获得信贷和合作服务对尼日利亚西南部可可产量的同时影响

背景

可可对尼日利亚的经济贡献巨大;约占农业出口的40%，是20多万农村家庭的主要生计来源。然而，与科特迪瓦和加纳等其他可可生产国相比，其产量近年来一直较低。可可产量低可归因于许多因素，其中包括缺乏获得信贷和合作服务的机会。然而，关于信贷获取和合作社成员资格对可可生产力的同时影响的经验资料仍然非常缺乏。本文旨在评估获得信贷服务、合作服务以及同时获得信贷和合作服务对尼日利亚西南部可可产量的影响。

方法

采用多级抽样方法，选取300名可可农进行研究。采用内源切换回归(ESRM)和逆概率加权回归调整(IPWRA)模型对数据进行分析。

结果

在同时获得信贷和合作服务方面，年龄、受教育程度、性别和家庭规模显著影响农民同时获得信贷和合作服务的概率。ESRM第二阶段的结果表明，年龄、家庭规模、受教育年限和经验年限显著影响获得信贷和合作服务的农民的可可产量。然而，年龄、家庭规模、农场规模和资产对无法获得信贷和合作服务的农民的生产力有显著影响。被治疗者的平均治疗效果(ATT)显示，同时获得信贷和合作服务的农民的生产力显著高于既获得信贷又获得合作服务的农民和既没有获得信贷又没有获得合作服务的农民。

结论

该研究得出的结论是，同时获得信贷和合作服务对可可产量产生了积极影响。能够同时获得信贷和合作服务的农民，其生产率明显高于既能获得信贷又能获得合作服务的农民，或根本无法获得这些服务的农民。该研究建议，尼日利亚任何以农业生产率为目标的规划都应考虑让农民同时获得信贷和合作服务。

可可(Theobroma可可L.)为尼日利亚的经济发展作出了巨大贡献[1，2］．这种经济作物在为可可生产国政府提供就业、外汇收入和收入方面发挥着至关重要的作用[1］．此外，可可是许多农产工业的重要原料来源[3.]而且它的营养含量很高，如碳水化合物、蛋白质、脂肪和矿物质，可用于制造饮料、葡萄酒、巧克力、奶油和牲畜饲料等[4］．然而，近年来可可产量显著下降[5，6，7］．在过去5年里，尼日利亚可可种植园的生产力开始以每年每公顷0.8吨的速度下降[6］．目前，尼日利亚的平均可可产量不超过每公顷0.5吨;而由可可研究所开发的杂交品种每公顷产量可达1.5至2吨。生产率差距是由许多挑战造成的。这些挑战的主要来源是可可农场土壤肥力下降、疾病和虫害袭击、耕作管理方法不良、基础设施不足和农场资源使用有限。

的研究(8，9]提出了几种提高农业生产力的投资方案。这些选择包括以下一项或多项:农业过程的自动化、高种子品种的种植、施肥、在降雨不足的地区灌溉以及使用杀虫剂。然而，人们注意到，农民往往负担不起这些投资。10］．大多数农民，特别是小农，由于缺乏资金，无法从自己的来源获得化肥、改良种子、杀虫剂等关键投入。严格使用农业投入需要资金供农民使用。所需资金要么来自储蓄，要么来自借款;但是，由于农民的储蓄相当少，他们不得不借钱进行生产活动。能够获得信贷服务的农民倾向于购买所需的农业投入以提高生产力。不幸的是，缺乏信贷是尼日利亚可可农民面临的主要限制。大多数可可农很少能获得信贷，这使得他们不可能提高生产率。农业信贷对于满足提高尼日利亚可可产量所需的投资至关重要。11］．

农业信贷是一种经过深思熟虑的战略资源，可以推动作物生产率提高，从而提高许多贫困农民的生活水平。因此，预期获得农业信贷将协助农民以最佳方式组合他们所掌握的资源。农业信贷有两个来源:正式的和非正式的。在尼日利亚，从正规渠道获得的信贷对农村贫困人口的危害更大，而且获得信贷的机会极低。11］．这一点在尼日利亚的正式信贷利率高得离谱的事实中很明显。12］．因此，难以获得正式信贷是限制农民生产力的原因[13减少农业收入和投资[14］．因此，这种情况进一步加剧了农村的贫困[15，16］．农民陷入了贫困的恶性循环，没有机会或途径来提高他们的生活水平。因此，如果没有外部的积极干预，农村农民可能永远无法摆脱目前的困境。因此，获得信贷和提高农业生产率仍然是消除农村贫困的关键因素[17，18］．为了鼓励农民获得信贷，政府和非政府组织制定了许多信贷方案。然而，由于行政程序过于复杂，农民对政府缺乏信任，这些项目对可可产量几乎或没有产生积极影响[11，12，19，20.］．除了由农业合作社组织和支持的农业方案外，尼日利亚为改善农业而实施的若干方案在大多数情况下未能实现目标。在这种情况下，农民需要强大的机构，如合作社，以打破毁灭性的贫困的恶性循环。

许多有共同利益的农民聚集在一起，组成合作社，帮助他们收集资源，以满足他们的财务需求和提高生产力[21］．有证据表明，获得信贷是属于合作社的好处之一。10，22，23，24，25］．合作社将人、资源和资本汇集成经济单位，为农民提供提高生产力和收入的机会[26］．通过与其他小组成员交流思想，参与合作社可以影响家庭采用更新农业做法和技术的倾向，从而提高生产力[10，27，28，29］．此外，许多研究，例如，[30.，31，32)都同意参与合作社会改善农民的商业化行为。这种行为提高了农业生产力，进而提高了农业收入和粮食安全。根据(33，34]，这是通过集体议价能力来实现的，这增加了他们产品的价值，降低了投入价格。然而,学者(35，36，37，38，39)认为农民加入农民合作社主要是为了获得信贷服务。通常，农民合作社的会员资格为农民获得信贷提供了平台。因此，合作社成员身份在获得信贷和可可生产率之间的关系中起着中介和隐藏的作用。这意味着合作社的成员资格和获得信贷并不相互排斥。然而，对信贷渠道和合作社会员资格对生产率影响的实证评估仍然非常缺乏。事实上，特别是在可可生产力方面，据作者所知，不存在可可生产力。作者认为，这是第一个填补文献空白的研究。以前的研究考察了获得信贷对可可产量的影响，但忽略了合作社成员资格也可以提高可可产量的事实。

