中国农村金融市场中非价格信贷配给的理论和实证分析.pdf

2 0 n 年第7 期(总第 373 期)小 扮研 屯N o.7,2 0 1 1G e n eral N o.37 3中国农村金融市场中非价格信贷配给的理论和实证分析张龙耀江春(武汉大学经济发展研究中心,湖北武汉43007 2;武汉大学经济与管理学院,湖北武汉43 0 0 7 2)摘要:本文建立农村金融市场中非价格信贷配给的理论分析框架,基于特殊设计的直接诱导式询问方法,对农户面临的非价格信贷配给机制进行调查和识别,并实证分析影响非价格信贷配给机制的因素?研究发现,农村利率市场化改革以来,农村金融机构并没有将灵活的利率差异化管理作为弥补潜在贷款损失的手段?当前农村金融市场中多种类型的非价格信贷配给机制并存,农村金融机构的信贷合约特征和放贷行为偏好使得一部分农户被配给出信贷市场,一部分农户主动退出信贷市场?农村金融机构倾向于与农村地区少数生产规模较大?具有稳定收人和身份特征的农户建立稳定的?以重复放贷为基础的信贷供给机制,不具备这些特征的农户将面临配给,这与利率管制时期的放贷行为并无本质差异?未来须调整仅仅以增加农村金融供给解决融资难题的改革思路,深入到市场结构?信贷合约和产品创新以及包括公司治理?风险甄别和内部管理机制在内的农村金融机构治理机制等微观层面的改革?关键词:非价格信贷配给;信贷合约;农村金融改革;利率市场化JEL 分类号:D82;CZI;R Z I文献标识码:A文章编号:1002 一7246(2011)07 一 0098 一16一?引言大量的理论文献证明了信贷交易中信息和契约执行问题会导致信贷市场不完全甚至不存在?而由于存在一些特殊的系统性缺陷,农村地区信贷市场不完全的问题尤为突出,这在微观层面上表现为农户和农村小企业面临严重的信贷配给?信贷配给限制了农村地收稿日期:2010 一 06 一 26作者简介:张龙耀,管理学博士,武汉大学博士后,武汉大学经济发展研究中心,Em a i :l ioh i e s 12 6.c o m江春,经济学博士,教授,武汉大学经济与管理学院金融系,E n l a i l:j i a c hun w hu?ed u?阴?*本文感谢教育 部人 文社科重 点研究基 地重大项 目(2009J J D7 9 0 0 3 2)和中 国博 士后基 金(20 1(x)48 0 8 7 2)资助?作者特别感谢褚保金老师为论文研究创造的条件以及钱水土?刘西川?口 一 卜 永刚?潘敏?马理?罗琦?张芬等老师在论文写作过程中提供的帮助?感谢匿名审稿专家有价值的意见和建议,文责自负?982 0 n 年第7 期中国农村金融市场中非价格信贷配给的理论和实证分析区微观经济主体实现最优的投资水平和平滑消费的能力,继而降低其收入和福利水平(Es wa r a n&Kot w d,1959;ear ter&ol i nt?,20 0 3)?为此,很多发展中国家政府一直致力于推动农村金融领域内的改革,但至今许多国家农村金融市场的运行效率仍未得到有效改善,信贷配给仍普遍存在(Koeha r,1997;Di agne eta l.,2000;Fol t z,200 4)?近年来,中国政府也逐步意识到落后的农村金融市场已成为农村经济发展和农民收人增加的?瓶颈?,并采取了一系列的改革措施:从农村利率市场化改革到放宽市场准人限制;从针对农村信用社的存量改革到新型农村金融机构的增量改革,从农业银行开展面向?三农?的体制机制改革到邮政储蓄银行成立,中央政府一直遵循着增加农村金融市场供给的改革思路,试图通过建立适度竞争?多层次的市场化农村金融机构体系来缓解农村地区的融资困境?然而,尽管如此,农村地区微观经济主体的融资困境依然存在,一些学者的研究表明,与大多数发展中国家的情况相类似,我国农户仍面临着较为严重的正规信贷配给(李锐等,20 0 7;刘西川等,2(X)9;程郁等,2009:褚保金等,2009)?与此同时,理论界对于信贷配给成因的探索也从未停止?S t i g h t z&W e i s s(1981)发现信息不对称和逆向选择?道德风险效应的存在使得信贷配给是市场的长期均衡状态,银行最佳决策不是提高利率而是实施信贷配给,他们的研究引发了大量的扩展研究和经验分析?G o n z d ez一 Ve g a(1 9 8 4)将信贷合约条件分为价格条件和非价格条件的分析思路进一步推进了人们对于信贷配给的认识,即信息不对称导致利率出清市场的功能受到限制时,银行需要对信贷合约条件做出相应的调整,例如减少贷款数额或改变其他条件?