农村信贷分配福利效应研究

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一、引言

理论和实证研究表明，由于利率管制(McKi-nnon＆Shaw，1973)、逆向选择和道德风险(Stiglitz＆Weiss，1981)、交易成本(Hung－JenWang，2000)、产权与制度缺失(钟正生和宋旺，2003)等因素的存在，我国的农村信贷配给现象非常普遍和严重(马九杰，2004;田俊丽，2007)，严重降低了农村金融市场的效率。作为稀缺资源的一种配置方式，信贷配给会减少信贷资源的配置总量，限制农户的投资生产活动和产出水平，进而减少农户的生产剩余和资本积累速度，损失农村居民福利。作为评价农村金融市场绩效的一个主要方面，农户借贷的福利效应研究对进一步提高农村金融市场的运行效率具有重要的现实意义。

这方面的研究主要包括三个方面:

一是不同借贷形式对农户的正向福利效应得到诸多研究的肯定。(1)正式金融形式贷款显著提高了贷款农户的劳动生产率和收入水平，这在印度和孟加拉国都有经验证据(Binswanger＆Khandk-er，1995;Pitt＆Khandker，1998)。(2)小额贷款和以工代赈等灵活的借贷形式有利于提高农村居民的福利水平，尤其对贫困者更加有效(Khandker，1988)。(3)非正式的信贷形式对农户的福利有着同样的甚至更大的影响(李锐、李宁辉，2004)。总之，正式借款和非正式借款对农民收入和消费的增长都具有显著的促进作用，能够改善农户的福利水平(朱喜，2003)。

二是由于我国农村金融市场具有金融机构支农动力不足、金融机构投资的两极分化、农村资金外流与金融市场的准入限制等方面的金融抑制特征(吴敬琏，1997;谈儒勇，1998;何广文，2001)，金融抑制的福利效应受到关注。其中，李锐和朱喜(2007)的文章最有影响，他们认为由于受到金融抑制，所有农户的纯收入、净经营收入、消费性支出和非土地性资产均会受到损失，而直接受到金融抑制的农户在这些福利指标上的损失更为严重①。褚保金、卢亚娟和张龙耀(2009)的研究指出，信贷配给会阻碍农户收入的增加，在一定程度上支持了李锐和朱喜(2007)的研究结论，但是并没有计量金融抑制导致的农户收入减少的程度和数量。

三是关于影响农户信贷可获性的因素。研究发现，农户户主年龄、耕地面积、非农收入(褚保金、卢亚娟和张龙耀，2009)、农产品的价格(李锐、李宁辉，2004)、受教育程度、地理位置和“关系”(李锐、朱喜，2007)等因素有利于增加农户获得的资金额。已有文献指出了增加信贷供给对农村居民福利的积极作用，证明和计量了信贷配给对农村居民福利的损失程度，这些结论对我国的农村金融深化具有重要的政策含义。

二、被访农户的经济特征

为了获取研究农村信贷配给的福利效应所需数据，笔者采用发放问卷的形式对此问题进行了调查。调查对象主要是分布在山东省济南、青岛、潍坊、德州、枣庄、临沂、聊城、泰安、滨州、淄博、烟台和东营12地市的农户。本次调查共发放问卷300份，实收问卷269份，其中有效问卷201份。问卷中包括基本信息、住地信息、贷款经历和福利信息的四大方面，共13个指标。

(一)被访农户的基本信息

根据变量的可观察性(数值型、代表性)和影响信贷配给的程度，被访农户的基本信息分为农户的劳动力数量和户主的文化程度两个方面。这是因为，文化程度和劳动力数量对农户的生产经营能力有重要影响，而农户的生产经营能力是金融机构放贷决策的主要依据。问卷中的劳动力是指劳动力资源(曾湘泉，2005)，即在劳动年龄内，具有劳动能力，在正常情况下可能或实际参加社会劳动的人口数。在调查中，劳动力数量被限制为16周岁(包括16周岁)以上、男性60周岁以下女性55周岁以下的劳动力数目。户主的文化程度变量值具体设置为:1代表文盲，2代表小学或初中文化，3表示高中，4为大学及以上。样本农户的基本信息如表1和表2所示。从表1可以看出，被访农户的文化程度多为初级文化水平，具有初中以下文化水平的户主占所有被访农户数量的48.26%;具有高中学历的户主比重为26.37%;另外，文盲也占有相当大的比例，而大学及以上的农户极少。这说明农户的总体的文化水平较低。因此，文化程度偏低是影响被访农户贷款可获性的不利因素。

