資源稟賦、經(jīng)營類別與家庭農(nóng)場信貸獲得

張朝華

(暨南大學(xué) 人文學(xué)院，廣東 珠海 519070)

一、問題的提出

家庭農(nóng)場作為法人主體，能夠通過資產(chǎn)抵押、信用貸款等方式獲得金融機(jī)構(gòu)的資金支持，從而擴(kuò)大規(guī)模，通過縱向一體化經(jīng)營獲得范圍經(jīng)濟(jì)(高強(qiáng) 等，2013)?？v觀世界各國的農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式，大多以家庭經(jīng)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(nóng)場10.6萬戶，平均經(jīng)營規(guī)模達(dá)200.2畝，平均每家庭農(nóng)場有勞動(dòng)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(xiàn)代農(nóng)業(yè)機(jī)械和生產(chǎn)技術(shù)，表現(xiàn)出較高的專業(yè)化和規(guī)?；?。但在當(dāng)前，過高的土地流轉(zhuǎn)價(jià)格(據(jù)農(nóng)業(yè)部典型監(jiān)測，2014年家庭農(nóng)場流轉(zhuǎn)土地每畝租金501.1元，較2013年上漲了5.3%*農(nóng)業(yè)部農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制與經(jīng)營管理司：《中國家庭農(nóng)場發(fā)展報(bào)告(2015年)》，中國社會(huì)科學(xué)出版社，2015年。)、土地整理投入(據(jù)農(nóng)業(yè)部統(tǒng)計(jì)，平均每個(gè)家庭農(nóng)場累計(jì)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(nóng)場的生產(chǎn)成本。同時(shí)，進(jìn)行農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化經(jīng)營，農(nóng)戶必須增加固定資產(chǎn)投資力度，購買現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、加工、包裝與運(yùn)輸機(jī)械。農(nóng)業(yè)部對2696個(gè)有效樣本的調(diào)查顯示，每個(gè)家庭農(nóng)場平均擁有農(nóng)機(jī)具4.69臺(tái)(套)，平均擁有農(nóng)機(jī)具價(jià)值17.09萬元，單臺(tái)農(nóng)機(jī)平均價(jià)值3.64萬元。此外，改善現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施，進(jìn)行場、庫、棚等建筑物修建，購買良種與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料等，都需要農(nóng)戶投入大量的資金。而現(xiàn)有小農(nóng)人均年收入11787元，人均固定資產(chǎn)29362元。很顯然，小農(nóng)若要轉(zhuǎn)型為家庭農(nóng)場，現(xiàn)有的收入與資產(chǎn)可謂杯水車薪。

基于此，向商業(yè)銀行、農(nóng)村信用社等金融機(jī)構(gòu)以及親朋好友等社會(huì)資源進(jìn)行借貸，成為家庭農(nóng)場主的必然選擇。農(nóng)業(yè)部調(diào)查所得的2826戶有效樣本中，超過83.2%的家庭農(nóng)場有信貸需求。但資源稟賦不同，農(nóng)戶對家庭農(nóng)場經(jīng)營類型的選擇有別，致使在資產(chǎn)的配置類型與價(jià)值上也存在著較大差異。這些差異會(huì)影響不同類型的家庭農(nóng)場的信貸獲得能力與信貸獲得數(shù)量嗎？

二、文獻(xiàn)綜述

張杰(2004)、Guirkinger et al.(2008)以及Ciaian et al.(2012)均指出，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的低效和弱質(zhì)制約著小農(nóng)獲得信貸支持。同時(shí)，由于農(nóng)村地理位置偏僻、基礎(chǔ)設(shè)施缺失(Egyir et al.，2009)，金融信貸機(jī)構(gòu)難以形成規(guī)模效應(yīng)，單筆業(yè)務(wù)成本較高(Zeller，2003)，致使小農(nóng)難以獲得金融信貸(Barslund et al.，2008)，因而小農(nóng)長期處于“生產(chǎn)效率低—收入水平低—儲(chǔ)蓄能力低—儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化率低—資本短缺—生產(chǎn)效率低”的惡性循環(huán)。Stiglitz(1988)也強(qiáng)調(diào)，由于生產(chǎn)性固定資金、金融資產(chǎn)等標(biāo)準(zhǔn)信息稟賦普遍缺乏，小農(nóng)與金融機(jī)構(gòu)之間存在著嚴(yán)重的信息不對稱，為防范小農(nóng)的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，金融機(jī)構(gòu)往往采取高利率為特征的信貸配給行為(Stiglitz et al.，1981)。在農(nóng)村缺乏保險(xiǎn)市場的情況下(Mushinski，1999)，金融機(jī)構(gòu)通常會(huì)要求小農(nóng)提供較高的抵押物以規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)一步將財(cái)產(chǎn)和收入較少的小農(nóng)擋在了金融機(jī)構(gòu)的門檻之外(Turvey，2013)。

