尹業(yè)興 申云 王璐瑤

摘? ?要：我國農(nóng)村長期以來基于熟人社會的非正式借貸現(xiàn)已難以適應規(guī)模經(jīng)營與農(nóng)業(yè)轉型發(fā)展，如何提高農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性是當前農(nóng)村金融工作亟須解決的重要問題。從農(nóng)戶家庭不同生產(chǎn)經(jīng)營特征出發(fā)，探討農(nóng)村金融機構行為偏好，可為該問題提供了一個新的研究視角。本文基于中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2017年度數(shù)據(jù)，在對農(nóng)村金融機構信貸供給行為進行邏輯分析的基礎上，進一步實證研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村金融機構偏好于風險分散、產(chǎn)業(yè)融合經(jīng)營的農(nóng)戶家庭，而對單一生產(chǎn)經(jīng)營的農(nóng)戶家庭不存在顯著偏好;農(nóng)村金融機構在“行政—經(jīng)濟”張力下，其選擇性機會主義行為表現(xiàn)為保證涉農(nóng)貸款“不出事”，而不是激勵農(nóng)戶“更賺錢”?，F(xiàn)階段政策驅動下，農(nóng)村金融機構主動性不足，阻礙了市場對資源的有效配置，限制了正規(guī)金融在農(nóng)村信貸市場的創(chuàng)新行為。

關鍵詞：信貸可得性;農(nóng)村金融機構;行為邏輯 ;生產(chǎn)經(jīng)營特征

中圖分類號：F830.58? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2021）04-0025-06

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.04.004

一、引言

金融供給在促進農(nóng)村經(jīng)濟增長方面起到了重要作用，提高生產(chǎn)經(jīng)營性信貸可得性，有利于改變農(nóng)戶家庭初始稟賦，擴大生產(chǎn)規(guī)模，增加家庭收入（Feder G，1990）[1]。尤其是在全面推進鄉(xiāng)村振興的重要時期，如何有效加強信貸支持，對于提高農(nóng)民收入水平、縮小城鄉(xiāng)差距起到了極其重要的作用。然而，由于農(nóng)戶家庭普遍存在抵押物缺失的情況，大量家庭仍缺乏金融支持，陷入信貸約束陷阱（平新喬等，2012）[2]，信貸可得性不足問題已成為抑制我國農(nóng)戶家庭福利水平提升的重要問題之一（余泉生和周亞虹，2014）[3]。為推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村的健康發(fā)展，近年來，我國出臺了一系列的金融支農(nóng)政策，并將部分內(nèi)容作為考核任務納入各級金融機構的工作范疇。作為金融支農(nóng)政策的直接執(zhí)行者，以農(nóng)村商業(yè)銀行（農(nóng)村信用社）為代表的各農(nóng)村金融機構需承擔一定的涉農(nóng)信貸投放任務，確保涉農(nóng)信貸增速維持在達標水平。然而，隨著金融市場化改革穩(wěn)步推進，農(nóng)村金融機構不僅需要顧及可能會帶給其負擔的涉農(nóng)信貸任務，同時還要完成既定的利潤目標。因此，在“行政經(jīng)濟”張力下（董玄等，2016）[4]，農(nóng)村金融機構會對涉農(nóng)信貸任務進行選擇性執(zhí)行。在鄉(xiāng)村振興和產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的背景下，探討農(nóng)村金融機構是否會對不同農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營特征存在偏好，尋求提升農(nóng)戶家庭信貸可得性的有效對策，對于推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村轉型發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述與理論假設

信貸可得性是農(nóng)戶實現(xiàn)自身發(fā)展的重要問題之一（項質略等，2020）[5]，現(xiàn)有研究分別從農(nóng)戶家庭的人口特征、資產(chǎn)情況、社會資本等方面出發(fā)，對農(nóng)戶信貸可得性和農(nóng)村金融機構的行為偏好做了較為充分的研究。如馮旭芳（2007）[6]發(fā)現(xiàn)戶主個體特征、家庭固定資產(chǎn)價值和金融資產(chǎn)價值等是影響農(nóng)戶家庭獲得借貸支持的決定性因素;童馨樂等（2011）[7]檢驗了政治關系、鄰里關系、農(nóng)民專業(yè)合作組織關系和正規(guī)金融機構關系等因素均對農(nóng)戶家庭的信貸可得性起到正向效應;林建浩等（2016）[8]基于2010年中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)以朋友圈為主的社會網(wǎng)絡對于農(nóng)戶家庭信貸可得性具有正向作用。但對于農(nóng)村金融機構是否會對具有不同生產(chǎn)經(jīng)營特征的農(nóng)戶家庭存在行為偏好等相關問題，尚未有研究進行深入探討。