然而，少数研究合作社会员在提高生产力方面的作用的研究忽视了一个事实，即获得信贷影响农民加入合作社的决定[40，41］．如前所述，合作社会员资格和获得信贷机会并不相互排斥，预计它们将同时提高可可产量。因此，本研究的一个重要目标是明确调查获得信贷和合作服务对可可产量的协同影响。这一尝试是为了确定合作社成员在获得信贷和可可产量之间的关系中的隐藏和中介作用，并确定合作社成员对可可产量的影响。这项研究的目标有两个:(1)分析获得信贷和合作服务的主要决定因素;(2)确定获得信贷和合作服务对可可产量的同时影响。本研究对文献的贡献体现在两个方面。首先，[42]表明，如果不同时获得其他机构服务，获得信贷可能无法充分或大幅提高农业生产力。［12，43]建议同时提供机构服务，例如正式农业信贷和农业推广服务，将大大提高农业生产力。然而，没有实证研究证实，就我们所知，同时获得信贷和合作服务是否能提高农业生产率。其次，本研究采用内源性切换回归模型(ESRM)，消除了影响评估中的内生性问题。为了验证ESRM结果，我们使用逆概率加权回归调整(IPWRA)方法进行更多的稳健性检验。本研究采用了多阶段抽样程序获得的横断面数据。因此，我们采用ESRM和IPWRA来评估获得信贷和合作服务对可可产量的同时影响。我们的实证研究表明，获得信贷和合作服务对尼日利亚的可可产量有显著影响。然而，当对信贷和合作服务的协同获取进行研究时，我们发现信贷和合作服务的协同获取对可可产量有强劲且显著的影响。我们还发现，信贷和合作服务的协同获取依赖于农民的一些关键社会经济特征，如教育和家庭规模。然而，这项研究的结果仅限于尼日利亚的可可产量。 The same study should be encouraged in other crops and countries. Also, research should be conducted on synergetic impact of access to cooperative and credit service on other welfare indicators such as food security, poverty and asset acquisition. The rest of the study is organised as follows: in section two, we briefly discuss the review of literature relating to access to credit, cooperative societies and cocoa productivity in Nigeria. In section three, we present our methodology, data and outline our empirical strategy. Section four presents the main results, discussing the impact of credit access and cooperative society membership on cocoa productivity. Section five is our conclusion.

大多数可可消费者生活在温带国家。这种作物在热带气候条件下生长茂盛，因此可可生产主要由这些地区的国家主导。西非是主要的可可生产国，占全球产量的70%以上，由于气候变化，产量每年都在变化。尼日利亚是西非最重要的可可生产国之一，近年来已发展成为主要出口国。尼日利亚的可可生产主要是小规模的，集中在Ekiti州、Ondo州、Osun州、Oyo州和Ogun州。在这些州，农民使用继承的田地或共享种植制度，在这种制度下，土地所有者获得三分之二的产量，并出资购买农业投入。他们的产量约占全国总产量的70% [44，45］．不幸的是，尼日利亚目前正遭受着可可产量低迷和不断下降的困扰，老可可田是导致产量下降的主要原因，尤其是在生产该国约80%可可的西南部各州。尼日利亚的大多数可可农场都是老旧的，产量很低。46，47］．这被视为政府将该国可可产量提高两倍计划的绊脚石。尽管关于可可产量的数据相互矛盾，但尼日利亚的可可年产量通常被认为在300至400公斤/公顷之间[48］．据报道，每公顷的产量为0.8吨，但由于一些因素，这一数字已经下降到每公顷不到0.5吨。数字1显示了2011年至2014年尼日利亚可可产量的下降，以及2015年至今尼日利亚可可产量的持续下降。影响可可产量的因素有很多，这些因素取决于气候或天气条件。当天气有利时，产量上升，而当天气不太有利时，产量下降。根据现有的研究，可可生产的进一步问题包括缺乏市场情报、距离市场遥远、农业投入的使用有限、缺乏现金汇款、严重腐坏、豆类质量低，以及生产者和加工商/出口商之间的联系非常薄弱等等。人们也普遍认为农业投资不足，诸如[48，49)发现了可可产量与获得资金之间的重要联系。

近几十年来，由于化肥、杀菌剂、改良种子、机械化和其他技术的大量使用，农业部门的财政需求急剧增加。另一方面，信贷在农民手中，将使他获得巨大的利润，满足和增加的福祉，并开发新的和改进的产品，以满足一个包容的市场。信贷可被定义为一种银行或非银行信贷工具，准许现时为有用和建设性目的而借入资金或货物，并在日后以合理利息偿还款项或货物[15］．信贷可获得性是指借款人为改善农业经营等生产目的获得信贷的难易程度。获得信贷对于提高农产品的质量和数量、增加农民收入和防止农村人口迁移至关重要。为了支持这一事实，一些政策制定者认为，向农民提供低息信贷将大大提高他们的生产力。学者如参考。［50，51，52，53，54]认为农业信贷是使农户资本化的有效工具，以便增加支出和引进新的农业技术以提高农业生产率。此外，根据某些研究人员，如[32，55，56在美国，信贷通过增加农业产量来改善农民的生活状况，从而通过增加利润和福祉来增强农民的自信。尽管信贷对农业发展很重要，但许多农民仍然无法获得信贷[57］．与此同时，一些研究人员提出，农业合作社可以获得信贷，这是农民增加产量的主要动力。合作社通过为其成员的农产品提供关键信息、资金和更高的市场价格来提高农业生产率[58，59］．

合作社，根据[60]，均为民主组织，由积极参与组织政策和决策的成员管治。担任当选代表的男女成员都要对成员负责。会员有平等的表决权，因此以这种方式公平贡献合作社的投资。合作社帮助小农提高谈判能力，增强在可可行业的竞争力[61］．综上所述，我们有理由将合作社视为有能力帮助弱势群体摆脱贫困循环的社会企业[32，62，63，64］．这就是为什么[39]将合作社会定义为一个独立的组织，人们自愿走到一起，通过共同拥有和民主经营的企业来实现他们共同的经济、社会和文化需求和抱负。合作社及其对农业生产力的具体贡献一直是广泛调查的主题[39，65，66，67，68，69，70］．研究发现，合作社为其成员提供了经济和社会效益，促进了小农的商业化行为，提高了农业生产力和收入。这对大多数小农的生存可能至关重要。几项研究发现了影响不同合作社成员资格的各种因素。性别、教育、农场规模、产量和每公顷支出都是影响尼日利亚农民决定加入农业合作组织的因素[71］．同样的,(72的研究发现，教育、性别和农场规模是农民决定加入以农民为基础的团体的重要驱动因素。根据(73]，除了个人利益，还有其他动机促使农民加入农业合作社。作者认为，获得信贷和培训的机会是农民是否愿意加入农业合作社的主要预测因素。此外，根据参考文献。[74，一个家庭的资源禀赋，如获得非农收入、教育和家庭中成年成员的数量，对加入农民合作社的可能性有重大影响。总之，农业合作社可以通过提供金融服务，使投入得到最佳利用，从而提高可可产量。