較之一般小農(nóng)，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體依據(jù)邊際報(bào)酬規(guī)律組織生產(chǎn)，有相對雄厚的物質(zhì)資本、金融資本、人力與社會(huì)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(nóng)業(yè)”所導(dǎo)致在生產(chǎn)上“內(nèi)卷化”的桎梏。同時(shí)，農(nóng)貸資金進(jìn)入鄉(xiāng)村需要尋求內(nèi)部化交易成本低的主體與其對接，也進(jìn)一步鞏固了新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體獲取金融信貸的優(yōu)勢地位。然而，盡管比較優(yōu)勢明顯，但新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體尚處于成長初期，并未完全擺脫低效性和弱質(zhì)性的桎梏，加之農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押辦理程序繁復(fù)(汪發(fā)元，2014)、政府缺少風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)與補(bǔ)償機(jī)制(林樂芬 等，2015)，其發(fā)展仍然受到較強(qiáng)的金融信貸約束(黃祖輝 等，2010；張照新 等，2013)。從社會(huì)渠道借貸雖然能夠緩解新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的季節(jié)性資金缺口，對資產(chǎn)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(fèi)用過高迫使借款人實(shí)施“自我數(shù)量配給”，決定了社會(huì)渠道融資的替代作用有限，無法長期、持續(xù)促進(jìn)家庭農(nóng)場的發(fā)展(陳雨露，2010)。

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

三、理論模型

借鑒已有研究成果，本研究擬構(gòu)建家庭農(nóng)場與金融機(jī)構(gòu)信貸契約達(dá)成的局部均衡模型，對其信貸獲得條件及影響因素進(jìn)行理論推導(dǎo)。

若金融機(jī)構(gòu)同時(shí)存在其他投資機(jī)會(huì)(如投資非農(nóng)產(chǎn)業(yè))，并可以確定地獲得λ的無風(fēng)險(xiǎn)收益率，即信貸資金的機(jī)會(huì)成本為λ·L。家庭農(nóng)場主在不借款的情況下存在著獲得穩(wěn)定收益W的機(jī)會(huì)。設(shè)借貸雙方為了完成信貸契約的交易成本分別為CB(金融機(jī)構(gòu))、CH(家庭農(nóng)場)。

基于上述分析，則信貸契約的達(dá)成需要依賴以下條件：

(1)

(2)

其中，π為金融機(jī)構(gòu)的預(yù)期收益率，Y為家庭農(nóng)場的預(yù)期收益率。金融機(jī)構(gòu)和家庭農(nóng)場的期望收益應(yīng)大于二者所需付出的機(jī)會(huì)成本與交易成本。因此，雙方要達(dá)成一個(gè)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(dá)成的約束條件為：在金融機(jī)構(gòu)利潤最大化的同時(shí)，家庭農(nóng)場和金融機(jī)構(gòu)的預(yù)期收益需大于其機(jī)會(huì)成本與交易成本之和。假設(shè)有最優(yōu)解，其形式為(r*,L*)，那么(r*,L*)必須滿足式(4)和式(5)兩個(gè)約束條件，將(r*,L*)代入式(4)，可得：

(6)

進(jìn)一步可得式(7)，這也是家庭農(nóng)場能夠承受利率的上限：

(7)

同理，將(r*,L*)代入式(5)，可得：

(8)

進(jìn)一步可得式(9)，這也是金融機(jī)構(gòu)所能接受的利率下限：

(9)

由式(7)和(9)可知，若要最優(yōu)解(r*,L*)存在，那么r*的存在區(qū)間應(yīng)為：

(10)

簡化式(10)可得：

(11)

(12)

式(11)可以進(jìn)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(gè)必要條件當(dāng)是貸款所投入實(shí)際經(jīng)營活動(dòng)的平均收益應(yīng)不小于信貸雙方的機(jī)會(huì)成本與交易成本之和。而在實(shí)際的信貸契約中，金融機(jī)構(gòu)為避免逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，通常會(huì)要求家庭農(nóng)場提供抵押物，以保證家庭農(nóng)場在無法足額償還貸款本息時(shí)，用抵押物償清債務(wù)。

