胡杰,羅劍朝, ,萬素晨,羅博文
(1. 西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100;2. 陜西省農(nóng)村金融研究中心,陜西 楊凌 712100)
長(zhǎng)期以來,農(nóng)戶“抵押難”“擔(dān)保難”“貸款難”問題一直未得到有效解決,而聯(lián)保貸款作為破解農(nóng)戶擔(dān)保難問題的有效工具,將在一定程度上破解由抵押難、擔(dān)保難所致的貸款難問題[1]。對(duì)農(nóng)戶而言,彼此交往頻繁,相互熟悉,且對(duì)彼此經(jīng)濟(jì)情況、道德品行和信用情況十分了解,可自由組成聯(lián)保小組以申請(qǐng)貸款;對(duì)金融機(jī)構(gòu)而言,可節(jié)約貸前調(diào)查成本,緩解與農(nóng)戶間的信息不對(duì)稱[2]。近年來,國(guó)家先后出臺(tái)建立和完善聯(lián)保貸款相關(guān)政策法規(guī),如《農(nóng)村信用合作社農(nóng)戶聯(lián)保貸款管理指導(dǎo)意見》《農(nóng)村信用社農(nóng)戶聯(lián)保貸款問題指引》等文件,為農(nóng)戶聯(lián)保貸款的實(shí)施提供了政策依據(jù)。然而,我國(guó)于二十世紀(jì)九十年代便引入了農(nóng)戶聯(lián)保貸款,但農(nóng)戶聯(lián)保貸款在一些地區(qū)事實(shí)上已處于“半流產(chǎn)”狀態(tài),實(shí)際運(yùn)行發(fā)展很不理想,而農(nóng)戶聯(lián)保貸款的擔(dān)保方式在實(shí)踐中也并不順利[3]。究竟是哪些因素影響農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿,如何促進(jìn)聯(lián)保貸款進(jìn)一步發(fā)展,已成為亟待解決的新焦點(diǎn)。針對(duì)影響農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿因素進(jìn)行實(shí)地調(diào)查和實(shí)證分析,為政府部門和金融機(jī)構(gòu)解決農(nóng)戶融資難題提供依據(jù)和參考,以此進(jìn)一步破解農(nóng)戶融資難題,從而對(duì)我國(guó)三農(nóng)事業(yè)發(fā)展具有重要意義。
聯(lián)保貸款起源于國(guó)外,國(guó)外學(xué)者對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款的研究已有較長(zhǎng)時(shí)間,在理論和實(shí)踐上都具有一定基礎(chǔ)。國(guó)外學(xué)者普遍認(rèn)為農(nóng)戶聯(lián)保貸款具有橫向監(jiān)督、降低外部貸款人監(jiān)督成本[4]等功能,小組成員利用信息優(yōu)勢(shì)可獲得成員私人信息[5],從而進(jìn)行信息甄別,實(shí)現(xiàn)自我選擇[6]。在聯(lián)保機(jī)制下,違約借款人會(huì)受到社會(huì)懲罰[7],而這種懲罰會(huì)增加貸款者的違約成本[8],降低小組成員的違約風(fēng)險(xiǎn)[9-10],從而提高擔(dān)保團(tuán)體還款率[11]。如果聯(lián)保貸款中小組成員居住集中且文化背景相近,借款人與社會(huì)外界關(guān)系則被視為一種刺激其償還貸款的抵押品[12],且這些對(duì)外關(guān)系在一定程度上可提高借款人還款效率[13],從而實(shí)現(xiàn)帕累托改善[14],增加農(nóng)戶家庭收入,緩解農(nóng)戶信貸配給[15],但仍存在農(nóng)戶集體違約風(fēng)險(xiǎn)[16]。
我國(guó)學(xué)者一直普遍關(guān)注農(nóng)戶聯(lián)保貸款的可行性和借款人違約風(fēng)險(xiǎn)。在農(nóng)戶聯(lián)保貸款的可行性研究中,趙巖青和何廣文[17]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶聯(lián)保貸款在實(shí)際中可行性較低,即金融機(jī)構(gòu)甄選農(nóng)戶客戶群體時(shí)會(huì)出現(xiàn)“扶富不扶貧”現(xiàn)象,可能原因是聯(lián)保貸款在制度設(shè)計(jì)上存在一系列問題。相反,鄭毓盛和于點(diǎn)默[18]認(rèn)為聯(lián)保貸款可以為傳統(tǒng)金融市場(chǎng)不能覆蓋到的貧困人口提供資金支持。在農(nóng)戶聯(lián)保貸款中,聯(lián)保農(nóng)戶既是保戶又是被保戶,很容易出現(xiàn)推諉責(zé)任[19]、還款表現(xiàn)欠佳[20]、策略性違約[21]、集體違約[22]等問題。
在農(nóng)戶聯(lián)保貸款的借款人違約風(fēng)險(xiǎn)研究中,陳言和史建平[23]發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶會(huì)因自身問題、聯(lián)保小組內(nèi)部矛盾和小額貸款機(jī)構(gòu)的問題而違約。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)使小組成員之間借貸需求出現(xiàn)分化,而致金融機(jī)構(gòu)將貸款方式從團(tuán)體貸款向個(gè)人貸款轉(zhuǎn)變[24]。聯(lián)保貸款中的連帶責(zé)任所導(dǎo)致的“搭便車”會(huì)使金融機(jī)構(gòu)產(chǎn)生較大壞賬風(fēng)險(xiǎn)[25],農(nóng)戶群體類型、投資回報(bào)、利息和違約懲罰是影響借款人退出聯(lián)保小組的主要因素[26]。若將聯(lián)保小組成員限定在同一村莊內(nèi),將有利于商業(yè)銀行改善貸款質(zhì)量,從而促進(jìn)其貸款規(guī)模擴(kuò)張[27]。但也有學(xué)者認(rèn)為只有較密切的社會(huì)關(guān)系才可促進(jìn)同伴監(jiān)督,從而抑制農(nóng)戶違約風(fēng)險(xiǎn)[28]。
