農(nóng)業(yè)補貼、非正規(guī)金融是否刺激了農(nóng)戶正規(guī)信貸需求？

劉勇 李睿

摘 要：信貸約束在我國農(nóng)村普遍存在，農(nóng)業(yè)補貼和農(nóng)村非正規(guī)金融能否有效緩解農(nóng)村信貸約束有待驗證。將農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求分為有效信貸需求、潛在信貸需求和隱蔽信貸需求，以CHFS調(diào)查的2 973戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)業(yè)家庭為樣本，運用加權(quán)Probit 模型考察農(nóng)業(yè)補貼和非正規(guī)金融對我國農(nóng)戶正規(guī)信貸需求的影響，結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補貼和非正規(guī)金融都刺激了農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求。應(yīng)適當增強農(nóng)業(yè)補貼力度，積極引導(dǎo)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展，努力提高農(nóng)民收入，以進一步緩解農(nóng)村信貸約束。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)補貼；非正規(guī)金融；正規(guī)金融；正規(guī)信貸需求；信貸約束；有效信貸需求；潛在信貸需求；隱蔽信貸需求

中圖分類號：F832.36；F323.8 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2018）02-0009-08

一、引言

發(fā)展中國家農(nóng)戶受到廣泛的正規(guī)信貸約束已成共識（Iqbak，1983；顧寧等，2012）[1-2]，較為普遍、也容易理解的解釋是農(nóng)戶（尤其是貧困農(nóng)戶）受到了嚴重的正規(guī)信貸供給不足。然而，Kochar（1995）發(fā)現(xiàn)， 一些農(nóng)戶確實對正規(guī)貸款產(chǎn)品沒有需求，其貸款少是因為信貸需求不足[3]。黃祖輝等（2007）對中國農(nóng)戶的研究也證實了這一點，只有35.7 %的樣本農(nóng)戶存在正規(guī)信貸需求，因而單純通過增加信貸供給來追求貸款覆蓋面的做法是低效的，因為覆蓋面的擴大需要以信貸市場參與度的提高為前提，而市場參與又以農(nóng)戶對正規(guī)信貸存在需求為必要條件[4]。因此，如何擴大農(nóng)戶的信貸市場參與度，刺激農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求，以緩解農(nóng)戶的“自我信貸約束”，是政策制定者需要關(guān)注的問題。不少研究者也意識到這一點（李成友等，2016；嚴太華等，2015）[5-6]，并且從不同角度對影響農(nóng)戶正規(guī)信貸需求的因素進行了實證分析，如基于農(nóng)戶特征視角（李丹等，2013；胡金焱等，2014）[7-8]、外部環(huán)境視角（張海洋等，2012）[9]、農(nóng)戶需求與機構(gòu)供給雙重視角（Boucher et al，2007；劉西川等，2009）[10-11]等，這些研究都得出了一些有益的結(jié)論，并提出了一些相應(yīng)的政策建議。

黨的十九大提出要實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，將進一步加大對農(nóng)業(yè)、農(nóng)村發(fā)展的支持。給予農(nóng)戶直接的實物或者貨幣補貼（即農(nóng)業(yè)補貼），是國家緩解農(nóng)戶信貸約束的重要舉措。不過根據(jù) Ciaian等（2011）的研究，農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)戶信貸需求的影響要視具體的補貼模式而定，如果在生產(chǎn)季節(jié)之初補貼會對信貸需求產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而在生產(chǎn)季節(jié)之末補貼則會產(chǎn)生促進效應(yīng)[12]。熊娜等（2011）的研究也表明，農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)村金融市場存在一定的擠出效應(yīng)，會抑制農(nóng)戶的信貸需求[13]。還有不少學者認為由于忽視了農(nóng)戶獲得的多種非正規(guī)金融支持，而非正規(guī)金融一定程度上抑制了農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求，因而研究者往往會夸大農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求（黃祖輝等，2007；陳鵬等，2011）[4][14]。