假定抵押物實(shí)體價(jià)值為M，那么對金融機(jī)構(gòu)而言，在家庭農(nóng)場投資項(xiàng)目成功的情況下，可收回足額的本息L·(1+r)；而在家庭農(nóng)場投資項(xiàng)目失敗無法償還貸款本息時(shí)，信貸機(jī)構(gòu)可獲得抵押資產(chǎn)M。這樣，金融機(jī)構(gòu)則可以鎖定其在任何情況下的收益。考慮到中國農(nóng)村資產(chǎn)普遍存在產(chǎn)權(quán)不明晰，本研究在抵押物實(shí)體價(jià)值M前添加一個(gè)系數(shù)β，β∈(0,1)，以期更為準(zhǔn)確地衡量其實(shí)際抵押能力。則金融機(jī)構(gòu)與家庭農(nóng)場的收益期望函數(shù)表達(dá)式分別變?yōu)椋?/p>

π=r·L·ρ(r,θ)+(βM-L)·(1-ρ(r,θ))

(14)

(15)

若交易達(dá)成，還需滿足抵押物價(jià)值大于金融機(jī)構(gòu)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(jī)構(gòu)與家庭農(nóng)場行為分析，本研究推導(dǎo)了家庭農(nóng)場與金融機(jī)構(gòu)在加入抵押物前后信貸契約達(dá)成的局部均衡條件。加入抵押物之前，達(dá)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(jià)值大于信貸資金的本息之和，即條件(19)。

四、數(shù)據(jù)來源、變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究所需數(shù)據(jù)來源于課題組于2016年年底至2017年年初對傳統(tǒng)農(nóng)區(qū)湖南武岡、湖北仙桃、廣東清遠(yuǎn)清新、廣東清遠(yuǎn)陽山的家庭農(nóng)場所做的調(diào)查與訪談。本次調(diào)查與訪談主要采用隨機(jī)抽樣方法，在每個(gè)縣(區(qū))隨機(jī)抽取5個(gè)鎮(zhèn)，共20個(gè)鎮(zhèn)，每個(gè)鎮(zhèn)各抽取家庭農(nóng)場20家，共計(jì)400家，剔除出信息不全與數(shù)據(jù)相互矛盾的問卷，共得到有效問卷384份。其中，家禽養(yǎng)殖型211家，水產(chǎn)養(yǎng)殖型12，蔬果種植型162家，糧食種植型9家。樣本中，家禽養(yǎng)殖型與蔬果種植型這兩類家庭農(nóng)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(yuǎn)陽山屬典型的山區(qū)，山地面積占90%左右，湖南武岡境區(qū)的地形地貌也主要以山地、丘陵為主，這為家禽養(yǎng)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(yuǎn)清新距離廣州城區(qū)不到80公里，而湖北仙桃則距離武漢城區(qū)也僅有108公里，這為蔬菜種植提供了區(qū)位優(yōu)勢。(2)受當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)的影響。調(diào)研過程中，廣東清遠(yuǎn)的家庭農(nóng)場主反映，之所以選擇家禽養(yǎng)殖，主要是由于溫氏集團(tuán)能提供養(yǎng)殖技術(shù)與種苗，對家禽按標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行回收，避免家庭農(nóng)場經(jīng)營過程中的技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)與產(chǎn)品銷售風(fēng)險(xiǎn)。鑒于水產(chǎn)養(yǎng)殖型與糧食種植型家庭農(nóng)場數(shù)量過少不具代表性，故本研究主要選取家禽養(yǎng)殖型與蔬果種植型這兩類家庭農(nóng)場進(jìn)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(jié)果。因此，對家庭農(nóng)場信貸可得性進(jìn)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(jié)果的可靠性。本研究的信貸需求與獲得特指從商業(yè)銀行、農(nóng)村信用社、村鎮(zhèn)銀行、農(nóng)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(yǎng)殖型與蔬果種植型家庭農(nóng)場，故自變量擬定為家庭農(nóng)場主自身特征變量與家庭農(nóng)場經(jīng)營特征變量。根據(jù)“可持續(xù)性生計(jì)資產(chǎn)”的相關(guān)理論，具體變量確定為自然資本、人力資本、物質(zhì)資本、金融資本、社會(huì)資本。主要變量的含義及測算如表1所示。