對于農(nóng)村金融機構來講，投資回報水平也是影響其信貸行為偏好的重要因素（汪昌云等，2014）[9]，然而，種植業(yè)作為大多數(shù)農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營的首選行業(yè)，普遍存在投資回報低、波動大的問題。同時，農(nóng)村金融機構在審批涉農(nóng)貸款的流程、費用等方面與其他商業(yè)貸款相近，而農(nóng)戶家庭征信資料的缺失可能使其付出更高的成本（周立，2010）[10]。再加上農(nóng)戶家庭普遍缺乏有效抵押資產(chǎn)或存在抵押物管理難、變現(xiàn)難等問題（羅朝劍和楊凌，2011）[11]，導致涉農(nóng)信貸投放過程中面臨較大的呆壞賬風險。因此，農(nóng)村金融機構在涉農(nóng)信貸市場幾近無利可趨的情況下，為完成年度考核指標，在審批農(nóng)戶家庭信貸申請時，其首要考慮的問題是保障信貸資金安全。在目前對農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營風險和還款能力的判斷尚未形成客觀標準的情況下，米運生等（2018）[12]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的轉型升級減少了金融機構對農(nóng)戶還款能力和違約風險的擔憂，有效提升了農(nóng)戶信貸可得性， 并進一步促使其在選擇融資渠道時更偏向于正規(guī)金融機構?；诖?，本文提出研究假設1：

H1：農(nóng)村金融機構偏好于產(chǎn)業(yè)轉型過程中收入結構更加多元化的產(chǎn)業(yè)融合型農(nóng)戶家庭。

此外，對于僅從事工商業(yè)經(jīng)營或種植高附加值作物的農(nóng)戶家庭來說，雖然在盈利空間方面與其他農(nóng)戶家庭相比有較大潛力，但與信貸市場上工商業(yè)借貸主體相比，其盈利空間并不具有較大優(yōu)勢。并且盈利空間越高的農(nóng)戶家庭需承擔更高的經(jīng)營風險，但農(nóng)村金融機構由于涉農(nóng)信貸利率相對穩(wěn)定，不存在上浮空間，并不具備與這部分農(nóng)戶家庭共同承擔風險的市場激勵。簡言之，農(nóng)村金融機構在壓力體制下，其選擇性機會主義行為表現(xiàn)為保證涉農(nóng)貸款“不出事”，而不是激勵農(nóng)戶“更賺錢”（羅明忠和萬俊毅，2017）[13]?；诖耍疚奶岢鲅芯考僭O2。

H2：農(nóng)村金融機構對僅從事工商業(yè)經(jīng)營或種植高附加值作物的農(nóng)戶家庭無明顯偏好。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文數(shù)據(jù)來源為西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2017年度數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)于2019年11月正式公布，并參考Boucher等（2009）[14]的做法，將研究定位于農(nóng)戶家庭的名義信貸需求配給問題。通過對樣本數(shù)據(jù)進行篩選，剔除不具有信貸需求的樣本農(nóng)戶家庭①，最終整理得到了1293個被訪問者的微觀樣本，其中，東部地區(qū)224個，中部地區(qū)630個，西部地區(qū)439個。

（二）模型設定

被解釋變量設定為農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營性借貸的有效獲取，以樣本農(nóng)戶家庭是否獲取正規(guī)金融貸款作為依據(jù)，構建了二元虛擬變量正規(guī)金融貸款可得性（formal），若家庭獲得貸款則賦值為1，否則賦值為0。同時，本文還構建了二元虛擬變量非正規(guī)金融貸款可得性（informal），作為農(nóng)村金融機構的對照。

核心解釋變量為農(nóng)戶家庭的生產(chǎn)經(jīng)營類型，具體而言，本文將農(nóng)戶家庭的生產(chǎn)經(jīng)營類型分為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和工商業(yè)經(jīng)營②兩大類，構建了二元虛擬變量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營（agriculture）和工商業(yè)經(jīng)營（business），分別對農(nóng)戶家庭是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和工商業(yè)經(jīng)營進行了度量。同時，考慮到樣本農(nóng)戶家庭中存在大量同時從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和工商業(yè)經(jīng)營的產(chǎn)業(yè)融合經(jīng)營農(nóng)戶家庭，為檢驗其對農(nóng)戶家庭信貸可得性的影響，構建了二元虛擬變量產(chǎn)業(yè)融合型（agriculture[×]business）。具體賦值情況見表1。