研究区域的描述

这项研究是在尼日利亚西南部进行的。2)，代表北纬6°21 ' N至北纬8之间的地理区域^°北纬37分，东经2°31分，东经6分^°00本部(75］．该地区的北部是科吉州和夸拉州，南部是大西洋，西部是贝宁共和国，东部是江户州和三角洲州。总人口约为27 581 992人[76］．它主要是一个说约鲁巴语的地区，尽管即使在同一个州也有不同的方言。它的特点是两个气候季节，雨季和旱季。雨季从3月持续到10月，较短的旱季从11月持续到3月。气温21 ~ 34℃，年降雨量1500 ~ 3000mm。该地区良好的气候和土壤条件鼓励约70%的居民从事农业。他们既种植永久作物又种植粮食作物。这里的气候非常适合种植玉米、山药、木薯、小米、水稻、大蕉、腰果和可可等作物。该地区可可产量超过15.5万吨，占尼日利亚供应量的85%。

本研究采用多级抽样程序来选择被调查者。第一阶段是根据尼日利亚西南部的两个州(奥逊州和翁多州)在可可生产方面的优势，有目的地选择这些州。第二阶段涉及从每个选定的国家有目的地选择三个地方政府区。在奥松州，选择了东阿塔库莫萨、西阿塔库莫萨和伊菲北地方自治政府，而在奥松州选择了东昂多西、伊丹雷和Ile Oluji/Okeigbo地方自治政府，这是基于这些地方自治政府可可生产的优势。第三阶段需要从每个地方自治区种植可可的村庄列表中简单随机选择五(5)个村庄。第四阶段包括从每个村庄中简单随机选择10(10)名可可农。总共有300名可可农被选为研究对象。

这项研究调查了获得信贷和合作服务对可可产量的同时影响。首先，采用描述性统计方法对数据进行分析，以了解农民的社会经济特征。然后，研究假设获得信贷和合作服务是内生的可可生产力。内生性的来源是获得信贷和合作服务的自我选择。内生性问题产生于这样一个假设，即获得信贷和合作服务是自愿的。此外，获得信贷和合作服务不仅取决于农民的可观察特征，而且还取决于一些不可观察的特征，如果不加以控制，人们可能高估或低估它们的影响。为了解决这一问题，参考文献认为，唯一能同时明确解释选择偏差和内生性的模型是内生切换回归模型(ESRM)。［71，77，78，79，80，81，82，83，84］．

因此，本研究准确地纠正了样本选择偏差和内生性的可能性，这些可能性可能源于除信贷和合作服务之外的其他干预措施。ESRM允许信贷和合作服务的获取与其他协变量之间的相互作用[85，86］．ESRM是一种计量经济模型，它指定了一个决策过程和与每个决策选项相关的回归模型[85］．

该模型分为两个阶段:第一个阶段通过probit选择模型，将农民分为可获得和不可获得信贷和合作服务两类，对可归因于自我选择的内生性正确;第二阶段处理影响可可产量因素的结果方程。

本研究首先指定了可可农民获得信贷和合作服务的二元决策选择，这是有条件的观察协变量使用probit模型如下:

其中Y*为获取信贷和合作服务的不可观察变量;Y是可观察对应物(如果农民获得了信贷或参加了合作社，则等于1，否则为0);\ ({x} _{我}\)是模型中使用的一组解释变量;而且我\ ({\ varepsilon} _ {} \)表示错误项。在第二阶段，通过生产函数测量获得信贷和合作服务对可可生产率影响的结果方程，表达式为Eq。2：

在哪里我\ (P {} _ {} \)为可可产量的自然对数;\ ({Y} _{我}\)是信用度或合作社会员资格;我z \ ({} _ {} \)是模型中使用的一组解释变量;而且\ ({e} _{我}\)表示错误项。

然而，由于选择偏差，农民预计有两种制度。因此，在第二阶段进行单独的回归，以证明可可生产率，条件是各自的信贷准入/合作社会员地位:

在哪里我\ (P {} _ {1} \)而且我\ ({P} _ {2} \)分别为制度1和制度2下可可农生产力的自然对数;我Z \ ({} _ {} \)是确定可可农生产力的外生变量集;我\ ({e} _ {1} \)而且我\ ({e} _ {2} \)是误差项。但误差项为三元正态分布，均值为零，协方差矩阵为非奇异，其协方差矩阵表示为:

在那里,\({\σ}_ {1}^ {2}\)= (\ ({e} _ {1} \)）;var (\ ({e} _ {2} \)); var (我\ ({\ varepsilon} _ {} \)）;\({\σ}_ {12}\)＝\(浸\离开({e} _ {1}, {e} _{2} \右);{\sigma}_{1\varepsilon}\)＝\ (c ov \左({e} _ {1}, {\ varepsilon} _{我}\右);{\sigma}_{2\varepsilon}\)＝\ (ov \离开({e} _ {2}, {\ varepsilon} _{我}\右);{\σ}^ {2}\)为选择方程中误差项的方差;而且\({\sigma}_{1}^{2}， {\sigma}_{2}^{2}\)是结果方程中误差项的方差。考虑到影响状态切换(选择方程)的未观察因素也可能影响可可产量，误差项我\ ({\ varepsilon} _ {} \)而且\ ({e} _ {1} \)可能是相关的，应用普通最小二乘(OLS)可能产生不一致的估计。后(79]，与选择偏倚相关的潜在特征的存在表明，误差结构是基于误差项(我\ ({\ varepsilon} _ {} \))的选择方程。1与误差项(\ ({e} _ {1}, {e} _ {2} \))的结果方程式。3.而且4，的期望值(\ ({e} _ {1}, {e} _{2我}\))条件下的样本选择为非零，如eq所示。6而且7：

