合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資對農(nóng)戶收入的影響

陳婧

摘要：本文在農(nóng)業(yè)集約化經(jīng)營管理轉(zhuǎn)變和產(chǎn)業(yè)鏈融資發(fā)展的背景下，基于江蘇省蘇南縣域的實地調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資對農(nóng)戶收入水平的影響。實證結(jié)果表明，合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資對樣本農(nóng)戶收入水平提高具有正向影響;而在合作社內(nèi)部，由于成員的異質(zhì)性，核心成員收益程度普遍高于其他農(nóng)戶。同時，本文還發(fā)現(xiàn)品牌效應(yīng)對農(nóng)戶收入提高也具有顯著的正向影響。據(jù)此，本文對完善“農(nóng)戶+合作社”利益聯(lián)結(jié)機制提出改進建議，為提高農(nóng)戶收入水平發(fā)揮積極作用。

Abstract： In the context of the transformation of agricultural intensive management and the development of industrial chain financing， this paper analyzes the impact of cooperative-driven industrial chain financing on the income level of farmers based on field survey data in Sunan Counties， Jiangsu Province. The empirical results show that the cooperative-driven industry chain financing has a positive effect on the income level of the sample farmers; and within the cooperative， due to the heterogeneity of the members， the income of the core members is generally higher than that of other farmers. At the same time， this article also found that the brand effect also has a significant positive impact on the increase of farmers' income. Based on this， this article puts forward suggestions for improving the benefit linkage mechanism of "farmers+cooperatives"， which will play a positive role in increasing the income of farmers.

關(guān)鍵詞：農(nóng)民專業(yè)合作社;農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈融資;收入;收益差異

Key words： farmers' professional cooperatives;agricultural industry chain financing;income;income difference

中圖分類號：F323.8 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?文章編號：1006-4311（2020）24-0103-04

0 ?引言

解決三農(nóng)問題一直是我國工作的重點，而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)由傳統(tǒng)向現(xiàn)代化轉(zhuǎn)變是當(dāng)下農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要目標(biāo)之一。隨著現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展，一方面，農(nóng)戶對資金的需求程度逐年提升，然而由于缺少合規(guī)抵押品、農(nóng)業(yè)經(jīng)營活動風(fēng)險較高、監(jiān)管難度較大等，普通農(nóng)戶往往很難獲得信貸（劉西川，2013），農(nóng)戶“融資難”問題嚴(yán)重。《“三農(nóng)”互聯(lián)網(wǎng)金融藍(lán)皮書》指出：我國農(nóng)村金融缺口已超過3萬億元，農(nóng)村金融有效供給的嚴(yán)重缺乏一定程度上制約了我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。另一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及農(nóng)戶發(fā)展呈規(guī)模化趨勢，家庭農(nóng)場、龍頭企業(yè)、農(nóng)民專業(yè)合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體積極推動了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化進程（周月書，2018）。對此，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈興起，為農(nóng)戶融資提供了新的渠道，有助于實現(xiàn)農(nóng)民增收。

在以產(chǎn)業(yè)鏈中的主體為標(biāo)準(zhǔn)進行農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈融資分類時，農(nóng)民專業(yè)合作社覆蓋行政村范圍最廣、與農(nóng)戶利益關(guān)系最為一致，對農(nóng)戶的融資和生產(chǎn)服務(wù)功能也趨于完善。在“農(nóng)戶+農(nóng)民專業(yè)合作社”等新型利益聯(lián)結(jié)體制下，個體農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，通過農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料的供應(yīng)、生產(chǎn)、加工、銷售等環(huán)節(jié)將上下游主體融為一個整體，各參與者彼此依存，使農(nóng)戶可以通過農(nóng)民專業(yè)合作社獲得融資或擔(dān)保，從而突破了傳統(tǒng)農(nóng)貸的擔(dān)保限制，降低生產(chǎn)成本，緩解農(nóng)民融資約束（馬九杰，2011;周月書，2017）。然而，由于產(chǎn)業(yè)鏈上不同主體、不同層次農(nóng)戶的市場勢力、成本支出、承擔(dān)作用的不同，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈融資對其收入的影響存在較大差異。在農(nóng)民合作社中，核心成員擁有獲取補貼、減稅免稅等政策信息的便利性，與普通成員相比，更具有收入優(yōu)勢（廖小靜，2013）。