这种来自于供给方银行的非价格信贷配给?数量配给长期被学术界认为是最主要的甚至是唯一的信贷配给形式?Bo u c h e:etal.(200 5)对此提出了批评,认为这样对信贷配给定义是不完备的,当信贷合约的交易成本或风险成本过高时,需求方会自我实施配给,尽管同样是由于信息不对称引起非价格信贷配给,交易成本配给和风险配给的发生机制和数量配给有很大区别,随后他们的经验研究证实了这两种信贷配给的存在?本文认为,除了以上三种已被证实的非价格信贷配给方式,还有一种不可忽视 的非价格信贷配给方式?社会资本配给?近年来,越来越多的研究发现,借款者的社会资本不仅仅影响其获得非正规 的民间借贷,甚至在正规银行信贷获取过程中也发挥重要的作用?譬如,T s a i(2 0 0 4)研究中国农村信贷市场时发现,正规银行提供 的信贷资源大多被农村基层干部?金融机构的亲友等社会关系广泛的人士所 占据?H e i k k i l巍t a l.(200 9)发现乌干达的农村银行将个体层面的社会资本作 为甄别借款者的重要工具之一?这些研究都指 出了由于信息不对称或其他因素的存在,正规银行提供的信贷合约中经常隐含着对社会资本的要求,因此,社会资本(如人情关系?政治资源)的拥有程度有时会取代正式的信贷标准成为农户进行贷款 自评的重要依据,没有这些社会 资本 的农户将 自动退 出信贷市场?因而,社会资本配给应当单独作为一种来 自于需求方的非价格配给方式进行认识?长期以来,在实践 中,中国的农村金融改革侧重于金融供给制度 的重构和改进,忽视了信贷配给的需求 因素;在理论研究 中,学者们也忽略了来 自于需求方的非价格信贷配给机制的存在?如果农户融资 困境背后不仅仅存在供给方面的因素,也存在需求方 面的因1 0?小 扮研 屯总 第 3 7 3 期素,那么单纯以增加供给主体和数量为主导的金融改革将很难取得预期的效果?本文的研究发现,当前农村金融机构的放贷行为与利率管制时期的放贷行为?并无本质差异,其提供的信贷合约要么额度太小不能满足需要,要么交易成本或风险过高,同时只有一些具有特殊的人缘关系和身份的农户方能获得贷款,最终导致大多数农户宁愿放弃表达其信贷需求或诉求于利率较高但手续简单且不需要抵押担保的民间借贷?此时,如果仅仅扩大供给而不改变引起农村金融市场低效率的信贷合约特征及其背后深层次的因素,那么这种改革的绩效将会非常有限?基于这样的出发点,本研究将建立一个非价格信贷配给的理论分析框架,并基于特殊设计的直接诱导式询问法(Di r e etEl i ei t at i on M et hodol O盯,DEM)选取典型的农户样本进行实地调查,试图从非价格信贷配给的框架下重新考察农户面临的信贷配给程度及其结构特征?本文的研究引发了对以往农村金融改革思路的反思,并对未来进一步深化农村金融领域内的改革和调整改革思路具有一定的政策指导意义?二?非价格信贷配给:分析框架为了建立便于描述银行和农户信贷配给产生的过程,我们借鉴 Gu i r k i n g er&Bo u che r(2 0 0 8)的农户模型思想,建立非价格信贷配给的分析框架,对不同类型的配给机制进行了完备分类?理论而言,非价格信贷配给的产生都是由与信贷合约相关的信息和执行问题引起的?首先,抵押物要求经常使得不能提供抵押的农户被以数量配给的方式排除,这种数量配给是部分或者全部的,这种配给来自于供给方?其次,需求方信贷配给可以从两个层面进行考察:一是信贷合约的交易成本和风险成本过高,产生了交易成本配给和风险配给;二是农村金融机构对有效借款者的甄别错误,信息不对称使得借款者对金融机构的甄别机制产生认知偏差,依据借款者社会资本分配信贷将导致借款者?无信心申贷?(Ko n&S t o r e y,2 0 0 3)?下面我们通过建立理论分析框架对此进行具体阐述?假设农户的初始资本 K?分为两种:生产性投人资本为K,包括土地和生产性机械设备等;非生产性金融资本为 W,由于土地?设备等生产性投人资本一般情况下难以成为金融机构要求的有效抵押物,非生产性金融资本是农户可以用于抵押的财产水平,决定 了农户贷款获得能力?假设农户家庭所需的贷款规模为D,D 二 f(W),贷款过程中需要支付利率成本:D(;为贷款利率)?非利率成本为F(包括申请贷款花费时间的机会成本以及为获得贷款的寻租成本等)?