信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響
——基于黑龍江省353家農(nóng)民合作社的調(diào)查

■萬博文，郭翔宇

一、引言及文獻(xiàn)綜述

農(nóng)民合作社體現(xiàn)了合作的本源與農(nóng)民的意愿，對實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接具有重要意義。2020年，習(xí)近平總書記在吉林考察時(shí)強(qiáng)調(diào)，農(nóng)民合作社是市場經(jīng)濟(jì)條件下發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營、發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的有效組織形式。但是，農(nóng)民合作社的生產(chǎn)與經(jīng)營受到諸多因素制約，“融資難”是其中之一，它嚴(yán)重地制約了農(nóng)民合作社的高質(zhì)量發(fā)展。2021年，中國人民銀行、中央農(nóng)辦、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部、財(cái)政部、銀保監(jiān)會和證監(jiān)會六部門發(fā)布《關(guān)于金融支持新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展的意見》指出，做好農(nóng)民合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體金融服務(wù)，對于鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果、助力鄉(xiāng)村全面振興和農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化、構(gòu)建新發(fā)展格局具有重要意義。

近些年來，國內(nèi)關(guān)于農(nóng)民合作社績效的研究主要集中在測算及影響因素分析上，現(xiàn)已取得大量成果。在績效測算方面，普遍通過構(gòu)建指標(biāo)體系對農(nóng)民合作社績效進(jìn)行評價(jià)，但具體的測算方式有所不同：徐旭初（2009）從組織運(yùn)行、運(yùn)營活動等維度測算；陳共榮等（2014）基于平衡計(jì)分卡理論從財(cái)務(wù)、顧客等維度測算；楊大蓉（2015）運(yùn)用層次分析法，從財(cái)務(wù)、市場等維度測算；喬金友等（2020）從經(jīng)濟(jì)、社會和組織維度測算。在影響因素分析方面，黃勝忠等（2008）分析股權(quán)結(jié)構(gòu)等治理機(jī)制對績效的影響，發(fā)現(xiàn)治理機(jī)制對農(nóng)民合作社績效有顯著影響，表明完善治理機(jī)制有助于提升農(nóng)民合作社績效。周振和孔祥智（2015）對黑龍江省克山縣仁發(fā)農(nóng)機(jī)合作社進(jìn)行案例分析，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部治理機(jī)制中盈余分配制度能夠通過對要素所有者的正向激勵提升農(nóng)民合作社績效。除治理機(jī)制外，農(nóng)民合作社績效也受到社會責(zé)任、社會資本的影響（張穎等，2021；梁巧等，2014）。在融資方面，金融機(jī)構(gòu)缺乏對農(nóng)民合作社規(guī)范的信用評級策略，而農(nóng)民合作社缺乏金融機(jī)構(gòu)認(rèn)可的抵押質(zhì)押品，其實(shí)物資產(chǎn)難以準(zhǔn)確估值，因此，農(nóng)民合作社面臨“融資難”的問題，嚴(yán)重制約其成長與發(fā)展（中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行調(diào)研組，2020）。在農(nóng)民合作社信貸可得性的影響因素中，服務(wù)內(nèi)容等為表層因素，債務(wù)狀況等為中層因素，病蟲害或疾病防治措施是否到位等為深層根源原因（李晴和楊立社，2019）。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對農(nóng)民合作社“融資難”及其如何影響績效問題進(jìn)行了大量討論，但主要采用理論分析方法。而農(nóng)民合作社是否面臨信貸約束與其績效水平之間可能存在反向因果關(guān)系，僅采用理論分析方法難以剝離反向因果帶來的估計(jì)偏差。此外，中國鄉(xiāng)村社會的差序格局結(jié)構(gòu)與信貸市場的正規(guī)信貸缺口共同催生了大量的民間借貸。農(nóng)民合作社不僅面臨正規(guī)信貸約束，還可能面臨非正規(guī)信貸約束，已有研究中，對非正規(guī)信貸約束的討論相對較少。本文將實(shí)證分析農(nóng)民合作社面臨的信貸約束對其績效的影響效應(yīng)，探討不同類型信貸約束對農(nóng)民合作社績效影響效應(yīng)的差異，并分析不同績效水平下信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響差異。

