資源稟賦、經營類別與家庭農場信貸獲得

張朝華

(暨南大學 人文學院，廣東 珠海 519070)

一、問題的提出

家庭農場作為法人主體，能夠通過資產抵押、信用貸款等方式獲得金融機構的資金支持，從而擴大規模，通過縱向一體化經營獲得范圍經濟(高強 等，2013)。縱觀世界各國的農業經營模式，大多以家庭經營為主(郭熙保，2013)。截至2014年底，全國在工商部門登記注冊的家庭農場10.6萬戶，平均經營規模達200.2畝，平均每家庭農場有勞動力6.01人，其中家庭成員4.33人，長期雇工1.68人，普遍使用現代農業機械和生產技術，表現出較高的專業化和規?；?。但在當前，過高的土地流轉價格(據農業部典型監測，2014年家庭農場流轉土地每畝租金501.1元，較2013年上漲了5.3%*農業部農村經濟體制與經營管理司：《中國家庭農場發展報告(2015年)》，中國社會科學出版社，2015年。)、土地整理投入(據農業部統計，平均每個家庭農場累計投入的土地整理資金為24.97萬元)以及急劇上漲的雇工工資直接增加了家庭農場的生產成本。同時，進行農業現代化經營，農戶必須增加固定資產投資力度，購買現代農業生產、加工、包裝與運輸機械。農業部對2696個有效樣本的調查顯示，每個家庭農場平均擁有農機具4.69臺(套)，平均擁有農機具價值17.09萬元，單臺農機平均價值3.64萬元。此外，改善現有的農業基礎設施，進行場、庫、棚等建筑物修建，購買良種與農業生產資料等，都需要農戶投入大量的資金。而現有小農人均年收入11787元，人均固定資產29362元。很顯然，小農若要轉型為家庭農場，現有的收入與資產可謂杯水車薪。

基于此，向商業銀行、農村信用社等金融機構以及親朋好友等社會資源進行借貸，成為家庭農場主的必然選擇。農業部調查所得的2826戶有效樣本中，超過83.2%的家庭農場有信貸需求。但資源稟賦不同，農戶對家庭農場經營類型的選擇有別，致使在資產的配置類型與價值上也存在著較大差異。這些差異會影響不同類型的家庭農場的信貸獲得能力與信貸獲得數量嗎？

二、文獻綜述

張杰(2004)、Guirkinger et al.(2008)以及Ciaian et al.(2012)均指出，傳統農業的低效和弱質制約著小農獲得信貸支持。同時，由于農村地理位置偏僻、基礎設施缺失(Egyir et al.，2009)，金融信貸機構難以形成規模效應，單筆業務成本較高(Zeller，2003)，致使小農難以獲得金融信貸(Barslund et al.，2008)，因而小農長期處于“生產效率低—收入水平低—儲蓄能力低—儲蓄投資轉化率低—資本短缺—生產效率低”的惡性循環。Stiglitz(1988)也強調，由于生產性固定資金、金融資產等標準信息稟賦普遍缺乏，小農與金融機構之間存在著嚴重的信息不對稱，為防范小農的逆向選擇和道德風險，金融機構往往采取高利率為特征的信貸配給行為(Stiglitz et al.，1981)。在農村缺乏保險市場的情況下(Mushinski，1999)，金融機構通常會要求小農提供較高的抵押物以規避風險，進一步將財產和收入較少的小農擋在了金融機構的門檻之外(Turvey，2013)。