农户获得贷款进行生产投资,获得成功时的产出水平为 护(成功的概率为p),投资失败时的产出水平为 护(失败的概率为 1一p)?而且投资失败后农户的产出水平不能够弥补贷款 的成本,面临抵押财产 详的损失?同时,农户不贷款时的保留性活动是租出土地和设备获得的租金收人 m K 以及低投入水平下 的收益 y,因此,农户的保 留性收益为 尹 二y 十m K 十r D十F,并且可以假定 Y s 尹 尹?利率管制时期,农村金融机构无权通过调整利率来弥补贷款 的潜在风险,因而普遍提供具有严 格非 价格条款的信贷合约,诸如要求贷款人提供抵押担保或制定繁杂的贷款程序等(杨著,20(?5)?2 0 n 年第 7期中国农村金融市场中非价格信贷配给的理论和实证分析r o l为避免逆向选择和道德风险,贷款者在克服信息不对称时通常的做法是要求借款者提供抵押物:一方面,抵押物促使借款者在获得贷款后努力行动 以降低生产投资失败 的概率,从而解决了道德风险的问题;同时,抵押物还可以起到甄别借款者类型的作用,因而可以缓解逆向选择?假定贷款者要求的最低抵押要求为K,当 W 尹(l)即尹 Y s+(l 一尸)(Y L一W)少+m K+r刀+F(2)(2)式成立时,农户有激励选择去贷款?(2)式中y?mK?r D均可视为固定值,如果非利率的交易成本 F 很大,那么农户就会因为贷款的交易成本过高而产生交易成本配给?尽管生产投资的收益高于使用贷款的成本,但是由于申请贷款过程中的交易成本过高,降低了农户未来的期望收益,农户会 自 愿退出信贷市场?2.当金融机构仅仅以身份和关系为基础进行信贷配给时,经常会导致对借款者的信用和风险判断失误,因此只有(1 一q)(假设 q 为金融机构错误地拒绝好的借款者的概率,0 q 少(3)即户 厂+(l 一尸)(Y L一w)了+m 天+r刀+F/(l 一?)(4)因为 0 q 0),则式(3)将相应变为:(l 一?)?尸 Y s+(l 一尸)(尹 一w)一m 兀一rD 一F?+?(少一尸)一:了(5)即尸 Y s+(x 一尸)(Y L一评)少+m K+r D+(F+?)/(l 一叮)(6)借款农户 申请贷款的成本进一步提高,当其贷款投资收益无法覆盖其面临的风险贴水时,农户也将主动放弃申请贷款?由此产生第四种非价格信贷配给,即风险配给?总之,信息不对称和契约执行障碍是以上 四种非价格配给产生的核心原 因?数量配给最早被研究者发现,在理论和实证研究中都是强调的重点?按照信贷配给的主体分类,数量配给属于供给方配给,信息不对称使得贷款者供给意愿下降,借款者的有效信贷需求大于信贷供给?相 比较而言,交易成本配给?社会资本配给和风险配给主要是由于信息不1 02今 扮研 佑总 第 3 7 3 期对称带来的信贷需求下降而引起的,属于需求方信贷配给?农户 自我实施配给的原因主要在于其投资收益率相对较低,仅略高于贷款成本线边界,当需要承担金融机构设置的非利率交易成本?风险或者社会资本要求时,他们旨在提高收人的投资信心就会受到打击,并强化了其风险规避偏好,最终使其始终游离于获得信贷供给的边缘,无法利用金融工具有效地改善 自身的投资和收人水平?因此,评价信贷市场效率时需要综合考虑这些非价格信贷配给机制,因为它们同样会导致农户难以实现最优投资水平?更为重要的是,差别化的信贷配给制需要通过针对性的政策来缓解,制定任何克服信贷配给的政策必须同时考虑不同类型信贷配给的程度?三?非价格信贷配给识别:基于 DEM 的研究设计(一)样本地区经济和农村金融改革背景介绍南京农业大学财政金融研究所于 200 9年对江苏省金湖?泅洪两县农户进行实地调查?首先,从样本地区经济发展水平来看,200 8年金湖和泅洪人均 GD P 分别为 186 3 1 元和 11695 元(全 国平均为 22698 元),位列江苏省第 32/5 2和 4 4/5 2位,分别代表江苏省 中等和欠发达的县域;农 民人均纯收人分别为 61 0 9 元和 5295 元(全国平均为 47 6 1 元),位列江苏省第 3 8/5 2和 4 9/5 2位?因此,本研究选取的样本在全国和江苏均具有一定 的代表性?其次,中国银监会公布的农村金融图集数据显示,200 8年,金湖和泅洪县域有贷款功能的金融机构网点数分别为 4 7个和 4 1个,其 中一半以上的网点属于农村信用社及其分支机构(农村信用社 网点数分别为 2 6个和 2 7个),在农 户贷款市场上,农 村信用社更是占据绝对的垄断地位?接下来,我们 考察利率市场化改革?以来样本地 区农村金融机构的定价行为?