家庭農(nóng)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(zhuǎn)所獲得的土地，流轉(zhuǎn)土地的面積表明了家庭農(nóng)場自然資本的價(jià)值?？紤]到機(jī)會(huì)成本，本研究將家庭承包地與流轉(zhuǎn)土地統(tǒng)一按照流轉(zhuǎn)的價(jià)格來進(jìn)行價(jià)值測算。家庭農(nóng)場以家庭成員為主要?jiǎng)趧?dòng)力，在生產(chǎn)繁忙季節(jié)，可以臨時(shí)雇傭雇工。同時(shí)，家庭農(nóng)場實(shí)行企業(yè)化經(jīng)營，家庭農(nóng)場勞動(dòng)力的性別、受教育程度、接受經(jīng)營管理與技術(shù)方面的培訓(xùn)對家庭農(nóng)場的經(jīng)營有著重要影響。因此，對家庭農(nóng)場人力資本的測算，需要考慮以上因素。物質(zhì)資本主要是指現(xiàn)代化的農(nóng)機(jī)具與生產(chǎn)性工具折舊后的價(jià)值余額，其價(jià)值可反映家庭農(nóng)場的實(shí)力。金融資本分為住房與生產(chǎn)性用房等固定資產(chǎn)變量以及流動(dòng)性較強(qiáng)的資產(chǎn)變量。在農(nóng)村，家庭中是否有公職人員表明了家庭的社會(huì)地位，而能否從親朋中進(jìn)行民間借貸則反映了這一家庭的信用。因此，在社會(huì)資本中，本研究主要考慮這兩個(gè)因素。在進(jìn)行信貸可獲得性分析時(shí)，還需要選擇恰當(dāng)?shù)淖R(shí)別變量來保證聯(lián)立方程可識(shí)別?？紤]到農(nóng)民專業(yè)合作社是一個(gè)以成員互助為目的的經(jīng)濟(jì)組織，如果某家庭農(nóng)場加入了農(nóng)民專業(yè)合作社，其信貸需求有可能源自于合作社成員而非家庭農(nóng)場這一經(jīng)濟(jì)主體，對此，本研究對家庭農(nóng)場的信貸需求，以“是否加入農(nóng)民專業(yè)合作社”作為識(shí)別變量。同時(shí)，如果家庭農(nóng)場主或家庭農(nóng)場中有成員是村委會(huì)干部，在鄉(xiāng)村這一熟人社會(huì)，其對信貸的獲得能力顯然高于普通家庭農(nóng)場，因此，對家庭農(nóng)場的信貸獲得，本研究以“是否是村委會(huì)成員”作為識(shí)別變量。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

1.家禽養(yǎng)殖型與蔬果種植型家庭農(nóng)場的經(jīng)營特征

從表2可看到，從土地經(jīng)營面積上看，家禽養(yǎng)殖型家庭農(nóng)場顯著地低于蔬果種植型家庭農(nóng)場，但由于家禽養(yǎng)殖型所需的生產(chǎn)工具較多且價(jià)值較大，如供暖設(shè)備、通風(fēng)設(shè)備、供水設(shè)備與喂料設(shè)備等，因此其場均固定資產(chǎn)較蔬果種植型家庭農(nóng)場要高出較多。又由于家禽養(yǎng)殖所需的仔禽以及部分飼料基本來源于當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)，因此在生產(chǎn)性投資上也高于蔬果種植型家庭農(nóng)場。

表2 家禽養(yǎng)殖型與蔬果種植型家庭農(nóng)場經(jīng)營特征對比

2.家禽養(yǎng)殖型與蔬果種植型家庭農(nóng)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(yǎng)殖型家庭農(nóng)場為157戶，占74.40%；有信貸需求的蔬果種植型家庭農(nóng)場為132戶，占81.48%。獲得信貸的家禽養(yǎng)殖型家庭農(nóng)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(nóng)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(yǎng)殖型家庭農(nóng)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(nóng)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(nóng)場要低。總的說來，兩類家庭農(nóng)場經(jīng)營主體都表現(xiàn)出了較強(qiáng)的信貸需求，但信貸獲得率較低，家禽養(yǎng)殖型家庭農(nóng)場的信貸獲得率較之蔬果種植型家庭農(nóng)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(yǎng)殖型家庭農(nóng)場所需的生產(chǎn)工具與設(shè)備更多、生產(chǎn)性投資大(見表2)，固定資產(chǎn)較多，在信貸過程中可抵押物以及抵押物的價(jià)值更高，因而更容易獲得信貸。但也正是因?yàn)槠湫刨J需求量較多，需求的額度高，信貸機(jī)構(gòu)在放貸時(shí)，給予批復(fù)的額度所占比例相對較低。

