農(nóng)村信用社改革與農(nóng)戶經(jīng)營性收入
——理論機理與實證檢驗

夏國強

農(nóng)村信用社改革的收入效應(yīng)：理論機理與研究假說

金融發(fā)展理論認為，金融發(fā)展水平的提高可以使金融服務(wù)普及到那些之前沒有接觸到金融服務(wù)的人，從而產(chǎn)生廣度邊界效應(yīng)，帶來社會福利的增加。①但是，收入不平等的倒U型理論認為，在金融發(fā)展的早期，金融的發(fā)展會導(dǎo)致收入不平等、擴大貧富差距；當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到一定程度之后，金融的發(fā)展反而會縮小收入差距。許多學(xué)者支持金融發(fā)展擴大了收入差距的結(jié)論②，其中一個重要理由是金融發(fā)展為高收入階層提供更為周全的金融服務(wù)并使其收入更快地增長。但是，也有相當(dāng)部分學(xué)者認為金融發(fā)展能夠減少收入差距，因為“大部分低收入家庭的流動性約束可以隨著金融的發(fā)展而得到一定程度的緩解”③。有關(guān)學(xué)者對發(fā)達國家和發(fā)展中國家的對比研究發(fā)現(xiàn)，金融服務(wù)的可獲得性越高，國家間的收入差距越小，而金融服務(wù)的可獲得性降低反而會顯著增加收入不平等。④實際上，金融發(fā)展對收入水平及其差異的影響是雙向的，迄今為止的理論和實證研究均沒有得出一致的結(jié)論。

近年來，隨著國家宏觀政策對“三農(nóng)”的扶持力度不斷加大，我國農(nóng)村金融取得了長足發(fā)展，其中，主要為“三農(nóng)”提供金融服務(wù)的農(nóng)村信用社成為我國農(nóng)村金融的主導(dǎo)力量。2000年，江蘇建立了我國第一個農(nóng)村信用社，率先開啟了全國農(nóng)村信用社改革發(fā)展的序幕。江蘇省農(nóng)村信用社改革是一種從實際出發(fā)的現(xiàn)實選擇，改革成效已經(jīng)初步顯現(xiàn)，信用社經(jīng)營管理水平有所提高⑤，管理體制逐步得到理順，支農(nóng)作用日益顯現(xiàn)⑥。但是，我們也應(yīng)當(dāng)看到，江蘇農(nóng)村信用社改革也存在一些問題，其中重要表現(xiàn)之一就是網(wǎng)點的區(qū)域分布嚴重不平衡。2011年，江蘇農(nóng)村信用社在蘇南、蘇中、蘇北的網(wǎng)點數(shù)量分別為22家、126家、236家，蘇北的數(shù)量約是蘇南、蘇中總和的1.6倍。⑦

那么，作為我國農(nóng)村金融發(fā)展的主導(dǎo)力量的農(nóng)村信用社改革對于農(nóng)戶收入會產(chǎn)生什么樣的影響呢？農(nóng)戶從農(nóng)村信用社獲得的貸款主要有兩大類用途，即生產(chǎn)性投資和家庭性消費，前者屬于金融發(fā)展引致的物質(zhì)資本投資，能夠直接增加農(nóng)戶收入，而后者主要彌補即期消費能力不足問題，不會直接帶來農(nóng)戶收入的增加。但是，由于農(nóng)村信用社也主要采取市場化運營，其貸款在不同農(nóng)戶間的配置也是不平衡的。高收入農(nóng)戶更容易利用自身的財富或人力資本獲得更多的貸款，以投資回報更高的項目，獲得更高的收入；而低收入農(nóng)戶往往由于缺乏抵押品只能獲得較少的貸款，所能夠開展的生產(chǎn)性投資水平也低于高收入農(nóng)戶，其收入增長也相對較低。李銳等研究發(fā)現(xiàn)，由于農(nóng)村金融的抑制，直接受到金融抑制的農(nóng)戶平均的純收入、家庭經(jīng)營收入分別下降9.55%和16.26%⑧。因此，從生產(chǎn)性投資的視角來看，農(nóng)村信用社貸款向貧困農(nóng)戶傾斜，其效果類似于以工代賑，可以提高農(nóng)村居民的收入水平，減少農(nóng)村貧困。

