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

（中國人民大學農業與農村發展學院，北京 100872）

2019年中央1號文件強調要“突出抓好家庭農場和農民合作社兩類新型農業經營主體”，已有研究指出合作社不僅能夠在克服小農戶的經營局限、實現小農戶與現代農業發展有機銜接、促進農民增收等方面發揮作用，還具有保障糧食安全、提供社會化服務、實現農業規模化經營等功能，是促進農村經濟發展，助力鄉村振興的重要主體[1-3]。自《中華人民共和國農民專業合作社法》實施以來，我國合作社蓬勃發展，覆蓋面穩步擴大[4]。截至2018年10月底，全國合作社總數達214.8萬家，入社農戶約占全國農戶的48.7%。信貸支持是合作社開展農業生產經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]實地調研發現我國正規金融機構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]基于微觀調查數據，對新型農業經營主體借貸能力及風險收益分析結果表明，借貸能力不足是合作社等新型農業經營主體經營無效率的主導因素。二是合作社正規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]發現合作社固定資產規模、成立年限、盈利能力、理事長收入水平等內部因素對合作社正規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]發現除內部因素外，銀社關系、政策環境、地區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、債務履約機制缺失等因素影響金融機構信貸供給。顧群[14]通過對廣東省合作社的調查發現，金融信貸供給存在服務產品缺乏多樣性、創新性、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]研究發現，土地流轉面積、土地流轉價格、農業支出、正規借貸貸款程序的復雜性對信貸需求具有顯著影響。林樂芬和顧慶康[16]認為，合作社農村土地經營權抵押貸款潛在需求受到年齡、受教育水平、固定資產規模、年貸款申請次數、貸款滿足率、銀行是否提供針對性金融產品、是否享有政策性農業保險、是否享有貼息貸款以及地區等因素影響。

已有研究為本文提供了有益借鑒，但分析發現已有研究尚存在三個方面不足。一是研究數據方面，已有研究傾向于運用區域性樣本，且樣本量相對較少，鮮有研究者基于全國范圍抽樣調查數據研究合作社信貸約束狀況；二是研究內容方面，以往研究多基于合作社有信貸需求這一基本假設，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聯立模型，分析我國合作社信貸約束現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，為金融機構信貸改革、合作社內部制度建設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方面的原因導致的信貸約束，它是合作社被動接受的，即合作社向金融機構申請貸款，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，由于金融機構手續繁瑣、審批時間長等原因，導致信貸合約簽訂的交易成本過高[21-22]，為降低交易成本，轉而進行非正規信貸。二是信貸風險約束，由于受到信息不對稱的限制，金融機構提高抵押品要求，將更多的合同風險轉移給借款人，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期，從而產生認知偏差，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]，導致合作社未獲得充足的借款流程信息或政策信息，產生信息偏差。

供給型信貸約束主要源于金融機構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，加之內部管理不規范、財務不透明，金融機構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，金融機構在向合作社提供貸款時必然強化對合作社的約束條件，產生“惜貸”現象[26]。同時，農村金融機構傾向于與符合放貸特征的借款人建立穩定的、以重復放貸為基礎的信貸供給機制[27]，并通過擔保品的運用，緩解逆向選擇和道德風險問題，降低經營風險[28-29]。大量合作社因未與金融機構建立穩定的信貸關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]的直接誘導式詢問方法（Direct Elicitation Method，DEM），利用調查問卷中獲得的關于受訪者當前或曾經進行金融信貸的經驗信息，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，首先設置了一個選擇題，“貴合作社是否有銀行/信用社等正規金融機構貸款”，如選擇“是”則表示金融機構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”則表示金融機構未向該合作社提供信貸供給。2）在選擇“否”的合作社中繼續詢問“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“曾經有貸款已經還清”，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 模型構建

合作社信貸供給（Si）與信貸需求（Di）均為二項選擇。設定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性，估計結果會損失效率。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”兩個虛擬變量發生的概率。進一步，考慮到本文使用的數據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、相關系數為ρ的二維聯合正態分布[31]。可觀測變量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 數據來源

本文所用數據來源于“全國新型農業經營主體發展指數調查”。該項目由經濟日報社中國經濟趨勢研究院負責總體組織與協調，中國人民大學負責調查設計，零點有數科技有限公司負責執行。2016年5月—2017年3月、2017年11月—2018年3月開展了兩期“全國新型農業經營主體發展指數調查”，針對新型農業經營主體基本情況、經營績效、發展前景等方面搜集到大量一手數據資料。為提高調查效率和數據質量，兩期調查均根據調查問卷專門開發了APP應用軟件，同時在調查過程中運用了GPS定位、錄音和拍照等技術手段[32]。