控制變量包括家庭資產(chǎn)、家庭特征和社會資本等三大類。就家庭資產(chǎn)的財產(chǎn)抵押性質而言，選取了自有房屋（house）、自有機動車（car）及土地面積（land_area）等三個變量進行控制。就家庭特征而言，選取了農(nóng)戶家庭戶主年齡（age）、教育水平（education）?？紤]到信貸約束不僅來自金融部門的信貸配給，同時還受到貸款需求者本身的風險規(guī)避、認知偏差等因素影響，因此，選取家庭戶主的風險偏好（risk）作為家庭特征的補充。就社交網(wǎng)絡而言，我國傳統(tǒng)關系型社會特征決定了社會網(wǎng)絡在家庭社會經(jīng)濟地位上具有重要的作用。大量研究表明，農(nóng)戶家庭社會資本越豐富，受到金融約束的可能性越低，本文分別選取了戶主親屬數(shù)量（relative_num）、家庭成員人數(shù)（family_num）、收取親友禮金額（gift_0）及贈送親友禮金額（gift_1）等指標來衡量農(nóng)戶家庭社會資本情況。同時，考慮到政治關系的重要性，還引入了黨員身份（party）作為補充。上述變量的賦值說明見表1。

由于“formal”和“informal”是二元因變量，本文使用Probit模型來估計農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營類型對信貸可得性的影響，估計模型設定如下：

模型（1）中，[Φ（?）]為正態(tài)分布的累積密度函數(shù)，[formalis]為農(nóng)戶家庭貸款可得性，[Prformalis=1|Zis]表示農(nóng)戶獲得貸款概率，[xis]表示不同的生產(chǎn)經(jīng)營類型，[Zis]是由控制變量構成的向量，[λs]是?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）固定效應，其中[i]和[s]分別代表農(nóng)戶家庭和省（市、自治區(qū)）。

（三） 描述性統(tǒng)計

在1293個樣本農(nóng)戶家庭中，共有942個家庭因生產(chǎn)經(jīng)營而產(chǎn)生過借貸行為，占比72.85%。其中，通過正規(guī)金融渠道取得生產(chǎn)經(jīng)營性借貸的家庭有288戶，通過非正規(guī)金融渠道進行借貸的家庭有654戶，分別占比30.57%和69.43%。由此可見，非正規(guī)金融仍是大多數(shù)農(nóng)戶家庭的主要融資渠道。然而，就借貸發(fā)生額而言，正規(guī)金融機構借貸的平均額為95324元，明顯高于非正規(guī)金融渠道借款的37256元。

按照農(nóng)戶家庭的生產(chǎn)經(jīng)營特征進行分組比較，在上述樣本中，有212個農(nóng)戶家庭從事產(chǎn)業(yè)融合經(jīng)營，占比16.39%;有117個農(nóng)戶家庭僅從事工商業(yè)經(jīng)營，占比9.04%;有964個農(nóng)戶家庭僅從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，占比74.55%。根據(jù)表2所示，從事產(chǎn)業(yè)融合經(jīng)營的農(nóng)戶家庭中，獲取正規(guī)金融借貸的家庭占總戶數(shù)的36.79%，高于其他類型的農(nóng)戶家庭;從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的農(nóng)戶家庭獲取正規(guī)金融借貸的比例（18.67%）低于從事工商業(yè)經(jīng)營的農(nóng)戶家庭（25.64%），獲取非正規(guī)金融借貸的比例（51.45%）遠高于從事工商業(yè)經(jīng)營的農(nóng)戶家庭（37.60%）。

四、實證結果與分析

（一）產(chǎn)業(yè)融合經(jīng)營對農(nóng)戶家庭信貸可得性的影響

就表3中模型（1）的回歸結果可得，選擇產(chǎn)業(yè)融合經(jīng)營對農(nóng)戶家庭正規(guī)金融信貸可得性所產(chǎn)生的影響在1%的水平上顯著為正。結果表明，具有產(chǎn)業(yè)融合經(jīng)營特征的農(nóng)戶家庭更受農(nóng)村金融機構的青睞。農(nóng)村金融機構兼具政策屬性和商業(yè)屬性，其信貸行為是在基于抵押與擔保是否充分、信用體系是否完備、股東利潤最大化偏好、地方政府落實惠農(nóng)政策程度等方面的多重考慮后作出的，其偏好于經(jīng)營風險較小且收入結構更加多元化的產(chǎn)業(yè)融合經(jīng)營農(nóng)戶家庭，實證結果符合理論假設。

