新型农业经营主体对农地抵押贷款响应的影响因素研究——以上海市金山区为例

吴天强,杨德利*,马 佳

(1 上海海洋大学经济管理学院,上海 201306；2 上海市农业科学院都市农业研究中心,上海 201403)

伴随新型农业经营主体发展带来农业生产经营方式的改变,使得农村金融资本更加稀缺,严重制约了农村产业发展。长期以来,农业的弱质性、高风险性,使得农业经营主体缺乏金融机构认可的可抵押“资产”,从而抑制了资金积累能力。此外,农村金融生态环境建设的滞后导致农村金融交易成本过高、信贷资金利率偏高,加剧了经营主体“融资难、抵押难”的问题,金融资本的可得性俨然已成为农村产业兴旺和农民增收的关键。童馨乐等[1]和蔡海龙等[2]根据调研数据测算有借贷需求的农户占比达60%以上,土地经营规模越大,其融资需求就越大,且大部分农户更偏向于内源融资。为引导金融资本回流乡村,我国进行了一系列的农地产权制度改革,重视和发挥农村土地经营权的财产属性。2008年10月,中国人民银行和银监会下发《关于加快推进农村金融产品和服务方式创新的意见》。2016年3月,中国人民银行、中国银监会、中国保监会、财政部、农业部联合印发《农村承包土地的经营权抵押融资试点暂行办法》。2016年8月,中共中央审议通过了《关于完善农村土地所有权—承包权经营权分置办法的意见》。2017年“中央一号”文件中,进一步强调深入推进承包土地的经营权抵押融资试点。2018年12月,十三届全国人大常委会第七次会议表决通过修改农村土地承包法。这一系列还权赋能的举措体现了我国对盘活农村土地资本的探索,增强了农村土地资源效能,推进了农村金融产品和服务方式创新。

从已有文献来看,对于农地经营权抵押贷款的研究主要集中在以下方面:一是农户农地抵押贷款意愿及其影响因素的研究,发现贷款需求主体的个人特征如受教育程度、农地经营权抵押贷款了解程度[3]、金融知识[4]、风险意识与承担能力[5-7]等显著正向影响农户农地抵押贷款行为；二是金融机构参与农地抵押意愿及其影响因素的研究,如Feder 等[8]研究表明,金融机构更愿意将钱贷款给土地产权较稳定的农户,林乐芬等[9]和兰庆高等[10]认为,金融机构和信贷员存在着放大风险的看法,显著负向影响了其贷款积极性；三是基于制度变迁,现行法[11]、农村养老保险制度[12]及农地产权制度[13-14]等严重阻碍了农地金融化；四是农地抵押贷款的绩效评价,着重研究农地抵押贷款后农户满意度[15]及其对农户经济福利[16-19]的影响。但现有研究对新型农业经营主体农地抵押贷款的响应涉及较少,主要是对小农户农地经营权抵押贷款响应行为的研究[20-21],或合作社等新型农业经营主体对农地抵押贷款响应意愿的研究[22-23],鲜有结合两者的研究。且从研究方法上看,较多采用logit 模型、有序logit 模型、双变量probit 模型及结构方程等模型,这些模型仅能分析农业经营主体是否愿意或是否响应农地经营权抵押贷款,并不能深入解析未响应的经营主体,其估计结果存在一定误差,难以对经营主体农地经营权抵押贷款响应进行深入分析和讨论。

2017年,上海市土地流转率为85.2%,同期金山区土地流转率高达93.7%,远超全国平均35%的土地流转率[24]。随着我国经济的不断发展,新型城镇化的推进及乡村振兴战略等一系列举措的实施,土地流转规模和新型农业经营主体规模会进一步扩大,最终使得承包型土地经营权抵押融资向流转型土地经营权抵押融资的转变。鉴于此,本研究以上海市金山区为例,基于上海市农村改革与发展观察点的问卷数据,采用零膨胀模型,探究新型农业经营主体对农地经营权抵押贷款响应及其影响因素,以期缓解“后流转”时代下农村金融资本供需矛盾,促进农业现代化与转型升级,并对其他地区流转型土地经营权抵押融资起到一定的指导作用。

1 研究区概况及数据来源

1.1 研究区概况

金山区位于上海市的西南方,地处沪、杭、甬及舟山群岛经济区域中心,占地面积达586.05 km2,辖9个镇、1 个街道及1 个工业园区。其常住人口80.51 万人,农业人口为15.6 万人,农业人口占比19.38%。截至2018年5月底,上海市累计认定新型职业农民10 539 名。从2015年发放全市第一单土地承包经营权抵押贷款至2018年10月23日,共43 家单位获得土地经营权抵押贷款,融资总额8 910 万元人民币[25]。

