財政金融服務協同與家庭農場融資約束

(西南大學經濟管理學院 重慶 400715)

引言

農業是國民基礎產業，強勢農業需要新型農業經營主體支撐(張紅宇，2016)。換句話說，構建新型農業經營主體，是將天然弱質的農業打造為強勢產業的有效途徑。家庭農場作為家庭聯產承包責任制下最易形成的、占比最高的新型農業經營主體形態，其構建過程面臨諸多困境，融資約束就是其中之一。融資約束的存在，增加了家庭農場融資成本，拔高了家庭農場準入門檻和規模經濟門檻，制約了家庭農場進一步發展，從而影響新型農業經營主體構建。

Boucher et al(2008)根據形成原因把融資約束分為兩種，一是由于交易成本過高而主動放棄貸款申請形成的需求型融資約束，二是由于家庭農場向金融機構貸款的門檻過高或金融機構的信貸配給形成的供給型融資約束。國內外其他學者在分析家庭農場融資約束產生的原因時，雖然側重點和表述有所不同，但基本可以納入上述分析框架，不在此贅述。

對此，林樂芬和法寧(2015)進一步調查后認為家庭農場、金融機構(主要是銀行)、政府三方合力，方能破解融資約束。也是在此基礎上，本文將借鑒財政支農、金融支農方面的相關理論，以及蔣例利等(2018)在財政服務、金融服務協同方面的研究，考察財政金融服務協同對家庭農場融資約束的影響。具體地，本文首先從理論上回答財政服務、金融服務以及財政金融服務協同分別是如何影響家庭農場融資約束的，并提出相應的研究假說，緊接著使用排序模型對本文的調研數據進行回歸，用以檢驗研究假說，最后闡述研究結論、提出政策建議。相比已有研究，本文可能的創新點有：(1)從財政服務、金融服務協同的視角重新解讀融資約束；(2)微觀調研數據和排序模型的使用；(3)政策建議方面的不同。

一、理論分析與研究假說

本文認為，家庭農場是指以家庭成員為主要勞動力，從事農業生產經營并以此作為主要收入來源的新型農業經營主體形態。這種組織形式在經營管理、集約化、生產經營穩定性方面比種養大戶更加成熟、比家族企業稍顯不足，并以此區別于二者。而且本文所討論的家庭農場融資約束特指供給型融資約束。

(一)財政服務與家庭農場融資約束

家庭農場在其生產經營過程中產生了顯著的正外部性，具體表現為：(1)農產品承擔社會功能，是典型的準公共產品；(2)聚斂和激活閑置土地資源，提高社會生產率，并促進農戶增收；(3)發展觀光農業，把二三產業引入第一產業的同時，美化鄉村，因此財政要向家庭農場提供服務。簡言之，家庭農場因其正的外部性產生了合理的財政服務需求。

需要注意的是，財政服務遵循著邊際效用遞減原則，并非多多益善。一方面，適度的財政服務有助于緩解家庭農場融資約束，如發放農業補貼可以減輕家庭農場經濟負擔，從而降低其融資需求；又如提供配套的農機融資租賃渠道，可降低購置農機門檻，同時農機可充當銀行貸款的擔保物。另一方面，過度的財政服務不僅降低了資金的邊際產出，而且會催生套取財政服務的機會主義行為，影響家庭農場群體的平均信用水平，帶來邊際負效應，即強化融資約束。因此：

假說1：臨界值以下，財政服務的增加可降低融資約束。

(二)金融服務與家庭農場融資約束

金融服務的供給與需求均屬于市場行為，遵循利潤最大化原則。對家庭農場而言，無論是初創期和成長期，還是成熟期與衰退期，和眾多的工商企業一樣需要貨幣資金，需要金融服務。對金融機構來說，持續健康經營的家庭農場具備盈利能力，甚至擁有閑置資金，這是金融服務產生的首要動力，次要的動力來自同業競爭者，原因在于家庭農場是一個新興的市場。從這個角度來看，供需雙方可能達成一致，即產生金融服務。