總結(jié)現(xiàn)狀，現(xiàn)階段有關(guān)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈融資的研究多從組織模式（牛若峰，2002;阮榮平，2017）、影響因素、特點及農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)鏈融資的意愿（耿士威，2018）等方面展開，少數(shù)研究對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈融資與農(nóng)戶收入的關(guān)系進行了探索，但缺乏基于合作社角度分析產(chǎn)業(yè)鏈融資對農(nóng)戶收入影響的研究。而在由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時期的大背景下，農(nóng)民專業(yè)合作社作為最主要的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體之一，深入研究合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資促進農(nóng)戶收入的渠道，分析合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈內(nèi)各主體獲益差異具有十分重要的意義。

因此，基于上述研究意義，并結(jié)合江蘇省經(jīng)濟及農(nóng)業(yè)發(fā)展特征等因素，本文擬以江蘇省蘇南縣域為實驗對象，探索合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資對農(nóng)戶收入的影響，以期為完善“農(nóng)戶+合作社”利益聯(lián)結(jié)機制、提高農(nóng)戶收入提供可行性建議。

1 ?樣本區(qū)農(nóng)戶融資與收入情況分析

1.1 樣本選取

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于2019年7月-8月對江蘇省蘇南縣域農(nóng)戶的實地調(diào)研問卷。蘇南是江蘇省南部地區(qū)的簡稱，包括南京、鎮(zhèn)江、常州、無錫、蘇州五市，該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達(dá)，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平高，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體豐富，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展趨于完善。對此，本研究于蘇南隨機抽樣蘇州昆山市、常熟市、常州金壇區(qū)、鎮(zhèn)江丹陽市各鄉(xiāng)鎮(zhèn)和街道作為調(diào)研地，共發(fā)放問卷150份，獲得117份有效樣本數(shù)據(jù)，問卷有效率為78%。

1.2 農(nóng)戶家庭基本情況分析

被調(diào)查樣本農(nóng)戶平均年齡為50.21，整體年齡偏大，以中年人群體為主。農(nóng)戶教育水平整體不高，30%的樣本農(nóng)戶的學(xué)歷為初中，占比最大。其中，有50位受訪農(nóng)戶為村中能人或農(nóng)技人員，占總樣本農(nóng)戶的42.72%，且具備較長年限的規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)歷，表明樣本農(nóng)戶群體整體具備一定的生產(chǎn)技術(shù)水平，生產(chǎn)經(jīng)驗豐富。

1.3 農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營基本情況分析

樣本農(nóng)戶經(jīng)營范圍豐富，主要分為糧油類作物、園藝作物和水產(chǎn)養(yǎng)殖三類。雖然蘇南地區(qū)農(nóng)業(yè)具有一定的現(xiàn)代化水平，但傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)仍然是被調(diào)查農(nóng)戶中最主要的生產(chǎn)經(jīng)營模式，約35.8%的農(nóng)戶從事現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，其中設(shè)施農(nóng)業(yè)和旅游農(nóng)業(yè)為當(dāng)?shù)噩F(xiàn)代農(nóng)業(yè)最常見的形式。

據(jù)統(tǒng)計，樣本農(nóng)戶總土地面積集中在10-50畝，部分農(nóng)戶生產(chǎn)規(guī)模超過300畝。合作社成員中，62.5%的農(nóng)戶均為種養(yǎng)面積不超過20畝的小農(nóng)戶。表明樣本農(nóng)戶群體整體具有一定生產(chǎn)規(guī)模，但農(nóng)戶間生產(chǎn)規(guī)模差異較大。

在品牌設(shè)立方面，58.12%的樣本農(nóng)戶為自己生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品建立了品牌，其中26.47%的農(nóng)戶的品牌效應(yīng)很強，如陽澄湖大閘蟹等品牌，在全國范圍內(nèi)具有一定知名度。表明被調(diào)研地區(qū)相當(dāng)比例的農(nóng)戶傾向于選擇借助品牌體現(xiàn)自身農(nóng)產(chǎn)品優(yōu)勢，但農(nóng)產(chǎn)品品牌建設(shè)力仍有待提升。

