取合作社经营场所是否租赁作为相应指标），从合作社变量、管理制度变量、产品变量、负责人变量、外部环境变量5个角度选取11个指标，以湖南省南县96家合作社的调研数据为基础，从供给与需求2个方面出发，运用双变量Probit模型（biprobit模型）对农民专业合作社信贷约束的影响因素展开深入剖析。

2 数据、方法与指标选取

2.1 模型的构建

理所当然，对农民专业合作社融资问题的探讨应当是建立在合作社有信贷需求的基础之上，若不以信贷需求为背景来谈信贷约束，则会陷入没有讨论前提和标准的境地。故本研究采用直接调查法将96家样本合作社分为存在信贷需求和无信贷需求两大类，其中有信贷需求包括显性有效信贷需求和潜在信贷需求，即已发生正规借贷的合作社和未发生正规信贷但存在信贷需求的合作社。在对需求进行识别后，运用需求可识别双变量Probit模型估量专业合作社融资可得性，该方法分离了供求效应，增加了样本的估计效率。现实经济中，合作社和正规金融机构均面临一个二项决策问题，即合作社是否申请贷款和正规金融机构是否对该合作社发放贷款的决策。它们之间将形成4种决策情况，即“有需求，有供给”“有需求，无供给”“无需求，有供给”“无需求，无供给”。分别用虚拟变量YD和YS来表示各项决策，YD=1和YD=0分别代表合作社有需求和無需求，YS=1和YS=0分别表示金融机构有供给和无供给。故以上产生的4种情况可表示为（1，1）、（1，0）、（0，1）、（0，0）4种形式。

关于需求方程，可以展开单一的评估。而针对供给方程所评估的数据遴选偏差问题，故通过极大似然法对式（3）和式（4）进行联合估计。并且农民专业合作社对biprobit中的因变量可利用问卷形式来判断其信贷需求是否有效或可靠（有=1，没有=0），而供给方程的因变量为2016年合作社是否得到了足额的信贷供给（是=1，否=0）。

2.2 变量的选取与数据来源

依据之前的文献梳理以及目前农民专业合作社经营的现实状况，本研究选取影响信贷需求与信贷供给的一组自变量分别用XD和XS表示，主要包括以下5个方面：反映合作社自身特征的变量、反映合作社管理制度特征的变量、反映合作社产品特征的变量、反映合作社社长个人特征的变量、反映融资外部环境特征的变量。具体变量如表1所示。

为了深入了解农民专业合作社信贷约束问题，笔者所在课题组在南县地区进行了实地调研。之所以选择南县作为调查地点，是因为湖南省作为中部农业大省，合作社发展迅速，几乎涵盖农业各个产业，其中南县地处湘鄂两省边陲，洞庭湖区腹地，素有“渔米之乡”之称。该地农业产业化水平较高，并且农业生产已经具有一定的规模化，已经培育出了一批农民专业合作社，具有很强的代表性与示范性。由于问卷涉及内容相对专业，调查采用问卷与访谈相结合的方式，对96个合作社社长进行逐题解说式调查，同时确保问卷100%回收。

3 描述性统计分析与实证分析

3.1 描述性统计分析

基于问卷结果，对所调查合作社的基本情况、信贷需求情况以及信贷获得情况分别进行描述性统计分析。

3.1.1 所调查合作社基本情况 （1）创建年限。据调研数据（表2）可看出，在近些年政府的不断鼓励与支持下，选择注册并成立农民专业合作社的农户越来越多，农民专业合作社起着不可小觑的引导作用。

3.1.2 所调查合作社信贷需求情况 从调研中得知，96家被调查合作社中共有77家合作社对正规金融存在有效信贷需求。以下分别从需求额度、需求期限、需求类型3个角度对调研结果进行阐述分析。

（1）需求额度。调研数据（表6）显示，合作社的信贷需求主要集中在101万～500万元之间，所占比例为49.35%，仅有不到一成的合作社需要资金超过500万元，这也从侧面反映出合作社目前普遍规模偏小。