在哪里\θ(\ \)而且\ \ varphi \ ()分别为标准正态分布的概率密度和累积分布函数。的比例\θ(\ \)而且\ \ varphi \ (),评估\(β\ {x} _{我}\)和代表\({\伽马}_ {1}\)而且\({\伽马}_ {2}\)在方程式。6而且7，称为米尔斯比(IMRs)，它表示选择偏差项。IMRs显示了获得信贷/合作服务与可可生产率之间的相关性。将第一阶段probit模型预测的IMRs加到第二阶段的生产力方程中，得到以下方程组:

变量的系数\({\伽马}_ {1}\)而且\({\伽马}_ {2}\)提供协方差项的估计\({\β}_ {1 \ varepsilon}和{\β}_ {2 \ varepsilon} \),分别。由于变量\({\伽马}_ {1}\)而且\({\伽马}_ {2}\)残差是多少\({\eta}_{1}和{\eta}_{2}\)不能用于计算两阶段估计的标准误差。为了解决内生机制切换的问题，利用全信息极大似然(FIML)方法同时估计选择方程和生产力方程[81］．该模型表示为^脚注1：

因此，可计算出可可农处理后(ATT)的平均效果如下:

ESRM的经验方程，即获得信贷/合作服务和可可生产率函数，具体如下。

对信用/合作服务的访问的决策方程指定为:

其中Y =获得信贷/合作服务的机会(1 =是，0 =否)。

解释变量是：X₁=农民年龄(年);X₂=农民年龄平方(阈年龄代理)(年);X_3.=住户人数(实际人数);X₄=教育(接受正规教育的年数);X₅=农场经验(年);X₆=农场大小(ha);X₇=农民性别(男=1,女=0);X₈=自己的资产(1=是的,0=否则)。

然后，可获得信贷/合作服务的可可农民和无法获得信贷/合作服务的可可农民的单独生产力函数:

其中Y =生产力的自然对数为每公顷可可总产量。

解释变量是：X₁=农民年龄(年);X₂=农民年龄平方(阈年龄代理)(年);X_3.=住户人数(实际人数);X₄=教育(接受正规教育的年数);X₅=农场经验(年);X₆=农场大小(ha);X₇=农民性别(男=1,女=0);X₈=自己的资产(1=是的,0=否则)。

变量的描述

根据表1在美国，年龄是以年为单位的。据估计，年龄较大的农民更加成熟和负责任，因此，提高了他们的农业生产力。当农民达到一定的年龄阈值时，他们的生产力会下降，因此，年龄平方与农业生产力负相关。家庭规模是指农民家庭中18岁及以上有劳动能力的人口总数。它被用作衡量可供从事农业工作的劳动力的指标。它预计与农业生产力呈正相关，因为更多的劳动力将耕作更广阔的土地。教育是用在学校的年数来衡量的。预计教育将与农业生产力产生积极的关系，因为教育使农民具备必要的知识和技能，以利用改进的技术，提高他们的生产力。农业经验是用受访者在可可农场工作的年数来衡量的。这被用作衡量受访者对可可种植的经验的代理，以便在提高农场生产力方面做出明智的决定。 The farm size, measured in hectares, is used as a proxy to measure the potential income of respondents. Therefore, it is expected to be positively related to farm productivity. Gender is captured in the model as the sex of respondent and measured as a dummy, where a male respondent is (1) and female respondent is (0). It is expected to be positive because of the freedom of mobility among male farmers in term of participating in field days and other technology demonstrations, which invariably grants them more access to information to improve their productivity. Asset is measured as a dummy, where (1) is assigned to respondents who own physical asset and (0) otherwise, where respondents have no physical asset. This is used as a proxy to measure the net worth of respondents. It is expected to be positively related to farm productivity.

IPWRA用于检查ESRM的鲁棒性。IPWRA为在存在错误规范的情况下可能出现的att提供了适当的解决方案[87，88，89］．这是可能的，因为IPWRA具有双重鲁棒特性，它提供一致的结果，并通过给出解释错误规范的响应和治疗模型来避免错误规范偏差。此外，如果正确指定了治疗模型，那么即使在结果模型指定错误的情况下，IPWRA也可以提供一致的估计。这就是为什么IPWRA的估计与治疗或结果模型中存在的错误规范一致。为了应用IPWRA计算治疗效果，本研究测量了治疗模型参数并得到了逆概率权重。然后，拟合各治疗水平的加权回归结果模型，利用估计的逆概率权重得到治疗特异性的预测结果。最后，估计了治疗特异性预期结果的均值。为此，本研究选择了估计器来检验从ESRM得到的估计的鲁棒性。根据(90]，使用IPWRA计算ATT是一个两步法。考虑到结果指标，通常是Yi，它可以用一个指定为:

由选择方程生成的倾向得分可以表示为:

首先，估计倾向分数为\(p\左({X;\hat{\gamma}} \右)\)．其次，采用线性OLS进行估计\ \ ((\ delta_ {0}, varphi_ {0}), \ \)而且\ \ ((\ delta_ {1}, varphi_ {1}) \)使用逆概率加权最小二乘。

逆概率加权最小二乘可指定为:

ATT可以计算为等式之间的差。（15)和(16)：

在哪里\(\，(\hat{\delta}_{1}，\hat{\varphi}_{1})\)接受治疗的农民的反概率加权估计和\((\hat{\delta}_{0}，\hat{\varphi}_{0})\，\，\)为对照家庭的逆概率加权估计。最后,N_w表示接受治疗的住户[91］．^脚注2

获得信贷和合作服务

获得信贷和合作服务的机会以及其他基本信贷变数列于表中2．约76%的受访者在上一个生产季节获得了信贷，而约67%的受访者是合作社成员。有趣的是，大约67%的受访者同时获得了信用社和合作社的服务。这意味着，该地区的农民为了获得信贷服务，已将自己组织成社会资本网络。这项研究支持了一个普遍的假设，即个人加入这些网络主要是因为他们感知到的经济利益[92，93］．所借贷款的平均金额为* 132,500 (^脚注3.322.47美元)。这意味着研究领域的信贷机构或机构提供短期贷款。这可能进一步表明，评级机构缺乏提供大量贷款的足够能力。研究区居民从宅基地到指定信用机构建筑的平均步行距离为0.46 km。这意味着信贷机构的位置位于家庭宅基地周围，这可以增加农民获得信贷的机会[94］．