1.4 農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)鏈融資情況分析

本研究調(diào)查樣本農(nóng)戶自2017年以來的融資情況，其中有87戶農(nóng)戶有融資需求，占比約為74.36%。據(jù)統(tǒng)計，樣本農(nóng)戶融資需求最小值為1.5萬元，最大為250萬元，融資需求差異較大。其中，融資需求在10萬元及以下的農(nóng)戶最多，占有融資需求農(nóng)戶總數(shù)的51.72%。受訪農(nóng)戶平均融資需求水平不高，不存在明顯的資金缺口。

在合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈組織形式中，約56%的社員獲得了融資服務(wù)。其中，鏈內(nèi)融資覆蓋范圍較廣，主要是社員從合作社獲取了生產(chǎn)資料賒購服務(wù)，占鏈內(nèi)融資的62.5%，其余服務(wù)為合作社直接借錢或提前支付收購款。此外，有資金缺口的樣本農(nóng)戶的融資用途主要是生產(chǎn)性支出，約20%的農(nóng)戶融資用途為消費性支出。

1.5 產(chǎn)業(yè)鏈組織與農(nóng)戶收入情況分析

從生產(chǎn)經(jīng)營特征角度，在現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式下，樣本農(nóng)戶的平均總收入和平均單位面積總收入顯著優(yōu)于傳統(tǒng)農(nóng)戶，表明現(xiàn)代農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶增收具有促進作用。同時，擁有農(nóng)產(chǎn)品品牌的農(nóng)戶，其各項收入也顯著優(yōu)于無品牌農(nóng)戶。（表1）

從產(chǎn)業(yè)鏈組織參與度角度，66.67%的樣本農(nóng)戶參與了產(chǎn)業(yè)鏈組織，樣本農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)鏈參與程度較高。參加產(chǎn)業(yè)鏈組織的樣本戶平均總收入明顯高于未參加產(chǎn)業(yè)鏈組織的農(nóng)戶，表明產(chǎn)業(yè)鏈組織對樣本農(nóng)戶的收入水平具有帶動作用。

從產(chǎn)業(yè)鏈融資形式角度，41.88%的樣本農(nóng)戶獲得了產(chǎn)業(yè)鏈融資，產(chǎn)業(yè)鏈融資服務(wù)覆蓋面不算廣。由表3可知，有產(chǎn)業(yè)鏈融資的農(nóng)戶產(chǎn)出表現(xiàn)不僅明顯優(yōu)于無產(chǎn)業(yè)鏈融資的農(nóng)戶，也優(yōu)于參加產(chǎn)業(yè)鏈組織的農(nóng)戶，說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈融資有助于農(nóng)民增收。

其中，30.77%的農(nóng)戶獲得了合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資，該類農(nóng)戶的平均總收入比其他供應(yīng)商提供的融資形式高出85.81%，說明合作社提供的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈融資對于農(nóng)戶收入的帶動作用明顯強于傳統(tǒng)物資供應(yīng)商。

2 ?研究假設(shè)與模型設(shè)定

2.1 研究假設(shè)

合作社作為一個大規(guī)模的經(jīng)營主體，在當(dāng)?shù)鼐哂休^強的社會影響力和市場勢力。農(nóng)戶依托“合作社+農(nóng)戶”模式有利于產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后的一系列經(jīng)營活動開展，降低生產(chǎn)成本。尤其是產(chǎn)業(yè)鏈融資服務(wù)，拓寬了農(nóng)戶的資金來源渠道：一方面，合作社提供直接借錢、貿(mào)易信用、賒銷賒購等鏈內(nèi)融資服務(wù)緩解社員融資約束;另一方面，合作社通過充當(dāng)擔(dān)保人的角色，提高社員的信用水平和獲得銀行貸款等鏈外融資的能力，進而促進了農(nóng)戶資本積累，有利于規(guī)模化和現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)發(fā)展。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：獲得合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資對農(nóng)戶收入具有正向影響。

然而在合作社內(nèi)部，成員間異質(zhì)性較大，部分成員擁有更多人力資本、物力資本和社會資源，主要充當(dāng)合作社的管理者，是核心成員;而普通成員更多是惠顧者的角色，被動參加合作社的經(jīng)營活動。核心成員憑借資源稟賦，往往更容易、更先獲得合作社的各種便利，從而削弱了普通成員的受益程度。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2：獲得合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資對合作社核心成員收入的促進作用更大。