然而，筆者認為，當(dāng)前農(nóng)村信用社信貸的直接扶貧功能已經(jīng)有所弱化，農(nóng)村信用社改革可能會導(dǎo)致農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴大。綜合以往研究成果和上述理論分析，本文提出如下假說：農(nóng)村信用社貸款對不同收入水平的農(nóng)戶、不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)的農(nóng)戶的經(jīng)營性收入，有不同程度的影響，即信貸具有收入差距效應(yīng)。

信用社貸款對農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響：群組差異與區(qū)域差異

(一)模型設(shè)定與變量選擇

本文在全國農(nóng)村信用社改革試點地區(qū)——江蘇省，選取蘇州、南通、泰州、揚州、徐州5個經(jīng)濟發(fā)展水平不同的地區(qū)，將農(nóng)戶群體分為低收入農(nóng)戶(家庭年收入低于4萬元)、中等收入農(nóng)戶(家庭年收入4～8萬元)、高收入農(nóng)戶(家庭年收入高于8萬元)三個群組，分別進行抽樣問卷調(diào)查，然后基于線性回歸模型，驗證農(nóng)村信用社貸款對于農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響。

由于農(nóng)村信用社發(fā)放給農(nóng)戶的貸款主要以農(nóng)業(yè)投資的形式作用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，進而影響農(nóng)戶的經(jīng)營性收入，因而本文借鑒柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型來構(gòu)建農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響因素模型。模型的具體形式如下：

lnIncagr=Getbank+Getcredit+lnLabor+lnCaptial+lnLand+lnMaterial+lnAge+lnEducation+lnHealth+lnIncother+Yangzhou+Taizhou+Nantong+Suzhou

其中，被解釋變量為農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入(Incagr)。由于生產(chǎn)過程中的生產(chǎn)要素投入，直接影響產(chǎn)出水平，進而影響農(nóng)戶的經(jīng)營性收入，并且農(nóng)戶的年齡、受教育程度、健康狀況、非農(nóng)收入等也會影響農(nóng)戶的投資選擇、風(fēng)險承受能力，從而影響農(nóng)戶的經(jīng)營性收入，區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平也會對經(jīng)營性收入產(chǎn)生影響，本文將生產(chǎn)要素、農(nóng)戶特征、契約關(guān)系、是否貸款、區(qū)域差異列為解釋變量。為了消除截面數(shù)據(jù)的異常值，各變量均取對數(shù)。解釋變量的具體含義與指標(biāo)選擇如下：

(1)生產(chǎn)要素：農(nóng)戶的經(jīng)營性收入由農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量和價格決定，而生產(chǎn)要素對農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量有直接影響，因而會間接影響農(nóng)戶的經(jīng)營性收入。生產(chǎn)要素的衡量指標(biāo)包括農(nóng)戶擁有的農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量(Labor)、農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的固定資產(chǎn)年末余值(Capital)、農(nóng)戶擁有的土地面積(Land)和農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的投入(Material)。

(2)農(nóng)戶特征：戶主的年齡(Age)、受教育程度(Education)、健康(Health)不僅可以反映一個農(nóng)戶的整體特征，而且能夠體現(xiàn)農(nóng)戶的人力資本素質(zhì)，農(nóng)戶的非農(nóng)收入(Incother)也會對農(nóng)戶的經(jīng)營性收入產(chǎn)生替代性影響。

(3)是否貸款：一般來說，農(nóng)戶的融資渠道有四種，即親友借款、商業(yè)銀行貸款、農(nóng)村信用社貸款、其他渠道借款。從問卷調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計來看，親友借款是農(nóng)戶最主要的融資渠道，但是親友借款屬于非正規(guī)金融，不屬于本文的研究范圍，而其他渠道借款也具有不穩(wěn)定性和不可測量性，因此本文采用是否有商業(yè)銀行貸款(Getbank)和是否有農(nóng)村信用社貸款(Getcredit)兩個衡量指標(biāo)。