表3 家禽養(yǎng)殖型與蔬果種植型家庭農(nóng)場信貸需求狀況

五、實(shí)證模型、結(jié)果及分析

(一)實(shí)證模型

在對家庭農(nóng)場的信貸可獲得性進(jìn)行計(jì)量時(shí)，本研究構(gòu)建如下模型：

(20)

其中，loan表示家庭農(nóng)場的信貸獲得，Ti表示家庭農(nóng)場的類型變量，capi表示家庭農(nóng)場的資產(chǎn)變量，id表示獲得方程的識(shí)別變量，α是方程的常數(shù)項(xiàng)，ε是方程的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

而對家庭農(nóng)場的信貸獲得數(shù)量進(jìn)行計(jì)量時(shí)，本研究設(shè)定如下基本模型：

(21)

其中，log(amount+1)表示信貸數(shù)量加上1取對數(shù)，Ti表示家庭農(nóng)場的類型變量，capi表示家庭農(nóng)場資產(chǎn)變量，id表示方程的識(shí)別變量，β是方程的常數(shù)項(xiàng)，ε是方程的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)估計(jì)方法

1.信貸獲得數(shù)量估計(jì)方法

本研究對于家禽養(yǎng)殖型與蔬果種植型家庭農(nóng)場的信貸獲得數(shù)量所進(jìn)行的對比主要采用OLS方法。

2.信貸可獲得性估計(jì)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(lián)立方程：

(22)

(23)

家庭農(nóng)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(chǔ)上進(jìn)行以上分析的一個(gè)必要前提就是需要對原假設(shè)“H0∶ρij=0”進(jìn)行檢驗(yàn)以判斷有無必要使用雙變量Probit模型。若結(jié)果拒絕原假設(shè)，則必要。

(三)實(shí)證結(jié)果及分析

1.信貸獲得能力估計(jì)

表4顯示了兩類家庭農(nóng)場信貸方程供求關(guān)系的計(jì)量結(jié)果。從兩個(gè)模型的極大似然值來看，模型是穩(wěn)定的。同時(shí)兩者的chi2(1)值均強(qiáng)烈拒絕了“H0∶ρij=0” 的原假設(shè)，故意愿方程和行為方程之間存在相關(guān)性，有必要使用雙變量Probit模型。

表4 家庭農(nóng)場信貸獲得能力估計(jì)

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

計(jì)量結(jié)果表明：無論是家禽養(yǎng)殖型還是蔬果種植型家庭農(nóng)場，家庭農(nóng)場類別與信貸需求產(chǎn)生之間均存在顯著地正效應(yīng)；但在信貸獲得方面，家禽養(yǎng)殖型家庭農(nóng)場這一類別與信貸可獲得性之間存在顯著地正效應(yīng)，蔬果種植型家庭農(nóng)場的家庭農(nóng)場類別對信貸可獲得性效應(yīng)為正，但不顯著。這說明兩類家庭農(nóng)場對信貸均有旺盛的需求，但蔬果種植型家庭農(nóng)場受到了一定程度的信貸約束。主要原因在于，家庭農(nóng)場是近幾年才興起的一種新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營形式，調(diào)研地區(qū)樣本家庭農(nóng)場基本上成立于2015—2016年之間，處于發(fā)展的初創(chuàng)階段，需要大量生產(chǎn)性投資，對信貸需求強(qiáng)烈。但從內(nèi)部管理與外部環(huán)境看，樣本家庭農(nóng)場由于自身財(cái)務(wù)管理非常不規(guī)范，基本沒有專職或兼職財(cái)務(wù)人員，與工商資本也缺乏有效聯(lián)系，不能提供有效擔(dān)保，在自身資產(chǎn)不足與農(nóng)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(nóng)場來說更是如此。