總體而言,已有研究存在以下兩點(diǎn)不足。第一,從研究?jī)?nèi)容上來看,已有研究主要集中在聯(lián)保貸款可行性、功能和借款人違約風(fēng)險(xiǎn)等問題的分析,而對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素研究相對(duì)薄弱。第二,從研究層次上來看,已有研究以宏觀和理論層次分析為主,較少涉及微觀主體特別是農(nóng)戶層次的實(shí)證分析?;诖?,本文基于理性小農(nóng)理論,以陜西永壽縣2054個(gè)農(nóng)戶的實(shí)際調(diào)查為樣本,以農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿為切入點(diǎn),運(yùn)用二元Probit模型,分析農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求與融資渠道,實(shí)證研究農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素,以彌補(bǔ)現(xiàn)有研究不足,為政府部門和金融機(jī)構(gòu)破解農(nóng)戶融資難題提供理論依據(jù)和價(jià)值參考,從而進(jìn)一步促使農(nóng)戶聯(lián)保貸款更加完善。
目前,學(xué)界對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響因素的研究尚未形成統(tǒng)一的研究框架,不同學(xué)者基于自身研究范疇選取了不同維度特征?;诶硇孕∞r(nóng)理論,即農(nóng)戶在決策時(shí)追求經(jīng)濟(jì)利益最大化原則[29]。農(nóng)戶作為“理性人”,其行為決策是基于自身客觀條件、主觀評(píng)價(jià)和外部環(huán)境等因素而做出的理性決策[30]。因此,本文以農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款的需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期為核心解釋變量,以農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征和農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)知為控制變量,研究農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響因素,并在此基礎(chǔ)上提出本文研究假說。
農(nóng)戶是否愿意參與聯(lián)保貸款主要取決于農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款理性預(yù)期判斷的影響,他們會(huì)最大限度的充分利用所得到的信息來判斷聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期與自身融資需求是否匹配。其中,農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期是農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款是否能滿足其資金需求或解決資金困難程度而作出的理性預(yù)期判斷。農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期包括聯(lián)保貸款是否滿足農(nóng)戶資金需求和聯(lián)保貸款解決農(nóng)戶資金困難程度。資金需求滿足程度會(huì)顯著影響農(nóng)戶借貸意愿[31],若聯(lián)保貸款能滿足農(nóng)戶資金需求,則農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款的參與意愿會(huì)提高。同時(shí),若農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款能在一定程度上解決其資金困難,則農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款的參與意愿也會(huì)提高;農(nóng)戶聯(lián)保貸款收益預(yù)期是農(nóng)戶對(duì)其參與聯(lián)保貸款后是否能促進(jìn)收入增長(zhǎng)或改善生活的理性預(yù)期判斷。李明賢等[32]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶融資對(duì)農(nóng)村居民人均純收入具有直接影響,這種收入促進(jìn)作用會(huì)影響農(nóng)戶收益預(yù)期,從而影響農(nóng)戶借貸需求。因此,從理論上講,若農(nóng)戶認(rèn)為參與聯(lián)保貸款可促進(jìn)其收入增長(zhǎng)或改善生活,那么農(nóng)戶會(huì)積極參與聯(lián)保貸款,即提高聯(lián)保貸款參與意愿;農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期是農(nóng)戶對(duì)其參與聯(lián)保貸款后是否有能力按期償還聯(lián)保貸款或是否愿意為他人擔(dān)保而作出的預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)判斷。理論上講,農(nóng)戶償還聯(lián)保貸款能力越強(qiáng),表明農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款的預(yù)期違約風(fēng)險(xiǎn)越低。相反,若農(nóng)戶沒能力按期償還聯(lián)保貸款,則農(nóng)戶易發(fā)生貸款違約,而發(fā)生貸款違約會(huì)造成各種不良后果[33]。同時(shí),孔榮等[34]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶是否愿意為他人提供擔(dān)保會(huì)顯著正向影響農(nóng)戶聯(lián)戶擔(dān)保的參與決策??梢姡艮r(nóng)戶愿意為他人擔(dān)保,表明農(nóng)戶能在一定程度上接受聯(lián)保貸款的預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)。因此,本文認(rèn)為農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期越高時(shí),農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿越高,而農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期越高時(shí),參與意愿反而越低。