與財政服務不同的是，金融服務與融資約束呈完全的負相關關系，即金融服務越多，融資約束越低。首先，當金融服務的內容是融資工具時，這類服務越多，則越容易匹配到與特定家庭農場風險相適應的產品，從而降低融資約束；其次，金融機構還提供融智服務，這類服務可以優化家庭農場的經營管理，輔助其做出更為科學有效的決策，服務越多，融資約束就越低；最后，金融服務還涉及各類風險管理工具，這類服務有助于分散和規避家庭農場經營風險，服務數量和融資約束呈負相關關系。因此：

假說2：金融服務越多，家庭農場面臨的融資約束越低。

(三)財政金融服務協同與家庭農場融資約束

所謂協同，即相互配合、相輔相成。總得來說，財政金融服務協同分兩步走：第一步是財政資金先行進入，滿足公益性、公共性、基礎性農業投資需求，再由銀行等信貸機構的信用貸款、抵押貸款等提供信貸支持，形成一前一后的合理分工布局；第二步是財政資金建立風險損失補償基金、財政貼息、農業產業基金等風險分擔工具，用于彌補信貸機構的風險敞口，維持金融服務安全。只有如此協同，家庭農場才能在不同階段獲得相應的資金支持，從而通過自身發展壯大降低融資約束。否則，以初創期為例，若財政資金尚未進入，信貸資金出于風險合規要求幾乎不可能完成向農業資本的轉化，家庭農場得不到資金支持發展緩慢或停滯，融資約束狀況也得不到改善。因此：

假說3：財政金融服務的不協同，會抵消二者實施的正面效果，間接強化融資約束。

二、實證設計及結果

首先構建指標，之后通過問卷調查的方式，共收集到渝、云、貴、川等地672份家庭農場的有效數據，其中有信貸需求的共計636份。由于本文重點考察供給型融資約束，因此以“是否提交貸款申請”為判據，篩選出551份有信貸需求且提交了貸款申請的樣本，并以此作為回歸樣本進行回歸分析。

(一)變量選取與構建①

1、貸款難易程度(Fin_con)。本文著重考察供給型融資約束，并采用貸款難易程度作為融資約束的代理變量，認為貸款難易程度直接反映家庭農場的供給型融資約束情況，信貸需求越容易得到滿足，則面臨的融資約束程度就越低，反之則越高。這一代理變量的選取主要基于以下考慮：首先，現有測度融資約束的具體方法大多以上市公司或其他具有完善會計制度的企業為對象，并不適用于新型農業經營主體供給型融資約束的度量，如Fazzari et al(1988)構建的投資對現金的敏感度、Hadlock和Pierce(2010)根據企業規模和年齡構建的HP指標等。其次，銀行信貸和民間融資是目前我國家庭農場的主要融資方式，使用貸款難易程度可以充分且直觀地體現其供給型融資約束情況。很容易=1；較容易=2；一般=3；較困難=4；很困難=5。

2、財政服務滿意度(Fis_srv)、金融服務滿意度(Fin_srv)與財政金融服務協同度(Fis*Fin)。由于家庭農場是財政服務和金融服務的直接受眾，因此本文采用家庭農場對兩類服務的滿意度評分，作為鑒別財政服務和金融服務有效性的代理指標，評分越高，則服務越有效。同時，本文還構建了財政服務滿意度和金融服務滿意度的交叉項，用于考察財政金融服務的協同度，財政服務和金融服務越協同，家庭農場對兩類服務的感受越滿意，評分相應更高。原因在于家庭農場對財政服務和金融服務的滿意度，并不是單一取決于一種服務，而是兩者協同的結果。也就是說，即使財政服務內容極為詳盡，但相應的金融服務貧乏，也無法發揮財政服務作用，這種情形下，家庭農場對財政服務的滿意度自然很低。因此，交叉項可以體現二者的協同度。財政服務滿意度、金融服務滿意度：非常不滿意=1；不滿意=2；一般滿意=3；比較滿意=4；非常滿意=5；財政金融服務協同度：財政服務滿意度*金融服務滿意度。