二、信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響機(jī)理與理論假說

（一）信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響機(jī)理

1.信貸約束通過抑制農(nóng)民合作社購買農(nóng)業(yè)機(jī)械降低農(nóng)民合作社績效

作為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，農(nóng)民合作社在實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接過程中的價(jià)值不僅體現(xiàn)在農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)和流通環(huán)節(jié)，而且體現(xiàn)在為農(nóng)戶提供優(yōu)質(zhì)的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)方面。一方面，在生產(chǎn)和流通環(huán)節(jié)，農(nóng)民合作社通過引進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營，提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，獲得更高的生產(chǎn)經(jīng)營性收入，從而提升績效水平。另一方面，面對一些地區(qū)土地分散的特性以及大規(guī)模連片土地短時(shí)期難以實(shí)現(xiàn)流轉(zhuǎn)的現(xiàn)實(shí)狀況，農(nóng)民合作社憑借自身優(yōu)勢為農(nóng)戶提供種植、灌溉、施肥、收割等專業(yè)化服務(wù)并收取相應(yīng)的服務(wù)性收入。這既提升了農(nóng)戶生產(chǎn)能力，又提升了農(nóng)民合作社績效。但是，如果農(nóng)民合作社不具有農(nóng)業(yè)機(jī)械，那么農(nóng)民合作社在生產(chǎn)、流通和服務(wù)等領(lǐng)域的價(jià)值就難以實(shí)現(xiàn)，農(nóng)民合作社的成長與發(fā)展就會受到限制。因此，農(nóng)業(yè)機(jī)械作為農(nóng)民合作社生產(chǎn)和經(jīng)營活動所需要的物質(zhì)資本，對農(nóng)民合作社成長與發(fā)展有重要支撐作用，是影響農(nóng)民合作社績效的重要因素。

農(nóng)民合作社作為農(nóng)民自愿聯(lián)合、民主管理的互助性經(jīng)濟(jì)組織，其成員的出資方式具有多樣性。成員不僅能夠以貨幣出資，而且能夠以實(shí)物等可以用貨幣估價(jià)且依法轉(zhuǎn)讓的非貨幣財(cái)產(chǎn)出資。同時(shí)，農(nóng)民合作社發(fā)起成立的條件不包括注冊資本。因此，農(nóng)民合作社持有的現(xiàn)金流量有限，擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模和為農(nóng)戶提供專業(yè)化服務(wù)的生產(chǎn)和經(jīng)營活動會使農(nóng)民合作社產(chǎn)生大量的信貸資金需求。信貸約束會成為農(nóng)民合作社成長與發(fā)展的制約因素，從而阻礙農(nóng)民合作社績效的提升。

2.信貸約束通過抑制農(nóng)民合作社引進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)降低農(nóng)民合作社績效

能否引進(jìn)先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)是影響農(nóng)民合作社績效的重要因素。在經(jīng)營收入方面，農(nóng)民合作社通過引進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素之間的相互替代，提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)，從而增加農(nóng)民合作社的經(jīng)營收入，提升農(nóng)民合作社績效；在入社農(nóng)戶收入方面，農(nóng)民合作社通過培訓(xùn)等方式指導(dǎo)入社農(nóng)戶采用先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)或?yàn)檗r(nóng)戶提供技術(shù)領(lǐng)域的服務(wù)，提升農(nóng)戶生產(chǎn)能力，帶動農(nóng)戶增加收入，進(jìn)而提升農(nóng)民合作社績效；在生產(chǎn)成本方面，農(nóng)民合作社通過科學(xué)地利用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)廢棄物改變要素投入，降低對化肥等生產(chǎn)資料的依賴，從而降低生產(chǎn)成本，提升農(nóng)民合作社績效。

農(nóng)民合作社在生產(chǎn)或服務(wù)領(lǐng)域呈現(xiàn)出的規(guī)模化經(jīng)營趨勢會催生對從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力需求的增加。在農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的背景下，農(nóng)民合作社迫切需要引進(jìn)先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)維持正常生產(chǎn)和經(jīng)營活動，以形成對相對短缺的勞動力要素的替代效應(yīng)。但是，引進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的成本較高，而信貸約束的存在使農(nóng)民合作社難以通過獲得信貸資金引進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)，這會成為提升農(nóng)民合作社績效的制約因素。