2017年10月,上海市金融服务办公室和上海市农业委员会联合印发《关于继续开展本市农村土地经营权抵押融资试点的通知》(以下简称通知),该《通知》指出,金山区农村土地经营权抵押融资的试点对象为信息农业经营主体,并非小农户,并将农村土地经营权抵押定义为:农业生产经营者在不改变土地所有权性质、承包关系和农业用途的条件下,在保证承包方经营权流转收益的前提下,将农村土地经营权作为抵押物,向金融机构申请融资的行为。

1.2 数据来源

本研究数据是课题组于2018年3月在金山区对家庭农场、合作社及龙头企业等新型农业经营主体进行访谈并指导他们填写问卷所得。该调查问卷主要包含经营主体的家庭结构、家庭财产、土地承包情况、生产经营状况及农地抵押贷款情况等相关信息。此次调查共发放调查问卷212 份,剔除无效样本,最终获得有效样本183 份,有效率达86.32%。有效样本中,获得过农地抵押贷款的新型农业经营主体共11 家,占至今总共获得农地抵押贷款经营主体总数的25.83%,所得样本中大部分新型农业经营主体没有获得农地抵押贷款,零值较多,可采用零膨胀模型。

2 研究方法

2.1 零膨胀模型

零膨胀模型是一种用以处理观测值含有大量零值的复合计数模型,广泛地应用于社会科学研究中。从理论上来说,事件的发生可能分两个阶段进行。第一阶段决定零事件的发生,相当于二值选择,假定该过程服从伯努利分布,它能够解释数据中存在过多零值的原因。第二个阶段对应事件发生次数的过程,其值可取零或正数,假定该过程服从泊松或负二项分布。将计数资料中的零值看成“过多的零”和“真实的零”,并从零分段,对零计数和非零计数建立混合概率分布,对零部分和非零部分分别建立Logit 模型和一般计数模型(泊松或负二项),从而处理数据中零值较多的问题。第一阶段的Logit 模型主要判别协变量是否影响事件的发生,即甄别“过多的零”,第二阶段的一般计数模型主要回答协变量影响事件发生次数的问题。在数据零值较多的情况下,继续考察计量变量的均值和方差是否基本相等及Alpha 检验是否显著。若基本相等且Alpha 检验不显著,则服从泊松分布,宜采用零膨胀泊松模型。当方差明显大于均值且Alpha 检验显著,则服从负二项分布,宜采用零膨胀负二项模型。

2.2 模型构建

零膨胀计数模型中,由零计数和非零计数集构成的混合概率分布为[26]:

其中,yi表示第i个农户获得农地经营权抵押贷款的次数,pi表示个体来源于第一个过程中的零值,服从伯努利分布的概率；g(yi)表示个体来源于第二个过程,服从泊松或负二项分布。数据中的零值一部分来源于第一阶段的零值,一部分来自于第二阶段的零值。

因此,Y=yi的概率密度为:

同理,零膨胀负二项模型下,Y=yi的概率密度为:

2.3 变量选取

基于数据可得性原则,综合考虑该领域相关学者的研究及金山区都市农业类型等情况,从新型农业经营主体的个人特征、家庭特征、经营特征及贷款特征等角度,选取变量:①个人特征,该类变量包括经营主体的性别、年龄及学历；②家庭特征,该类变量包括家庭农业劳动力占比、土地经营规模及社会关系(是否有亲戚朋友在银行或政府部门任职)；③经营特征,该类变量包括农产品加工类型、经营绩效及是否经营休闲农业等项目；④贷款特征,该类变量包括对农地经营权抵押贷款政策的了解程度及是否有资金需求。

3 结果与分析

3.1 描述性统计分析

由表1 可见,总体而言,新型农业经营主体农地经营权抵押贷款的响应次数存在较多零值,即大部分经营主体一次都未曾获得过农地抵押贷款。从经营主体的个人特征来看,经营主体以中年男性居多,年龄在46 岁左右,文化程度普遍不高。从经营主体的家庭特征来看,大部分家庭农业劳动力占比近50%,土地规模十几公顷,且较少有亲戚朋友在银行或政府部门任职。从经营主体的经营特征来看,经营的农产品大部分未加工或粗加工,较少经营与休闲农业、乡村旅游等有关项目,且其年利润为正。从经营主体的贷款特征来看,被调查者大多对农地经营权抵押贷款政策不了解或一般了解,且近一半有过资金需求。