据中国人民银行南京分行的调查,200 8年年末,江苏农村信用社的贷款加权平均利率(按贷款发生额加权)为基准利率的 1.4 7 倍,样本地区金湖和洒洪分别为 1.6 6和 1.7 0倍?其中,金湖农村信用社贷款量的7 3.4 7%集中在基准利率的(1.5,2?倍区间内,洒洪农村合作银行贷款量的8 8.4 8%集中于该区间水平;对于农户贷款,金湖地区全部农户贷款利率上浮比例均处于(1.3,1.5?区间范围内,泅洪地区7 8.2 2%的农户贷款利率处于(1.5,2?上浮区间范围内?据此,我们认为,农村利率市场化改革以来农村金融机构贷款利率已逐步放开,各类贷款市场的利率均有不同程度的上浮;但是,在农户贷款市场中,农村金融机构仅简单地将利率上浮至一定 比例,贷款利率浮动的弹性很小?20 0 1 年,央行启动农村 利率市场化改革试点?200 3年 8 月,央行加快农村利?葬市场化 改革进程,允许农村 信用社贷款利率上浮不超过基准利率的2 倍?20 0 4 年 1 0 月,进一步将上浮比例扩大至基准利率的2.3 倍?目 前,农村金融市场执行差别化的利率政策,对于农村信用社仍执行贷款利率上限管制(不超过基准利率的2.3 倍),一般商业银和新型农村金融机构已放开利率上限(中国人 民银行,20 0 8)?审稿人提醒我们关注农村 金融市场利率管制背 景下信贷配给特征,该部分的写作思路源于审稿人的中肯意见,在此表示感谢!2 0 1 1 年第7 期中国农村金融市场中非价格信贷配给的理论和实证分析10 3表 120 0 8 年年末农村合作金融机构实际贷款利率浮动区间分布(单位:%)0.9,1)(l,1.1(1.1,1 3(1.3,1.5?(1.5,2?以 上加权 平均利率4 7 5 4 5 1 7 5 2 4 6 6 4 0 7 5 7 0 6 4 6 6O 矛.一孟?一,乙?孟 胜O 八金湖农村信用社其 中:农户贷款个体工商户贷款民营企业贷款泅洪农村合作银行其中:农户贷款个体 工商 户贷款民营企业贷款江苏省农村信用社其中:农户贷款个体工商户贷款民营企业贷款5 l5 22.0 46.6 000026.537 3.470001(X)00000l0()00001的0.870.0 12.168.4788.486.8403.5911.3578.222.171.595.4 18.9()82.8818.5604 1.4639.9905.655.8316.9 22 3.844 1.964.746.6316.1317.934 4.938.0 14.1511.35l5.6()55.(X)11.8417.2630.8618.0715.160.211.26数据来源:中国人民银行南京分行200 9 年江苏省金融情况调查?浮动区间表示实际贷款利率与基准利率的比值所处于的区间?(二)非价格信贷配给的调查设计由于对信贷配给的衡量和实证分析对于数据搜集的要求很高,数据搜集技术在很大程度上影响着对信贷配给程度的精确计量,因而在信贷配给理论不断拓展的同时,很多学者也在探索准确的信贷配给实证衡量方法?从最初使用实际的贷款可得性衡量信贷配给到后来逐步扩展到从信贷溢出效应和信贷限额等角度间接衡量信贷配给(P e t r ic k,200 5)?相 比于这些间接衡量的方法,易于收集定性信息和解释分析结果 的直接衡量法逐步成为该领域研究的主流,Fe d e r e t a l.(199 0)最早通过询问农户的超额信贷需求来推测农 户的信贷配给状态,始于这样 的思路并在近年来在研究中不断发展并得到完善的 D EM 方法越来越多地被采用(如 C ar t er&Olint?,2003;Foltz,200 4;Boueher et al.,2009)?本研究亦遵循该调查设计思路?本次调查采取分层随机抽样的方法,首先在样本县域按照经济发展水平的差异,选取较好和较差 的两个乡镇,并在每个样本乡镇按照经济发展水平差异选取 3 个村,最终在每个村随机选取 5 0户农户人户调查,共 获取 61 2个农 户样本,最终 得到有效样本 60 2个?调查中我们循着农户贷款决策的路径设计 了一系列诱导式 的问题,从中寻找农户 申请贷款和不 申请贷款的原因,并逐步厘清不同的信贷配给机制?本文基于 D EM 设计的调查问题(见图 l)类似于建立一棵决策树?初始 的结点是询问农户是否 申请贷款,设计问题?200 7年 以来是否 向银行 申请过贷款?