3.信貸約束通過抑制農(nóng)民合作社聘用職業(yè)經(jīng)理降低農(nóng)民合作社績效

與分散經(jīng)營的農(nóng)戶相比，農(nóng)民合作社的經(jīng)營規(guī)模和輻射范圍更大，因此需要通過聘用農(nóng)業(yè)職業(yè)經(jīng)理將現(xiàn)代管理理念滲透其日常經(jīng)營和管理之中，并且建立起科學(xué)、完整、全面的管理體系，使農(nóng)民合作社的經(jīng)營機(jī)制更加民主、完善，提升入社農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性，從而不斷帶動農(nóng)戶增產(chǎn)增收，增加農(nóng)民合作社經(jīng)營收入。因此，聘用職業(yè)經(jīng)理是改善農(nóng)民合作社的經(jīng)營管理狀況、提升農(nóng)民合作社績效的重要人力資本因素。但是，從事農(nóng)民合作社生產(chǎn)和經(jīng)營的職業(yè)經(jīng)理較為稀缺，聘用成本較高。同時(shí)，信貸約束的存在使農(nóng)民合作社難以獲得足夠的信貸資金支付聘用成本。這使農(nóng)民合作社的成長與發(fā)展受到人力資本因素的制約，從而降低農(nóng)民合作社績效。

（二）理論假說

上述分析表明，信貸約束能夠通過抑制農(nóng)民合作社購買農(nóng)業(yè)機(jī)械、抑制農(nóng)民合作社引進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)和抑制農(nóng)民合作社聘用職業(yè)經(jīng)理三個途徑來降低農(nóng)民合作社績效。因此，提出如下假設(shè)。

H1：信貸約束對農(nóng)民合作社績效具有負(fù)向影響。

正規(guī)信貸是農(nóng)村信貸市場的主要組成部分，是農(nóng)民合作社申請并獲得貸款的主要來源。當(dāng)農(nóng)民合作社難以獲得正規(guī)信貸時(shí)，非正規(guī)信貸作為正規(guī)信貸的有益補(bǔ)充，也可提供維持農(nóng)民合作社生產(chǎn)和經(jīng)營活動所需信貸資金。據(jù)此，提出如下假設(shè)。

H2a：正規(guī)信貸約束對農(nóng)民合作社績效具有負(fù)向影響。

H2b：非正規(guī)信貸約束對農(nóng)民合作社績效具有負(fù)向影響。

H2c：與非正規(guī)信貸約束相比，正規(guī)信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響效應(yīng)更強(qiáng)。

成長與發(fā)展水平較高的農(nóng)民合作社具有經(jīng)營規(guī)?；头?wù)規(guī)模化的特征，面臨較高的生產(chǎn)成本和運(yùn)營成本，其信貸資金需求量也較大。充足的資金是農(nóng)民合作社經(jīng)營規(guī)?；头?wù)規(guī)?；谋匾獥l件，當(dāng)成長與發(fā)展水平較高的農(nóng)民合作社面臨信貸約束時(shí)，現(xiàn)有資金難以彌補(bǔ)其生產(chǎn)和運(yùn)營成本，導(dǎo)致這類農(nóng)民合作社會縮小經(jīng)營規(guī)模和服務(wù)規(guī)模，從而降低其績效水平。對于成長與發(fā)展水平較低的農(nóng)民合作社而言，其本身的規(guī)?；较鄬^低，當(dāng)其面臨信貸約束時(shí)，雖然也可能縮小經(jīng)營規(guī)模和服務(wù)規(guī)模，但限于生產(chǎn)和服務(wù)規(guī)?；鶖?shù)較小，為維持必要的業(yè)務(wù)運(yùn)轉(zhuǎn)，其經(jīng)營規(guī)模和服務(wù)規(guī)模的縮小幅度會相對較小。因此，信貸約束對這類農(nóng)民合作社的績效的影響效應(yīng)更弱。據(jù)此，提出如下假設(shè)。

H3：信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響效應(yīng)隨著農(nóng)民合作社績效水平的提高而增強(qiáng)。