(4)區(qū)域差異：由于本文的數(shù)據(jù)來自江蘇省5個市的微觀農(nóng)戶問卷調(diào)查，為了反映農(nóng)戶經(jīng)營性收入的區(qū)域差異，我們引入地區(qū)虛擬變量。以徐州為基組，揚州(Yangzhou)、泰州(Taizhou)、南通(Nantong)和蘇州(Suzhou)4個虛擬變量分別表示該地區(qū)農(nóng)戶相對于徐州農(nóng)戶的經(jīng)營性收入差距情況。

(二)信用社貸款對不同群組農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響

為了驗證信用社貸款對不同群組農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響，本文基于345個低收入農(nóng)戶、345個中等收入農(nóng)戶、346個高收入農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，分別進行OLS線性回歸，估計結(jié)果見表1。估計結(jié)果顯示，模型擬合效果良好。

表1 信用社貸款對不同收入組農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著。

1.信用社貸款對低收入農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響不顯著

從低收入組農(nóng)戶的估計結(jié)果來看，是否有商業(yè)銀行貸款和是否有農(nóng)村信用社貸款對農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響都不顯著。從樣本統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，低收入農(nóng)戶從農(nóng)村信用社貸款的比例為2.9%，從商業(yè)銀行貸款的比例為11.6%，而農(nóng)戶融資的主要渠道為親友借貸(62.6%)和其他渠道借款(22.9%)。這說明，農(nóng)村信用社和商業(yè)銀行并非低收入農(nóng)戶融資的主要途徑。但是，低收入農(nóng)戶從農(nóng)村信用社貸款的比例偏低，也意味著低收入農(nóng)戶對于農(nóng)村信用社金融服務(wù)的可獲性比較低，也從另外一個側(cè)面說明農(nóng)村信用社貸款對低收入農(nóng)戶的經(jīng)營性收入的影響十分有限。

2.不同類型貸款對中等收入農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響存在差異

從中等收入組農(nóng)戶的估計結(jié)果來看，是否從商業(yè)銀行貸款對農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響仍然不顯著，但是否從農(nóng)村信用社貸款對農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響在10%的水平下通過顯著性檢驗。在保持其他條件不變的情況下，相比于沒有從農(nóng)村信用社貸款的中等收入農(nóng)戶，從農(nóng)村信用社貸款的農(nóng)戶的經(jīng)營性收入水平高出65.9%，即從農(nóng)村信用社貸款能十分顯著地提高中等收入農(nóng)戶的經(jīng)營性收入水平。中等收入組和低收入組的估計結(jié)果存在差異的原因在于：第一，從融資渠道來看，中等收入組首選的不再是親友借款，而是信用社貸款，由于中等收入農(nóng)戶更傾向于從農(nóng)村信用社貸款，其結(jié)果必然導(dǎo)致農(nóng)村信用社的金融資源更多地流向了中等收入農(nóng)戶；第二，從貸款用途來看，中等收入組農(nóng)戶比低收入組農(nóng)戶更傾向于將貸款用于農(nóng)業(yè)投資，因而中等收入組農(nóng)戶從農(nóng)村信用社獲得的貸款更多地流向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從而引致經(jīng)營性收入的不斷提高。

