第 l5卷第 l期
2015 年 1 月
西 北 农 林 科 技 大 学 学 报 (社 会 科 学 版 )
Journal of Northwest A＆F University(Social Science Edition)
Vo1．15 No．1
Jan．2o15
农户信贷配给下借贷福利效果分析
王 静 。，朱烨炜
(1．西北农林科 技大学 经济管理学院 ，陕西 杨凌 712100；
2．电子科技大学 经济与管理学院，成都 637300)
摘 要 ：运 用 Biprobit模型和 Switching模 型 ，对 陕西省 宝鸡 市渭滨 区 247户农 户调 查 的微 观数据 ，分 两个阶
段对农户受到信贷配给的影响因素及程度和信贷配给下农户的福利效应进行计量分析，结果表明：金融资产余额
对资金 的供给和 需求均为 负向影响 ；是否加入农业合作社 对 资金 的供 给和 需求均为 负向影 响；总支 出对 需求 的影
响显示为正 向；家庭 劳动力比率 、纯收入和 固定资产余 额对资金供 给为正 向影响 ；农 户受到信 贷约束 的程度 为 74．
63 ，受到信贷配给的农户的信贷资金有效利用率是未受到信贷配给农户的2倍。
关键词 ：农 户信 贷配给 ；金 融资产 ；信贷约束程度 ；福利 效应
中图分类号 ：F830．589 文献标 识码 ：A 文章 编号 ：1009～9107(2015)01—0072—06
在发展中国家的农村地区，信贷约束被普遍认
为是阻碍经济发展和农民收入提高的关键因素，农
户受到信贷配给的现象非常普遍 。据估计 ，在亚洲
和拉丁美洲，农户获得正规信贷的比例只有 15 ，
而在非洲，这一比例仅为 5 。而且，这部分信贷资
源往往集 中在少部分人手中，平均来看 ，在发展 中国
家，5 的借款者获得了 8o 的贷款，贫困农户受到
了尤为严重的信贷配给_1]。发展中国家的信贷机构
受到严格的管制，如低利率和瞄准特定 目标群体的
信贷计划等 ，进一步加 重 了农户 的信贷 约束程度 。
即使是在无管制的金融系统中，贫困者也常因贷款
额度小 、交易成本高 、抵押品少以及信用记录缺失而
被排除在正规金融市场之外L2]。同时，大量的理论
与实证研究也已表明 ：农村金融是农业经济发展中
最为重要的资本要素配置制度 ，且与经济增长有相
互促进和相互制约的关系。信贷配给作为农村金融
问题的核心，使得我们有必要通过实证分析了解我
国农村地区的信贷配给状况。其中，我们主要关心
的问题是农户受到信贷配给的程度如何、哪些因素
影响农户受到信贷配给、信贷配给如何影响农户的
福利等。
一
、相关文献 回顾
关于信贷配给的定义，目前大部分经济学家都
认为：当借款人愿意支付现行利率，但不能按照这种
利率获得贷款时，就称其受到了信贷配给。对信贷
配给的定义已没有太 多的争议 ，但是在信贷配给的
分类上还存在一定的分歧。在这里，我们借鉴 Bar—
ham等人的研究成果，将信贷配给分为受到信贷配
给和未受到信贷配给两大类。其中，受到信贷配给
又分为完全受到信贷配给和部分受到信贷配给，完
全受到信贷配给又分为申请后未获得贷款和由于缺
收稿 日期 ：2013-09 09
基金项目：国家自然科学基金项目(70973097)；教育部规划项 目(O9YJAVHO74)；中国博士后第二期特别资助基金项 目(2oo9o2612)
作者简介：王静(1966-)，女，西北农林科技大学经济管理学院教授，博士生导师，电子科技大学博士后，主要从事金融工程与农村金融方
面的研究 。
第 1期 王静等 ：农户信贷配给下借贷福利效果分析 73
乏抵押等而未申请贷款两类。而未受到信贷配给则
分为申请并获得足额贷款和由于不需要信贷而未申
请贷款两类[3]。
农户受到信贷配给及其影响一直是学术界广泛
关注的课题 。周国 良认为 ，当前我 国农村金融形势
险峻，集中表现为资金供求矛盾十分突出，需求远远
大于供给，农民贷款难。资金需求急剧扩大，资金供
给日趋萎缩l_4]。李锐、朱喜运用 3 000个农户样本，
对农户受到信贷配给程度和福利影响进行了分析，
发现农户受到信贷配给程度为 7O．92 ，福利损失
为 9．55 [5]。在信贷配给程度的估计方法方面，部
分学者采用统计分析方法 ，陈锡文通过农业生产 总
值占GDP的比例来同其获得的贷款占全部贷款的
比例进行比较，间接反映农户受到信贷配给 ]。但
是这样的方法掩盖了不 同地区农户 间收入 的差异 ，
无法得知农户特征与其信贷需求和供给之间的关
系。另一部分学者采取样本调查法对安徽毫州和阜