根据农户的 回答结果分为 2 个 中间状态节点并由此将样本农户 区分为申请贷款者和未申请贷款者?在 申请贷款者节点下,询问农户是否得到贷款,设计问题?是否获得过银行贷款?对于获得贷款的农 户进一步设计问题?是否获得全部申请贷款?这样我们可以得到 3 个结104小 扮研 佑总第 37 3 期1 1 1.20 0 7 年以来是否向银行中请过贷款?2 2 2.是否获得过银行贷款?4.如果中请银行贷款,是否能获得贷款?3 3 3.是否获得全部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部部申申 请贷款?5.为 才 1?么没有申请贷款?6.为于?么申清也得不到贷款?不不不不手手手手手手手手手手手手手需需需需续续续怕怕怕夏夏夏夏夏夏夏夏夏夏夏夏夏夏要要要要麻麻麻还还还他他他与与与l 泊泊泊自自贷贷贷贷烦烦烦 不不不亲亲亲樊 廖廖廖曰曰曰 认认款款款款审审审起起起戚戚戚系 孚孚孚有有有为为利利利利批批批抵抵抵朋朋朋举再再再信信信没没率率率率时时时押押押友友友裂塔塔塔用用用有有太太太太间间间收收收才 洲 二二二人人人社社社能能高高高高长长长不不不飘飘飘飘飘贷贷贷力力回回回回回回回回回回回回款款款还还未未未未未未未未未未未未未未款款还还还还还还还还还还还还还还还图 l基于 DEM 设计的农户信贷配给状态注:图中代表信贷配给状态的数字和表2 中数字对应?果节点用于识别配给机制,区分原理是申请贷款者受到的信贷配给类型是价格配给或数量配给,申请贷款并获得全部申请金额的农户属于价格配给的农户,其余属于数量配给?数量配给通常分为两种类型:一是部分数量配给,农户仅得到部分申请的贷款,信贷需求未得到完全满足;二是完全数量配给,其申请要求被拒绝,尽管存在有效信贷需求但是供给为零?在未申请贷款者节点下,询问农户未申请贷款的原因,此时设计假想式问题询问农户?如果申请银行贷款,是否能获得贷款?回答?是?的农户继续询问其?为什么没有申请贷款?此时提供一些相关的答案供农户选择?这样我们可以得到4 个结果节点并区分出3种类型的配给机制:(l)不需要贷款或者认为利率太高?部分农户承认的确不需要贷款,他们在资金方面没有约束或者缺乏好的投资项 目,这部分农户可视为缺乏信贷需求?另一部分农户认为农村信用社贷款利率太高,这类农户并没有面临非价格配给,只是不愿意支付对他们而言太高的利率?这两类农户被归人价格配给,他们均未受到信贷配给;(2)贷款手续太麻烦?审批时间长,过高的交易成本使得农户即使可获得贷款,但由于贷款利率成本以外的交易成本降低了其未来的期望收益,导致对 自 我的交易成本配给,这是一种非价格信贷配给;(3)担心还不起贷款或者抵押物被没收,这部分农户不愿意承担债务负担或者风险,贷款对他们形成了一定的风险贴水,农户也将主动放弃申请贷款,因而产生风险配给?为f l 年第 7 期中国农村金融市场中非价格信贷配给的理论和实证分析105回答?否?的农户进一步询问其原因,此时也设计一些可能的答案供农户选择,得到3个结果节点并区分出2 种类型的配给机制:社会资本配给和非借贷型价格配给?重点在于一部分农户认为即使申请贷款也会被银行以身份或关系等为标准进行信贷配给,这类农户是有信贷需求的,但是考虑到社会资本缺乏使其 自愿退出信贷市场,形成社会资本配给?(三)非价格信贷配给机制和程度的实证考察表2农户信贷配给机制分类和衡t配给机制户数比例(%)是否受到信贷配给比例(%),?孟U乙U 乃,?,?,且价格信贷配给O n 邝?八?非价格信贷配给?非借贷型价格配给?借贷型价格配给?部分数量配给?完全数量配给?交易成本配给?社会资本配给?风险配给3 72 l4 3.6 9未受到信贷配给6 6.2 822.596.3 1供给方信贷配给1 4.9 58.6 49.1 4需求方信贷配给1 8.7 76.143.49合计6021(X)信贷配给农户(剔除没有信贷需求农户)5 9.88注:剔除没有信贷需求的农户是指不需要借贷或者认为利率过高的农户(26 3 户)?表 2 对农户受到信贷配给机制进行了分类?在60 2户样本农户中,非借贷型价格配给和借贷型价格配给的农户合计占比6 6.2 8%?其中,因为利率太高而没有申请贷款的农户仅 3 0户,占比4.9 8%;而受到部分数量配给?完全数量 配给?交易成本配给?社会 资本配给和风险配给这 5 种非价格信贷配给的农户数分别为 3 8?5 2?5 5?3 7和 2 1户,分别 占比6.31%?8.6 4%?9.14%?6.14%和 3.49%,共计 203 户,占到总样本数的 33.72%?