受调查者的社会经济特征通过获得信贷服务

被调查者的社会经济特征如表所示3.．独立样本t检验显示，有信贷渠道的可可农与没有信贷渠道的可可农的社会经济特征完全不同。这表明，能够获得信贷的可可农年龄相对较大，他们在学校度过了优质时间，而不是那些无法获得信贷的农民。能够获得信贷的农民的生产率和农场规模也明显高于无法获得信贷的农民。这一结果表明所选样本存在选择偏差和内生性。同样，描述性统计数据显示，与无法获得信贷的农民相比，获得信贷的农民更容易获得资产。男性农民也比女性农民更容易获得信贷。

被调查者的社会经济特征通过获得合作服务

被调查者的社会经济特征如表所示4．独立样本t检验显示，获得合作服务的可可农与缺乏合作服务的可可农的社会经济特征完全不同。这表明，与非合作社成员相比，合作社成员的可可农年龄相对较大，在学校度过了高质量的时间。合作社成员的农场规模、生产力和家庭规模都明显高于非合作社成员。这一结果表明所选样本存在选择偏差和内生性。同样，描述性统计数据显示，与非合作社成员的可可农民相比，合作社成员的可可农民更容易获得资产。男性农民大多是合作社的成员。

被调查者的社会经济特征通过同时获得信贷和合作服务

同时获得信贷和合作服务的受访者的社会经济特征见表5．独立样本t检验显示，同时获得信贷和合作服务的可可豆农民的社会经济特征与缺乏这些服务的可可豆农民完全不同。这表明，能够同时获得信贷和合作服务的可可农相对来说年龄更大，经验更丰富，在学校里度过的时光也更丰富。能够同时获得信贷和合作服务的农民，其农场规模和生产力也明显高于无法同时获得信贷和合作服务的农民。这一结果明显表明所选样本存在选择偏差和内生性。同样，描述性统计数据显示，同时获得信贷和合作服务的可可农比没有同时获得信贷和合作服务的可可农更容易获得资产。男性可可农大多可以同时获得信贷和合作服务。

多重共线性和异方差的检验

多重共线性是指模型中捕获的解释变量之间存在线性关系。在多重共线性存在的情况下，模型的系数符号错误，系数标准误差高，R高²值，即使在参数估计不显著时[95］．对每个变量的变异膨胀因子(VIF)进行评估，以检查多重共线性。如果VIF超过10，该变量被称为高度共线，可以从模型中排除。试验结果见表6．结果表明，平均值为1.24。进一步的结果表明，模型中没有一个变量的VIF大于10。这说明模型中考虑的自变量之间不存在多重共线性问题。异方差检验结果见表6．卡方(0.02)无统计学意义。这表明，误差项跨观测具有恒定的方差，并且在数据集中不存在异方差问题。

获得信贷服务对可可产量的影响

表格7揭示信贷渠道对可可产量的影响。似然比检验(Chi²(2) = 292.73,P> 0.000)的关节独立性显著。这说明模型中的三个方程不是联合独立的，不应该孤立地估计。因此，该结果支持使用ESRM来控制选择偏差和样本内生性问题。ESRM的相关系数rho_1、rho_2均为正，具有统计学意义。这表明，无论是否获得信贷，获得信贷的农民的生产效率都高于平均水平，但当他们获得信贷时，他们的生活状况更好;然而，在这两种情况下，无法获得信贷的农民的生产力都低于平均水平，但当他们获得信贷时，情况会更好。

获得信贷服务对可可生产率的影响分为两个阶段进行评估，第一个阶段是probit模型。模型显示，年龄、年龄平方、家庭规模和农场规模显著影响农民获得信贷服务的概率。年龄、年龄平方和农场规模的系数具有积极的含义，因为这些变量中的任何一个的增加都可能增加农民获得信贷服务的概率。对于年龄和年龄平方对信贷获取的积极影响，一个合理的解释是，老年农民比年轻农民更有责任感和安全感。年纪较大的农民很正直，不太可能拖欠贷款或破坏家庭声誉。此外，年龄平方是老年的表征，是正的和显著的。这意味着，即使农民达到了一定的年龄门槛，很可能进入老年，获得信贷的可能性仍将增加。这一发现支持了文献研究的结果。［96，97，98］．

此外，农场规模对信贷获取的积极影响可以归因于这样一个事实，即金融机构假定，拥有大型农场的农民将拥有管理相关风险和不确定性贷款的能力，特别是当这些农民拥有规定的所有权时。这表明，这些农民是有信用的，这是寻求财政援助的一个重要因素，以使他们的资源得到最佳利用。这一结果与文献的研究结果一致。［99，One hundred.，101］．相反，家庭规模系数为负号，这意味着该变量的增加可能会降低农民获得信贷的可能性。这可以归因于一个事实，即拥有大家庭的农民可能被迫将他们的部分贷款用于家庭活动，以缓解大家庭带来的消费压力。因此，他们可能无法偿还贷款。也有可能大家庭的经济活动足以在不寻求外部援助的情况下给一个家庭带来净经济利益。这可以归因于非洲制度的集体性质，它允许一个家庭的几个成员住在一起，并参与家庭的经济活动。然而，这一发现证实了ref. [102有更多成年人的家庭可能会更多地参与正式信贷，因为这增加了偿还信贷的信心。

信贷服务模型的第二阶段是转换回归模型。表的第三和第四列给出了有信贷渠道的可可豆农民和没有信贷渠道的可可豆农民的生产率转换回归模型的结果7,分别。年龄、家庭规模、受教育年限、经验年限、资产和农场规模显著影响有信贷渠道的农民的可可产量。年龄、家庭规模、受教育年限、经验年限、资产和农场规模的系数均为正。这意味着，这些变量中的任何一个的增加都会增加有信贷渠道的农民的可可产量。同样，年龄、受教育年限、农场规模和性别也具有正系数，在影响没有信贷渠道的农民的可可产量变化方面具有统计学意义。