2.2 模型設(shè)定與變量選取

根據(jù)研究目的，為了考察合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資對農(nóng)戶收入的影響，本文建立如下基本計量模型：

式中，inc表示農(nóng)戶的年收入，取其自然對數(shù)值作為因變量，核心變量avail是啞變量，獲得合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資取1，未獲得合作社融資取0，age、edu、land、brand、tec為控制變量，具體變量說明與描述性統(tǒng)計見表 5。

此外，為了具體研究合作社融資對合作社內(nèi)部成員收入的影響機制，將設(shè)置交互項，建立拓展方程，以衡量合作社內(nèi)部成員的獲益差異。拓展方程為：

式中，core為啞變量，合作社核心成員取1，普通成員取0，X是控制變量，表 6給出了具體變量說明與描述性統(tǒng)計。

3 ?實證結(jié)果分析

本文使用Eviews10軟件，首先對抽樣地117戶農(nóng)戶進行全樣本回歸，實證檢驗獲得合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資對農(nóng)戶收入具有正向影響，其次對64戶合作社成員進行分樣本回歸，驗證獲得合作社融資對合作社核心成員收入的促進作用更大。在模型估計之前，計算得出兩個模型中各變量的VIF 統(tǒng)計值均小于10，不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。同時，對樣本進行White檢驗，兩個模型的P值均顯著拒絕同方差的原假設(shè)，存在異方差，對此，本文采用Huber-White異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進行估計。得到的實證結(jié)果如表 7所示。

3.1 全樣本回歸結(jié)果分析

根據(jù)上述回歸結(jié)果，模型1中合作社融資啞變量回歸系數(shù)為0.368，在10%水平上顯著，說明樣本中獲得合作社融資的農(nóng)戶的收入高于未獲得的農(nóng)戶，獲得合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資對農(nóng)戶收入具有正向影響，假設(shè)1得到驗證?？刂谱兞恐?，顯著正向影響農(nóng)戶收入的變量有教育水平、土地規(guī)模、品牌、村中能人，顯著負(fù)向影響的是年齡變量。

從農(nóng)戶個人特征上看，年齡變量的回歸系數(shù)為負(fù)且數(shù)值較小，說明隨著樣本農(nóng)戶年齡的增大，勞動力質(zhì)量下降，收入水平隨之變低，但影響程度較小。教育水平與收入呈非線性關(guān)系，即樣本農(nóng)戶收入隨著學(xué)歷的提升先增加后減少，結(jié)合實地調(diào)研情況，樣本農(nóng)戶中高學(xué)歷農(nóng)戶較少，且從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限較短，未達(dá)到規(guī)?；?jīng)營效果，收入較低。是否為村中能人變量的回歸系數(shù)值為0.341，對收入影響較大，說明農(nóng)戶角色與收入密切相關(guān)。

從生產(chǎn)經(jīng)營特征上看，土地規(guī)模的回歸系數(shù)數(shù)值較小，正向影響效果不明顯，說明單純地擴大生產(chǎn)規(guī)模對收入的作用較為有限。品牌作為市場勢力、經(jīng)濟實力等的體現(xiàn)，回歸系數(shù)值較大，對提高農(nóng)戶收入有較強的正向影響。

3.2 異質(zhì)性分析

由于合作社成員間存在異質(zhì)性，為進一步探討合作社融資對合作社內(nèi)部成員收入的影響機制，本文篩選出加入合作社的樣本農(nóng)戶進行多元回歸分析。由模型2回歸結(jié)果可知，合作社融資和是否為合作社核心成員變量的回歸系數(shù)分別為0.454和0.523，均在5%水平上顯著，合作社融資和核心成員的交互項的回歸系數(shù)為0.489，在10%水平上顯著，說明與普通成員相比，合作社核心成員收入水平更高，且獲得合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資對合作社核心成員收入的促進作用更大，驗證了假設(shè)2。