表1 样本新型农业经营主体的基本统计特征Table 1 Basic statistical characteristics of the sample new agricultural management entities

3.2 实证分析

对数据的离散程度进行检验,经计算,变量times 的均值为0.124,方差为0.267,方差近乎均值的两倍,不易判别数据的离散型。为了进行Alpha 检验及比较零膨胀泊松模型和零膨胀负二项模型的异同,使用Stata 14.0 软件同时用这两种模型对数据进行回归分析(表2)。

由表2 可知,零膨胀负二项模型中Alpha 的95%置信区间为0,故可在5%的显著性水平上接受“Alpha=0”的原假设,即宜采用泊松回归。零膨胀泊松模型中Vuong 统计为2.33,大于1.96,比该统计量更大的概率仅为0.009 8,故拒绝“标准泊松回归”,宜采用“零膨胀泊松回归”。比较零膨胀泊松回归与零膨胀负二项回归结果,发现两模型对回归系数及其显著性的估计几乎一致,这在一定程度上说明了回归结果的稳定性。

3.2.1 个人特征对农地抵押贷款响应频次的影响

表2 显示,金山区新型农业经营主体的性别对农地抵押贷款响应频次在10%显著性水平下有正向影响,男性经营主体对农地抵押贷款的响应更为积极,约为女性农地抵押贷款响应频次的9.43 倍。经营主体的年龄对农地抵押贷款响应频次在5%显著性水平下有负向影响,即随着年龄的增长,经营主体对农地抵押贷款的响应频次逐渐降低。经营主体受教育程度在初中、高中及大专的回归系数并不显著,但学历为大学及以上对农地抵押贷款响应频次在1%显著性水平下有负向影响,且学历均与农地抵押贷款响应频次负相关。

表2 新型农业经营主体农地经营权抵押贷款响应频次及其影响因素的零膨胀模型估计结果Table 2 Estimation results of zero-expansion model for the response frequency of agricultural land management rights and the influencing factors of new agricultural management entities

已有研究表明,农业经营主体的性别和年龄与其农地抵押贷款意愿显著相关,男性比女性更有意愿进行农地抵押贷款,且随着年龄的增长,其抵押贷款意愿呈降低趋势,这与本研究农业经营主体农地抵押贷款响应行为的研究结果一致。理论上,农业经营主体的受教育程度越高,其对政策的敏感性就越强,就越有可能响应农地抵押贷款政策。回归结果呈现负相关的原因可能是:资金的稀缺性,获得过农地抵押贷款的经营主体其学历多为初高中,且多为中年男性,与中青年的高学历者相比,他们在行业熟悉度、社会关系及抗风险能力等方面具有巨大的优势。

3.2.2 家庭特征对农地抵押贷款响应频次的影响

表2 显示,家庭农业劳动力占比对农地抵押贷款响应频次在5%显著性水平下有负向影响。经营主体的社会关系对农地抵押贷款响应频次在5%显著性水平下有负向影响,即有亲戚朋友在银行或政府部门任职的经营主体,其农地抵押贷款响应频次是没有此关系经营主体的6.92 倍。经营主体的土地规模的系数仅为-0.004,土地规模对经营主体农地抵押贷款的响应频次并无明显影响。

新型农业经营主体作为新时代的职业农民,一般来说,其家庭从事农业的人数在一定程度上是其农业经营能力和农业生产经管规模的体现。家庭农业劳动力占比较高,说明经营主体的农业生产经管规模较大或盈利能力较强,因此其进行农地抵押贷款响应的意愿就较低。经营主体若有亲戚朋友在银行或政府部门任职,其对政策的敏感性就越强,进而能较快地做出最优决策,此种社会关系对经营主体的农地抵押贷款响应决策具有显著地正向促进作用。

3.2.3 经营特征对农地抵押贷款响应频次的影响

表2 显示,农产品的加工类型为精加工时,其对经营主体农地抵押贷款响应的频次具有正向促进促进作用,精加工农产品对农地抵押贷款响应频次在1%显著性水平下正相关,而工厂化生产等及其他农产品相较于无加工农产品,其对农地抵押贷款响应频次有负向影响,但差异并不显著。与年利润率超过30%的经营主体相比,其绩效下降对农地抵押贷款响应频次的影响呈现先负向、后正向、最后负向的影响,但均不显著。休闲农业等项目在1%显著性水平对农地抵押贷款响应频次有正向影响,且有该类项目的经营主体对农地抵押响应的频次是无该项目主体的近15 倍。