年龄和生产力之间存在正相关关系的合理解释是，年龄较大的农民比年轻的农民更容易获得劳动力、土地和提高生产力的第一手信息。预计年龄较大的农民将积累技能和实践方面的经验，成为不同管理实践方面的专家，从而多年来提高他们的生产力。这一结果与文献的研究结果一致。［103，104，105，106］．受教育年限与可可产量呈正相关。这可以追溯到这样一个事实:教育使农民能够获得必要的知识和技能，以利用现有技术和提高他们的生产力。这是基于对知识的投资可改善资源的利用，从而提高生产力[107］．本研究与文献的研究结果一致。［104，105，108，109］．此外，该研究还发现，家庭规模对可可产量有积极影响，这可以追溯到家庭成员对农业工作所需劳动力的显著贡献。这是基于这样一个事实，即发展中国家的农民利用家庭劳动力来降低生产成本，从而提高可可产量。这与文献的研究结果是一致的。［110，111，112，113)，他们认为家庭规模增加的农民获得更高的产量是因为家庭劳动力的贡献。

对于农场规模和生产力之间呈正相关关系的合理解释是，大型农场，特别是那些有固定使用权的农场，可以鼓励农民采用改进的技术来提高他们的农场生产力。由于大型农场拥有大量及时的财政资源和规模经济的优势，因此预计大型农场比小型农场效率更高。农场规模越大，投入的及时性越高，农民的管理能力也就越强。这与文献研究一致。［110，114，115，116，117农场规模对作物生产力有积极影响。因此，这项研究支持了大农场比小农场获得更高生产力的观点。性别对生产力也有积极和统计上显著的影响。这项研究认为，男户主家庭的生产力明显高于女户主家庭。由于非洲人的一些社会文化价值观和规范，男性有行动自由和参加不同组织或会议的自由，因此，他们有更多的机会获得信息[118］．性别分工在非洲也存在。在非洲，妇女在家庭中从事的照料儿童、做饭、清洁、拾柴和其他活动等非经济活动影响到她们的生产力。这一发现符合[119女性户主家庭的生产率低于男性户主家庭。

对于农业经验和生产力之间的积极关系，一个貌似合理的解释可以归因于这样一个事实:大量的经验使农民能够就农业经营的资源配置和管理作出合理的决定，这些决定在经济上是有价值的，在技术上是可行的。一个有更多经验的农民应该已经获得了谨慎使用现有技术和资源的信息和更好的知识，以提高他的农场的生产力。这一发现与参考文献的研究一致。120，121他们声称多年的农业经验提高了尼日利亚的农业生产力。研究结果进一步揭示，以获得资产为表现形式的家庭社会和财富地位对生产力有重要影响。这是基于这样一个事实:拥有更好资产的家庭可以购买任何改进的技术来提高他们的生产力。本研究与文献的研究一致。122该报告指出，农民的社会和财富状况是推动采用改进技术的一个重要因素。因此，能够更好地获得资产的家庭很可能生产效率更高。

表格8表明平均ATT为0.594。t检验显示ATT具有统计学意义。这意味着有信贷的农民比没有信贷的农民获得了更高的可可产量。这可能基于这样一个事实，即信贷的可获得性可能有助于及时获得更多的生产投入或改进的技术，如高产种子[123，124］．与IPWRA(0.413)相比，ESR模型的结果显示信贷获取对可可生产率的影响更高。rho的正号意味着提高生产率的不可观察变量与提高信贷获取的不可观察变量相关。本研究认为，生产力最低的农民更有可能获得信贷服务，并将信贷投资于可可生产。在这种情况下，不考虑内生性问题将导致低估获得信贷服务对可可生产率的影响。因此，在ESR模型中获得较大的影响系数的原因。实际上，可可农将获得的信贷用于预定的目的，如购买生产投入，从而提高他们的生产力。这个结果与ref.[的结果一致。86，125，126他们的结论是，能够获得信贷的农民有助于提高农业生产率。然而，该研究与[42他们认为获得信贷对农民的生产力没有显著贡献。

获得合作服务对可可产量的影响

表格9揭示了获得合作服务对可可产量的影响。似然比检验(Chi²(2) = 441.90,P> 0.000)的关节独立性显著。说明模型中的三个方程不是联合独立的，不应孤立估计。因此，该结果支持使用ESRM来控制选择偏差和内生性问题。ESRM的相关系数rho_1、rho_2均为正，具有统计学意义。这表明，获得合作服务的农民的生产力高于平均水平，他们比没有获得合作服务的农民的生产力低于平均水平。该模型的评估分为两个阶段，第一个阶段是probit模型。该模型揭示了年龄、年龄平方、家庭规模、受教育年限和农场规模显著影响农民获得合作服务的概率。年龄、年龄平方、家庭规模、受教育年限和农场规模的系数有正的迹象，这意味着这些变量中的任何一个的增加都可能增加农民获得合作服务的概率。

对于年龄和年龄平方对农民获得合作服务概率的积极影响，一个合理的解释可能是，老年农民加入合作社是为了为他们不断增长的产量获得市场或出于老年原因。此外，一些合作社会更喜欢年长的成员，因为他们似乎比年轻成员更可信，而年轻成员往往更有攻击性。另一方面，年纪较大的农民可能希望加入合作社以寻求援助，因为他们可能没有足够的精力参加其他筹资活动。该研究证实了参考文献的研究结果。30.，36，65，127，128这些研究表明，农民的年龄与加入合作社的决定有积极而显著的关系。这项研究发现，多年的教育对加入合作社的决定有积极影响，这可能是因为教育使农民有能力理解加入合作社的一般好处。这一发现与参考文献的研究结果一致。58，129，130］．研究还发现，农场规模对合作社成员有积极影响。一个看似合理的解释是，大型农场的产量大到足以证明加入合作社是合理的，而且合作社的会员回报大于会员成本。此外，农民使用大量土地资产作为加入合作社的非正式保障。这项研究与[一致]36，37，127，130，131，132，133］．家庭规模对合作社成员也有正向影响。这可以用家庭成员的消费压力可能推动农民加入合作社的事实来解释。这一发现与文献的研究结果一致。30.，130］．