若仅考虑有信贷需求 的农户,受到信贷配给的农 户占比将从 3 3.7 2%上升至 5 9.8 8%?据银监会统计,200 7年末,中国有农户约 2.3 亿户,有信贷需求的农户约有 1.2 亿户,其 中,获得农村合作金融机构贷款的农户 7817 万户(中国人民银行农村金融服务研究小组,200 8)?因此,如果按照官方统计的 口径计算,仅不足 3 5%的有信贷需求 的农户没有获得贷款,这与本文非价格信贷配给机制识别框架得到的结果有较大偏差?我们认为,官方的估计可能会导致对信贷配给程度的低估?其原 因在 于,官方的统计标准是农户是否得到贷款,却无法体现农户对贷款的超额需求,即存在获得的贷款规模不能满足需求 以及未获得贷款的农户也有可能存在信贷需求,只是对 自我实施了配给,且 以后者为甚?表2 的汇总结果显示,需求方农户的信贷配给程度(1 8.7 7%)超过了供给方金融机构实施 的信贷配给(14.95%)?10 6小 扮 研 屯总第37 3 期四?影响非价格信贷配给的因素计量分析(一)非价格信贷配给影响因素分析在对受到信贷配给的农户进行识别之后,我们更关心的是哪些类型的农户更容易受到非价格信贷配给,即正规金融机构的信贷配给标准,进而寻求缓解非价格信贷配给的政策措施?我们采用 肠g i t 模型来考察影响农户非价格信贷配给的因素?具体的模型形式为:F(z)二e x r(Z)/?l+e x r(Z)?Z=a+口 IX+刀 ZK+口 3M+风S+二(7)(7)式中,z=1代表农户受到非价格信贷配给,Z 二 O 代表价格信贷配给?X 是农户及其家庭的票赋特征变量,包括户主年龄?户主受教育年限?家庭规模?家庭劳动力人数比率?户主是否有技能?是否规模大户或者个体工商户等,K 代表农户家庭拥有的资本和收人情况,主要有生产性固定资产净值?家庭收人及其结构?家庭收人风险等,M 代表农户参与金融市场情况,包括与信贷员接触的频次以及农户以往的贷款经历等,5 代表农户的社会资本情况,包括农户家庭年均亲友随礼支出?农户参加各类经济合作组织等?需要说明的是,作为影响农户信贷需求行为的重要变量,利率没有进人计量方程,原 因在于样本地区农户信贷利率差异很小(见表 1),利率对信贷需求和信贷配给的影响被包含在常数项的估计结果 中(M u s h i n s k i,1 9 9 9)?模型中的变量?描述统计和回归结果如表 3 所示?表 3变且名称?描述统计和回归结果变量具体描述均值标准差玛?,?8 9!2 5:4 8 1 8 7?6 6 4 3 8 5 1 2 1 6 8 81 0 0.3.0.4 97.0.0.L RS kill估计系数一0.0 10一0.096 审*一0.3 17一0.24 1标准误0.0 100.0 260.3620.20 1S eale户主年龄(年)户主受教育年限(年)家庭劳动人数比率(%)户主是否有技能(1二有;0 二没有)是否规模农户或者个体工商户(1二是;0 二否)20 0 8 年生产性固定资产净值(千元)20 0 8 年家庭年纯收入(千元)20 0 8 年家庭年纯收人平方20 0 8 年家庭非农收人(千元)20 0 8 年家中是否发生重大事件(1二是;O=否)平均每年与银行信贷员接触的频次(次)是否有正规金融机构贷款经历(1二是;O 二否)0.176一0.52 8.0.30 911.73 334.370一0.0 0 30.?X)40.0 070.0 053 4 5 0 aP A l n c372 3.8702 8772.76 00.0 叨0.(拟)一0.02 10.1200.0 0 72 l0W age17.336Shoek0.377C onta et一0.0 290.19 10.0 25E X P6.17 00.3543.7900.47 9一0.50 3 小*0.2 08为1 1 年第 7期中国农村金融市场中非价格信贷配给的理论和实证分析10 7变量具体描述均值标准差3,0 24估计系数一0.?X)7续表标准误0.0340.2 95一0.3 560.3521.347.0.722%3 8?n U.L?,?勺 口n l l内o j 仁X,-麦n U农户家庭年均亲友随礼支出(千元)农户是否参加合作经济组织(1=是;0=否)常数项L RStaLP r o b.L R观测值数注:?幼?水 和.分别代表 l%?5%和 1 0%的显著性水平?