胡沁婷
湖南瀟湘技師學(xué)院(湖南九嶷職業(yè)技術(shù)學(xué)院),湖南 永州 425000
新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是鄉(xiāng)村振興的主力軍。2018年9 月,中共中央、國務(wù)院印發(fā)了《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022 年)》,強(qiáng)調(diào)壯大新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體,實施新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體培育工程,鼓勵通過多種形式開展適度規(guī)模經(jīng)營。2019 年中央一號文件提出,現(xiàn)階段針對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資問題,要采取加大對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體資金投入和拓寬融資渠道等諸多辦法。
我國以家庭農(nóng)場、農(nóng)民專業(yè)合作社、農(nóng)業(yè)大戶等為主體的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體貸款余額逐年增長,但存在認(rèn)證不規(guī)范、缺乏質(zhì)押抵押擔(dān)保、貸款業(yè)務(wù)辦理手續(xù)繁雜、貸款種類單一化等諸多問題,致使新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資困難問題長期存在。由于我國各地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展程度不同,新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的自身性質(zhì)、發(fā)展水平也不同,導(dǎo)致不同地區(qū)、不同類型、不同特征的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的融資供需狀況呈現(xiàn)出較大差異。相關(guān)研究表明,家庭農(nóng)場、農(nóng)民專業(yè)合作社、農(nóng)業(yè)大戶這3類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的資金大部分是通過自籌和經(jīng)營轉(zhuǎn)化而來,對外融資渠道的選擇依據(jù)自身條件而定。例如,家庭農(nóng)場和農(nóng)業(yè)大戶外源融資渠道更偏向于農(nóng)村信用社等金融機(jī)構(gòu),偶爾會有民間借貸的發(fā)生,而農(nóng)民專業(yè)合作社的融資主要是來自政府的支持。如何從新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的自身情況出發(fā),研究其融資渠道偏好影響因素,并針對性地提出解決策略,對實現(xiàn)融資供需平衡、促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興具有重要的現(xiàn)實意義。
筆者以湖南省永州市為例,通過問卷調(diào)查和電話訪談的形式,了解新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的融資信息,發(fā)現(xiàn)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好分為正規(guī)融資渠道、非正規(guī)融資渠道;根據(jù)調(diào)研結(jié)果,結(jié)合文獻(xiàn)研究,總結(jié)出影響新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好的因素主要有主體因素、經(jīng)營因素和融資行為因素。其中,主體因素包括年齡、受教育程度、是否為專業(yè)技術(shù)型農(nóng)戶,經(jīng)營因素包括經(jīng)營類型、家庭年總收入、是否進(jìn)行工商注冊,融資行為因素包括有無融資經(jīng)歷、有無合格抵押物、貸款用途和貸款金額。
選擇新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好作為被解釋變量,設(shè)為Y;從主體因素、經(jīng)營因素和融資行為因素3個方面進(jìn)行解釋變量的選擇,具體如表1所示。
表1 變量選擇及定義
根據(jù)變量選擇及其定義,筆者提出如下3個假設(shè)。
假設(shè)一:年齡X1對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好具有負(fù)向影響,而受教育程度X2和是否為專業(yè)技術(shù)型農(nóng)戶X3對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好具有正向影響。
假設(shè)二:經(jīng)營類型X4、家庭年總收入X5和是否進(jìn)行工商注冊X6對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好具有正向影響[1]。
假設(shè)三:有無融資經(jīng)歷X7、有無合格抵押物X8和貸款金額X10對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好具有正向影響,而貸款用途X9對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好具有負(fù)向影響。
新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好是個二元選擇問題,因此,筆者選用Logistic 回歸模型,運用SPSS 軟件進(jìn)行二元回歸分析,確定新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好的影響因素。二元Logistic回歸模型為
式(1)中:Y為被解釋變量,Xi為影響新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好的因素(解釋變量),β0為回歸方程的常數(shù)項,βi為回歸方程系數(shù),k=10。
在進(jìn)行回歸分析之前,筆者對模型中的解釋變量進(jìn)行了共線性診斷,以確保模型中各解釋變量之間不存在相關(guān)關(guān)系。共線性檢驗結(jié)果如表2 所示,容差大于0.1或者VIF(方差膨脹因子)小于10,則代表不具有共線性,可以此為標(biāo)準(zhǔn)判斷各解釋變量之間是否存在共線性。
由表2 可知,各解釋變量之間不存在共線性,可以進(jìn)行二元回歸分析,分析思路為:考慮所有解釋變量對被解釋變量的影響,得到初始分析模型;根據(jù)各解釋變量的顯著性,采用向后篩選法,逐步剔除不顯著的變量,再進(jìn)行擬合,得到最終模型,結(jié)果如表3、表4所示。
表2 共線性檢驗結(jié)果
表3 Logistic回歸模型實證分析初始結(jié)果
由表3 可知,對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好有顯著或極顯著影響的因素分別是X2(受教育程度)、X5(家庭年總收入)、X7(有無融資經(jīng)歷)、X8(有無合格抵押物)。筆者根據(jù)模型的擬合結(jié)果對進(jìn)入最終模型的影響因素(見表4)進(jìn)行具體分析。
表4 Logistic回歸模型實證分析最終結(jié)果
第一,受教育程度的回歸系數(shù)(B)為正,對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好具有顯著的正向影響(P<0.05),符合假設(shè)一。說明新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體受教育程度越高,對相關(guān)金融知識和融資流程的認(rèn)知程度就越高,對正規(guī)融資渠道的偏好越強(qiáng)烈[2]。而年齡和是否為專業(yè)技術(shù)型農(nóng)戶對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好的影響并不顯著,原因是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體年齡大則經(jīng)營經(jīng)驗豐富,年齡小則獲取新技術(shù)新知識較快,加之相關(guān)技術(shù)培訓(xùn)的普及,很難判斷年齡和是否專業(yè)技術(shù)型農(nóng)戶對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好的影響是正向還是負(fù)向的,因而未通過顯著性檢驗。