（2）需求期限。调研数据（表7）显示，需要1～3年中长期资金供给的合作社最多，占比为50.65%。实际上这与合作社所需资金的用途密切相关。在调查中发现，如果募集资金是为了采购和销售，则资金运转较快，故信贷需求期限也较短;如果募集资金的目的是购买原材料进行加工生产，则资金须等产品卖出后才能回收，故信贷需求期限稍长;而如果募集资金的目的用于固定资产的投资，则所需信贷的期限更长。

（3）需求类型。调研数据（表8）显示，过半数的合作社都渴望进行信用贷款，其次是担保贷款和抵押贷款，占比分别为22.08%、19.48%。

3.1.3 所调查合作社信贷获得情况 据统计，在77家存在有效信贷需求的合作社中仅有26家合作社获得了正规金融机构的信贷供给。以下从所获得的实际信贷额度、实际信贷期限、实际信贷类型3个角度对调研结果进行了阐述分析。

（1）实际获得额度。调研数据（表9）显示，26家合作社中仍有19家合作社实际获得信贷额度要低于需求额度，占73.08%。说明金融机构对合作社的信贷配给现象较严重。

（2）实际获得期限。由被调查合作社信贷获得期限情况（表10）可看出，过半数的合作社信贷期限能够得到满足，但仍存在半数合作社所获得的信贷期限低于预期。

（3）实际获得类型。由被调查合作社信贷获得期限情况（表11）可看出，尽管在信贷需求调查中过半数合作社都希望得到信用贷款，而实际情况下获得信用贷款的合作社却是少之又少。原因在于农业经营风险较高，金融机构出于风险规避的角度需要合作社提供抵押担保物也无可非议。

3.2 实证结果与分析

3.2.1 单变量Probit模型和Tobit模型结果分析 早期文献利用单方程模型均是假定所有农民专业合作社都存在正规信贷需求，未获得融资的合作社则被看作是受到了金融机构的信贷配给，即农民专业合作社是否加入到整个农村信贷市场仅仅单方面取决于金融机构是否对其进行放贷行为的影响。故信贷供需的讨论也就简化为只对信贷供给的讨论，其最终的结果可以解释合作社相关变量在多大程度上影响正规金融机构的资金供给。本研究先采取Probit和Tobit单方程模型估计农民专业合作社参与正规信贷市场，估计结果见表12。

在Probit模型中，管理制度特征中财会制度、产品特征中是否注册商标以及社长特征中文化程度通过了显著性检验，且均是对合作社参与正规信贷市场具有正向的影响。在Tobit模型中，管理制度特征中财会制度、产品特征中是否注册商标以及社长特征中文化程度通过了显著性检验，且均对合作社参与正规信贷市场具有正向的影响。

3.2.2 需求可识别双变量Probit模型结果分析 正如前面所述，农民专业合作社参与信贷市场行为是由信贷需求和信贷供给两方面原因共同决定的。同时由于联立方程的有效识别问题，理想的识别过程是某变量只存在于信贷需求方程或供给方程的解释变量中，但不同时包括在另一个方程的解释变量中。故本研究选取产品畅销度作为仅对需求产生影响的因素，因为相对而言，产品畅销度仅是调查中合作社负责人的一个主观看法，对正规金融不是可靠观察的，因而在供给方程中可作为忽略变量。另外银社关系是笔者所选取的仅对供给产生影响的因素，显然该变量独立于需求方程，是否定期向银行报送会计资料并不影响其对信贷的需求，但却会对信贷供给造成影响。运用双变量Probit模型的分析结果如表13所示。