表 3 报告了非价格信贷配给影响因素的回归结果?从似然比统计量(研 S t a t.)来看,模型总体回归通过显著性检验?从变量回归结果来看,户主受教育程度?规模农户或工体工商户?非农收人?银行贷款经历这四个变量显著负向影响农户非价格信贷配给的概率,我们对此的解释是受教育程度越高的农户更易了解和掌握农村信用社贷款程序和其他贷款信息,同时受教育程度也可以反映个人能力,因而对贷款获得有积极的影响;在农村地区,规模农户以及个体工商户属于收人相当较高且信贷需求规模较大的群体,通常也具有较高的资产水平?偿债能力或者稳定的现金流,成为农村金融机构主要放贷对象;农户的非农收人主要包括工资性收人和经营性收人,结果显示工资性收人越高的农户融资能力越强,这符合我们的预期,外出务工或者在农村地区具有稳定职业的农户其收人稳定性较强,也是农村金融机构偏好的贷款对象;农户贷款经历被证明是非常关键的,以往具有贷款经历的农户受到非价格信贷配给的概率较低,这?方面反映了有贷款经历的农户对正规贷款的认知较为准确;其次,这部分农户以往的信贷记录是其获得贷款的重要保证,可以降低信息不对称,农村金融机构在面对大量的农户时倾向于建立这种 以稳定的重复放贷为基础的信贷配给机制?对于本文重点关注的社会 资本,反映农户社会资本的代理变量?年均亲友 随礼支出和农户参加合作经济组织情况的变量均没有通过显著性检验,尽管其在作用 方向上均符合预期,我们对此 的解释是亲友随礼支出更多的是反映农户 的家庭 圈层 内的社会 网络强度,基于这种社会资本的借贷更多的是表现为低息或无息的友情借贷,在我国当前农村金融市场中,这种社会网络的正规信贷供给效应并不明显,未来研究中我们需要寻找更为有效的代理变量;同时,由于 目前农村合作经济组织从生产向信用合作 的功能拓展并不顺利,尽管农户参加 了合作经济组织,其社会资本和社会 网络得到 了扩展,但 由于现有的贷款机制并未有效利用社会资本?,参与合作组织的农户并未得到融资便利?因此,未来如何利用组织化社会资本降低信息不对称带来的逆向选择和道德风险以及高交易成本是农村金融创新的重要方向?Cha ta k(1 9 9 9)发现社会 资本在农村信 贷市场 中具有缓解信息不对称和保障契约执行的作用?1 0 8令 扮 研 屯总 第 37 3期(二)非价格信贷配给机制影响因素分析1.计量模型和变量上文中曾提及,由于农户面临的差别化信贷配给制需要通过针对性的政策来缓解,因此,在分析影响农户受到非价格信贷配给的因素之后,我们需要进一步分析这些因素与不同的非价格信贷配给类型之间的关系?基于这样的目的,我们采用一个多项 Lo g i t 模型估计农户家庭察赋特征?资产收人特征?金融市场参与情况以及社会资本等因素对不同信贷配给类型的影响?假定i农户受到的信贷配给方式有(J十 l)类?定义叮 为受到j类信贷配给农户的未被观测到的?倾向?:写=月?X,+二?(8)其中,X?为农户特征变量,八为与第j类信贷配给相关因素的系数向量,今 为 i农户倾向中不可观测的部分?可观测到的信贷配给类型具有最高的倾 向?那么,i农户面临第 j类信贷配给的概率就是:P r(矶=j)=P r(坑?玖?),V m 尹 z(9)假定(J+l)个随机误差项 B?相互独立,并且同时服从 W ei b u n 分布,这样就可以得到可操作的用于实证 的模型?同时,多项 Lo g i t 模型的估计要求每种信贷配给类型的农户都需要满足足够大的样本量的要求?鉴于本研究 中观察样本的有限性,将表 2 所列出的7 种配给类型调整为4 类,信贷配给类型了 的设定方式为:借贷型价格配给=O,非借贷型价格配给=1,交易成本/风险/社会资本配给 二 2,部分数量配给/完全数量配给=3,并将借贷型价格配给设为参考类别?同时,这里的模型变量选取与模型(7)中的变量保持一致?2.无关选择独立性(n A)检验在实际应用中,多项 L o g h 模型有一个众所周知的应用条件假设,即所谓的无关选择独立性(i ndependenee f r o m i r rel evantal t ernat i ve,II A)假设,个体 i对任意两类别了 的选择概率优势 比(?d d s ra t i o)的大小与选择集 中的其他选择对象无关,无论其他选择是否存在 以及以何种形式存在,删除或增加选择类别都不会 引起优势 比值 的改变?l l A 假定是 多项L o g i t模型的一个较严格的限制?