三、農(nóng)民合作社績效指標(biāo)體系與測算

本文參考趙佳榮（2010）、包烏蘭托亞等（2017）等文獻(xiàn)的農(nóng)民合作社績效評價(jià)范式和指標(biāo)體系，經(jīng)過整理、對比和篩選，從經(jīng)濟(jì)、社會和生態(tài)三個維度構(gòu)建了六個指標(biāo)測算農(nóng)民合作社績效。具體而言，在經(jīng)濟(jì)維度，選取農(nóng)民合作社經(jīng)營收入增長率與成員通過農(nóng)民合作社獲得的平均收入增長率作為農(nóng)民合作社經(jīng)濟(jì)績效的測算指標(biāo)。借鑒《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計(jì)年報(bào)》的定義，將農(nóng)民合作社經(jīng)營收入界定為農(nóng)民合作社從事經(jīng)營性與服務(wù)性業(yè)務(wù)獲得的總收入。同時(shí)，將農(nóng)民合作社帶動成員增收界定為農(nóng)民合作社為成員提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的購買、使用，農(nóng)產(chǎn)品的加工、運(yùn)輸?shù)确?wù)導(dǎo)致的成員收入增加。在社會維度，選取農(nóng)民合作社開展科技文化知識培訓(xùn)人次的增長率與聘請工作人員數(shù)量的增長率作為農(nóng)民合作社社會績效的測算指標(biāo)。在生態(tài)維度，選取農(nóng)民合作社銷售環(huán)保型農(nóng)藥和化肥等工業(yè)投入品數(shù)量的增長率與生產(chǎn)無公害、綠色和有機(jī)農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量的增長率作為農(nóng)民合作社生態(tài)績效的測算指標(biāo)。

為了規(guī)避主觀賦權(quán)法的人為因素影響，采用客觀賦權(quán)法中的熵權(quán)法確定農(nóng)民合作社績效指標(biāo)權(quán)重：首先，對農(nóng)民合作社績效指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理；其次，計(jì)算每個指標(biāo)的信息熵；最后，根據(jù)信息熵計(jì)算每個指標(biāo)的權(quán)重。農(nóng)民合作社績效指標(biāo)與熵權(quán)法測算的權(quán)重如表1所示。

表1 農(nóng)民合作社績效指標(biāo)及其權(quán)重

四、模型構(gòu)建與變量設(shè)置

（一）樣本與數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)源自2020年6月—11月通過電話訪談、網(wǎng)絡(luò)問卷與實(shí)地走訪進(jìn)行的專項(xiàng)調(diào)研，調(diào)研對象集中在種植業(yè)農(nóng)民合作社，內(nèi)容覆蓋農(nóng)民合作社融資情況、經(jīng)營情況等問題。調(diào)研時(shí)用通俗、簡明的語言向受訪者逐一解釋問卷中正規(guī)金融、非正規(guī)金融、農(nóng)民合作社經(jīng)營收入等專業(yè)概念，引導(dǎo)受訪者正確理解問卷，使調(diào)研數(shù)據(jù)真實(shí)。調(diào)研依托三階段抽樣法，具體抽樣流程如下：第一階段，在黑龍江省下轄地級市中隨機(jī)抽取7個不同的市；第二階段，在每個市隨機(jī)抽取2—3個不同的縣；第三階段，在每個縣隨機(jī)抽取15—25個不同的農(nóng)民合作社。本次調(diào)研覆蓋了7個市18個縣，獲得農(nóng)民合作社樣本396家，剔除43個關(guān)鍵信息缺失和邏輯有誤的樣本后，剩余農(nóng)民合作社樣本353家，問卷有效率為89.14%。

（二）模型構(gòu)建

本文運(yùn)用最小二乘回歸模型實(shí)證分析信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響效應(yīng)以及正規(guī)信貸約束與非正規(guī)信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響差異，運(yùn)用條件混合估計(jì)模型分析信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響中可能存在的內(nèi)生性問題，并運(yùn)用分位數(shù)回歸模型分析不同績效水平下信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響差異。

1.最小二乘回歸模型

考慮到因變量農(nóng)民合作社績效屬于連續(xù)型變量，因此采用OLS模型分析信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響效應(yīng)：

其中，Performance代表第i個農(nóng)民合作社的績效，Credit代表第i個農(nóng)民合作社面臨的信貸約束情況，Control代表控制變量，α、β、γ為待估系數(shù)，μ為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