就家庭資產(chǎn)而言，農(nóng)戶家庭的車輛所有權和擁有土地面積分別在5%和1%的水平上顯著為正，而是否擁有房屋對于正規(guī)金融貸款可得性的影響并不顯著。結果表明，農(nóng)村金融機構對于農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營性貸款仍具有較高的資產(chǎn)抵押要求，并且偏好于常見的機動車抵押和土地使用權抵押，而對于農(nóng)戶家庭房屋抵押的認同度不高。然而，與正規(guī)金融機構的資產(chǎn)抵押貸款不同，以親友借貸為主的非正規(guī)金融更擅長于甄別地緣、血緣或其他社會關系的聯(lián)系，能夠更好地發(fā)揮社會資本的“類似抵押品”功能，進而有利于為缺乏抵押品的農(nóng)戶家庭提供更加便捷的服務。因此，在本文中表現(xiàn)為衡量家庭資產(chǎn)的所有變量對于農(nóng)戶家庭非正規(guī)金融借貸可得性所產(chǎn)生的影響均不顯著。

就家庭特征而言，第一，戶主的高風險偏好有助于提高農(nóng)戶家庭正規(guī)金融信貸的可得性。戶主作為家庭的決策者，在相同條件下，風險偏好得分越高的戶主對于貸款風險所帶來不確定性的承受能力會越強，貸款所帶來的期望效用越高，成功申請貸款的概率也會更高。第二，年齡因素對于農(nóng)戶家庭獲取正規(guī)金融貸款的影響在1%的水平上顯著為負。究其原因，由于戶主年齡較大的家庭進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要目的是滿足自身消費而不是追求利潤，對于擴大生產(chǎn)經(jīng)營而申請借貸的需求并不強烈。同時，隨著戶主年齡的增加，接受并學習新事物的能力會下降，這些家庭的信貸需求則主要來源于傳統(tǒng)的非正規(guī)金融渠道，而非復雜的正規(guī)金融貸款。

就社會資本而言，本文發(fā)現(xiàn)衡量社會網(wǎng)絡質量的變量“gift_0”與“gift_1”和衡量社會網(wǎng)絡廣度的“relative_num”在模型（1）中均不顯著，表明社會網(wǎng)絡廣度和社會網(wǎng)絡質量對于農(nóng)戶家庭能否獲取正規(guī)金融貸款的影響并不顯著。而變量“family_num”卻在10%的水平上顯著為正，并不是從社會網(wǎng)絡這一維度發(fā)揮作用，而是從“家庭特征”這一維度發(fā)揮作用。由于農(nóng)戶家庭所從事的生產(chǎn)經(jīng)營活動多以勞動密集型為主，家庭成員人數(shù)既代表了借款主體的生產(chǎn)能力，也代表了相應的還款能力，因此，對于獲取正規(guī)金融具有顯著正向影響。家庭戶主的黨員身份作為政治關系的代理變量，對于農(nóng)戶家庭獲取正規(guī)金融貸款可能性的影響在1%的水平上顯著為正。黨員身份的獲取在一定程度上是對農(nóng)戶能力和人品的認可，黨員作為鄉(xiāng)村能人的代表，在資產(chǎn)抵押品不足的情況下，黨員身份可以作為農(nóng)戶家庭的隱性資產(chǎn)，為家庭貸款的獲取做“抵押”。

利用Probit模型來進行估計可能造成一定的偏誤，鑒于此，本文使用考慮方程誤差項之間可能相關的Biprobit模型來進行實證分析。通過對比表3中模型（1）、（2）與（3）、（4）的結果發(fā)現(xiàn)，各變量的統(tǒng)計顯著性并未發(fā)生改變，這在一定程度上說明了上述結果的穩(wěn)健性。

（二）工商業(yè)經(jīng)營對農(nóng)戶家庭信貸可得性的影響

本文利用非融合經(jīng)營的農(nóng)戶家庭樣本，檢驗從事盈利空間更大的工商業(yè)經(jīng)營是否能夠顯著提高農(nóng)戶家庭的信貸可得性。就表4中方程（7）、（8）的回歸結果可得，相較于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的農(nóng)戶家庭而言，選擇工商業(yè)經(jīng)營對農(nóng)戶家庭正規(guī)金融貸款可得性并未產(chǎn)生顯著影響。