第一期調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）里隨機抽取150個作為樣本縣（在沒有新型農業經營主體縣級分布數據的情況下，調查以各個縣域2014年第一產業增加值為依據進行分層抽樣）；其次，在樣本縣所在政府部門獲得新型農業經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查樣本；最后，開展入戶調查。第二期調查則是在第一期抽樣的基礎上，從已有的5 191個樣本中按照一定比例選擇新型農業經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，家庭農場樣本776個，專業大戶樣本1 166個，農業產業化龍頭企業樣本366個和普通農戶樣本803個。調查地點涉及安徽、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、內蒙古、山東、山西、陜西、四川、云南和浙江23個省（區、市）[33]。

本文主要依據“全國新型農業經營主體發展指數調查”項目第二期調查獲取的706個合作社樣本數據展開研究。

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、政策環境、金融環境和區位因素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部因素。在合作社特征中，參照已有研究[6,8]，引入了成員數、合作社榮譽、示范等級、注冊品牌、固定資產、經營收入、專職會計7個變量，其中成員數、固定資產、經營收入、專職會計用以衡量合作社資產負債特征和財務管理情況，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的聲譽和軟實力。理事長情況根據已有研究[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、管理經驗用以反應理事長在金融機構的聲譽，行政職位用以反應理事長的社會網絡關系，風險偏好類型用以反應理事長對金融信貸的態度。

表1 變量定義及統計分析Table 1 Variable definitions and descriptive statistics

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

關于聯立方程組的識別問題，用“合作社是否設有專職會計”和“理事長風險偏好類型”來識別供給方程。“合作社是否設有專職會計”顯然獨立于影響信貸需求的因素，但對金融機構信貸供給可能有一定影響（假設金融機構更傾向于將貸款借給設有專職會計的合作社）。“理事長風險偏好類型”對金融機構是不可觀察的，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“假設現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性資金。根據調查數據測算，有31.06%的合作社自有資金不能滿足農業生產經營需求。自有資金不能滿足農業生產經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展需要。問卷中設置多選題詢問被調查合作社“最大一筆貸款的用途”，合作社對購買化肥、飼料、農膜等生產資料、購置農業機械設備和農業生產基礎設施建設的信貸需求較高，分別為39.63%、34.22%和36.48%（表2）。農業生產基礎設施建設、購置農業機械設備、支付土地租金、引進新技術和新品種、購買化肥飼料農膜等生產資料、支付人員工資和收購農產品均屬于生產運營性資金，最大一筆貸款用途包括生產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運營活動的花銷，正規信貸支持是合作社開展農業生產運營活動的重要保障。

表2 被調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。根據圖1的合作社信貸約束類型識別機制和樣本數據可以測算出，31.44%的合作社有正規金融機構貸款，屬于有需求型信貸非約束合作社。68.56%的合作社無正規金融機構貸款，其中不需要申請貸款和曾經有貸款已經還清的樣本數共占樣本總量的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。總體而言，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。

金融機構提供的信貸供給以信用貸款為主。在獲得過正規金融機構貸款的合作社中，47.30%獲得過信用貸款（表3）。信用貸款一般發放對象針對信用優質、經營管理較好的企業或者個人，無需擔保或者抵押物，在獲得過金融機構信貸供給的合作社中有半數獲得信用貸款，表明獲得金融機構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%，金融機構供給的擔保貸款數量由多到少依次為個人擔保貸款、政府擔保貸款、（農業）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。五戶聯保貸款和抵押貸款所占比例相近，均為1/5左右。質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金融機構提供的貸款類型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，盡管近年來農村金融改革取得了一定成效，但金融機構在提供農村金融服務時仍存在諸多問題。

約有1/3的合作社未將正規金融信貸視為優先考慮的籌款途徑。經測算，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、村鎮銀行、貸款公司、政策性銀行等正規金融機構處借款，屬于正規金融信貸。其余合作社均優先選擇了非正規金融信貸，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，仍有35.13%的合作社未將銀行等金融機構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%）等非正規金融借貸方式。

3.4 合作社正規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，相關系數是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，隨著成員人數的增加，合作社社員提供的內部融資增加，可以減少合作社的外部金融信貸需求，同時，獲得知名商號、名牌產品等榮譽稱號的合作社一般業務規模更大，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品生產、加工、包裝、營銷等環節，因而信貸需求更高，合作社注冊品牌可以增加產品暢銷度和盈利能力，因而獲得金融機構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信貸供給的可能性更高。擁有專職會計的合作社財務信息更加透明，降低信貸雙方的信息不對稱程度，因而金融機構更傾向于提供貸款。合作社固定資產規模越大，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。固定資產較多的合作社抵押能力更強，發生信貸風險的可能性更低，因而金融機構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生的信貸風險和違約損失，更易產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。理事長從事當前經營活動的年限越長，獲得金融機構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申請，理事長聲譽決定了金融機構的貸款決策，回歸結果表明管理經驗更多的理事長在金融機構具有更高聲譽。通常認為，中國農貸市場一直存在“精英俘獲”現象，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信貸供給，但本文得出了反直覺的回歸結果，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，盡管這一結果并不顯著，但對供給方程產生了顯著的影響，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。回歸結果表明女性政治面貌為黨員的理事長在金融機構具有更高的聲譽，更易獲得金融機構貸款，同時女性更傾向于向金融機構貸款，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營業務。