3、資產規模(Asset)與經營規模(Size)。資產規模和經營規模是度量家庭農場規模的兩大指標，本文界定的資產規模是指不含負債和財政補貼在內的各經營主體累計投入的資產凈值，經營規模則指用于農產品生產、加工和銷售的土地面積。資產規模：50萬元以下=1；50-100萬元=2；100-300萬元=3；300-500萬元=4；500-1000萬元=5；1000-1500萬元=6；1500萬元以上=7；經營規模：50畝以下=1；20-100畝=2；100-300畝=3；300-500畝=4；500-1000畝=5；1000畝以上=6。

4、經營收入(Income)。本文所統計的經營收入是指家庭農場近三年經營收入(成立不足三年的按實際成立年限計算)的平均值。不同的家庭農場受其農業生產經驗、負責人興趣愛好、當地的自然條件、初始資金等因素影響而經營不同的農業項目，各類項目的經營成本與利潤率等都有所差別，直接體現為經營收入的不一致，因此使用經營收入來平滑家庭農場之間的項目差異。尚未投產=1；50萬元以下=2；50-100萬元=3；100-300萬元=4；300-500萬元=5；500-1000萬元=6；1000萬元以上=7。

5、其他指標。除上述需要特別說明的指標外，本文參考已有文獻和研究經驗選取了家庭農場基本情況的指標，以及反映主體負責人特征的相關指標作為控制變量，具體如下。

負債規模(Debt)：10萬元以下=1；10-50萬元=2；50-100萬元=3；100-500萬元=4；500萬元以上=5。財政補貼：有=1；無=0。成立年限(Year)：1年以下=0；1-5年=1；5-10年=3；10年以上=4。性別(Male)：男=1；女=0。文化程度(Edu)：初中及以下=1；高中及中專=2；大專及大學=3；碩士=4；博士=5。年齡(Age)：21歲以下=1；21-30歲=2；31-40歲=3；41-50歲=4；51-60歲=5；60歲以上=6；社會關系資本(Soc)：有=1；無=0。

(二)模型構建與排序模型

1、模型構建

根據前文的理論分析和指標選取，本文構建以下模型進行財政金融服務協同對家庭農場供給型融資約束影響的估計：

Fin_con=β1Fis_srv+β2Fin_srv+β3Fis*Fin+γContrls+ε

(2-1)

其中，Contrls表示表2-1中列出的控制變量，γ和βi(i =1，2，3)是對應變量的系數，ε為隨機擾動項。

2、排序模型

由于貸款難易程度具有明顯的排序特征，因此本文首先考慮被解釋變量為離散型的多值選擇模型，這也是處理此類變量的常用方法。考慮到多項logit模型或多項probit模型無視數據的內在排序，最終選取排序模型作為本文回歸的具體方法。

在話語傾向方面，媒體的報道大多基于客觀數據、事實或事件，態度立場模糊，但也有少量的評論性、觀點性文章直接反映政府以外的其他主體對政策變遷的偏好和傾向，這種主觀的、直接的表達更容易對政策制定者產生影響。為了探究這類文本與政策變遷的關系，本研究以對政策的傾向性為標準，將“政策觀點”類主題下“學者建言”“群眾訴求”“媒體評論”三個二級類別的文本重新分為兩個大類，并進行編碼：將“進行政策調整和變遷”編為“1”，將“維持現行政策”編為“2”。

假設y*=x'β+δ(y*不可觀測)，選擇以下規則：

(2-2)

其中，m0

P(y=0│x)=P(y^*≤m0│x)=P(x'β+δ≤m0│x)

=P(δ≤m0-x'β│x)

=Φ(m0-x'β)