較之一般小農，新型農業經營主體依據邊際報酬規律組織生產，有相對雄厚的物質資本、金融資本、人力與社會資本，往往更容易獲取金融信貸資金(徐璋勇 等，2014)，逐漸走出“被制度化了的過密型農業”所導致在生產上“內卷化”的桎梏。同時，農貸資金進入鄉村需要尋求內部化交易成本低的主體與其對接，也進一步鞏固了新型農業經營主體獲取金融信貸的優勢地位。然而，盡管比較優勢明顯，但新型農業經營主體尚處于成長初期，并未完全擺脫低效性和弱質性的桎梏，加之農地經營權抵押辦理程序繁復(汪發元，2014)、政府缺少風險分擔與補償機制(林樂芬 等，2015)，其發展仍然受到較強的金融信貸約束(黃祖輝 等，2010；張照新 等，2013)。從社會渠道借貸雖然能夠緩解新型農業經營主體的季節性資金缺口，對資產性投資起到了間接的支撐作用，但借貸供給能力有限、交易費用過高迫使借款人實施“自我數量配給”，決定了社會渠道融資的替代作用有限，無法長期、持續促進家庭農場的發展(陳雨露，2010)。

以上文獻對小農與新型農業經營主體在信貸的獲得能力以及制約其獲得能力的因素進行了較為詳盡的研究，這為本研究提供了思路與借鑒。但現有文獻往往局限于單獨就一般農戶或新型農業經營主體的金融信貸獲得能力進行分析，鮮有文獻針對不同類型的家庭農場的信貸獲取能力以及獲得數量及其影響因素上進行對比研究。

三、理論模型

借鑒已有研究成果，本研究擬構建家庭農場與金融機構信貸契約達成的局部均衡模型，對其信貸獲得條件及影響因素進行理論推導。

若金融機構同時存在其他投資機會(如投資非農產業)，并可以確定地獲得λ的無風險收益率，即信貸資金的機會成本為λ·L。家庭農場主在不借款的情況下存在著獲得穩定收益W的機會。設借貸雙方為了完成信貸契約的交易成本分別為CB(金融機構)、CH(家庭農場)。

基于上述分析，則信貸契約的達成需要依賴以下條件：

(1)

(2)

其中，π為金融機構的預期收益率，Y為家庭農場的預期收益率。金融機構和家庭農場的期望收益應大于二者所需付出的機會成本與交易成本。因此，雙方要達成一個信貸契約，則需要滿足以下條件：

(3)

(4)

(5)

由式(3)—(5)可知，信貸契約達成的約束條件為：在金融機構利潤最大化的同時，家庭農場和金融機構的預期收益需大于其機會成本與交易成本之和。假設有最優解，其形式為(r*,L*)，那么(r*,L*)必須滿足式(4)和式(5)兩個約束條件，將(r*,L*)代入式(4)，可得：

(6)

進一步可得式(7)，這也是家庭農場能夠承受利率的上限：

(7)

同理，將(r*,L*)代入式(5)，可得：

(8)

進一步可得式(9)，這也是金融機構所能接受的利率下限：

(9)

由式(7)和(9)可知，若要最優解(r*,L*)存在，那么r*的存在區間應為：

(10)

簡化式(10)可得：

(11)

(12)

式(11)可以進一步表示為：

L*·E(R-1)≥λ·L*+W+CH+CB

(13)

由式(13)可知，在無需抵押物的情況下，信貸契約局部均衡解存在的一個必要條件當是貸款所投入實際經營活動的平均收益應不小于信貸雙方的機會成本與交易成本之和。而在實際的信貸契約中，金融機構為避免逆向選擇和道德風險，通常會要求家庭農場提供抵押物，以保證家庭農場在無法足額償還貸款本息時，用抵押物償清債務。

假定抵押物實體價值為M，那么對金融機構而言，在家庭農場投資項目成功的情況下，可收回足額的本息L·(1+r)；而在家庭農場投資項目失敗無法償還貸款本息時，信貸機構可獲得抵押資產M。這樣，金融機構則可以鎖定其在任何情況下的收益?？紤]到中國農村資產普遍存在產權不明晰，本研究在抵押物實體價值M前添加一個系數β，β∈(0,1)，以期更為準確地衡量其實際抵押能力。則金融機構與家庭農場的收益期望函數表達式分別變為：

π=r·L·ρ(r,θ)+(βM-L)·(1-ρ(r,θ))

(14)

(15)