阳的 6个县 18个村 217户农户进行 了调查 ，并通过
贷款获取量、贷款农户数、不同来源的贷款比列等指
标来反映农户的信贷配给 ]。虽然该方法比统计分
析法更细化，但同样存在不能反映农户特征与供需
之间关系的弊端。而在福利效应的估计中，多数学
者采用 Cobb--Douglas函数进行平均估计，但其不
能真实反映受到配给和未受到配给两种类型农户收
入的差异。在存在信贷配给的情况下，通常我们无
法真实地观测到需求和供给的真实值，只能观测到
由需求和供给相互作用而发生的信贷行为，但是其
也是由两者中较小的一方所决定，所以一般的模型
无法测度信贷配给的程度。Poirier首先提出了 Bi—
probit模型，该模型可处理观测值为部分观测性的
问题 ，且带有一般 Probit模型的计算概率特点[8]。
综上所述 ，本 文选择带有供需联立方程 的 Bi—
probit模型来反映影响农户受到信贷配给的因素，
并借鉴 Foltz_g 在估计福利效应时使用的Switching
模型来反映受到不同程度信贷配给的农户特征与其
福利 的关系 。
二、样本来源及描述
(一 )样本来源
本文研究所选取的样本地区为陕西省宝鸡市渭
滨 区，数据来 源于 2010年对该地区调研所建立的数
据库。为了使抽样所得样本具有代表性，调查时采
取随机抽取乡镇 ，每个乡镇随机抽取 自然村的方法 。
在随机抽取 的 1O个 自然村 中，有 4个位于偏远 农
村，其余村庄均来 自城乡结合部。调查共取得 247
份调查问卷 ，适用于本文分析的有效问卷 204份。
(二)样本描述
根据 Barham等人对信贷配给的分类，样本地
区农户受到不同信贷配给情况见表 1。
表 1 样本 地区信贷配给分类
从表 1中我们可以看出，204户农户中只有 24
户农户没有信贷需求，而其余的 88．24 9／5的农户都
具有信贷需求，这充分说明该地区信贷需求相当旺
盛 。另外 ，我们用简单的统计分析方法可以得 出，该
地区的信贷配给程度为 61．76 。同时，我们对本
文中将要用 到的变量进行定义及描 述性的统计分
74 西北农林科技大学学报(社会科学版) 第 15卷
析 ，具体见表 2。
表 2 样本变量描述性统计分析
变量 样本数 均值 标注误 最小值 最大值
O．681 4
O．524 5
45
1．936 3
2．555 9
O．585 2
17．325 4
32．8l9 6
15．495 0
19．4l7 7
95．735 3
0．387 3
1O．365 2
0．467 1
0．500 6
11．746 5
O．854 3
2．362 2
O．2O6 8
12．83O 2
26．97O 4
20．933 7
33．217 7
69．573 6
O．488 3
17．99O 1
注：(1)Y 一1为农户有贷款需求， 一0为农户没有贷款需求 ；(2) ：一1为农户获得贷款， 一0为农户未获得贷款；(3)
age为被调查的农户的年龄；(4)edu为农户家庭中所受最高的教育程度，1为小学及以下，2为初中，3为高中，4为大专及以
上；(5)land为农户所拥有的耕地，单位为亩；(6)laborindex为农户家庭劳动力 比率，劳动力比率一劳动力人数／家庭总人数；
(7)outcome为农户家庭总支出，单位为千元；(8)income为农户家庭总收入，单位为千元；(9)netincome为农户家庭纯收入，单
位为千元 ，纯收入一总收入一总支出；(1o)fcasset为农户金融资产余额，单位为千元；(11)fxasset为农户固定资产余额，单位
为千元；(12)cooperative表示农户是否加入农村合作组织，加人为 1，未加人为 0；(13)loan为农户所获得的贷款量 ，单位为
千元
三、研究方法及模型
(一)Biprobit模型
令 y 、y。分别表示农户借款意愿和资金供给意
愿的决策虚拟变量 ；Y 、Y。分别表示农户借款意愿
和资金供给意愿的隐含变量 ；X 、X：分别表示影响
农户借款需求和资金供给的解释变量 ，包括农户 自
身的禀赋特征和家庭 资产情况等。于是 ，建立如下
包含资金需求和供给两方面的矩阵联立模型：
f yl一 X1+￡ 1，若 >o，则 y1—1；否则 y 一0
1 y2一 +e；，若Y。>0，则y。一l；否则y2一。
其中，我们假设随机扰动项服从联合正态分布。
在上述联立模型中，只有当 y 一1且 y。一l时才会
有信贷行为的发生。该模型是典型的 Biprobit模
型 ，对模型进行最大似然估计 法(ML)即可 以估计
出模型的各系数。在估计出模型 的系数后，通过公