事實上，目前我國農(nóng)戶融資來源中非正規(guī)金融的比例較大。根據(jù)郭沛（2004）、蘇士儒和段成東（2005）的研究，農(nóng)戶融資的70%來自于非正規(guī)金融[15-16]，胡楓和陳玉宇（2012）的研究表明該比例甚至達到了80%左右[17]。同時，鑒于農(nóng)業(yè)補貼政策的長期存在，為提高農(nóng)業(yè)補貼政策效能，2015 年國家啟動農(nóng)業(yè)“三項補貼”改革，將種糧直補、農(nóng)資綜合補貼、良種補貼合并為“農(nóng)業(yè)支持保護補貼”（呂新業(yè) 等，2017）[18]；并且黨的十九大提出了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，以后將繼續(xù)強化農(nóng)業(yè)補貼政策。因此，有必要進一步關(guān)注農(nóng)村非正規(guī)金融以及農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)戶融資行為的影響。具體到本文，將基于對我國2 973戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，實證檢驗農(nóng)業(yè)補貼和非正規(guī)金融對農(nóng)戶正規(guī)信貸需求的影響。

二、理論基礎(chǔ)

對于農(nóng)戶受到的信貸約束問題，長期以來，我國農(nóng)村金融發(fā)展的重點是增加金融供給的主體或數(shù)量，比如倡導(dǎo)各類新型金融機構(gòu)、鼓勵新增存款的一定比例流向農(nóng)村等。然而，這種側(cè)重于金融供給的發(fā)展成效卻不盡如人意，農(nóng)戶的融資困境并未得到有效改善（李慶海等，2012；張寧等，2014）[19-20]。一些學者開始基于農(nóng)戶信貸需求的視角研究農(nóng)戶受到的信貸約束問題。劉西川等（2009）提出了一個概念清楚的分析框架，就農(nóng)戶對正規(guī)信貸的需求進行識別和分類，將農(nóng)戶的信貸需求細分為有效信貸需求、潛在信貸需求和隱蔽信貸需求，并且認為在調(diào)查地區(qū)大量農(nóng)戶具有潛在的和隱蔽的正規(guī)信貸需求，其占有理想貸款需求農(nóng)戶的60%、總樣本農(nóng)戶的26% [11]。農(nóng)戶由于風險規(guī)避和認知偏差等原因而壓抑自身信貸需求，甚至未去申請貸款或者申請后主動放棄（Boucher et al，2008；程郁等，2009）[21-22]；而社會資本有助于農(nóng)戶克服心理門檻，將這種潛在的、隱蔽的信貸需求表現(xiàn)出來，轉(zhuǎn)化為有效信貸需求（李慶海等，2016）[23]。

米運生等（2017）認為，農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以提高我國農(nóng)戶的信貸可得性，并使農(nóng)戶的融資行為趨于正規(guī)化[24]；黃惠春等（2015）考察了農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點對農(nóng)戶信貸可得性的影響，結(jié)果表明試點村的農(nóng)戶信貸需求率和貸款發(fā)生率均高于非試點村，不過當前農(nóng)地抵押貸款發(fā)生率偏低，其預(yù)期效果并不顯著[25]。張龍耀等（2015）的研究也得出類似的結(jié)論[26]。嚴太華等（2015）認為，農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)有助于農(nóng)戶獲得正規(guī)信貸。不過這些研究關(guān)注的都是農(nóng)戶的正規(guī)的有效信貸需求。一些學者根據(jù)我國農(nóng)村的實際情況，從正規(guī)與非正規(guī)金融的角度來分析農(nóng)戶的信貸需求問題[6]。吳雨等（2016）的研究表明，中國農(nóng)村信貸市場主要表現(xiàn)為有信貸需求的農(nóng)戶比例較高，但獲得正規(guī)信貸的農(nóng)戶比例較低，有正規(guī)信貸需求的農(nóng)戶中未申請貸款的農(nóng)戶比例較高（即潛在的與隱蔽的信貸需求較多），有效信貸需求不足；有非正規(guī)信貸需求的農(nóng)戶比例非常高，有信貸需求的農(nóng)戶中偏好從非正規(guī)渠道融資的農(nóng)戶比例較高[27]。劉西川等（2014）實證考察了農(nóng)戶信貸市場中正規(guī)與非正規(guī)部門之間的關(guān)系，結(jié)果表明正規(guī)部門與非正規(guī)部門存在互補關(guān)系，且這種關(guān)系在貸款對象為富裕群體時更加明顯[28]。陳鵬等（2011）對全國10個省區(qū)的2萬份調(diào)查問卷的分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民正規(guī)與非正規(guī)金融機構(gòu)貸款具有很強的替代性[14]。丁志國等（2014）認為，農(nóng)戶融資選擇過程中更加傾向民間渠道是在充分信息條件下被動選擇的結(jié)果，而非農(nóng)戶融資的主觀偏好[29]。

