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

0 引言

新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體是鄉(xiāng)村振興的主力軍。2018年9 月，中共中央、國(guó)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(yíng)主體，實(shí)施新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體培育工程，鼓勵(lì)通過多種形式開展適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。2019 年中央一號(hào)文件提出，現(xiàn)階段針對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體融資問題，要采取加大對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體資金投入和拓寬融資渠道等諸多辦法。

我國(guó)以家庭農(nóng)場(chǎng)、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(yíng)主體貸款余額逐年增長(zhǎng)，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(yíng)主體融資困難問題長(zhǎng)期存在。由于我國(guó)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(yíng)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(yíng)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(chǎng)、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(yíng)主體的資金大部分是通過自籌和經(jīng)營(yíng)轉(zhuǎn)化而來，對(duì)外融資渠道的選擇依據(jù)自身?xiàng)l件而定。例如，家庭農(nóng)場(chǎng)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(huì)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(yíng)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(duì)性地提出解決策略，對(duì)實(shí)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(shí)意義。

1 Logistic回歸模型構(gòu)建

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(yíng)主體的融資信息，發(fā)現(xiàn)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(yíng)主體融資渠道偏好的因素主要有主體因素、經(jīng)營(yíng)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(yíng)因素包括經(jīng)營(yíng)類型、家庭年總收入、是否進(jìn)行工商注冊(cè)，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。

1.1 變量選擇

選擇新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(yíng)因素和融資行為因素3個(gè)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

1.2 研究假設(shè)

根據(jù)變量選擇及其定義，筆者提出如下3個(gè)假設(shè)。

假設(shè)一：年齡X1對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體融資渠道偏好具有正向影響。

假設(shè)二：經(jīng)營(yíng)類型X4、家庭年總收入X5和是否進(jìn)行工商注冊(cè)X6對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體融資渠道偏好具有正向影響，而貸款用途X9對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體融資渠道偏好具有負(fù)向影響。

1.3 模型建立

新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體融資渠道偏好是個(gè)二元選擇問題，因此，筆者選用Logistic 回歸模型，運(yùn)用SPSS 軟件進(jìn)行二元回歸分析，確定新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(yíng)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(xiàng)，βi為回歸方程系數(shù)，k=10。

1.4 實(shí)證研究結(jié)果

在進(jìn)行回歸分析之前，筆者對(duì)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(yàn)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(duì)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(yàn)結(jié)果

表3 Logistic回歸模型實(shí)證分析初始結(jié)果

由表3 可知，對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(duì)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(shí)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(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(yíng)主體受教育程度越高，對(duì)相關(guān)金融知識(shí)和融資流程的認(rèn)知程度就越高，對(duì)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(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(yíng)主體年齡大則經(jīng)營(yíng)經(jīng)驗(yàn)豐富，年齡小則獲取新技術(shù)新知識(shí)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(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(yàn)。

第二，家庭年總收入的回歸系數(shù)為正，對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(yíng)主體為了擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，會(huì)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(yíng)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(shí)，從調(diào)查情況可知永州市新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體對(duì)工商注冊(cè)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(shí)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(yíng)主體偏向傳統(tǒng)種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)，規(guī)模相對(duì)固定，對(duì)結(jié)合旅游資源的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體形式并未完全接受，因此，經(jīng)營(yíng)類型和是否進(jìn)行工商注冊(cè)對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(diǎn)均符合假設(shè)三，說明新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(shí)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(yíng)主體融資金額普遍不高，大多數(shù)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(duì)正規(guī)融資渠道偏好并不明顯[5］。

2 ISM解釋結(jié)構(gòu)模型構(gòu)建

2.1 要素設(shè)置

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(yíng)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(yíng)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(guó)家政策的影響，引入變量S5，代表國(guó)家政策和政府扶持。

2.2 建立鄰接矩陣

根據(jù)以上6 個(gè)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

2.3 建立可達(dá)矩陣

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(gè)重要特性，即推移特性。當(dāng)Si經(jīng)過長(zhǎng)度為1的通路直接到達(dá)Sk，而Sk經(jīng)過長(zhǎng)度為1 的通路直接到達(dá)Sj；那么當(dāng)Si經(jīng)過長(zhǎng)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

2.4 建立骨干矩陣

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(duì)應(yīng)的行與列，得到矩陣M＇，對(duì)矩陣M＇重復(fù)上述操作，得到位于第二層的L2的因素，再?gòu)木仃嘙＇中去掉L2中因素對(duì)應(yīng)的行與列，得到矩陣M″；然后對(duì)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

2.5 構(gòu)建解釋結(jié)構(gòu)模型

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(yíng)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(yíng)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(yíng)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(shí)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(guó)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(gè)影響因素既獨(dú)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(yíng)主體融資渠道偏好影響因素系統(tǒng)。

3 緩解新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體融資壓力的建議

筆者以湖南省永州市為例，對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(diǎn)，有針對(duì)性地提出因地制宜的財(cái)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(yíng)主體融資壓力。一是政府要針對(duì)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(yíng)主體實(shí)施差異化的扶持政策，重點(diǎn)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(yíng)主體。例如，集群化的專業(yè)合作社和重點(diǎn)龍頭企業(yè)可通過政策支持發(fā)揮農(nóng)業(yè)主體的帶動(dòng)作用，帶動(dòng)周邊地區(qū)農(nóng)民增收致富，從而推動(dòng)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。