式 P(Y >Y l y >0)来表示农户受到信贷配给的
程度：即需求大于零的情况下，农户需求得不到满足
的部分所 占比例 。公式计算如下 ：
P(yl>Y2 ly1>O)一
P X (1) (e】> 一 1) ⋯
为得到正态分布函数，再将(1)式 中第一个不等
式两边同时除以(2—2p) 。即可得到计算式：
吲 警 帼 ]
／ 2( lX ) (2)
(2)式 中 为联合正态分布 一E 服从[O，
(2—2p)“。]的正态分布。
(二)Switching模型
为引入信贷配给两类农户，我们令虚拟变量 Z
表示农户是否受到信贷配给，表达式为：Z—Y 一
y。。其中，若 Z>0，表示农户受到信贷配给，则 Z
一1；若 Z≤O，表示农户未受到信贷配给，则 Z 一0。
另外，这里用农户的家庭纯收入的期望值 E来表示
农户的福利情况，于是对于受到和未受到信贷配给
1 1 2 4 2 l O 2 2 O O 1 O 0 0 船 坞
7 2
1 0 1
O O 8 1 O O 2 4 3 l 5 O O
l 1 1
—
4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 加 加 加 加 加
～ 一～一～～一
r
第 1期 王静等：农户信贷配给下借贷福利效果分析 75
两类农户的福利模型表示如下 ：
E(y7 IZ 一1)一卢g+ X + L +E(e7 IZ 一1)
(3)
E( I ：O)： + X+J臼；l Li+E(￡ l z=f—O)
(4)
其中，X 表示农户的禀赋特征；L 表示获得的
贷款量 。这里我们假设 ：E(￡ )一E(￡ )一0，说 明
信贷配给状况属于外生行为。于是 ，对于受到信贷
配给和未受到信贷配给的农户其外生 Switching模
型为：
?一I臼g+ X +J81 L +e7；ym： + X +
L +e (5)
该模型可以通过最小二乘法(OLS)进行估计，
在估计出模型的系数后，便可以通过比较各个系数
来分析信贷配给对农户福利的影响效应。
四、实证分析
(一)第一阶段：信贷配给程度及影响因素的实
证分析
运用样本数据 ，通过 Stata 9．0软件对 Biprobit
模型进行计算 ，结果见表 3。
表 3 Biprobit模型估计结果
自变量 需求方程 供给方程
系数 标准误 P> Jt J 系数 标准误 P>It
一 0．007 6
一 0．148 6
— 0．000 8
O．O51 8
0．010 6
O．Ol5 4
一 O．O69 7⋯
O．195 1
1．411 8⋯
0．008 8
0．127 9
O．O5O 7
0．551 6
O．O14 1
O．O10 8
0．012 2
O．243 8
0．482 6
0．074
O．245
O．988
O．925
0．O45
O．421
O．000
O．O32
0．003
O．O31 7
一 O．O57 5⋯
0．004 6
O．35O 7
O．218 9
O．012 6
O．O11 7
O．OO2 8
0．219 0
0．395 3
O．658
O．798
0．085
O．O12
0．000
0．041
O．O91
O．58O
注：*、**、***分别代表在 1O 、5 、1 的水平上显著，下表相同
在需求方程中，自变量农户家庭总支出和是否 积不能成为影响信贷需求的条件。而劳动力比率和
加入农村合作组织对借贷需求的影响为正向，且均 家庭总收入则是对现金流的侧面反映，一些农户不
在 5 的水平上显著 。这主要可 以从基于现金流的 再量人为出 ，面对更多的投资机遇 ，收人高或低的农
农户消费和投资来解释，农户总支出越大，投资机会 户都希望获得更多的资金投入生产和项目经营，所
和欲望越大，对于现金流的需求也越大，信贷需求也 以两种力量在影响信贷需求对比时显得比较模糊。
就越强烈。年龄和金融资产余额对借贷需求为负向 在供给方程中，自变量劳动力比率、纯收入、固
影响，且分别在 1O 和 1％的水平上显著。一方面， 定资产余额和是否加入农业合作组织对资金供给的
随着年龄的增大，其社交活动 和家庭负担都随之减 影响是正向的，且分别在 1O％、5％、5％和 1O％的水
少 ；另一方面，金融资产越少 ，表 明其可以快速转换 平上显著。资金供给方在考虑是否对农户提供信贷
为现金流的资产越少 ，现金流 的缺失使农 户资金借 资金时 ，主要是从抵押担保 、信用状况和家庭 品质特
贷需求增强。除以上变量以外，农户受教育程度对 征方面进行考虑。而农户的劳动力比率、纯收入和