第二,家庭年總收入的回歸系數(shù)為正,對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好具有顯著的正向影響(P<0.05),符合假設(shè)二,這說明家庭年總收入越高的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體為了擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營,會更偏好正規(guī)融資渠道。從銀行角度來看,這類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的償債能力較強(qiáng),更容易獲得正規(guī)融資機(jī)構(gòu)的青睞[3]。同時,從調(diào)查情況可知永州市新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對工商注冊的理解并不全面,大部分地區(qū)存在跟風(fēng)現(xiàn)象,農(nóng)產(chǎn)品的品牌意識還不成熟;且受地域因素影響,永州市的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體偏向傳統(tǒng)種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè),規(guī)模相對固定,對結(jié)合旅游資源的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體形式并未完全接受,因此,經(jīng)營類型和是否進(jìn)行工商注冊對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好的影響不顯著。
第三,有無融資經(jīng)歷的回歸系數(shù)為正,對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好具有顯著的正向影響(P<0.05);有無合格抵押物的回歸系數(shù)為正,對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好具有極顯著的正向影響(P<0.01)。以上兩點均符合假設(shè)三,說明新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體通過正規(guī)渠道融資成功后,由于了解融資條件,熟悉融資流程,因而也就越偏好正規(guī)融資渠道,同時新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體具備合格抵押物就更具有融資資格,也就更偏好正規(guī)融資渠道[4]。值得注意的是,貸款用途和貸款金額對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好的影響不顯著,原因可能是永州市新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資金額普遍不高,大多數(shù)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體通過自有資金的積累和少量親戚朋友的借款就能滿足基礎(chǔ)建設(shè)和再生產(chǎn)需要,因此對正規(guī)融資渠道偏好并不明顯[5]。
筆者通過Logistic 回歸模型分析,得出受教育程度、家庭年總收入、有無融資經(jīng)歷和有無合格抵押物為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好顯著性影響因素,因此,分別確定S0為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好,S1為受教育程度,S2為家庭年總收入,S3為有無融資經(jīng)歷,S4為有無合格抵押物,再結(jié)合國家政策的影響,引入變量S5,代表國家政策和政府扶持。
根據(jù)以上6 個變量,確定變量間的邏輯關(guān)系,建立變量間的鄰接矩陣A。鄰接矩陣A的構(gòu)成元素定義為
用鄰接矩陣A加上單位矩陣I,經(jīng)過一定演變后可得到可達(dá)矩陣M??蛇_(dá)矩陣具有一個重要特性,即推移特性。當(dāng)Si經(jīng)過長度為1的通路直接到達(dá)Sk,而Sk經(jīng)過長度為1 的通路直接到達(dá)Sj;那么當(dāng)Si經(jīng)過長度為2的通路必然可直接到達(dá)Sj。通過演算后得到可達(dá)矩陣M為
式(5)中:P(Si)為可達(dá)集合,表示從因素Si出發(fā)可到達(dá)的全部因素的集合;Q(Si)為先行集合,表示可以到達(dá)因素Si的全部因素的集合。
從可達(dá)矩陣M中刪除L1中因素對應(yīng)的行與列,得到矩陣M',對矩陣M'重復(fù)上述操作,得到位于第二層的L2的因素,再從矩陣M'中去掉L2中因素對應(yīng)的行與列,得到矩陣M″;然后對其進(jìn)行同樣的操作,得到位于第三層的L3的因素。以此類推,得到位于所有層次的全部因素。
通過上述方法,得到L1={S0}、L2={S2}、L3={S5,S4,S3}、L4={S1}。
最后,根據(jù)L1、L2、L3、L4的要素順序,得到重新排列的骨干矩陣B為
用流程圖將全部因素進(jìn)行有效連接,得到新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好影響因素的解釋結(jié)構(gòu)模型(見圖1)。
圖1 新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好顯著性影響因素的解釋結(jié)構(gòu)模型
由圖1 可知,在新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好的顯著性影響因素中,家庭年總收入為最直接影響因素,同時融資渠道偏好還受到有無貸款經(jīng)歷、是否有合格抵押物、國家政策和政府扶持3 方面因素的影響,而受教育程度則是深層次的根源因素[6]。以上5 個影響因素既獨立發(fā)揮作用,又相互影響、相互關(guān)聯(lián),形成了完整的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好影響因素系統(tǒng)。
筆者以湖南省永州市為例,對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資渠道偏好影響因素進(jìn)行分析,結(jié)合湖南省產(chǎn)業(yè)發(fā)展的特點,有針對性地提出因地制宜的財政政策和非“普惠制”的金融支持政策,以緩解新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資壓力。一是政府要針對區(qū)域間自然資源和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異及不同類型的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體實施差異化的扶持政策,重點支持科技含量高、產(chǎn)業(yè)化發(fā)展水平高的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。例如,集群化的專業(yè)合作社和重點龍頭企業(yè)可通過政策支持發(fā)揮農(nóng)業(yè)主體的帶動作用,帶動周邊地區(qū)農(nóng)民增收致富,從而推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。二是相關(guān)部門要采用非“普惠制”的金融支持政策,解決抵押質(zhì)保問題,通過制定盤活宅基地產(chǎn)權(quán)、農(nóng)民商住房、企業(yè)廠房等房產(chǎn)的抵押政策,以彌補(bǔ)抵押質(zhì)保物不足的缺陷,從而破解“融資難”和“融資貴”的困境。