（三）作物種植選擇對農(nóng)戶家庭信貸可得性的影響

此部分利用僅從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的農(nóng)戶家庭樣本，檢驗從事附加值更高的經(jīng)濟作物種植是否能夠顯著提高農(nóng)戶家庭的信貸可得性。引入了二元虛變量作物種植類型（type_grain），若家庭種植了糧食作物則賦值為1，否則賦值為0。同時，在從事同一產(chǎn)業(yè)經(jīng)營的家庭樣本中，我們能對家庭生產(chǎn)經(jīng)營的具體情況進行更加詳細地分析。因此，在模型（1）現(xiàn)有控制變量的基礎上，本文還引入了勞動時間（labor_hour）、經(jīng)營性毛收入（gross_income）、經(jīng)營性純收入（net_income）及農(nóng)機固定資產(chǎn)量（asset）。

就表5中方程（11）、（12）的回歸結果可得，作物種植選擇對家庭借貸可得性未產(chǎn)生顯著影響，與上述假設一致。這表明，不論農(nóng)戶家庭是種植附加值高的經(jīng)濟作物還是附加值較低的糧食作物，農(nóng)村金融機構都不會對其進行區(qū)別對待。

（四）穩(wěn)健性檢驗

上文已通過Probit模型和Biprobit模型的結合驗證發(fā)現(xiàn)，在兩種模型結果中，各變量的統(tǒng)計顯著性并未發(fā)生改變，變量系數(shù)也比較相近，這在一定程度上說明了實證結果的穩(wěn)健性。為進一步考察模型估計結果的可靠性，本文在此通過剔除異常樣本值的方法，檢驗前文結果是否依然顯著。在剔除年收入和家庭總資產(chǎn)前10%的樣本后再次進行估計③，結果顯示所有變量系數(shù)符號與預期相同，產(chǎn)業(yè)融合經(jīng)營對農(nóng)戶家庭正規(guī)金融信貸可得性所產(chǎn)生的影響仍在1%的水平上顯著為正，單一工商業(yè)經(jīng)營和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的作物種植選擇對家庭的正規(guī)金融貸款可得性并未產(chǎn)生顯著影響，進一步表明了上文估計結果的穩(wěn)健性。

五、結論與建議

本文運用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）2017年度數(shù)據(jù)，通過建立二元選擇模型實證檢驗了生產(chǎn)經(jīng)營類型對農(nóng)戶家庭信貸可得性的影響。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融機構偏好于向產(chǎn)業(yè)融合經(jīng)營農(nóng)戶家庭提供信貸，而在單一經(jīng)營特征的農(nóng)戶家庭中，農(nóng)村金融機構并不會對農(nóng)戶家庭所選擇的生產(chǎn)經(jīng)營類型進行區(qū)別對待。基于上述結論，提出以下建議：

一是對于農(nóng)戶家庭而言，多元化的生產(chǎn)經(jīng)營方式和收入結構對于增加農(nóng)民收入、降低經(jīng)營風險有著積極作用，要不斷延長農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條，打造農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈，推進農(nóng)村一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，大力發(fā)展鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)，提升農(nóng)村金融的產(chǎn)業(yè)承載能力。

二是對于金融機構而言，大多數(shù)仍是在政策考核驅動下被動地參與農(nóng)村信貸市場，其中，信用體系不完善是金融機構動力不足的主要原因。因此，應積極推進數(shù)字普惠金融發(fā)展，充分運用大數(shù)據(jù)、云計算和區(qū)塊鏈等技術，整合共享農(nóng)戶信用數(shù)據(jù)，有效解決農(nóng)村信貸過程中信息不對稱、流程復雜和風險防控成本高等問題，緩解農(nóng)村家庭信貸約束，從而惠及更多人群。

三是對于政府而言，要進一步加大數(shù)字普惠金融支持力度，完善頂層設計和相應法律法規(guī)，保證數(shù)據(jù)交易的合法性、安全性;建立數(shù)字普惠金融評價指標，用好數(shù)字普惠金融風險補償激勵機制。同時，推進相關基礎設施建設，加快寬帶通信網(wǎng)絡硬件升級改造。

注：

①本文通過樣本家庭的居住地排除了城鎮(zhèn)家庭樣本，并通過問卷中的問題“B3056”將未獲取各類借貸且不需要貸款的農(nóng)戶家庭剔除，最終整理得到1293個具有信貸需求的樣本農(nóng)戶家庭。

②需要強調(diào)的是，本文所設的“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營”（agriculture）和“工商業(yè)經(jīng)營”（business）都指的是家庭內(nèi)部成員作為雇主而進行的生產(chǎn)經(jīng)營活動，并不包括受雇于他人的生產(chǎn)經(jīng)營。

③由于篇幅限制，估計結果留存?zhèn)渌鳌?/p>

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