若交易達成，還需滿足抵押物價值大于金融機構在既定利率r下的本息之和，即：

Max π(r,L)=r·L·ρ(r,θ)+(βM-L)·(1-ρ(r,θ))

(16)

(17)

r·L·ρ(r,θ)+(βMi-L)·(1-ρ(r,θ))≥λ·L+CB

(18)

βM≥L·(1+r)

(19)

綜上，基于金融機構與家庭農場行為分析，本研究推導了家庭農場與金融機構在加入抵押物前后信貸契約達成的局部均衡條件。加入抵押物之前，達成信貸契約需滿足局部均衡條件(13)；加入抵押物之后，除了滿足條件(13)，還需保證抵押物金融價值大于信貸資金的本息之和，即條件(19)。

四、數據來源、變量選取與描述性統計

(一)數據來源

本研究所需數據來源于課題組于2016年年底至2017年年初對傳統農區湖南武岡、湖北仙桃、廣東清遠清新、廣東清遠陽山的家庭農場所做的調查與訪談。本次調查與訪談主要采用隨機抽樣方法，在每個縣(區)隨機抽取5個鎮，共20個鎮，每個鎮各抽取家庭農場20家，共計400家，剔除出信息不全與數據相互矛盾的問卷，共得到有效問卷384份。其中，家禽養殖型211家，水產養殖型12，蔬果種植型162家，糧食種植型9家。樣本中，家禽養殖型與蔬果種植型這兩類家庭農場居多，主要有以下兩方面原因：(1)受地形特征與地理位置的影響。在地形上，廣東清遠陽山屬典型的山區，山地面積占90%左右，湖南武岡境區的地形地貌也主要以山地、丘陵為主，這為家禽養殖與水果種植提供了極其便利的條件。從地理位置上看，清遠清新距離廣州城區不到80公里，而湖北仙桃則距離武漢城區也僅有108公里，這為蔬菜種植提供了區位優勢。(2)受當地農業龍頭企業的影響。調研過程中，廣東清遠的家庭農場主反映，之所以選擇家禽養殖，主要是由于溫氏集團能提供養殖技術與種苗，對家禽按標準進行回收，避免家庭農場經營過程中的技術風險與產品銷售風險。鑒于水產養殖型與糧食種植型家庭農場數量過少不具代表性，故本研究主要選取家禽養殖型與蔬果種植型這兩類家庭農場進行分析。

(二)變量選擇

1.因變量

理論上，是否可獲得信貸是供求均衡的結果。因此，對家庭農場信貸可得性進行研究，有必要將信貸需求與信貸可得性均作為因變量，以確保結果的可靠性。本研究的信貸需求與獲得特指從商業銀行、農村信用社、村鎮銀行、農村資金互助社或小額貸款公司申請貸款以及所獲得的貸款，不含民間借貸。

2.自變量

由于本文研究對象為家禽養殖型與蔬果種植型家庭農場，故自變量擬定為家庭農場主自身特征變量與家庭農場經營特征變量。根據“可持續性生計資產”的相關理論，具體變量確定為自然資本、人力資本、物質資本、金融資本、社會資本。主要變量的含義及測算如表1所示。

家庭農場的自然資本主要來源于家庭自身承包地與通過土地流轉所獲得的土地，流轉土地的面積表明了家庭農場自然資本的價值。考慮到機會成本，本研究將家庭承包地與流轉土地統一按照流轉的價格來進行價值測算。家庭農場以家庭成員為主要勞動力，在生產繁忙季節，可以臨時雇傭雇工。同時，家庭農場實行企業化經營，家庭農場勞動力的性別、受教育程度、接受經營管理與技術方面的培訓對家庭農場的經營有著重要影響。因此，對家庭農場人力資本的測算，需要考慮以上因素。物質資本主要是指現代化的農機具與生產性工具折舊后的價值余額，其價值可反映家庭農場的實力。金融資本分為住房與生產性用房等固定資產變量以及流動性較強的資產變量。在農村，家庭中是否有公職人員表明了家庭的社會地位，而能否從親朋中進行民間借貸則反映了這一家庭的信用。因此，在社會資本中，本研究主要考慮這兩個因素。在進行信貸可獲得性分析時，還需要選擇恰當的識別變量來保證聯立方程可識別?？紤]到農民專業合作社是一個以成員互助為目的的經濟組織，如果某家庭農場加入了農民專業合作社，其信貸需求有可能源自于合作社成員而非家庭農場這一經濟主體，對此，本研究對家庭農場的信貸需求，以“是否加入農民專業合作社”作為識別變量。同時，如果家庭農場主或家庭農場中有成員是村委會干部，在鄉村這一熟人社會，其對信貸的獲得能力顯然高于普通家庭農場，因此，對家庭農場的信貸獲得，本研究以“是否是村委會成員”作為識別變量。