(二)被访农户的住地信息

农户的住地情况会影响农户贷款的难易程度。农户住址到农村金融机构的距离远近、交通便利状况等客观条件在一定程度上影响农户申请贷款的积极性。如果农村金融机构离住户很远或交通极其不便利，这会在客观上造成农户贷款申请的惰性，进而降低农户贷款的可得性。另外，农户所在村的经济强弱也会影响农户受到的信贷配给程度。富裕村的农户经济实力较强，农户具有较强的抵押能力或互相担保能力，贷款的可获性较高。此类指标的赋值为:到银行或农村信用社便利为1，否则为2;农户住地为富裕村为1，否则为2。表3为被访农户的住地信息。调查数据表明，大多数的农户申请贷款在地域上是便利的，贷款便利的农户占比为71.14%;而且，被访农户有60%以上居住于较富裕的村落。可见，地域因素是影响被访农户贷款可获性的有利因素。

(三)被访农户的贷款经历

农户的贷款经历情况可以直接反映农村信贷配给的状况。这是因为，在不考虑那些因担心被拒绝而未去申请贷款的农户的情况下，唯独有贷款经历的农户才有被配给的可能，而那些没有贷款经历的农户绝对不会遭到信贷配给。本次调查不考虑那些因担心被拒绝而不去申请贷款的农户。本文选取的有关农户的贷款经历的指标主要包括:是否贷过款;贷款额;贷款的方式，包括抵押贷款、担保贷款、银行贷款和亲友贷款;意愿申请的贷款额。表4和表5分别描述了被访农户的贷款经历的情况。从表4中可以得出，57.71%的农户具有贷款经历，且非正规贷款为主要贷款方式(占比为61.21%)。不管是正规信贷还是非正规信贷，贷款条件要求比较严格，多数贷款需要抵押或担保，条件贷款户数占到了总贷款户数的80%以上。其中，抵押贷款的农户数占比为53.44%，担保贷款农户数占比为30.17%。可见，贷款条件高是农户借贷面临的普遍问题，也是导致信贷配给的主要原因之一，进而导致民间借贷活跃。农户的意愿贷款规模表明了农户的实际贷款需求规模。农户的意愿贷款申请额越大，在贷款资源存量一定的情况下，其遭到信贷配给的可能性越大。从表5可以看出，农户的贷款需求具有很大的差异性，农户单笔信贷需求规模的极差为80000元，方差高达47698976;农户的平均信贷需求规模在4800元左右，信贷需求规模不大;农村金融机构对不同农户信贷需求的满足程度也千差万别，贷款供给规模的极差高达12000，方差达到5966582。在农户群体中，信贷配给的覆盖度较高，一半以上的农户的信贷需求不能得到有效的满足，只有54.44%的贷款申请额被满足。对被访农户的贷款经历指标赋值如下:(1)是否贷款:“是”为1，“否”为0;(2)贷款额:数值型(见表5);(3)贷款的方式:抵押贷款为1，担保贷款为2，银行贷款为3，亲友贷款为4;(4)意愿申请的贷款额:数值型(见表5);(5)对农户受到信贷配给的判断(见表6):实际获得贷款额小于贷款申请额表明受到信贷配给，用“1”表示，没有申请过贷款的农户和实际贷款获得额与贷款申请额相等的农户表明没有受到信贷配给，用“0”表示。

(四)被访农户的福利状况

农户的福利水平主要包括收入、消费、医保和教育等方面。因此，本文在调查问卷中相应的设计了年净收入、年生活消费支出、年医疗费用支出和年教育费用支出等指标。从被访农户的福利指标的方差看出(表7)，其福利水平存在较大的差异，尤其是在收入、生活消费和教育支出这三个方面。

三、农村信贷配给的福利效应

(一)模型的建立

信贷配给的福利效应意指在受到信贷配给时农民福利水平的变化，等于信贷需求完全被满足时农民的福利水平与信贷需求未被完全满足时农民的福利水平之差。要反映信贷配给福利效应的普遍性，研究单个农民福利水平的变化是没有意义的。因此，本文的主要任务是计量由农村信贷配给导致的农民福利水平的平均变化量，具体包括两部分:一是所有农户(包括受到信贷配给的和未受到信贷配给的农户)福利水平的平均变化量;二是受到信贷配给的农户福利水平的平均变化量。为此，平均处理效应模型(ATEM)是被普遍适用的工具。我们可以借用李锐和朱喜(2007)构建的所有农户和受到信贷配给的农户ATEMMATCH模型:其中，τsam表示所有样本农户的福利平均处理效应;τrsam为样本农户中受到信贷配给的农户的福利平均处理效应。其中，Yi为第i个农户的福利;Wi∈{0，1}，表示农户是否受到了信贷配给，若Wi=1，则表明农户受到信贷配给，若Wi=0，则农户未受到信贷配给。KM(i)=∑Ni=1L{i∈JM(i)}，代表在为每个农户寻找M个匹配对象的情形下，农户i作为其他农户的匹配对象的次数之和，其中，L(•)为示性函数;JM(i)表示离农户i最比配的前M个农户，即JM(i)={j1(i)，j2(i)，…jM(i)}。N为样本农户个数，N1为样本农户中受到信贷配给的农户个数。上述模型提供的思路是，使用那些特征变量(在此指经济特征)与信贷配给下的农户相近却没有受到信贷配给的农户的平均产出作为该农户在未受到信贷配给时的近似产出。因此，问题转化为，对于任意农户i，通过MATCH模型找到那些与信贷配给下的农户的特征变量相似、却未受到信贷配给的农户，以解决其产出不可观察的问题。