3.商業(yè)銀行貸款對高收入農(nóng)戶經(jīng)營性收入有顯著影響

從高收入組農(nóng)戶的估計結(jié)果來看，是否從商業(yè)銀行貸款對農(nóng)戶經(jīng)營性收入有顯著正向影響，但是否從農(nóng)村信用社貸款的影響不顯著。產(chǎn)生這一估計結(jié)果的可能原因是：從融資渠道來看，雖然高收入農(nóng)戶首先的融資渠道是親友借貸，但高收入農(nóng)戶從商業(yè)銀行貸款的比例遠高于中等收入農(nóng)戶，而高收入農(nóng)戶從農(nóng)村信用社貸款的比例遠低于中等收入農(nóng)戶，這說明高收入農(nóng)戶更多的是從商業(yè)銀行貸款，而中等收入農(nóng)戶更多的是從農(nóng)村信用社貸款，可能正是由于商業(yè)銀行貸款和農(nóng)村信用社貸款之間的替代性效應(yīng)，造成了兩個收入群組在估計結(jié)果上的差異。同時，這一結(jié)果也說明，商業(yè)銀行發(fā)放給農(nóng)戶的貸款更多地流向了高收入農(nóng)戶，而農(nóng)村信用社發(fā)放給農(nóng)戶的貸款則更多地流向了中等收入農(nóng)戶，從而進一步反映了金融資源在不同農(nóng)戶之間的不平衡分布。

根據(jù)以上分析，高收入農(nóng)戶更多地從商業(yè)銀行貸款，中等收入農(nóng)戶更多地從農(nóng)村信用社貸款，而低收入農(nóng)戶更多地通過親友借貸這種非正規(guī)方式融資。同時，農(nóng)村信用社的貸款增加了中等收入組農(nóng)戶的收入，而低收入組農(nóng)戶的收入并沒有顯著增加，因此，農(nóng)村信用社對農(nóng)戶整體的收入差距變化的影響并不顯著。

4.生產(chǎn)要素中土地與農(nóng)資的增收效應(yīng)顯著，但勞動與資本影響不大

從不同組群的估計結(jié)果來看，一方面，生產(chǎn)要素中的土地面積與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入的估計參數(shù)皆顯著為正，這意味著通過土地流轉(zhuǎn)形式而擴張的耕地規(guī)模會產(chǎn)生“規(guī)模經(jīng)濟”，并進一步促進農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增長(其中，土地面積擴大對高收入農(nóng)戶的增收作用最大，估計系數(shù)為0.276)。另一方面，傳統(tǒng)生產(chǎn)要素——勞動與資本的估計參數(shù)并不顯著的。其中，勞動貢獻不顯著的原因應(yīng)在于農(nóng)戶剩余勞動力的存在。而資本貢獻不顯著的原因則略顯復(fù)雜：一是對于糧食等大田作物而言，通過農(nóng)機社會化服務(wù)來進行機械化耕種、收割在江蘇已經(jīng)相當(dāng)普及，因此農(nóng)戶無需自己購置農(nóng)機(外包即可)；二是對于蔬菜水果等經(jīng)濟作物而言，土地細碎化與產(chǎn)權(quán)分散制約了大型農(nóng)藝植保機械的大規(guī)模推廣。

5.非農(nóng)收入會顯著擠出農(nóng)業(yè)收入

農(nóng)戶特征的估計結(jié)果顯示，戶主的年齡、健康的估計參數(shù)多數(shù)情況下是不顯著的，但是，農(nóng)戶的非農(nóng)收入的估計結(jié)果高度顯著，估計系數(shù)為負值。如表1所示，農(nóng)戶的非農(nóng)收入提高1%，低收入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入會下降18.4%、中等收入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入會下降23.1%、高收入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入會下降57.2%。可以看出，非農(nóng)活動對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有顯著的替代效應(yīng)，而且，高收入群體可能由于教育、經(jīng)驗與技能相對較高，他們更易于對市場化、工業(yè)化、城市化的收入機會作出反應(yīng)，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受非農(nóng)活動擠出影響往往更加明顯。

(三)信用社貸款對不同區(qū)域農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響

為了驗證信用社貸款對不同區(qū)域農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響，本文根據(jù)5個樣本地區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)，分別建立各地區(qū)的農(nóng)村信用社貸款對農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響的OLS線性回歸模型，估計結(jié)果見表2。估計結(jié)果顯示，模型擬合效果良好。