P(y=1│x)=P(m0

=P(y*≤m1│x)-P(y*

=P(x'β+δ≤m1│x)-Φ(m0-x'β)

=P(δ≤m1-x'β│x)-Φ(m0-x'β)

=Φ(m1-x'β)-Φ(m0-x'β)

P(y=2│x)=Φ(m2-x'β)-Φ(m1-x'β)

………………

P(y=M│x)=1-Φ(mJ-1-x'β)

(2-3)

于是，可以寫出似然函數，并得到最大似然估計量(βMLE)，即Oprobit模型(OrderedProbit)。如果假設擾動項服從邏輯分布，則可以得到Ologit模型(OrderedLogit)。值得注意的是，通過排序模型估計所得的系數βMLE并不能直接反映解釋變量對被解釋變量的定量影響程度，而只能通過系數的正負符號做相應分析，具體來說，當βMLE>0時，x增加意味著y*會相應增加，在切點值固定不變的情況下，y取更高等級(即偏向M)的可能性更大；相反，當βMLE<0時，x增加意味著y取更低等級(即偏向0)的概率更高；而當βMLE=0時，則意味著x變動對y取值沒有影響。

(三)變量的描述性統計分析

首先，表2-1給出了貸款難易程度的頻率分布情況，從表中數據可以看出，551戶家庭農場有32.49%表示貸款偏難，約占樣本總體的1/3。接著，分析各變量的數字特征(見表2-3)，可以發現本文樣本所覆蓋的家庭農場，對財政服務和金融服務的滿意度評價平均為3左右，即一般滿意，但交叉項均值為10.97，對比之下可以認為，這些家庭農場對財政服務和金融服務的滿意度并不統一，表現出“一高一低”的數字特征(參照財政服務2分*金融服務5分)。與此同時，分析資產規模、成立年限等指標，不難看出這些家庭農場具有成立時間短、經營規模小、經營收入少、負債規模低的基本特征。此外，家庭農場負責人以中年男性居多，教育水平以中學為主。

表2-1 被解釋變量頻率分布表

表2-2 各變量數字特征

(四)排序模型回歸結果分析

使用Stata14.0計量軟件，先對樣本展開方差膨脹因子檢驗(VIF)，除交叉項外，其他變量VIF值均顯著低于10(見表2-3)，說明變量之間不存在嚴重的共線性。隨后使用Oprobit模型和Ologit模型分別回歸，結果匯報于表2-4。

回歸結果顯示，財政服務(Fin_srv)的系數在1%的顯著性水平上顯著為負，呈現了財政服務與融資約束的負相關關系，結合假說1，表明當前的財政服務處于臨界值以下，發揮著降低家庭農場融資約束的作用。金融服務(Fis_srv)的系數與財政服務系數一致，在1%顯著性水平上顯著為負，說明家庭農場向金融市場尋求的金融服務能有效緩解其融資約束，與假說2保持一致。交叉項(Fis_fin)是本文關注的重點，其系數顯著為正(1%水平)，對財政服務和金融服務的作用效果起抑制作用，按照假說3的思路，這一結果意味著當前的財政金融服務并不協同。

表2-3 方差膨脹因子檢驗結果

表2-4 Oprobit和Ologit模型回歸結果

注：*、**、***分別表示回歸系數在10%、5%、1%顯著性水平上顯著，圓括號內匯報對應的z統計量值。

三、研究結論

本文的研究結果表明，目前我國對家庭農場推出的財政服務和金融服務都有效緩解了其融資約束情況，也是因此調研的樣本數字特征顯示各家庭農場的融資約束狀況呈現出倒“U”型、基本對稱的頻率分布，相比早期研究中的調研結果，我國家庭農場的融資約束狀況顯然得到改善。不過，財政服務和金融服務不協同會造成效率損失，抑制財政服務和金融服務效果。因此，本文認為在推動家庭農場發展過程中，應當注重財政服務和金融服務協同度的改善，在推行相應服務時，要統籌頂層設計，降低效率損失。