(二)信贷配给的农户福利效应

为了寻找在样本农户中受到信贷配给的农户的匹配农户，本文采用了户主文化程度(Educa-tion)、农户劳动力数量(Labor)、住地是否富裕村(Rich)、贷款是否便利(Convenient)和年净收入(NetIncome)等特征变量，以作为反映农户特征的经济变量。本文使用SAS软件，利用MATCH模型估计了在信贷配给下样本农户福利损失的大小(表8)。从计量结果中，我们可以得出以下结论:

1.信贷配给会损失农户福利。这里的福利损失既包括受到信贷配给的农户，也包括未受到信贷配给的农户。从表8可以看出，在95%的显著水平下，除了受配给农户的年教育费用支出的估计量略不显著外，其余MATCH估计量均为负值，且通过了显著性检验。即信贷配给与农户的福利水平负相关。这与李锐和朱喜(2007)、褚保金、卢亚娟和张龙耀(2009)的研究结论一致。

2.受信贷配给农户的福利损失程度大于未受到信贷配给农户的福利损失程度。从表8中值与值之间的一一对比可得，受到信贷配给的农户在年净收入、年生活消费支出、年医疗费支出和年教育费支出中的福利损失占比均高于样本农户在这些福利方面的损失程度。这是因为未受到信贷配给农户的福利损失程度远小于受到信贷配给农户的福利损失，使得样本农户的整体福利损失程度降低。

3.信贷配给对不同福利的直接效应存在差异。我们称因受到信贷配给而产生的福利损失为信贷配给对福利的直接效应。从受到信贷配给的农户的福利损失程度看出:(1)信贷配给对医疗的直接效应最大，其医疗福利平均损失程度高达34.33%。这说明农户借贷主要满足医疗需求。这从侧面证明了农村医疗设施的落后和医疗保障的缺乏。(2)信贷配给对教育和生活消费福利的直接效应为其次，平均损失了22.34%。这证明一方面，农村子女的教育成本已成为农户比较大的负担;另一方面，生活性消费信贷需求已成为农户信贷的一个重要内容，农户的消费方式正在向信用消费转变。(3)信贷配给对收入的直接福利效应最小，平均损失程度为6.64%。其原因在于，由于农村生产经营活动整体上未达规模经济，且生产效率较低，农户的借款通过生产函数转化后，其资本收益率较低，因此，即使农户的借款在未被满足或未被完全满足的情况下，其损失的贷款的资本收益率仍然相对较小。

4.信贷配给的福利效应具有外部性。由结论2我们可知，未受到信贷配给的农户在信贷配给的环境下亦损失了福利。其原因值得我们思考。本文认为，未受到信贷配给的农户之所以产生了福利损失，是由信贷配给福利效应的传导性所导致的。即受信贷配给农户的福利效应会对未受到信贷配给农户的福利水平产生影响。

5.信贷配给的福利效应对不同的福利具有不同的传导性。通过对比样本农户福利损失程度和受到信贷配给的农户的福利损失程度，可以得出这一结论。两者相差越大，说明信贷配给的福利效应传导性越强。因此，我们可以将信贷配给对不同福利的传导性由强到弱依次排列为教育福利、医疗福利、生活消费福利和收入水平。这基本与前述信贷配给的直接福利效应排序相似。四、农村信贷配给下的福利改进通过对农村信贷配给福利效应的分析可以看出，信贷需求不能被完全满足会损失农村信贷需求者的福利。因此，在信贷市场中，加大对农户信贷的支持力度，进一步满足农户的信贷需求是其提高福利水平的必要条件。褚保金等(2009)、朱喜(2006)、李锐和李宁辉(2004)等人的研究结果表明，增加农户信贷供给会对其福利产生显著的正向影响。因此，本文的研究结论具有重要的政策含义:立足于农户的信贷需求③，减少农村信贷配给程度可以改进农户福利。

应当指出，信贷配给作为一种信贷市场上的长期均衡现象，其福利效应也是均衡的。我们的目标是尽可能的降低信贷配给程度，使其福利效应达到最小。为此，可以从以下几个方面着手:第一，推进利率市场化改革，形成农村信贷市场的价格调控机制;第二，打破农村信贷市场的垄断格局，促进农村金融机构竞争机制的建立;第三，进一步扩大对农村经济的政策性信贷，提高农户信贷需求的满足程度;第四，完善农村信用担保体系，为农户借贷创造客观条件;第五，建立健全农业保险体系，分别降低农户农业生产经营风险和农村金融机构的信贷风险。