信貸約束對廣東省稻農經營規模的影響因素分析

吳佳良，杜泳琪，紀佳帆，蔡鍵

（華南農業大學經濟管理學院，廣東 廣州 510642）

1978 年我國推行的農村土地制度改革奠定了家庭經營的基本格局，在家庭聯產承包責任制下，按人平均分配的土地制度促成了土地具有小規模、細碎化、分散化的特點。隨著我國工業化、城鎮化水平的不斷加快，傳統家庭經營規模小、分散作業的弊端逐漸顯現，成為阻礙農業現代化發展的主要因素[2～4]。在鄉村振興戰略大力推進的背景下，作為關系到國計民生的根本性問題，“三農” 問題始終是全黨工作的重點之一。中共中央辦公廳、國務院辦公廳在2014 年11 月印發的《關于引導農村土地經營權有序流轉發展農業適度規模經營的意見》 中明確指出，土地流轉和適度經營規模是發展現代農業的必由之路，有利于優化土地資源配置和提高勞動生產率，有利于保障糧食安全和主要農產品供給，有利于農業增效、農民增收，有利于鄉村全面振興與城鄉融合發展。為此，實現土地規模經營已成為我國農業發展的必然趨勢，是我國農業發展的關鍵[5]。個體農戶擴大經營規模的過程，意味著他們必須從市場流入或租賃土地，購買機械或機械服務來替代勞動力。即農業生產要素中，土地和勞動力的短缺，可通過資本要素在土地市場和農機服務市場上實現一定程度的替代[6]。然而，由于信息不對稱、逆向選擇等導致的信貸配給和需求者自身存在的風險規避、認知偏差和需求抑制等因素，我國農村金融市場始終存在信貸約束的現象。信貸約束將限制農戶進入資本市場，不利于他們在市場上獲取經營規模擴大所需的資金。

家庭聯產承包責任制在激勵農戶生產積極性的同時，也促成了小規模分散經營的農地現狀，成為阻礙農業現代化的重要因素[7，8]。農地規模擴大行為與意愿的影響因素也因此成為學界的關注點之一。錢文榮等[7]認為受教育年限、個人務農年收入、農業生產流動資本投入、家庭勞動數量和農地經營面積等是影響農戶意愿和是否都能夠擴大土地經營規模的重要影響因素。陳秧分等[8]則通過實證分析得出多個因素對農地經營規模意愿有顯著影響，按其影響程度依次為互助就業類型＞農地租賃行為＞農業技術培訓＞通勤條件＞農地資源稟賦。除此之外，農地經營規模與農業生產率之間的關系，也是學者們關注的重點話題，但他們的觀點因歷史階段和地理區域不同而表現出一定的差異性，至今仍未達成共識，例如，Carter[9]、衛新等[10]認為每英畝土地的凈收益與經營規模呈負相關關系，梅建明[11]對此結論持懷疑態度，并從實證研究角度提出兩者之間是正向關系。此外，張仲根等[12]分析表明，生產效率隨農地經營規模擴大呈 “U” 型變化趨勢；而胡初枝等[13]則提出呈倒 “U” 型變化趨勢。

由資本匱乏延伸出的信貸約束問題一直是學術理論界持續研究、探討的問題，而農村信貸約束更是農村金融研究領域中的熱點。為了更深入地分析農戶信貸約束的狀況及其影響因素，學者們收集了大量的數據進行實證研究。沈明高[14]利用1995～1999 年10 個省份4 237 戶農戶的面板數據進行實證分析，發現我國農戶普遍面臨信貸約束；朱喜等[15]實證研究也表明信貸約束在我國農村廣泛存在且程度嚴重。韓俊等[16]利用Probit 和Tobit 模型對農戶借貸需求規模進行估計，結果表明農戶的家庭收入、生產經營特征和家庭特征是影響和決定農戶借貸需求行為的真正因素。長期以來，學者們認為農戶產生信貸約束的主要原因包括金融機構的信貸配給[17]、政府對信貸市場的干預[16]、逆向選擇和道德風險問題[9]、信息不對稱和合約實施的高成本[18]、缺少有效的抵押或功能完善的信貸市場[19]等。為此，程郁等[17]提出要切實解決中國農村信貸約束問題，需要在借貸雙方共同努力下才可能使農村信貸市場達到均衡，具體措施包括信貸制度的創新、完善信用合作、推廣團體貸款以及發展民間金融、增加農民收入的相關支農政策等；李長生等[20]提出緩解農村信貸約束需要農戶自身金融意識的加強和信貸訴求的科學性和有效性，明確信貸權是人權的觀念。