因此,在使用多项 L o z i t分析前有必要检验 l lA 假设是否成立?IIA 假定有两种检验方法:H ausm an 检验和 Sm al l一H siao 检验?其中,Sm all一H siao检验需要将样本随机分割为样本量近似相同的两个子样本,由于分割的子样本是随机 的,所以较难得到可重复的检验结果?我们将采用 Ha u sm a n 检验对多项 L o s i t 模型的无关选择独立性假定进行检验,该检验的原假设为选择对象之间相互独立不相关,即满足 l lA 假定?表4 给出了去掉某一类信贷配给之后的检验结果,所有结果都不能拒绝原假设?3.模型回归结果表5 报告了农户面临不同类型信贷配给概率影响因素的估计结果?从参数的估计结果来看,户主受教育程度?种植规模?与信贷员接触频次以及银行贷款经历等对农 户面临的信贷配给机制有显著影响,同时影响不 同类型的信贷配给机制的因素既有共同点,也存在着明显的差异?户主受教育年限对非借贷型价格配给影响并不显著,而对交易成本/风险/社会资本配给以及数量配给的影响均显著为负,即受教育程度越高的农户更容易了解2 0 1 1 年第7 期中国农村金融市场中非价格信贷配给的理论和实证分析109贷款程度和其他贷款信息,通常也具备更高的个人能力,对贷款需求表达和贷款获取都有积极的影响?规模农户或个体工商户对交易成本/风险/社会资本配给 的影 响显著为负,而对数量配给的影响却不显著,这表明,规模农户或个体工商户由于其较强的生产能力和稳定的收人来源,更易产生信贷需求且需求规模较大,相对风险比率(RR R)的计算结果显示,规模农户或个体工商户受到交易成本?风险和社会资本配给的概率仅仅是借贷型价格配给的 0.29 9倍;但是同时受限与其提供抵押物能力有限,调查 中我们发现,这些农户持有的动产如机械及存货等 占比较大,而这些资产 目前并不能被农村金融机构接受为抵押物,因此,这些规模农户和个体工商户可能会经常面临数量配给?表 4多项 L o g i t 模型 nA 假定的 Ha n sma n 检验结果o m i tt ed o uteom e 了e hi Zd fP ehiZE vi den eeO一 6.74628一未拒绝原假设l一 3.57627一未拒绝原假设24.1 6 3281.?X刃未拒绝原假设33.4 1 9281.仪旧未拒绝原假设注:如果?h产小于零,表示 估计模 型不能满足检验 的渐近性 假定,但 是这样的结 果是很 正常的?Ha u s m a n&M c-Fa d d e n(19 8 4)证明出现这样 的结果是可能 的,同样没有违背 l lA 假定?表 5基于多项 肠gi t的非价格信贷配给机制模型回归结果变量未借贷型价格配给估计系数RRR0.0 191.0 190.0 111.0 11一0.1200.8 87一0.0970.9 08一0.4700.6 250.仪刃1.?兀旧一0.(X)50.9 950.(X叉?中*1.?X 刃0.0 37.*1.0 38一0.5 5 1.*0.5 77一0.0 89.*0.9 15一1.88 3 审.申0.1520.0 201.0 200.4 801.6 151.0 56一207.9 9交易成本/风险/社会资本配给部分/完全数量配给A geE duL RS killS ea l eP AIn eom eIneom e ZW a g eS hoekC on ta c tE X PP R EO G A常数项L RStat.观测值数估计系数0.02 1一0.0 79.一0.月 4 8一0.5 42.一1.20 8 中 匆一0.0 11一0.0 100.加 O0.00 8一0.369一0.08 2 巾.一2.0 87 中*一0.0 24一0.4 501.755P r o b.L RR R R1.02 10.92 40.63 90.58 20.29 90.99 00.99 01.口 服)1.以)80.69 20.92 10.1240.97 60.63 8估计系数一0.025一0.10 0二一0.0 11一0.085一0.6990.00 20.以拓0.?刃0一0.(l?7一0.0 53一0.087.*一1.2 59 申*0.0350.22 32.7 25 中 中0.以刃R R R0.9750.8970.9 890.9 190.4971.(减)21.?刃61.?兀旧0.9 930.9 490.9 160.2 841.0 351.2 50注:参 照类别为借贷