当农业经营主体对农产品进行粗加工或精加工,但未形成工厂化生产时,其生产经营规模还相对较小,市场认可度较低,较难通过自身完成资本积累以扩大生产经营规模,进而抢占市场份额,若已经形成农产品的工厂化生产,说明其有较大的市场占有率,资金雄厚,故没有响应农地抵押贷款的意愿。一般而言,急需扩大生产经营规模或处于转型期的农业经营主体有资金需求意愿,金融机构为了降低金融风险,可能更愿意放贷给风险承受能力强或绩效良好的经营主体。但实际情况是,绩效较差的经营主体想贷而贷不到,处于事业上升期的经营主体较易获得贷款,最受金融机构青睐的龙头企业等抗风险能力强的经营主体,可能并没有农地抵押贷款意愿。这在一定程度上解释了不同绩效水平对农地抵押贷款响应频次影响的差异性。都市型休闲农业作为上海市重点发展的业态,其经营主体势必对农业相关政策保持较高的敏感性,更易获得农地抵押贷款等相关政策的扶持。

3.2.4 贷款特征对农地抵押贷款响应频次的影响

表2 显示,经营主体对农地抵押贷款政策越了解,其农地抵押贷款响应频次越高,一般了解和非常了解分别在5%显著性水平和1%显著性水平下正向影响农地抵押贷款响应频次。经营主体资金需求的系数仅为0.084,资金需求对经营主体农地抵押贷款的响应频次并无明显影响。

经营主体对农地抵押贷款政策的了解程度越深,说明与相关政府部门具有良好的互动性,因此其农地抵押贷款响应频次就越高。理论上,有资金需求的经营主体更易响应农地抵押贷款,但并不显著。这说明在农地经营权抵押贷款交易中,金融机构仍是“风险保守型”,其对农地抵押贷款的响应频次并不是需求导向型。

4 结论与政策建议

随着土地流转的推进,新型农业经营主体逐渐成为中国现代农业发展的主力军,其资金短缺问题日益突出,如何探索土地资本,引导金融资本回流农村,便成为当前乡村振兴的关键一环。本研究以上海市金山区新型农业经营主体为例,运用零膨胀泊松模型(ZIP)甄别了新型农业经营主体对农地经营权抵押贷款的响应频次及影响因素,得出以下结论:(1)新型农业经营主体的性别、年龄、大学及以上学历、家庭劳动力占比、社会关系、精加工农产品、休闲农业项目及对农地抵押贷款政策的了解程度对经营主体农地经营权抵押贷款响应频次具有显著影响。农地经营权抵押贷款的响应者多为初高中学历的中年男性,与女性或高学历等其他经营者而言,他们对该行业的市场需求有自己的判断,也已经具备一定的盈利能力、社会关系,且对支农惠农政策保持着高度的敏感性,因此他们更容易地获得农地经营权抵押贷款。(2)新型农业经营主体的学历、农产品加工类型、绩效及资金需求等变量并不显著。新型农业经营主体的学历普遍不高,且经营的农产品以无加工的初级农产品居多,盈利能力薄弱,有资金需求,但较难获得农地经营权抵押贷款。

基于以上实证分析及研究结论,提出政策建议:(1)加大农地抵押贷款等金融支农惠农政策宣传力度。新型农业经营主体的年龄、学历、社会关系等特征在很大程度上决定了其对新事物的理解能力和接受能力,相关政府部门应主动普及相关支农惠农政策,以促进他们做出响应农地经营权抵押贷款的决策,及帮助他们进行农业产业转型升级以避免同质化竞争。(2)加大支农贷款担保专项资金的投入。在农地经营权抵押贷款政策充分宣传的基础上,加大支农贷款担保专项资金的投入,倒逼金融机构的决策行为由“低风险偏好型”转向“需求导向型”。

本研究仍存在一些不足:第一,自变量的选取主要是考察新型农业经主体的个人特征、家庭特征、经营特征及贷款特征,金山区农地经营权抵押贷款涉及农地金融市场与农地流转市场的耦合联动,忽略了农地承包方对经营主体农地经营权抵押贷款响应频次的影响；第二,受限于现有数据,样本量不够大,且被调查对象在土地流转率近93.7%的上海市金山区,有必要搜集东、中、西部其他地区的相关数据,以便进行更为全面、准确的分析。