綜上所述，前人已對農戶經營規模擴大行為的影響因素及其對農業產出的影響、信貸約束的成因及其解決措施等內容做出深入的研究。但是，鮮有文獻探討信貸約束對農戶經營規模的影響，信貸約束緩解對農戶擴大經營規模的激勵作用更是缺乏關注。因此采用2018 年廣東省稻農的微觀截面數據，從信貸約束對農戶經營規模的影響機理和信貸約束緩解對不同類別農戶擴大經營的激勵作用2 個方面對兩者關系進行深入研究，以期為完善農村金融市場、推進農業適度規模經營提供對策建議。

1 數據來源與研究方法

1.1 數據來源

2018 年7 月、2019 年2 月對廣東省珠三角、粵西、粵北和粵東地區5 個市（臺山市、茂名市、梅州市、揭陽市和清遠市）、29 個村莊341 戶的水稻種植戶的信貸行為和經營規模進行入戶調查，回收有效問卷326 份，有效率為95.60%。問卷內容涉及農戶特征、家庭特征、土地特征、出租情況以及信貸約束等信息。

1.2 研究方法

1.2.1 定性分析 只有當農戶經營規模擴大行為會催生出資金需求時，信貸約束才有可能成為制約農戶經營規模的關鍵因素。運用Ecxel 軟件對調研數據進行整理與定性分析，主要分析了不同類型農戶對資金的需求。

1.2.2 構建模型

1.2.2.1 Logistic 回歸模型。因變量為農戶土地規模擴大意愿（不愿意=0，愿意=1），由于因變量數據屬于離散型數據，不滿足一般情況下進行OLS 回歸的約束條件，為此將采用Logistic 模型實證分析信貸約束對農戶經營規模擴大意愿的影響。自變量包括個體特征、家庭組成、土地特征、出租情況和信貸制約5 個維度17 個指標（表1）。運用SPSS 軟件構建Logistic回歸模型，具體模型如（1） 式所示。

其中，p 為農民具有土地規模擴大意愿的概率；xk為解釋變量；e 為隨機誤差；α 為常數項；βk為回歸系數。

1.2.2.2 截面門檻模型。假設經營規模是導致信貸約束制約農戶擴大規模出現門檻效應的主要因素：當信貸約束得以緩解或解除后，農戶的經營規模在達到某一個特定閾值（x，hm2） 的附近，其擴大經營規模的激勵與行為有較大的差異。對此，將使用截面門檻模型（2） 進行分析。選用STATA 13 軟件將滿足要求的326 個樣本數據導入截面門檻模型進行實證研究。選取土地規模作為門檻變量qi，以此來檢驗信貸約束xi對擴大經營規模yi的影響是否存在門檻效應，并根據門檻值γ 進行分組回歸。

表1 問卷自變量及解釋說明Table 1 Independent variables and explanatory notes of questionnaire

其中，qi為門檻變量，γ 為門檻值，I （，） 為示性函數，即條件成立則可賦值為1，否則為0。

2 結果與分析

2.1 不同類型農戶的資金需求現狀

2.1.1 不同性別對資金需求的差異分析 326 個樣本農戶中，男女比例為1.96∶1，其中男性中有資金需求與無資金需求的比例為1 ∶1.4，女性中有資金需求與無資金需求的比例為1∶2.24 （表2）。數據顯示，男性與女性的資金需求比例存在明顯的差異。

2.1.2 耕地現狀對資金需求的差異分析 326 個樣本農戶中，出租耕地的農戶占總人數的11.3%，其中有29.73%的農戶有資金需求；沒有出租耕地的農戶占總數的88.65%，其中有39.10%的農戶有資金需求（表2）。數據顯示，沒有出租耕地的農戶與出租耕地的農戶對資金需求存在明顯的差異。

表2 326 個樣本農戶的資金需求情況Table 2 Financial needs of 326 sample farmers

2.1.3 擴大耕地規模意愿對資金需求的差異分析 326個樣本農戶中，有擴大耕地規模意愿的農戶占到總人數的28.22%，其中有60.87%的農戶有資金需求；沒有擴大耕地規模意愿的農戶占到總人數的71.78%，其中有29.06%的農戶有資金需求（表2）。數據顯示，是否有擴大耕地規模意愿對資金需求存在明顯的差異。

綜上所述，性別、耕地現狀、農戶是否有擴大耕地規模意愿對資金需求均存在明顯差異。因此在實證分析信貸約束對農戶經營規模的作用時，須加入這3個控制變量。

2.2 信貸約束對農戶經營規模的影響

為了增強模型的科學性與穩定性，避免存在異方差和多重共線性問題，更好地研究信貸約束是否會制約所有農戶的經營規模，以信貸制約（A5） 為基準，依次添加土地特征（A3）、出租情況（A4）、個體特征（A1） 和家庭組成（A2） 4 組變量，構建模型（2） ～模型（5），以不斷加強研究層次，并根據估計指標（幾率比、邊際效應、LR 值和pseudo R2） 來判斷模型的質量。根據計算結果（表3） 可知，逐步添加變量后各變量對因變量影響方向基本未發生改變，由此可以判斷構建的模型比較穩健；模型（1） ～模型（5） 的LR 值依次為25.95、60.01、68.25、88.84 和93.25，呈遞增趨勢，并通過了顯著性建議，各模型系數的聯合顯著性較好；pseudo R2依次為0.067、0.155、0.176、0.229 和0.240，模型具有一定程度的擬合能力，對因變量的解釋能力較好。