從是否從商業(yè)銀行貸款對農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響來看，在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的蘇州地區(qū)和經(jīng)濟發(fā)展速度較快的南通地區(qū)，商業(yè)銀行信貸的可獲性能顯著提高農(nóng)戶的經(jīng)營性收入水平；相比較而言，商業(yè)銀行貸款對經(jīng)濟增速較慢或是經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)(徐州、揚州和泰州)農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響并不顯著。從是否從信用社貸款對農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響來看，僅在泰州地區(qū)信用社貸款可獲性對農(nóng)戶經(jīng)營性收入有顯著正向影響，其他四個地區(qū)農(nóng)戶的經(jīng)營性收入都沒有從農(nóng)村信用社獲得明顯的實惠。

從具體地區(qū)來看，在徐州和揚州地區(qū)，兩種貸款對農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響均不顯著，說明在整體上農(nóng)村信用社的金融資源并沒有惠及徐州、揚州地區(qū)的農(nóng)戶，這也與徐州、揚州兩地農(nóng)戶信貸規(guī)模較小、低收入農(nóng)戶數(shù)量較多的現(xiàn)實相符。

在泰州，是否從商業(yè)銀行貸款對農(nóng)戶經(jīng)營性收入沒有顯著影響，但是否從農(nóng)村信用社貸款卻在5%的顯著性水平下通過檢驗。這說明，泰州地區(qū)的農(nóng)戶更多的是從農(nóng)村信用社獲得貸款，進行農(nóng)業(yè)投資，進而提高經(jīng)營性收入。在其他條件不變的情況下，相對于沒有貸款的農(nóng)戶，從農(nóng)村信用社貸款的農(nóng)戶的經(jīng)營性收入會有44.9%的提高。這與泰州優(yōu)于蘇北、劣于蘇南的農(nóng)戶收入水平有關(guān)，說明泰州地區(qū)農(nóng)村信用社的金融資源已經(jīng)惠及有信用社貸款的農(nóng)戶。

表2 農(nóng)戶信用社貸款對不同地區(qū)農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著。

在南通和蘇州地區(qū)，是否從商業(yè)銀行貸款對農(nóng)戶經(jīng)營性收入具有顯著正向影響，但是否從農(nóng)村信用社貸款對農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響均不顯著。在其他條件不變的情況下，從商業(yè)銀行獲得貸款的農(nóng)戶比沒有獲得商業(yè)銀行貸款的農(nóng)戶的經(jīng)營性收入有所提高：南通地區(qū)提高了82.8%，蘇州地區(qū)提高了77.7%。這說明，從商業(yè)銀行獲得貸款，投資于農(nóng)業(yè)，明顯改善了南通、蘇州兩地農(nóng)戶的經(jīng)營性收入?？赡艿脑蛟谟?，蘇州、南通兩地經(jīng)濟發(fā)展水平相對較高，農(nóng)戶收入水平相對較高，更有利于從商業(yè)銀行獲得貸款。

此外，其他控制變量的估計結(jié)果與分收入群組模型基本一致。其中，生產(chǎn)要素中土地與農(nóng)資的增收效應(yīng)顯著，但勞動與資本影響不大；而且，非農(nóng)收入在所有地區(qū)都呈現(xiàn)了對農(nóng)業(yè)收入的替代效應(yīng)(在蘇州、揚州的擠出程度最高)。分收入群組以及分地區(qū)樣本的控制變量的估計結(jié)果同樣顯示了本研究估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

結(jié)論與政策啟示

本文從生產(chǎn)視角研究農(nóng)村信用社貸款的收入效應(yīng)，分析農(nóng)村信用社貸款影響農(nóng)戶經(jīng)營性收入的作用機理，借助線性回歸模型，根據(jù)江蘇五市低收入農(nóng)戶、中等收入農(nóng)戶、高收入農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，驗證“是否從農(nóng)村信用社貸款”這一虛擬變量對農(nóng)戶經(jīng)營性收入的影響。結(jié)果顯示，農(nóng)村信用社貸款僅提高了中等經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)農(nóng)戶、中等收入水平農(nóng)戶的經(jīng)營性收入水平，在對低收入農(nóng)戶的貸款扶持方面仍存在缺口，這部分弱勢群體依然存在貸款難的問題。因此，農(nóng)村信用社進一步改革發(fā)展的重點方向：