(三)描述性統計

1.家禽養殖型與蔬果種植型家庭農場的經營特征

從表2可看到，從土地經營面積上看，家禽養殖型家庭農場顯著地低于蔬果種植型家庭農場，但由于家禽養殖型所需的生產工具較多且價值較大，如供暖設備、通風設備、供水設備與喂料設備等，因此其場均固定資產較蔬果種植型家庭農場要高出較多。又由于家禽養殖所需的仔禽以及部分飼料基本來源于當地的農業龍頭企業，因此在生產性投資上也高于蔬果種植型家庭農場。

表2 家禽養殖型與蔬果種植型家庭農場經營特征對比

2.家禽養殖型與蔬果種植型家庭農場金融信貸需求狀況

表3表明，對金融信貸有需求的家禽養殖型家庭農場為157戶，占74.40%；有信貸需求的蔬果種植型家庭農場為132戶，占81.48%。獲得信貸的家禽養殖型家庭農場為75戶，信貸獲得率為47.77%；獲得信貸的蔬果種植型家庭農場為46戶，信貸獲得率為34.85%。從信貸需求的額度來看，家禽養殖型家庭農場對信貸需求的額度與獲得的額度均比蔬果種植型家庭農場高，但信貸獲得的額度占需求額度的比例卻比蔬果種植型家庭農場要低?？偟恼f來，兩類家庭農場經營主體都表現出了較強的信貸需求，但信貸獲得率較低，家禽養殖型家庭農場的信貸獲得率較之蔬果種植型家庭農場高出近13%，但獲得的額度占需求的額度的比例卻要低6%以上。原因可能在于家禽養殖型家庭農場所需的生產工具與設備更多、生產性投資大(見表2)，固定資產較多，在信貸過程中可抵押物以及抵押物的價值更高，因而更容易獲得信貸。但也正是因為其信貸需求量較多，需求的額度高，信貸機構在放貸時，給予批復的額度所占比例相對較低。

表3 家禽養殖型與蔬果種植型家庭農場信貸需求狀況

五、實證模型、結果及分析

(一)實證模型

在對家庭農場的信貸可獲得性進行計量時，本研究構建如下模型：

(20)

其中，loan表示家庭農場的信貸獲得，Ti表示家庭農場的類型變量，capi表示家庭農場的資產變量，id表示獲得方程的識別變量，α是方程的常數項，ε是方程的隨機擾動項。

而對家庭農場的信貸獲得數量進行計量時，本研究設定如下基本模型：

(21)

其中，log(amount+1)表示信貸數量加上1取對數，Ti表示家庭農場的類型變量，capi表示家庭農場資產變量，id表示方程的識別變量，β是方程的常數項，ε是方程的隨機擾動項。

(二)估計方法

1.信貸獲得數量估計方法

本研究對于家禽養殖型與蔬果種植型家庭農場的信貸獲得數量所進行的對比主要采用OLS方法。

2.信貸可獲得性估計方法

由于本研究涉及信貸供求，故采用雙變量Probit模型建立如下聯立方程：

(22)

(23)

家庭農場的信貸需求yD和供給yS由以下方程決定：

(24)

(25)

(26)