资金的需求影响不显著，这可能是因为对于不同教 固定资产余额越高，加强了借贷者的资信水平。而
育程度的农户来说，其对信贷有着不同的理解和看 对于农合组织的农户来说，其本身不仅具有较好的
法，两种相反的效应会相互抵消。耕地面积不显著， 家庭品质特征，而且金融机构通过“金融机构——农
则是由于农户没有土地的抵押权，使得农户土地面 合社——农户”的模式更好地防范了风险。金融资
7 9 3
7 4 3 n 船
O O O
2 5 6
2 1 6
5 1 1
O O 5
0 0 O
一 一
～ 一～一～～一一 三 f ●
76 西北农林科技大学学报(社会科学版) 第 15卷
产余额对资金供给的影响是负向的，且在 1 9／6的水 可以利用(2)式计算该地区农户受到的信贷约束程
平上显著。从信贷机构的目的出发，金融资产余额 度为74．63％。在上文中我们利用简单的样本统计
越小的农户，机构愿意提供贷款的意愿就越强烈，只 分析法得出了农户受到的信贷约束程度为61．76 ，
是关键在于其是否达到发放贷款的标准。除此之 显而易见，简单的样本统计分析法由于不能准确反
外，农户受教育程度和耕地面积对资金的提供影响 映供给双方的特征和关系，低估了农户受到信贷约
不显著，这主要是由于其不属于信贷机构发放贷款 束的程度。
时重点关注的特征，加之农户没有土地抵押权 ，所以 (二 )第二阶段 ：农 户受到信贷配给福 利效果 的
这两个变量对农 户的抵押和担保没有 起到增强 的 实证分析
作用。 通过Stata 9．0软件对模型(5)进行 OLS计算，
在估计出需求方程和供给方程的系数后 ，我们 结果见表 4。
表 4 借贷对农户福利的影响
自变量
受到信贷配给的农户 未受到信贷配给的农户
系数 标准误 P>lt J 系数 标注误 P>lt
一 1．721 8 1．280 4
～ O．233 1 O．439 0
4．536 7 5．163 3
O．359 6⋯ O．O57 5
O．O76 4⋯ 0．O30 0
O．28l 5⋯ 0．078 5
O．140 3 4．734 9
O．877
65．51
126
O．O81
O．597
0．O38
0．000
0．008
0．000
O．776
— 1．864 3 1．126 1
一 1．086 2 0．477 9
4．455 4 4．922 8
0．165 4 0．137 7
0．211 8⋯ 0．025 2
0．133 5 0．051 8
～ 5．471 1 3．905 5
0．928
36．17
78
O．O87
O．O29
O．368
0．234
0．000
O．O12
O．166
从表 4中我们可以看出，农户受教育程度与农
户的纯收入之间呈现负向关系 ，且均在 1O 的水平
上显著，但是对于两类农户来说 其影 响力几乎没有
差别 ；农户家庭固定 资产余额对纯收入 的影响为正
向，且均在 1 的水 平上显 著，但 是影 响力差距 较
大，可能是因为未受到信贷配给的农户其 自身固定
资产余额较多，使得农户可以较轻松获得贷款，进一
步加剧了收入的差距。这里我们主要分析贷款获得
量对于农户纯收入的影响，对于受到信贷配给和未
受到信贷配给的农户来看，贷款获得量与纯收入之
间均呈现正向关系，且分别在 1 和 5 的水平上显
著。但是从系数值来看，增加一单位的贷款量，受到
信贷配给农户的纯收入增加量是未受到信贷配给农
户的 2倍。这说明对于受到信贷配给的农户，其可
以更有效地利用资金进行生产和投资，从而显著的
提高其福利水平；而对于未受到信贷配给的农户，其
多数已经获得 了相应 的贷款量 ，可能达到了利润最
大化的资金需求值，资金的边际效应随之减弱。这
也从另一个侧面反映出当前我国农村金融市场的效
率低下的现状，大部分资金利用率低 的人获得了大
量信贷资源，而资金利用率高的小部分人去无法得
到信贷资金。
五 、结论和建议
通过对信贷配给及福利效应的分析发现，农户
家庭总支出和是否加人农村合作组织对借贷需求的
影响为正向，农户年龄和金融资产余额对借贷需求
为负向影响。农户家庭劳动力比率、纯收入、固定资
产余额和是否加人农合组织对资金供给的影响为正
向，金融资产余额对资金供给的影响为负向，该地区
农户受到信贷约束的程度为 74．63 。对于信贷配
一 一 一 一一 一 ／厂 一 农
第 1期 王静等：农户信贷配给下借贷福利效果分析 77
给的两类农户，贷款获得量与纯收入之间均呈现正
向关系，但是受到信贷配给农户的信贷资金利用率
是未受到信贷配给农户的 2倍。
鉴于以上结论，政府应当发展多渠道的农村信