2.條件混合估計(jì)模型

受制于數(shù)據(jù)的有限性，所選取的自變量可能并不能包含影響農(nóng)民合作社績效的所有因素，而所遺漏的變量又可能與信貸約束相關(guān)，進(jìn)而引發(fā)模型的內(nèi)生性問題。同時(shí)，農(nóng)民合作社是否面臨信貸約束與其績效水平之間可能存在反向因果關(guān)系。上述可能存在的內(nèi)生性問題，將導(dǎo)致回歸模型的估計(jì)系數(shù)不一致。

由于信貸約束屬于離散型變量，因此，結(jié)合條件混合估計(jì)模型（CMP），運(yùn)用工具變量法緩解信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響中可能存在的內(nèi)生性問題。具體估計(jì)過程分為兩個階段：第一階段，尋找工具變量并估計(jì)其與內(nèi)生變量的相關(guān)性；第二階段，將內(nèi)生變量的擬合值代入模型進(jìn)行回歸，并根據(jù)內(nèi)生性檢驗(yàn)參數(shù)判別其外生性。若內(nèi)生性檢驗(yàn)參數(shù)Atanhrho_12統(tǒng)計(jì)量顯著異于0，則表明存在內(nèi)生性，使用CMP方法得到的估計(jì)結(jié)果更準(zhǔn)確；反之，參考OLS模型的估計(jì)結(jié)果即可。在工具變量選取方面，參考張璇等（2017）的研究，構(gòu)建“本縣其他農(nóng)民合作社信貸約束均值”變量，將之作為信貸約束的工具變量。

3.分位數(shù)回歸模型

OLS回歸的本質(zhì)是一種均值回歸，估計(jì)系數(shù)容易受到樣本極端值的影響，而分位數(shù)回歸（QR）可以提供條件分布的全面信息，并且更加穩(wěn)健。一般地，分位數(shù)回歸適用于“自變量對因變量的影響在因變量的不同水平上差異”的問題。本文將采用分位數(shù)回歸方法對模型（1）重新擬合。

（三）變量設(shè)置與描述性分析

1.核心自變量：信貸約束

基于Boucher et al.（2009）提出的誘導(dǎo)調(diào)查技術(shù)，結(jié)合柳凌韻等（2020）的識別程序逐步構(gòu)建農(nóng)民合作社信貸約束變量。首先，使用“2019年貴合作社是否需要向金融機(jī)構(gòu)申請貸款”題項(xiàng)將農(nóng)民合作社分為兩組，即有信貸需求和沒有信貸需求的農(nóng)民合作社。然后，對有信貸需求的農(nóng)民合作社，使用“2019年貴合作社是否從金融機(jī)構(gòu)獲得貸款”題項(xiàng)。若回答“是”，再詢問“獲得的貸款是否滿足需要”。對這一題項(xiàng)，若回答“否”，則表明該農(nóng)民合作社面臨供給型信貸約束，反之則未面臨信貸約束。對上一題項(xiàng)，若回答“否”，則表明該農(nóng)民合作社未獲得貸款，這時(shí)再詢問未獲得貸款的原因是“沒有主動申請”“申請后自動放棄”還是“申請但被拒絕”。若回答“沒有主動申請”或“申請后自動放棄”，則表明該農(nóng)民合作社面臨需求型信貸約束；若回答“申請但被拒絕”，則表明該農(nóng)民合作社面臨供給型信貸約束。

根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)，51.27%（181家）的農(nóng)民合作社面臨信貸約束，48.73%（172家）的農(nóng)民合作社未面臨信貸約束。在面臨信貸約束的農(nóng)民合作社中，79.56%（144家）的農(nóng)民合作社面臨供給型信貸約束，25.41%（46家）的農(nóng)民合作社面臨需求型信貸約束，4.97%（9家）的農(nóng)民合作社同時(shí)面臨供給型信貸約束和需求型信貸約束。在面臨信貸約束的農(nóng)民合作社中，75.69%（137家）的農(nóng)民合作社面臨正規(guī)信貸約束，53.04%（96家）的農(nóng)民合作社面臨非正規(guī)信貸約束，28.73%（52家）的農(nóng)民合作社同時(shí)面臨正規(guī)信貸約束和非正規(guī)信貸約束?？傮w來看，超出半數(shù)農(nóng)民合作社面臨著信貸約束，供給型信貸約束和正規(guī)信貸約束是農(nóng)民合作社信貸約束的兩種主要類型。