相較模型1的全樣本回歸結(jié)果，模型2的控制變量中品牌變量的回歸系數(shù)增加至0.538，在1%水平上顯著，說明在合作社組織形式下，品牌對收入的影響更為顯著。因為樣本農(nóng)戶擁有的農(nóng)產(chǎn)品品牌多為合作社創(chuàng)立，由社員共享品牌效應(yīng)，部分樣本合作社的品牌影響范圍能輻射全國，與無農(nóng)產(chǎn)品品牌的合作社相比，在其他資源條件大致相同的情況下，品牌對提高農(nóng)戶收入水平具有更強的促進作用。

4 ?結(jié)論與建議

本文以農(nóng)民專業(yè)合作社為研究對象，基于蘇州昆山、常熟、常州金壇、鎮(zhèn)江丹陽等蘇南縣域?qū)嵉卣{(diào)研數(shù)據(jù)，統(tǒng)計分析樣本農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)鏈融資以及收入情況，實證檢驗合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資對農(nóng)戶收入的影響，并著重比較產(chǎn)業(yè)鏈融資下，合作社內(nèi)部成員收入的差異程度，得出以下結(jié)論：第一，樣本農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)鏈參與程度較高，合作社組織形式能有效緩解農(nóng)戶的融資約束，獲得合作社帶動型產(chǎn)業(yè)鏈融資對提高農(nóng)戶收入水平具有顯著正向影響。第二，由于合作社內(nèi)部成員的異質(zhì)性，合作社核心成員從產(chǎn)業(yè)鏈融資中的受益程度普遍高于普通成員。第三，農(nóng)產(chǎn)品品牌效應(yīng)明顯，擁有農(nóng)產(chǎn)品品牌的農(nóng)戶，其各項收入顯著高于無農(nóng)產(chǎn)品品牌的農(nóng)戶，而且品牌的知名度大小對農(nóng)戶收入有較大影響。

政策啟示如下：第一，我國應(yīng)當(dāng)適度鼓勵農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社，增強農(nóng)戶對合作社產(chǎn)業(yè)鏈融資的有效需求，從而充分發(fā)揮農(nóng)民合作社在產(chǎn)業(yè)鏈融資中的作用。第二，政府應(yīng)當(dāng)加強對合作社的業(yè)務(wù)指導(dǎo)，完善合作社服務(wù)體系，擴大產(chǎn)業(yè)鏈服務(wù)的覆蓋范圍，為農(nóng)戶提供更全面的服務(wù)與更便利的融資途徑。第三，重視農(nóng)產(chǎn)品品牌效應(yīng)，合作社可以為農(nóng)產(chǎn)品設(shè)立品牌，通過加強宣傳提高品牌知名度，實現(xiàn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)變，進而提高農(nóng)產(chǎn)品銷售量與農(nóng)戶收入。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉西川，程恩江.中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈融資模式——典型案例與理論含義[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2013（08）：47-57.

[2]李勇堅，王弢.“三農(nóng)”互聯(lián)網(wǎng)金融藍(lán)皮書[R].社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2017.

[3]周月書，俞靖.農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈融資與農(nóng)戶收入[J].江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2018，46（09）：303.

[4]馬九杰，張永升，佘春來.基于訂單農(nóng)業(yè)發(fā)展的農(nóng)業(yè)價值鏈金融創(chuàng)新策略與案例分析[J].農(nóng)村金融研究，2011（07）：11-17.

[5]周月書，王婕.產(chǎn)業(yè)鏈組織形式、市場勢力與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈融資——基于江蘇省397戶規(guī)模農(nóng)戶的實證分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2017（04）：46-58.

[6]廖小靜，應(yīng)瑞瑤，鄧衡山，徐志剛.收入效應(yīng)與利益分配：農(nóng)民合作效果研究——基于農(nóng)民專業(yè)合作社不同角色農(nóng)戶受益差異的實證研究[J].中國軟科學(xué)，2016（05）：30-42.

[7]牛若峰.中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營的發(fā)展特點與方向[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2002（05）：4-8，12.

[8]阮榮平，曹冰雪，周佩，鄭風(fēng)田.新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體輻射帶動能力及影響因素分析——基于全國2615家新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2017（11）：17-32.

[9]耿士威，羅劍朝.農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈融資意愿研究——基于農(nóng)戶收入差距的視角[J].金融理論與實踐，2018（06）：67-71.