(27)

在此基礎上進行以上分析的一個必要前提就是需要對原假設“H0∶ρij=0”進行檢驗以判斷有無必要使用雙變量Probit模型。若結果拒絕原假設，則必要。

(三)實證結果及分析

1.信貸獲得能力估計

表4顯示了兩類家庭農場信貸方程供求關系的計量結果。從兩個模型的極大似然值來看，模型是穩定的。同時兩者的chi2(1)值均強烈拒絕了“H0∶ρij=0” 的原假設，故意愿方程和行為方程之間存在相關性，有必要使用雙變量Probit模型。

表4 家庭農場信貸獲得能力估計

注：各變量所對應的數值為變量系數，*、**、***分別是表示在10%、5%、1%的水平下顯著。下同。

計量結果表明：無論是家禽養殖型還是蔬果種植型家庭農場，家庭農場類別與信貸需求產生之間均存在顯著地正效應；但在信貸獲得方面，家禽養殖型家庭農場這一類別與信貸可獲得性之間存在顯著地正效應，蔬果種植型家庭農場的家庭農場類別對信貸可獲得性效應為正，但不顯著。這說明兩類家庭農場對信貸均有旺盛的需求，但蔬果種植型家庭農場受到了一定程度的信貸約束。主要原因在于，家庭農場是近幾年才興起的一種新型農業經營形式，調研地區樣本家庭農場基本上成立于2015—2016年之間，處于發展的初創階段，需要大量生產性投資，對信貸需求強烈。但從內部管理與外部環境看，樣本家庭農場由于自身財務管理非常不規范，基本沒有專職或兼職財務人員，與工商資本也缺乏有效聯系，不能提供有效擔保，在自身資產不足與農地抵押貸款尚不成熟的條件下，一定程度上制約了其信貸獲得，特別是對于蔬果種植型家庭農場來說更是如此。

自然資本對家禽養殖型與蔬果種植型家庭農場的信貸可獲得性作用均不顯著，這說明無論是土地經營面積、土壤的灌溉便利與肥沃程度，還是經營面積是否細碎化，對家庭農場的信貸可獲得性并沒有促進作用。原因在于雖然家庭農場主具有強烈的土地抵押意愿，但是農地經營權抵押處于推行初期尚不成熟，權證缺乏、辦理程序復雜，加之缺乏權威資產評估機構，嚴重地制約了家庭農場主通過農地經營權抵押獲得信貸，這與Khantachavana et al.(2012)的研究結論一致。即便土地可以作為抵押物，但由于通過土地流轉租賃經營獲得的承租地不能進行抵押，家庭農場自身承包經營的土地面積有限，其抵押價值十分有限，難以有效地滿足其資金需求。

人力資本對兩類家庭農場的信貸獲得影響均為正，但均不顯著。原因在于家庭農場的物質資本與金融資本相對較高，而人力資本對獲取信貸的邊際效用相對較小，對信貸的獲取作用不突出。

物質資本對家禽養殖型與蔬果種植型家庭農場的信貸可獲得性效應為正，但均不顯著。這是因為物質資本大多為家庭農場所擁有的生產工具，屬家庭農場的生產性投資。若物質資本高，說明信貸機構對家庭農場未來收益能力的預期相對也較高，較易獲得信貸支持。但物質資本通常不能作為有效擔保物，因而信貸機構不愿意提供貸款。

金融資本中的固定資產對家禽養殖型家庭農場的信貸獲得性產生顯著的正效應；對蔬果種植型家庭農場的信貸獲得產生正效應，但不顯著。有研究指出，固定資產多是“家境殷實”的象征，因而能夠明顯獲得信貸(劉西川 等，2014)。家禽養殖型家庭農場在經營過程中，由于固定資產相對較多，為減少物流成本，往往選擇地理位置較好、交通更為方便的村鎮，故抵押價值更高，更容易獲得正規信貸支持。金融資本中流動性強的資產對兩類家庭農場的信貸獲得均有顯著正效應，促進作用較大，信貸供給的收入導向明顯。其原因在于農貸機構與以新型農業經營主體為主的少部分生產規模大、具有穩定收入和身份特征的農戶建立起的重復放貸機制沒有發生較大的改變，農貸市場的“精英俘獲”特征依舊十分明顯(朱喜 等，2006)。