2.控制變量

為了剝離信貸約束之外的其他因素對農(nóng)民合作社績效的影響，選取理事長特征、組織特征和政策環(huán)境特征三類控制變量納入模型。其中：理事長特征包括培訓(xùn)經(jīng)歷和社會職務(wù)；組織特征包括合作模式和盈余分配；政策環(huán)境特征主要指當(dāng)?shù)卣畬r(nóng)民合作社的支持政策。此外，在控制變量中加入農(nóng)民合作社所在縣的虛擬變量，以進(jìn)一步控制其他因素對農(nóng)民合作社績效的潛在影響。主要變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)特征如表2所示。

表2 主要變量定義及其統(tǒng)計(jì)特征

五、信貸約束對農(nóng)民合作社績效影響的實(shí)證分析

（一）信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響效應(yīng)

為了檢驗(yàn)可能出現(xiàn)的多重共線性，計(jì)算不同自變量的皮爾遜相關(guān)系數(shù)與方差膨脹因子（VIF），發(fā)現(xiàn)大部分自變量相關(guān)度不高，最大的VIF為1.32，平均VIF為1.18，表明模型不存在明

顯的多重共線性。采用逐步回歸法，運(yùn)用OLS模型對模型（1）進(jìn)行擬合，得到結(jié)果如表3所示。表3列（1）—列（5）的似然比檢驗(yàn)的P值均為0.000，表明這5個回歸模型均是顯著的，即模型自變量整體上對因變量有顯著性影響。列（1）—列（5）信貸約束的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明信貸約束對農(nóng)民合作社績效有顯著負(fù)向影響。假設(shè)H成立。隨著逐步加入控制變量，信貸約束的系數(shù)的絕對值從22.778下降到17.716，表明所得回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。同時(shí)，隨著控制變量的逐步增加，R值從0.569逐步提高到0.685，表明擬合效果逐步提升，即控制變量的選擇是合理的。

表3 信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響效應(yīng)

考慮到信貸約束變量可能具有內(nèi)生性，采用CMP模型緩解內(nèi)生性偏誤。由于工具變量“本縣其他農(nóng)民合作社信貸約束均值”屬于縣域信貸約束水平，將縣級地區(qū)效應(yīng)納入模型可能導(dǎo)致多重共線性。為此，在模型中將縣級地區(qū)效應(yīng)調(diào)整為市級地區(qū)效應(yīng)進(jìn)行回歸，以緩解多重共線性，得到如表4所示的估計(jì)結(jié)果。第1列工具變量的系數(shù)為1.262，顯著為正，表明農(nóng)民合作社信貸約束情況與所在縣其他合作社密切相關(guān)，若本縣其他農(nóng)民合作社面臨的信貸約束情況越嚴(yán)重，則該農(nóng)民合作社越傾向于面臨信貸約束。第2列信貸約束的系數(shù)為-18.096，顯著為負(fù)，表明信貸約束對農(nóng)民合作社績效有顯著負(fù)向影響。此外，其他控制變量的系數(shù)與OLS模型的估計(jì)結(jié)果基本一致。CMP模型的第一階段回歸中Atanhrho_12統(tǒng)計(jì)量為0.035，并不顯著異于0，表明模型不存在明顯的內(nèi)生性，參考OLS模型的估計(jì)結(jié)果即可。

表4 信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響效應(yīng)：內(nèi)生性討論

（二）正規(guī)信貸約束與非正規(guī)信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響差異

為了驗(yàn)證假設(shè)H2a—H2c，采用OLS模型進(jìn)行擬合，結(jié)果如表5所示。第1列中正規(guī)信貸約束的系數(shù)為-12.723，第2列中非正規(guī)信貸約束的系數(shù)為-8.597，且顯著為負(fù)。說明正規(guī)信貸約束與非正規(guī)信貸約束對農(nóng)民合作社績效均有顯著負(fù)向影響，假設(shè)H2a和H2b成立。但是，正規(guī)信貸約束與非正規(guī)信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響強(qiáng)度有所不同，正規(guī)信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響效應(yīng)更強(qiáng)，故假設(shè)H2c得證。因此，正規(guī)信貸約束仍是影響農(nóng)民合作社績效的關(guān)鍵因素。