贷市场，增强信贷资金供给；加强农村社会保障体
系，减少农户的刚性支出；尝试建立农地金融制度，
引导农户对长期、大额资金的需求；大力推广类似农
村合作组织这种“合作社(公司)+农户”模式，增强
信贷资金需求和贷款能力，从而提高农村金融市场
的资金利用率。
参考文献 ：
[1] Stiglitz Joseph，Weiss Andrew．Credit Rationing in
[2]
Markets With Imperfect Information[J]．Am Erican
Economic Review，1981(3)：211-217．
Carter．Equilibrium Credit Rationing of Small Farm
Agriculture[J]．Journal of Development Studies，1988
(5)：l35—142．
Barham．A Theory and Test of Credit RationingEJ]．A—
merican Economic Review，1969(5)：3-7．
周国良．农村金融供给短缺的成因分析及危 害透视
EJ-I．开发研究，2007(2)：25—28．
李锐，朱喜．农户金融抑制及福利损失的计量分析I-J]．
经济研究，2007(2)：125—127．
陈锡文．农村资源配置与农村经济的作用不协调[J]．
经济研究参考，2004(23)：193—196．
朱守银，张照新．中国农村金融市场供给和需求：以传
统农区为例[J]．管理世界，2003(3)：57—58．
Poirier D J．Partial Observe Ability in Bivariate Probit
Models[J]。Journal of Econometrics，1980(17)：120—
210．
Jeremy D Foltz．Credit Market Access and Profitability
in Tunisian Agriculture[J]．Agricultural Economics，
2004(3)：229—240．
An Empirical Analysis of Welfare Effects of Credit Rationing
WANG Jing ，ZHU Ye-wei
(1．College ofEconomics andManagement，NorthwestA&FUniversity，Yangling，Shaancci 712100；
2．School ofManagement and Economics，UESTC，Chengdu 637300，China)
Abstract：Based on 247 rual households’data and using Biprobit model and Switching model，this study is di—
vided into two phases to analyze the influencing factors，the degree of credit rationing and its effects on farmers’
welfare．The results show that：the financial assets has negative impact on both supply and demand of funds；
whether to join the Rural Cooperatives has negative impact，too；the total expenditure has positive impact on de—
mand of funds；net income and the fixed assets has positive impact on supply；the degree of credit rationing is
74．63 ；the farmers，influenced by credit rationing，could use the loan more efficiently by tWO times than the
farmers who are not influenced．
Keywords：influencing factor；degree of credit constraints；welfare effects；econometric analysis
] ] ] ] ] ] ]