從外部環境來看，是否享受到政策性農業保險影響合作社信貸需求，當地政府是否出臺支持合作社發展的指導意見、距金融機構的距離、合作社所處地區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業保險的合作社，享受到政策性農業保險的合作社具有信貸需求的可能性更高。享受到政策性農業保險意味著合作社的經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。相對于當地政府未出臺支持合作社發展的指導意見的合作社，當地政府出臺了支持合作社發展的指導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。可能的解釋是，當地政府支持合作社發展的補貼、稅收優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間距離也會影響金融機構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、貸后監督等方面較為麻煩，從而不利于金融機構和合作社關系的長期建立和維持[34]。相較東部地區，中西部地區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，中西部地區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展需要的可能性更高，由此增加了中西部地區的合作社信貸需求。我國近年來大力發展普惠金融，資金投入大力向中西部傾斜，中西部地區農村金融機構數目不斷增加，宣傳力度不斷加大，農村金融市場環境得到很大改善，因而相較東部地區，中西部地區合作社更易獲得信貸供給。

3.5 模型比較與穩健性檢驗

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模型的估計結果，本文參照以往研究，構建了單變量Probit模型進行分析。（限于篇幅，此處沒有報告模型比較與穩健性檢驗的估計結果，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，首先可以發現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生了變化：合作社榮譽、注冊品牌、固定資產、理事長性別、政治面貌、風險偏好類型、指導意見支持、金融機構距離和地區虛擬變量的影響均由顯著變為不顯著。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的結果相比，部分變量的顯著性發生了變化：對于合作社信貸供給影響因素來說，注冊品牌由顯著變為不顯著，政策性農業保險由不顯著變為顯著；對于合作社信貸需求影響因素來說，合作社榮譽由顯著變為不顯著。此外，部分變量的顯著性水平也發生了變化。這意味著相較需求可識別雙變量Probit模型，單方程Probit模型的估計結果的確產生了效率損失。

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 穩健性檢驗 穩健性檢驗一：將合作社信貸需求的定義進行變換。由調研數據可知，在沒有向金融機構貸款的合作社中，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“曾經有貸款但已經還清”。這些合作社曾經有信貸需求，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。對處理之后的數據進行需求可識別雙變量Probit模型回歸，估計結果與表4中的估計結果相比沒有太大差異，說明本文的估計結果比較穩健。

穩健性檢驗二：排除極端值的影響。由調研數據可知，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，對處理之后的數據進行需求可識別雙變量Probit模型回歸。此時的估計結果與表4中的估計結果相比同樣沒有太大差異，這同樣表明本文的估計結果比較穩健。

4 結論與建議

4.1 結論

研究發現，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業生產經營需求。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，正規信貸支持是合作社開展農業生產經營活動的重要保障，加強針對合作社的正規信貸支持具有現實必要性。同時，如何緩解合作社的供給型信貸約束更應該成為今后農村金融改革實踐中的重中之重。研究進一步發現，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，金融機構在向合作社提供正規信貸時，應重視貸款條件的放寬與信貸手續和信貸流程的簡化。

在合作社的內部因素中，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；固定資產金額對合作社正規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避型對合作社信貸需求具有顯著負向影響，理事長從事現在的經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，在緩解合作社正規信貸約束上，要重視合作社內部制度建設，提高理事長金融素養。

在合作社所處的外部環境中，指導意見支持、政策性農業保險、金融機構距離和地區對合作社正規信貸約束具有重要影響，其中，享受政策性農業保險對合作社信貸需求具有顯著正向影響，當地政府出臺支持合作社發展的指導意見和合作社與金融機構間距離對合作社信貸需求和供給均具有顯著負向影響，所在地區為中西部地區對合作社正規信貸需求和供給均具有顯著正向影響。因此，地方政府應加大對合作社的扶持力度，為合作社的發展營造良好的外部金融環境。

4.2 建議

1）適度放寬貸款條件，簡化信貸手續與流程。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，金融機構通過簡化信貸手續流程等方式，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，提高理事長金融素養。合作社可以通過擴充社員數量等方式增強內部融資能力，一定程度上緩解外部融資困難，還可以通過設置專職會計等方式完善自身的制度建設，增強財務透明性，降低同金融機構的信息不對稱程度。同時，理事長作為合作社的決策主體和直接同金融機構交涉的對象，其金融素養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）地方政府應加大針對合作社的政策扶持力度。良好的政策環境是降低合作社信貸約束的重要環境變量，地方政府通過出臺支持合作社發展的指導意見，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，地方政府應加大針對合作社的政策扶持力度，為合作社發展提供良好的外部環境和政策保障。同時，地方政府可通過政府出資或鼓勵民間出資設立融資性擔保公司的方式為合作社提供貸款擔保服務，提高合作社申貸成功率，以減低合作社信貸約束。