社會資本中是否有公職人員對兩類家庭農場的信貸獲得均有顯著的正效應。農貸資金進入鄉村，需要尋求能夠內部化節約交易成本的主體與其對接，而這一角色通常由以村干部為首的鄉村精英擔任(Jia et al.，2010)。社會資本中的是否能在親戚朋友中借到款對兩類家庭農場的信貸獲得有正的效應，但影響甚微。

2.信貸獲得量估計

為更全面分析兩類家庭農場的信貸獲取現狀，需進一步就其信貸獲得數量進行分析，結果見表5。

表5 家庭農場信貸獲得量估計

對于家禽養殖型家庭農場，家庭農場類別與信貸獲得數量之間具有顯著正相關；而對于蔬果種植型家庭農場，雖然家庭農場類別也與信貸獲得數量之間存在正相關，但不顯著。這說明蔬果種植型家庭農場對信貸獲得數量造成了一定程度的約束。土地經營面積對兩類家庭農場的信貸獲得數量均無明顯提升作用。人力資本對兩類家庭農場信貸獲得數量均有促進作用，且對家禽養殖型家庭農場的邊際效用大于蔬果種植型家庭農場。物質資本中生產性投資對于兩類家庭農場的信貸獲得數量無明顯提升作用。金融資本中固定資產對兩類家庭農場信貸獲得數量改善明顯，農業收入對于兩類家庭農場的信貸獲得數量無明顯提升作用。社會資本中，家庭成員是否有公職人員以及能否從親戚朋友當中借到款項，對于兩類家庭農場信貸獲得數量的作用并沒有明顯區別。

六、結論與討論

本研究基于不同類型家庭農場經營特征，構建了金融信貸合約達成的局部均衡模型，并利用微觀數據對二者的金融信貸獲取進行了對比研究，發現：(1)無論是家禽養殖型還是蔬果種植型家庭農場，家庭農場類別均與信貸需求之間顯著正相關；在信貸獲得方面，家禽養殖型家庭農場與信貸可獲得性之間存在顯著正相關，蔬果種植型家庭農場的家庭農場類別與信貸可獲得性存在正相關，但不顯著。(2)在信貸獲得能力方面，自然資本、人力資本、物質資本的影響均不顯著。金融資本中，固定資產對家禽養殖型家庭農場有顯著正效應，對蔬果種植型有正效應但不顯著；流動性強的資產對兩類家庭農場均有顯著正效應。社會資本中，是否有公職人員對兩類家庭農場均有顯著正效應，而是否能在親朋中借到款對兩類家庭農場有正效應，但影響甚微。(3)在信貸獲得數量方面，家禽養殖型有顯著正效應，這種效應主要來自于人力資本與金融資本中的固定資產；而蔬果種植型的效應不顯著，但其中金融資本中固定資產對信貸獲得量有明顯提升作用。

基于上述結論，本研究提出以下建議：對于涉農的金融機構，建議優化信貸供給側結構，創新信貸供給方式，針對不同家庭農場的經營特征進行“差別授信”；簡化“兩權抵押”的辦理程序，建立“兩權抵押”價格評估機構，降低家庭農場貸款的交易成本；同時開展農機具等資產的抵押貸款，拓展家庭農場的融資渠道；加大對家庭農場主的培訓力度，促進新型職業農民的培養，提高家庭農場主的人力資本，使其更加便捷地獲得信貸資金；加強對金融信貸市場的監管，防止以公職人員、村干部為首的“鄉村精英”利用自身權力、地位攫取信貸資金；加大對符合國家政策精神、具有較好發展前景的家庭農場的補貼力度，嚴格補貼發放程序與標準。

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