自然資本對家禽養(yǎng)殖型與蔬果種植型家庭農(nóng)場的信貸可獲得性作用均不顯著，這說明無論是土地經(jīng)營面積、土壤的灌溉便利與肥沃程度，還是經(jīng)營面積是否細(xì)碎化，對家庭農(nóng)場的信貸可獲得性并沒有促進(jìn)作用。原因在于雖然家庭農(nóng)場主具有強(qiáng)烈的土地抵押意愿，但是農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押處于推行初期尚不成熟，權(quán)證缺乏、辦理程序復(fù)雜，加之缺乏權(quán)威資產(chǎn)評估機(jī)構(gòu)，嚴(yán)重地制約了家庭農(nóng)場主通過農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押獲得信貸，這與Khantachavana et al.(2012)的研究結(jié)論一致。即便土地可以作為抵押物，但由于通過土地流轉(zhuǎn)租賃經(jīng)營獲得的承租地不能進(jìn)行抵押，家庭農(nóng)場自身承包經(jīng)營的土地面積有限，其抵押價(jià)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(nóng)場的信貸獲得影響均為正，但均不顯著。原因在于家庭農(nóng)場的物質(zhì)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(zhì)資本對家禽養(yǎng)殖型與蔬果種植型家庭農(nóng)場的信貸可獲得性效應(yīng)為正，但均不顯著。這是因?yàn)槲镔|(zhì)資本大多為家庭農(nóng)場所擁有的生產(chǎn)工具，屬家庭農(nóng)場的生產(chǎn)性投資。若物質(zhì)資本高，說明信貸機(jī)構(gòu)對家庭農(nóng)場未來收益能力的預(yù)期相對也較高，較易獲得信貸支持。但物質(zhì)資本通常不能作為有效擔(dān)保物，因而信貸機(jī)構(gòu)不愿意提供貸款。

金融資本中的固定資產(chǎn)對家禽養(yǎng)殖型家庭農(nóng)場的信貸獲得性產(chǎn)生顯著的正效應(yīng)；對蔬果種植型家庭農(nóng)場的信貸獲得產(chǎn)生正效應(yīng)，但不顯著。有研究指出，固定資產(chǎn)多是“家境殷實(shí)”的象征，因而能夠明顯獲得信貸(劉西川 等，2014)。家禽養(yǎng)殖型家庭農(nóng)場在經(jīng)營過程中，由于固定資產(chǎn)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(zhèn)，故抵押價(jià)值更高，更容易獲得正規(guī)信貸支持。金融資本中流動(dòng)性強(qiáng)的資產(chǎn)對兩類家庭農(nóng)場的信貸獲得均有顯著正效應(yīng)，促進(jìn)作用較大，信貸供給的收入導(dǎo)向明顯。其原因在于農(nóng)貸機(jī)構(gòu)與以新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體為主的少部分生產(chǎn)規(guī)模大、具有穩(wěn)定收入和身份特征的農(nóng)戶建立起的重復(fù)放貸機(jī)制沒有發(fā)生較大的改變，農(nóng)貸市場的“精英俘獲”特征依舊十分明顯(朱喜 等，2006)。

社會(huì)資本中是否有公職人員對兩類家庭農(nóng)場的信貸獲得均有顯著的正效應(yīng)。農(nóng)貸資金進(jìn)入鄉(xiāng)村，需要尋求能夠內(nèi)部化節(jié)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(xiāng)村精英擔(dān)任(Jia et al.，2010)。社會(huì)資本中的是否能在親戚朋友中借到款對兩類家庭農(nóng)場的信貸獲得有正的效應(yīng)，但影響甚微。

2.信貸獲得量估計(jì)

為更全面分析兩類家庭農(nóng)場的信貸獲取現(xiàn)狀，需進(jìn)一步就其信貸獲得數(shù)量進(jìn)行分析，結(jié)果見表5。

表5 家庭農(nóng)場信貸獲得量估計(jì)

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

六、結(jié)論與討論

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

基于上述結(jié)論，本研究提出以下建議：對于涉農(nóng)的金融機(jī)構(gòu)，建議優(yōu)化信貸供給側(cè)結(jié)構(gòu)，創(chuàng)新信貸供給方式，針對不同家庭農(nóng)場的經(jīng)營特征進(jìn)行“差別授信”；簡化“兩權(quán)抵押”的辦理程序，建立“兩權(quán)抵押”價(jià)格評估機(jī)構(gòu)，降低家庭農(nóng)場貸款的交易成本；同時(shí)開展農(nóng)機(jī)具等資產(chǎn)的抵押貸款，拓展家庭農(nóng)場的融資渠道；加大對家庭農(nóng)場主的培訓(xùn)力度，促進(jìn)新型職業(yè)農(nóng)民的培養(yǎng)，提高家庭農(nóng)場主的人力資本，使其更加便捷地獲得信貸資金；加強(qiáng)對金融信貸市場的監(jiān)管，防止以公職人員、村干部為首的“鄉(xiāng)村精英”利用自身權(quán)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(fā)展前景的家庭農(nóng)場的補(bǔ)貼力度，嚴(yán)格補(bǔ)貼發(fā)放程序與標(biāo)準(zhǔn)。

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