關(guān)于農(nóng)業(yè)補貼能否緩解農(nóng)戶信貸約束，Goodwin等（2006）基于1998—2001 年美國農(nóng)業(yè)資源管理調(diào)查（Agricultural Resource Management Survey，ARMS）的微觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)補貼有利于降低受到嚴重信貸約束農(nóng)戶的土地閑置面積[30]。即使無法直接緩解信貸約束，農(nóng)業(yè)補貼仍可通過促進土地增值增加抵押品供給來緩解農(nóng)戶的信貸約束（Roe et al，2002）[31]。Roberts等（2003）和 Kirwan（2009）的研究均發(fā)現(xiàn)了農(nóng)業(yè)補貼資本化為土地租金的證據(jù)[32-33]。李江一（2016）認為，當前我國的農(nóng)業(yè)補貼不具有緩解農(nóng)戶信貸約束或通過改變農(nóng)戶風險偏好而促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的作用，但若在實施農(nóng)業(yè)補貼的同時促進農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營或降低務(wù)農(nóng)機會成本或?qū)⒀a貼向糧食主產(chǎn)區(qū)傾斜，可提高其政策效果[34]。熊娜等（2011）的研究則表明，農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)村金融市場存在一定的擠出效應(yīng)[13]。黃祖輝等（2007）的研究結(jié)果表明，我國農(nóng)戶的信貸需求（無論是正規(guī)的還是非正規(guī)的）偏向于消費性用途，而國家推行的是以一年期短期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性貸款為主的農(nóng)業(yè)信貸補貼，會造成“消費性需求，生產(chǎn)性補貼”的金融錯配局面[4]。

從理論上講，農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)戶正規(guī)信貸需求存在以下幾個方面的影響：一是直接為農(nóng)戶提供生產(chǎn)（消費）資金，因而抑制農(nóng)戶正規(guī)信貸需求；二是可以增加農(nóng)戶資本（抵押作用），從而促進農(nóng)戶正規(guī)信貸需求；可以彌補農(nóng)戶對信貸資金需求交易成本，因而刺激農(nóng)戶正規(guī)信貸資金需求；能分擔農(nóng)戶信貸資金所面臨的風險，即刺激農(nóng)戶信貸需求。因此，從整體上來看，農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)戶正規(guī)信貸需求的影響難以確定。非正規(guī)金融對農(nóng)戶正規(guī)信貸需求的影響也存在類似的不確定性。馬曉青等（2012）從融資渠道偏好的角度分析了農(nóng)戶的信貸需求，發(fā)現(xiàn)戶主年齡越大、承包土地面積越多、家庭人均資產(chǎn)越高以及有正規(guī)渠道融資經(jīng)歷的農(nóng)戶，其對正規(guī)融資渠道的偏好越強。而人均收入較高的家庭以及合作社成員則偏好于非正規(guī)渠道融資。就信貸需求而言，非正規(guī)金融與正規(guī)金融之間存在相互影響[35]。已有大量研究深入探討了正規(guī)信貸部門與非正規(guī)信貸之間的關(guān)系，二者之間既可能存在替代關(guān)系（Kochar，1997）[3]，也可能存在互補關(guān)系（Bose，1998；Andersen et al，2006）[36-37]，目前仍未有共識。

綜上所述，國內(nèi)外學者對農(nóng)戶信貸需求的研究為本文的分析提供了很好的借鑒，不過仍有值得進一步研究之處：首先，目前的大部分研究重點關(guān)注于農(nóng)戶有效信貸需求（通過信貸申請的方式體現(xiàn)），對其潛在的、隱蔽的信貸需求關(guān)注不足，在一定程度上低估了農(nóng)戶真實的信貸需求；其次，農(nóng)村非正規(guī)金融對農(nóng)戶的正規(guī)信貸是有益的支持（補充）還是無序的干擾（替代），目前并無定論；最后，農(nóng)業(yè)補貼作為各國通行的支農(nóng)措施，是否達到了刺激農(nóng)戶正規(guī)信貸需求的目的還有待進一步驗證。有鑒于此，本文在對農(nóng)戶正規(guī)信貸需求進行識別與分類的基礎(chǔ)上，基于大樣本農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)考察農(nóng)業(yè)補貼和非正規(guī)金融對我國農(nóng)戶正規(guī)信貸需求的影響，以期為進一步緩解農(nóng)戶信貸約束提供經(jīng)驗依據(jù)和政策參考。