表5 正規(guī)信貸約束和非正規(guī)信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響差異

（三）不同農(nóng)民合作社績效水平下信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響差異

基于模型（1），運(yùn)用分位數(shù)回歸得到不同分位點(diǎn)的估計(jì)結(jié)果如表6所示。對于處于0.1及以上分位點(diǎn)的農(nóng)民合作社樣本，在0.1、0.3、0.5、0.7和0.9五個分位點(diǎn)上，信貸約束對農(nóng)民合作社績效均有顯著負(fù)向影響，且隨著農(nóng)民合作社績效水平不斷提高，邊際貢獻(xiàn)的絕對值從15.682逐步增加至20.258。這表明，信貸約束抑制高績效農(nóng)民合作社的效果顯著強(qiáng)于抑制低績效農(nóng)民合作社的效果。因此，隨著農(nóng)民合作社績效水平不斷提高，信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響效應(yīng)不斷增強(qiáng)，假設(shè)H3得證。

表6 不同農(nóng)民合作社績效水平下信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響差異

六、主要結(jié)論與政策啟示

基于黑龍江省的調(diào)查，本文探討了信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響效應(yīng)，并得到以下主要結(jié)論：一是信貸約束對農(nóng)民合作社績效有顯著負(fù)向影響，面臨信貸約束使農(nóng)民合作社績效得分降低17.716；二是正規(guī)信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響效應(yīng)比非正規(guī)信貸約束更強(qiáng)；三是信貸約束對農(nóng)民合作社績效的影響效應(yīng)隨著農(nóng)民合作社績效水平的提高而增強(qiáng)。

基于以上結(jié)論，針對如何緩解信貸約束以提升農(nóng)民合作社績效問題，得到以下政策啟示：一是為促進(jìn)農(nóng)民合作社高質(zhì)量發(fā)展，政府應(yīng)為農(nóng)民合作社營造良好的融資環(huán)境，以緩解農(nóng)民合作社信貸約束，使其績效得以提升。應(yīng)加大對農(nóng)民合作社“融資難”的重視力度，出臺有效政策擴(kuò)大農(nóng)民合作社信貸規(guī)模，讓更多金融“活水”流向農(nóng)民合作社。二是協(xié)調(diào)好正規(guī)金融和非正規(guī)金融支持農(nóng)民合作社高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系。正規(guī)金融和非正規(guī)金融均為可供農(nóng)民合作社選擇的融資渠道。為更好地支持農(nóng)民合作社高質(zhì)量發(fā)展，應(yīng)堅(jiān)持主次分明原則，協(xié)調(diào)兩者之間的關(guān)系。由于正規(guī)信貸約束是影響農(nóng)民合作社績效的關(guān)鍵因素，在處理正規(guī)金融和非正規(guī)金融的關(guān)系時(shí)，應(yīng)以發(fā)展和完善正規(guī)金融為重點(diǎn)，著重緩解農(nóng)民合作社的正規(guī)信貸約束，從而以更大的幅度提升農(nóng)民合作社績效。三是處理好農(nóng)民合作社信貸流動“公平”與“效率”的關(guān)系。應(yīng)在兼顧“公平”與“效率”的基礎(chǔ)上，將“效率”擺在更高位置。由于信貸約束抑制高績效農(nóng)民合作社的效果顯著強(qiáng)于低績效農(nóng)民合作社的效果，在擴(kuò)大農(nóng)民合作社信貸規(guī)模時(shí)，應(yīng)精準(zhǔn)施策，鼓勵金融機(jī)構(gòu)根據(jù)農(nóng)民合作社績效水平差異化地放貸，把信貸資金向成長與發(fā)展水平較高的農(nóng)民合作社傾斜。[1]包烏蘭托亞，馬龍波，房桂芝.農(nóng)民合作社績效評價(jià)指標(biāo)體系構(gòu)建及實(shí)證研究[J].江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2017，（12）：316～320.