表3 Logistic 模型估計結果Table 3 Logistic model estimation results

綜上所述，將以模型（4） 作為結果分析的依據，模型（5） 用以輔助分析家庭組成對因變量的影響。模型（4） 的幾率比和邊際效益結果顯示，年齡、性別與農戶擴大土地規模意愿顯著負相關，信貸約束、土地規模、租賃情況與農戶擴大土地規模意愿顯著正相關，其中信貸約束在p＜0.01 的條件下對農戶的經營規模意愿產生正向影響作用，即相對于無信貸約束的農戶而言，有信貸約束的農戶較無信貸約束的農戶更加可能擴大經營規模，這與理論預期不符。究其原因可能有2 點原因： （1） 本研究使用農戶的農地規模擴大意愿替代農地規模擴大行為，意愿與行為之間存在一定的差異性； （2） 信貸約束對農戶擴大經營規模的影響機制將隨著農地存量不同而表現出差異性，甚至可能存在一定門檻，即當農地規模達到某個值后，信貸約束在農戶擴大經營規模過程中的作用將發生變化。因為沒有考慮到上述2 種可能性，出現了實證分析與理論預期不符的結果，對此使用截面門檻模型進行驗證。

2.3 信貸約束緩解對農戶經營規模的激勵作用

選用STATA 13 軟件中的截面門檻模型進行實證分析。首先，要對門檻效應存在與否進行檢驗，采用的方法是Bootstrap 法，通過不同的Bootstrap 次數來模擬計算LM 值來做基本的判定（表4）。

表4 門檻效應存在性檢驗Table 4 Threshold effect existence test

區別于面板數據，本次調研采用的截面數據，在模型估計中常會出現異方差的情況，使得估計結果不具備準確性和有效性。為了修正數據中的異方差，保證估計結果的無偏性與一致性，采取懷特檢驗修正異方差，得到修正結果（表5） 和分組回歸（表6）。當土地規模≤0.93 hm2時，信貸約束系數為0.159，且在0.01 的水平對農戶擴大土地經營規模存在顯著影響；當土地規模＞0.93 hm2時，信貸約束系數為0.171，對農戶擴大土地經營規模不存在顯著影響。由此可知，信貸約束對農戶擴大土地經營規模意愿的影響存在門檻效應，即只有當農戶經營規模≤0.93 hm2時，信貸約束才會對農戶經營規模擴大意愿產生正向的影響作用。對此可以理解為： （1） 當農戶經營規模＞0.93 hm2時，信貸約束并不是制約農戶經營規模的關鍵變量，其原因可能是大規模農戶的資金獲取渠道更加廣泛，信貸約束不會成為他們的障礙； （2） 當農戶經營規模較小≤0.93 hm2時，信貸約束越強烈農戶擴大經營規模的意愿就越強，即越強烈的信貸約束對農戶經營規模的制約作用越大，促使他們有更大的意愿擴大規模。因此，如能緩解或者消除經營規模在0.93 hm2以下農戶的信貸約束，其經營規模將迅速提升。

表5 懷特檢驗修正異方差結果Table 5 White test corrected heteroscedasticity results

表6 區間分組回歸結果Table 6 Interval grouping regression results

3 主要結論與啟示

基于廣東省五市326 戶稻農的實地調研數據為基礎，采用Logistic 回歸模型與截面門檻模型，對信貸約束與經營規模之間的內在邏輯進行了深入的研究，檢驗信貸約束緩解對不同規模農戶擴大經營規模的影響機理。通過實證研究發現，資本已經成為農戶擴大經營規模的關鍵因素；農村地區普遍存在信貸約束，但信貸約束并非對所有農戶的經營規模都產生制約作用，只有經營規模＜0.96 hm2的農戶的經營規模會受到信貸約束的制約；信貸約束緩解將對經營規模＜0.96 hm2的農戶產生強烈的激勵作用。

通過以上研究認為，今后應該從政府、金融機構和農戶3 個層面提出破解對策。 （1） 政府。政府部門應進一步完善信貸市場與法律法規，針對農民（尤其是小規模農戶） “貸款難” 的現狀逐步對農村金融體制進行試點改革，實施差異化扶持政策，有效促進農村金融市場的健康可持續發展。 （2） 金融機構。金融機構要針對農村市場，根據不同地區農戶的具體情況，制定相應的貸款業務，適當放寬貸款條件，提供有效、精準的金融服務。 （3） 農戶。農戶要學習、熟悉正規金融機構的貸款政策與流程，拋棄固有觀念，充分利用優惠支持政策。