三、實證分析

1.農(nóng)戶正規(guī)信貸需求的識別與分類

根據(jù)劉西川等人（2009）的研究，一旦生產(chǎn)或消費受到自有資金限制，農(nóng)戶就有借貸的需要；如果利息高于資本邊際收益，農(nóng)戶只存在對資金的需要而沒有需求；如果資本邊際收益高于需支付的利息，農(nóng)戶則會產(chǎn)生信貸需求[11]。進而可分為以下三類信貸需求：一是有效信貸需求，通過已申請貸款的方式表現(xiàn)出來；二是潛在信貸需求，需求受到了利息以外的其它交易成本的限制；三是隱蔽信貸需求，考慮到抵押和風險方面的因素，

表2 農(nóng)戶認為申請也得不到貸款的原因

表3 農(nóng)戶的有效信貸需求、潛在信貸需求以及隱蔽信貸需求

需求受到了

非價格因素的限制。根據(jù)2011年西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）中關(guān)于農(nóng)戶銀行信貸需求的問卷資料，在2 973戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)業(yè)家庭中，2 344戶沒有申請貸款，占調(diào)查樣本的78.84%；21.16%的樣本農(nóng)戶（629戶）申請過正規(guī)金融機構(gòu)貸款，其中獲得貸款的有201戶，申請被拒絕的有428戶。再根據(jù)農(nóng)戶未申請貸款的原因（見表1）和農(nóng)戶認為申請也得不到貸款的原因（見表2），可得到樣本農(nóng)戶有效信貸需求、潛在信貸需求和隱蔽信貸需求的分布

（見表3）。

2.變量設(shè)置和模型構(gòu)建

本文采用Probit模型進行估計，農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求為被解釋變量，解釋變量與控制變量的描述見表4。

表4 變量設(shè)置和說明

由表5可知，通過Spearman、Pearson和Kendall相關(guān)性檢驗，變量之間的相關(guān)性不高，不存在多重共線性；而Breusch-Pagan檢驗、Bartlett同方差檢驗和Kruskal-Wallis秩和檢驗結(jié)果表明，數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出明顯的異方差性。為了提高模型的精確度，根據(jù)被解釋變量的分布特點，選取加權(quán)Probit模型進行分析。

表5 各變量的VIF值

3.結(jié)果分析

從表6可以看出，農(nóng)業(yè)補貼對正規(guī)信貸需求

表6 農(nóng)戶正規(guī)信貸需求影響因素（加權(quán)Probit模型）

注：*代表10%水平下顯著，** 代表5%水平下顯著，*** 代表1%水

具平下顯著。

有正向的促進作用。由于農(nóng)業(yè)補貼大多數(shù)是事后補貼，增加了農(nóng)戶的資本，起到了信貸抵押的作用，從而增加了農(nóng)戶信貸需求，這與Ciaian等（2011） 的研究結(jié)論相似[12]。雖然農(nóng)業(yè)補貼的作用顯著，但絕大多數(shù)農(nóng)業(yè)補貼金額位于250～500元之間，總體效應(yīng)需要加強。非正規(guī)金融方面，基于親朋好友之間以及其他民間集資借貸提高了農(nóng)戶對正規(guī)信貸的需求，這與劉西川等（2014）的觀點相近，該研究認為農(nóng)村正規(guī)金融與非正規(guī)金融之間存在互補性，從一個部門獲得信貸可以增大從另一個部門的信貸獲得性[28]。

此外，在控制變量中，金融資產(chǎn)、車輛以及房產(chǎn)等實物資產(chǎn)對正規(guī)信貸需求具有抑制作用，合理的解釋是，具有較多資產(chǎn)的農(nóng)戶在有資金需求時首先傾向于內(nèi)部資金積累。在其他控制變量中，人均收入、家庭負債、風險偏好、是否工作、政治面貌、戶主性別、戶主戶口和學歷等都對農(nóng)戶正規(guī)信貸需求產(chǎn)生了刺激作用，而對未來的經(jīng)濟預(yù)期、戶主年齡等對農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求具有抑制作用。