可可产量模型的第二阶段是切换回归模型。该模型在获得合作服务的农民和没有获得合作服务的农民之间的结果列于表的第三和第四列9,分别。年龄、年龄平方、家庭规模、受教育年限、经验年限、性别和资产均为正系数，并在统计上显著影响获得合作服务的农民的可可产量。这意味着，任何这些变量的增加都会增加合作社成员农民的可可产量。然而，年龄、年龄、家庭规模、受教育年限、农场规模和性别显著影响非合作社成员农民的可可产量。年龄、年龄平方、受教育年限、农场规模和性别的系数均为正。这意味着，这些变量中的任何一个的增加都会增加非合作社成员的农民的可可产量。然而，家庭规模系数有一个负号，这意味着该变量的增加会降低非合作社成员农民的可可产量。对这些重要变量和可可产量之间关系的合理解释已在前一节中详细说明。然而，家庭规模和生产力之间的负关系可以归因于这样一个事实，即家庭劳动力的一部分已转移到非农业活动，以赚取更多的收入，以减轻大家庭所施加的消费压力。这一发现与ref.[的研究一致。134，135］．此外，研究还显示了农户规模对合作农户和非合作农户可可产量的影响标志的差异。这可以追溯到这样一个事实:农业合作社通过获得信贷、培训和成员之间的思想交流，对采用提高生产力的技术产生了积极影响[10，11，12];然而，非合作者的农业家庭成员从事非农业活动是为了获得信贷，这可能使他们失去对农业的兴趣，从而对他们的生产力产生消极影响。合作社不给农民家庭成员从事非农业活动的机会，因为合作社向家庭提供服务，以缓解生产限制，这直接影响到家庭劳动力供应的可获得性，以按时从事农业经营。这一发现与ref的结果一致。[136］．必须指出的是，获得合作服务对可可生产率的影响结果几乎与获得信贷服务对可可生产率的影响相似。如前所述，这表明合作社和信用服务的获取并不相互排斥，合作社成员在信用获取和可可生产率之间起着中介和隐藏的作用。

表格10平均ATT为0.828。t检验显示ATT具有统计学意义。这意味着能够获得合作服务的农民比那些没有获得合作服务的农民获得了更高的产量。与IPWRA(0.736)相比，ESR模型的结果显示，获得合作服务对可可生产率的影响更高。rho的正号意味着增加产量的不可观察变量与增加对合作服务访问的不可观察变量相关。这意味着生产力最低的农民更有可能成为合作社的成员，并将服务投资于可可生产。在这种情况下，不考虑这一点将导致低估获得合作服务对可可生产率的影响。这解释了为什么我们在ESR模型中获得了更大的效果。这可以归因于合作社提供了传播新技术信息的途径，并向其成员提供投入补贴和信贷服务。因此，成为合作社成员的农民更有可能采用改进的农业技术并获得信贷。 Cooperative societies also support their members in providing training on the production of crops. These kinds of support could increase the productivity of cooperative farmers. This finding is in line with the studies of refs. [38，39，41］．

获得信贷和合作服务对可可产量的同时影响

表格11揭示了获得信贷和合作服务对可可产量的影响。似然比检验(Chi²(2) = 529.33,P> 0.000)的关节独立性显著。说明模型中的三个方程不是联合独立的，不应孤立估计。因此，该结果支持使用ESRM来控制选择偏差和内生性问题。ESRM的相关系数rho_1、rho_2均为正，具有统计学意义。这表明，获得信贷和合作服务的农民的生产力高于平均水平，比没有获得信贷和合作服务、生产力低于平均水平的农民生活得更好。该模型的评估分为两个阶段，第一个阶段是probit模型。该模型显示，年龄、家庭规模、受教育年限和性别显著影响农民获得信贷和合作服务的概率。年龄、家庭规模、受教育年限和性别的系数有正的迹象，这意味着这些变量中的任何一个的增加都可能增加农民获得信贷和合作服务的可能性。

年龄对同时获得信贷和合作社服务产生积极影响的合理解释是，随着户主年龄的增长，获得信贷和参与合作社的能力也会增加。这是因为年龄较大的农民可能获得外部资金，投资于与农业有关的活动，并为其不断增加的产量获得市场。此外，他们可以理解合作社的重要性，并积极参与合作社的承诺和活动。这一结果与[137，138年龄对获得学分有显著但消极的影响。这一发现支持了其他研究，如[30.，36，65，130，139，140，141］．性别对同时获得信贷和合作服务的积极影响表明，男性农民在获得正式信贷和参与合作社方面具有非常丰富的资源，可作为担保。因此，男性受访者更容易获得信贷，而且他们很可能加入合作社，因为男性通常承担较少的生育职能。这一发现证实了[132，142］．答复者的正规教育对获得信贷和合作服务具有积极和重大的影响。这是由于受过高等教育的农民更有能力积累和掌握更好的信贷知识。143，144]，以及参与合作社的程序和了解合作社的好处的能力[129，130］．家庭规模对同时获得信贷和合作服务产生积极影响的可能解释是，随着农民家庭规模的增加，消费需求也会增加，因此对有限的资源产生压力。因此，家庭成员多的家庭有较高的信贷需求和成为合作社成员的机会，以扩大其有限的资源，满足其家庭的消费需求。这一发现与[的研究一致。30.，130，145］．这一发现也与[133］．

可可产量模型的第二阶段是切换回归模型。该模型在同时获得信贷和合作服务的农民和没有获得信贷和合作服务的农民之间的结果列于表的第三和第四列11,分别。年龄、家庭规模、受教育年限和经验年限具有正系数，在能够获得信贷和合作服务的农民中对可可产量产生显著影响。这意味着这些变量的增加可以提高获得信贷和合作服务的农民的可可产量。然而，年龄、家庭规模、农场规模和资产对无法同时获得信贷和合作服务的农民的可可产量有显著影响。年龄、农场规模和资产的系数均为正。这意味着，在无法同时获得信贷和合作服务的农民中，任何这些变量的增加都能提高可可产量。然而，家庭规模系数有一个负号，这意味着该变量的增加会降低无法同时获得信贷和合作服务的农民的可可产量。前一节已经彻底阐述了这些重要变量和可可产量之间的关系的合理解释。如前所述，这表明获得信贷和合作服务并不相互排斥，这两种服务同时对可可产量产生重大影响。

同时获得信贷和合作服务的农民比本研究中考虑的其他类型的农民具有更高的生产力(表2)12)．ESRM结果显示平均ATT为0.978。t检验显示ATT具有统计学意义。这意味着，能够获得信贷和合作服务的农民比那些无法获得信贷和合作服务的农民的生产率要高得多。与IPWRA(0.915)相比，ESR模型的结果表明，获得信贷和合作服务对可可生产率的影响更高。结果进一步表明，同时使用两种服务的农户比单独使用或完全不使用两种服务的农户获得了更高的生产力。在所有估计中更高的生产率是非常显著的。因此，同时获得信贷和合作服务的机会增加了，这对可可农的生产力产生了高得多的影响。