在需求可识别双变量Probit模型的供给方程中，合作社特征中注册成立年限、管理制度特征中财会制度、产品变量特征中是否注册商标、负责人特征中工作经验、外部环境特征中的融资历史变量通过了显著性检验。其中，注册成立年限、财会制度、是否注册商标和工作经验是对农民专业合作社参与正规信贷市场具有正向的影响;而历史融资变量负向影响合作社的正规信贷市场参与结果。在需求可识别双变量Probit模型的需求方程中，合作社特征中注册成立年限、管理制度特征中盈余分配制度和财会制度、产品特征中是否注册商标和产品畅销度通过了显著性检验。其中，注册成立年限、盈余分配制度、财会制度、是否注册商标对农民专业合作社参与正规信贷市场具有正向的影响，而产品畅销度负向影响合作社的正规信贷市场参与结果。同时，作为供给方程的一个回归元，rho是显著的，这表明需求方程显著影响供给方程。在经验上可将其解释为，虽然正规金融机构出于对追求利润最大化以及控制贷款风险的目的，对发放贷款具有一定的要求，但实则其信贷供给与否还是建立在农民专业合作社有信贷需求的根本之上的。

3.2.3 单变量Probit、Tobit模型和需求可识别双变量Probit模型的比较分析 通过对3个模型的估计结果（表14）进行比较分析可以得出以下结论：第一，3个模型的估计结果均表明合作社财会制度越正规、产品有注册商标，获得正规贷款的概率越高。实际上，财会制度越正规、产品已注册商标的农民专业合作社规模一般较大，即正规金融机构偏向于对规模较大的合作社发放贷款，而往往这样的合作社对资金的需求也较大，这与多数文献的发现相一致。第二，产品畅销度负向影响合作社对正规贷款的需求，即产品越畅销的合作社对贷款的需求反而越不高。在这类合作社，资金的回笼性强，产品滞销现象几乎不存在，不缺乏现金流，故越没有欲望借债。第三，回归结果显示，历史融资变量负向影响正规金融机构对合作社的信贷供给。即现在还存在未还完贷款，尤其是还存在非正规金融机构贷款的合作社越难得到正规金融机构贷款，这与现实相吻合。正规金融机构出于对风险的考虑，往往不愿放贷于这些身上还背着债务的农民专业合作社。

同时，仅分析单方程模型有可能会对计量结果的解读产生一定的偏差，如社长特征中的文化程度。根据Probit模型和Tobit模型的结果可知，合作社负责人的文化程度越高，正规金融机构对合作社放贷的可能性也就越高。而在需求可识别双变量Probit模型中，这一變量对正规信贷可得性的影响并不显著。反之，在需求可识别双变量Probit模型中，社长工作经验即是否有过村干部、企业负责人或政府部门工作经历，对正规金融机构的信贷供给有显著的正向影响。这与现实逻辑相符，正规金融机构对负责人的考察，受教育程度只是一般辅助性调查，而其是否存在领导能力或与政府的关系才是金融机构考察的重点。这些分析再次表明，联立方程尤其是需求可识别双变量Probit模型的联立在该范畴研究中的价值意义。

4 结论

综上，合作社未获得信贷既有供给方面的原因，如正规金融机构倾向于向规模较大（注册成立年限长、财会制度规范、有注册商标）、合作社负责人有过政企领导经历、现在不存在其他融资负债的合作社进行放贷;也有需求方面的原因，如产品的畅销度。产品非常畅销的合作社缺乏借贷需求，原因可能是合作社拥有足够的现金流，在充足的资金保障下并不愿意为生产经营活动进行融资背负借债。综合供需两方面的分析结果，合作社受到信贷约束很大一部分原因是由于其规模较小，还未达到正规金融机构的放贷要求，但实际上对合作社的信贷约束也并非如想象中严重，有充足资金保障的合作社可能缺乏信贷需求而不是受到信贷配给。