4.穩(wěn)健性檢驗

表7是采用Logistic模型的回歸結(jié)果。相比加權(quán)Probit模型，Logistic回歸模型的整體擬合程度和單個變量的統(tǒng)計顯著性均出現(xiàn)不同程度的降低，顯然加權(quán)Probit模型能更好擬合樣本數(shù)據(jù)，具有較強的解釋能力。無論是加權(quán)Probit模型還是Logistic模型都表明，農(nóng)業(yè)補貼和非正規(guī)金融在一定程度上都會提高農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求，說明本文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 農(nóng)戶正規(guī)信貸需求影響因素（Logistic模型）

注：* 代表10%水平下顯著，** 代表5%水平下顯著，*** 代表1%水平下顯著。

四、政策建議

本文分析表明，農(nóng)業(yè)補貼和非正規(guī)金融會刺激我國農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求，基于此提出以下政策建議：一是適當增強農(nóng)業(yè)補貼力度。農(nóng)業(yè)補貼變相增加了農(nóng)戶資產(chǎn)，可以直接提供生產(chǎn)（消費）資金、彌補交易成本或者分擔交易風險，從而提高其獲得正規(guī)信貸的可能性。我國的農(nóng)業(yè)補貼主要是生產(chǎn)性補貼，因而通過“農(nóng)業(yè)補貼—刺激農(nóng)業(yè)信貸需求—擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)”的路徑，農(nóng)業(yè)補貼起到了很好的政策性引導(dǎo)作用。不過目前的農(nóng)業(yè)補貼力度有限（戶均250～500元），政策效果不明顯。因而從政策資金引導(dǎo)作用的角度來看，需要加強農(nóng)業(yè)補貼力度。二是積極引導(dǎo)農(nóng)村非正規(guī)金融發(fā)展。農(nóng)村非正規(guī)金融與正規(guī)金融具有互補性，非正規(guī)金融顯著促進了農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求。農(nóng)村正規(guī)金融與非正規(guī)金融各具優(yōu)勢，因而在擴大正規(guī)金融支農(nóng)的同時，應(yīng)積極引導(dǎo)非正規(guī)金融的發(fā)展，使二者發(fā)揮良好的“1+1>2”的協(xié)同支農(nóng)作用。三是努力提高農(nóng)民收入。房產(chǎn)、車輛等實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)是家庭財富的積累，是農(nóng)戶內(nèi)源性資金的重要來源，可以減少農(nóng)戶對外部信貸的依賴。因此，提高農(nóng)民的財產(chǎn)性收入、經(jīng)營性收入和工資性收入，增加農(nóng)戶財富積累，將在很大程度上緩解其受到的信貸約束。

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Whether Are Agricultural Subsidy and Non-formal

Finance Stimulating Regular Credit Demand of Farmers？

—Empirical Analysis Based on CHFS Survey Data

LIU Yong1， LI Rui2

（1.School of Art， Law and Economics， Wuhan University of Science and Technology， Hubei Wuhan 430081， China；

2.School of Economics， Peking University， Beijing 100871， China）

Abstract： Credit restriction is popular in the countryside and whether agricultural subsidy and non-formal finance can mitigate credit restriction needs to be tested. The formal credit demand of farmers is classified into effective credit demand， potential credit demand and concealed credit demand， by taking 2973 farming households under CHFS survey as samples， by using weighted Probit model， the influence of agricultural subsidy and non-formal finance on formal credit demand of Chinas farming households is examined， and the results show that both agricultural subsidy and non-formal finance stimulate the formal credit demand of the farming households. China should suitably increase agricultural subsidy， actively guide the development of rural non-formal finance， and boost the income of farmers so as to further ease rural credit restriction.

Key words： agricultural subsidy； non-formal finance； formal finance； formal credit demand； credit restriction； effective credit demand； potential credit demand； concealed credit demand

CLC number：F832.36；F323.8 Document code： A Article ID： 1674-8131（2018）02-0009-08