一是農(nóng)信社貸款應(yīng)更多地向低收入農(nóng)戶傾斜。當(dāng)前的農(nóng)村信用社改革并沒有惠及全體農(nóng)戶，而是產(chǎn)生了福利分配效應(yīng)，中等收入農(nóng)戶從農(nóng)村信用社貸款中獲得了福利提升，而低收入農(nóng)戶并沒享受到農(nóng)村信用社這種支農(nóng)金融服務(wù)的益處。對于改善當(dāng)前的農(nóng)村福利分配而言，農(nóng)村信用社貸款需要更好地體現(xiàn)出扶貧功能，向低收入農(nóng)戶提供更多的信貸資源、擴大對低收入農(nóng)戶的貸款規(guī)模，從而實現(xiàn)整個農(nóng)戶群體的帕累托改進。

二是建設(shè)完善的農(nóng)村信用體系，培育農(nóng)民信用意識。重視構(gòu)建農(nóng)村信用體系，通過宣傳等措施逐步強化農(nóng)民的守信意識。參照貸戶信用檔案管理機制，在農(nóng)村地區(qū)逐步推行貸戶信用檔案管理。根據(jù)信用檔案的記錄，金融機構(gòu)可以在向農(nóng)戶提供金融支持時掌握更多的信息，并且給信用良好的農(nóng)戶提供更加充分的金融支持。

三是完善貸款抵押機制，擴大貸款抵押范圍。擴大農(nóng)村互助擔(dān)保組織規(guī)模，鼓勵新型農(nóng)村經(jīng)濟組織擔(dān)任農(nóng)戶貸款申請時的擔(dān)保主體，并積極開展農(nóng)村產(chǎn)業(yè)大戶、龍頭企業(yè)的訂單擔(dān)保貸款，擴大貸款抵押范圍。加快完善農(nóng)村土地管理制度，規(guī)范農(nóng)村土地抵押登記程序，建立農(nóng)村土地價值評估專業(yè)機構(gòu)，加強農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場建設(shè)，從土地視角解決農(nóng)戶缺乏信用社可接受的抵押物的難題，確保低收入農(nóng)戶也能獲得信用社的貸款，從而為提高福利水平創(chuàng)造條件。

①Beck T.H.L.,Demirgüc-Kunt A., Levine R.A.， “Finance， inequality， and the poor”,J.Econ.Growth, 2007， 12(1),pp.27～49.

②Galor O. Zeira J., “Income Distribution and Macroeconomics”，ReviewofEconomicsStudies， 1993, 60(1),pp.35～52.

③Li H.,Squire L., Heng-fu Z., “Explaining international and intertemporal variations in income inequality”，Econ.J., 1998,8,pp.26～43.

④Mookerjee R., Kalipioni P., “Availability of Financial Services and Income Inequality: The Evidence from Many Countries”，EmergingMarketsReview， 2010,11(4), pp.404～408.

⑤謝慶健、褚保金、應(yīng)瑞瑤、張茹：《改革中求發(fā)展:農(nóng)村信用合作社股份制改造個案研究——以常熟市農(nóng)村信用合作社改制為例》，《金融研究》2002年第2期；謝平、徐忠、沈明高：《公共財政、金融支農(nóng)與農(nóng)村金融改革——基于貴州省及其樣本縣的調(diào)查分析》，《經(jīng)濟研究》2006年第4期。

⑥褚保金、程恩江、卞月波：《江蘇省農(nóng)村信用社改革實踐研究》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2004年第8期；蕈道愛、李興發(fā)：《基于SBM—Undesirable模型的我國農(nóng)村信用社改革績效評價》，《金融研究》2009年第10期。

⑦張兵、張寧：《農(nóng)村非正規(guī)金融是否提高了農(nóng)戶的信貸可獲性?——基于江蘇1202戶農(nóng)戶的調(diào)查》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2012年第10期。

⑧李銳、朱喜：《農(nóng)戶金融抑制及其福利損失的實證分析》，《經(jīng)濟研究》2007年第2期。