由此给出以下建议：首先，合作社自身应当加快促进规范化、制度化的企业建设，实现规模经济的扩张。这一方面可以解决合作社自身体制因素限制导致合作社内部资金积累先天不足的严峻问题，另一方面也可增强正规金融机构对合作社的发展信心，缓解其对合作社的信贷配给现象。其次，正规金融机构应当从合作社角度出发，积极创新或改进原有的贷款产品以及服务方式，使之更适应于农民专业合作社信贷需求的现实特点。只有这样才能释放合作社对正规信贷的潜在和隐藏需求，增加合作社对信贷市场的参与度，扩大正规金融机构的贷款覆盖面。农民专业合作社作为农业和农村经济中越来越重要的组织形式，重视、引导和主动发掘合作社的信贷需求才是促进农村金融市场可持续发展的根本出路。最后，我国农民专业合作社仍然处于初级阶段，政府的引导与扶持必不可少。对合作社规范化的运作指导与特殊化的税收政策将可增加合作社的经营效率，使其更接近正规金融机构的放贷要求。同时，政府也应当加大对涉农金融机构的再贷款、再贴现力度，鼓励其对合作社进行低息贷款，带动金融资金对合作社的介入。

参考文献：

[1]Ward B.The firm in illyria：market syndicalism[J]. American Economic Review，1958，48：566-589.

[2]Hendrikse G，Bijman J.Ownership structure in agrifood chains：the marketing cooperative[J]. American Journal of Agricultural Economics，1989，65（2）：107-122.

[3]Cook M L. The future of U.S.agricultural cooperatives：a neo-institutional approach[J]. American Journal of Agricultural Economics，1995，77（5）：1153-1159.

[4]Baarda J R. Measuring price effects of concentration in mixed oligopoly：an application to the swedish beef-slaughter industry[J]. Journal of Industry，Competition and Trade，2006，8 （1）：41-53.

[5]Stiglitz J E，Weiss A.Credit rationing in markets with imperfect information[J]. American Economic Review，1981，71（3）：393-410.

[6]Sexton R J.Imperfect competition in agricultural markets and the role of cooperatives： a spatial analysis [J]. American Journal of Agricultural Economics，1990，72（3）：709-720.

[7]Harris A，Stefanson B，Fulton M.New generation co-operatives and co-operative theory[J]. Journal of Cooperation，1996（11）：15-28.

[8]Nourse E G.The economic philosophy of cooperation[J]. American Economic Review，1990（12）：57-59.

[9]Eilers C，Hanf C H.Contracts between farmers and farmers-processing cooperatives： a principal agent approach for the potato starch industry[C].Vertical Relationships and Coordination in the Food System，1999：267-284.

[10]黃祖辉. 农民合作：必然性、变革态势与启示[J]. 中国农村经济，2000（8）：4-8.

[11]孔祥智，张小林，庞晓鹏，等. 陕、宁、川农民合作经济组织的作用及制约因素调查[J]. 经济理论与经济管理，2005（6）：52-57.

[12]郭红东，陈 敏，韩树春. 农民专业合作社正规信贷可得性及其影响因素分析——基于浙江省农民专业合作社的调查[J]. 中国农村经济，2011（7）：25-33.

[13]万宝瑞. 关于农民专业合作社当前急需关注的几个问题[J]. 农业经济问题，2010，31（10）：9-11.

[14]李海平. 农民专业合作社内部信用合作及外部融资问题及启示——基于北京部分合作社的问卷调查[J]. 行政管理改革，2011（9）：67-70.

[15]黄祖辉，吴 斌，徐旭初. 合作社的“理想类型”及其实践逻辑[J]. 农业经济问题，2014，35（10）：8-16，110.

[16]庞金波，邓凌霏. 农民合作社融资的多重维度与现实关联[J]. 改革，2016（12）：85-94.

[17]王一博，辛立秋. 农民专业合作社贷款可得性研究综述[J]. 江苏农业科学，2018，46（6）：9-12.

[18]王成琛，陈东平. 专业合作社内资金互助避险模式比较——基于2家农民专业合作社的案例分析[J]. 江苏农业科学，2017，45（3）：286-289.