本研究调查了获得信贷和合作服务对尼日利亚西南部可可产量的同时影响。本研究采用多级抽样方法获取数据。数据分析采用描述性统计、IPWRA和ESRM。本文使用IPWRA和ESRM方法提供因果可解释的结果。描述性统计揭示了在年龄、年龄平方、正规教育年限、农场规模和生产力等变量方面，能够获得信贷和合作服务的可可农民与无法获得信贷和合作服务的可可农民之间的统计差异。这表明样本中存在选择偏差。在获得信贷服务模型方面，ESRM (probit模型)第一阶段的结果表明，年龄、年龄平方、家庭规模和农场规模显著影响农民获得信贷的概率。ESRM第二阶段的结果表明，年龄、家庭规模、受教育年限、经验年限、资产和农场规模显著影响有信贷渠道的农民的可可产量。同样，年龄、受教育年限、农场规模和性别也具有正系数，在影响无法获得信贷的农民的可可产量变化方面具有统计学意义。ATT的t检验显示，获得信贷的农民比没有获得信贷的农民获得了显著更高的可可生产率。 In terms of access to cooperative service model, the results of the first stage of the ESRM (probit model) shows that age, age square, household size, years of education and farm size significantly influence the probability of farmers being members of cooperative societies. The results of the second stage of the ESRM shows that age, age square, household size, years of education, years of experience, gender and asset have positive coefficients and are statistically significant in influencing the variation of cocoa productivity among the farmers who are members of cooperative societies. Conversely, age, age square, household size, years of education, farm size and gender significantly influence the cocoa productivity of farmers who are not members of cooperative societies. The t-test of ATT reveals that farmers who are members of cooperative societies achieve significantly higher cocoa productivity than those who are not members. This study has further shed light on simultaneous effect of access of cooperative and credit services on cocoa productivity. In terms of simultaneous access to credit and cooperative service model, age, education, gender and household size significantly influence the probability of farmers simultaneously having access to credit and cooperative services. The results of the second stage of the ESRM showed that age, household size, years of education, and years of experience significantly influence cocoa productivity among farmers who have access to credit and cooperative services. However, age, household size, farm size and asset significantly influence the productivity of farmers who do not have access to credit and cooperative services. ATT reveals that farmers who have access to credit and cooperative services achieve far more productivity than farmers who are cooperative members and have access to credit separately; and the set of farmers who do not have access to credit and cooperative services. This result implies that simultaneous access to credit and cooperative services has a stronger and far more significant impact on cocoa productivity. Our findings are consistent with previous studies such as [16，55，56，146，报告了获得信贷和合作服务对发展中国家农民生计的重大影响。但是，在同时获得信贷和合作服务的情况下，影响更为明显。因此，为了产生更大的影响，信用服务应该与合作服务捆绑在一起。该研究建议，应当加强可可豆农民同时获得信贷和合作服务的机会，例如，应当通过农村合作协会启动一个小额信贷计划，以支持尼日利亚的可可豆农民。由于信贷获取既能刺激生产力又能刺激生产[146，应鼓励可可农民加入他们选择的合作社，以便获得信贷和提高生产力。因此，未来的发展政策应设法同时处理合作社和信贷服务，以提高农民的生计。这些政策的目标应该是扩大合作机构的信贷组合，让可可农受益。此外，金融机构应以低利率向小农提供农业信贷，并应使条款和条件变得容易和灵活。然而，这项研究主要集中于获得信贷和合作服务对研究地区可可产量的同时影响。应鼓励在该国的其他地区进行同样的研究。应研究获得信贷和合作服务对该地区粮食安全、贫穷和获得资产的同时影响。

支持本研究结果的数据可根据要求从作者处获得。

1. 根据(147的相关系数的符号\({\α}_ {1 \ varepsilon} \)而且\({\α}_ {2 \ varepsilon} \)有经济意义。如果\({\α}_ {1 \ varepsilon} \)而且\({\α}_ {2 \ varepsilon} \)有其他迹象表明，可可农可以根据其比较优势获得信贷/合作服务。这些农民取得了高于平均水平的生产力。尽管如此，具有相同符号的系数表示分层排序。这意味着，无论可可农是否获得信贷/合作服务，他们都取得了高于平均水平的生产力，但当他们获得信贷/合作服务时，他们的境况更好。

2. 除了分别审查获得信贷/合作服务的影响外，本研究还审查获得信贷/合作服务对所研究的经济成果，特别是可可生产力的协同影响。本研究分为三组;他们是能够获得信贷(获得信贷服务)的农民。信贷服务的获取被标记为一个二元变量，其中“1”表示农民获得了某种形式的农业生产信贷，“0”表示其他形式的信贷。第二，是合作社成员的农民(获得合作社服务)。获得合作社服务的机会也是一个二元变量，“1”表示农民是合作社的成员，“0”表示不是。第三，同时使用过两种服务(获得信贷和合作服务)的农民归为“一”，没有接受过这两种服务的农民归为“零”。

3. $1 = * 410.89。

我们非常感谢耐心地坐了几个小时，对调查问卷作出答复的农民。

这项研究没有从公共、商业或非营利部门的资助机构获得任何具体的资助。

作者和联系

1. 尼日利亚奥逊伊莱菲奥沃洛沃大学农业经济系

   Ayodeji Damilola Kehinde

2. 南非布隆方丹自由州大学农业经济系

   Abiodun Akintunde Ogundeji

贡献

ADK应用统计学、数学、计算和其他形式化技术来分析和综合研究数据;他还准备和格式化了手稿。总体研究目标和目的的制定或发展由AAO完成。他设计了模型的方法和识别。两位作者都阅读并批准了最终稿。

作者的协议

我们确认，该手稿已被所有具名作者阅读和批准，没有其他满足作者标准但未被列出的人。我们进一步确认，手稿中列出的作者顺序已经得到我们所有人的认可。

相应的作者

对应到Ayodeji Damilola Kehinde．

伦理批准和同意参与

伦理批准和参与同意不适用于本研究。

同意出版

作者转移到农业与粮食安全杂志非独家出版我们的手稿的权利。

相互竞争的利益

作者声明他们没有竞争利益。

出版商的注意

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