農(nóng)戶特征對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿也會(huì)產(chǎn)生一定影響,農(nóng)戶特征包括農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征和農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)知。其中,農(nóng)戶個(gè)人特征包括戶主年齡和戶主受教育程度。戶主在農(nóng)戶決策中起重要影響作用,理論上講,戶主年齡越大風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期越高[35],對(duì)聯(lián)保貸款的參與可能會(huì)越消極。戶主受教育程度會(huì)在一定程度上影響信貸需求[36],戶主受教育程度越高,擁有的社會(huì)資源可能越多,較容易形成聯(lián)保小組;楊陽等[37]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大,家庭獲得生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)正規(guī)借貸的概率就越大。趙允迪和王俊芹[38]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的收入狀況與其借款存在著顯著相關(guān)關(guān)系。從理論上講,土地耕種面積越大,農(nóng)戶生產(chǎn)性支出越多,農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款需求預(yù)期可能越強(qiáng),從而越易參與聯(lián)保貸款。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)凈收入越高,農(nóng)戶投資農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的意愿可能越強(qiáng),從而可能產(chǎn)生較高的收益預(yù)期,影響其聯(lián)保貸款參與意愿。房屋重置成本的高低可反映農(nóng)戶生活水平和社會(huì)地位,對(duì)農(nóng)戶借貸約束有顯著影響[39]。房屋重置成本越高,易獲得金融機(jī)構(gòu)與其他農(nóng)戶信任。但考慮到家庭經(jīng)濟(jì)條件較好的農(nóng)戶出于對(duì)其他農(nóng)戶違約風(fēng)險(xiǎn)的考慮而不一定參加聯(lián)保小組,故本文認(rèn)為房屋重置成本對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響不明確;楊婷怡和羅劍朝[40]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對(duì)產(chǎn)權(quán)抵押融資的認(rèn)知會(huì)影響其參與產(chǎn)權(quán)抵押融資的意愿。李學(xué)榮和張利國(guó)[41]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶清潔生產(chǎn)技術(shù)采納意愿受其安全認(rèn)知水平影響。可見,農(nóng)戶認(rèn)知會(huì)影響農(nóng)戶參與意愿,本文以農(nóng)戶是否了解聯(lián)保貸款政策和聯(lián)保貸款辦理流程來反映農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款的認(rèn)知。因此,本文認(rèn)為農(nóng)戶個(gè)人特征、家庭經(jīng)濟(jì)特征和聯(lián)保貸款認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿會(huì)產(chǎn)生影響。
綜上所述,本文認(rèn)為農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期、風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期的理性判斷和農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征、農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)知會(huì)影響農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿。綜合上述理論分析與研究假說,構(gòu)建本文研究框架(圖1)。
目前,陜西永壽縣已形成多種擔(dān)保方式與多種擔(dān)保貸款并存的多元局面,如財(cái)政基金擔(dān)保、扶貧互助組織基金擔(dān)保、“專業(yè)合作社+貧困戶”擔(dān)保、自然人擔(dān)保、農(nóng)戶聯(lián)保、創(chuàng)業(yè)擔(dān)保貸款和扶貧擔(dān)保貸款等。同時(shí),為了促進(jìn)信用擔(dān)保業(yè)務(wù)的進(jìn)一步開展,永壽縣政府設(shè)立財(cái)政擔(dān)保基金以防范金融風(fēng)險(xiǎn);創(chuàng)新?lián)P问揭酝苿?dòng)業(yè)務(wù)開展;建立“創(chuàng)業(yè)擔(dān)保貸款信用村”以解決農(nóng)村基層地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶擔(dān)保難與融資難問題。故依據(jù)實(shí)際入戶調(diào)查數(shù)據(jù),研究永壽地區(qū)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素,利于促進(jìn)信用擔(dān)保整體發(fā)展,對(duì)陜西其他縣域或其他地方金融機(jī)構(gòu)破解農(nóng)戶融資難題具有一定代表性,提供一定現(xiàn)實(shí)參考。本文使用的數(shù)據(jù)資料來源于研究團(tuán)隊(duì)于2019年7月對(duì)陜西永壽縣進(jìn)行的入戶問卷調(diào)查。為了保證樣本代表性,先采取分層抽樣法,即根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低在陜西永壽縣內(nèi)抽取7個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)。在此基礎(chǔ)上,再根據(jù)鄉(xiāng)鎮(zhèn)整體村莊數(shù)量抽取樣本村。最后,再在抽取的樣本村內(nèi)隨機(jī)入戶調(diào)查。本次共發(fā)放問卷2672份,收回問卷2452份,剔除無效問卷398份,有效問卷2054份,有效率83.77%(表1)。
圖1 研究框架Fig. 1 Research framework
表1 調(diào)查樣本分布情況Table 1 Summary statistics of survey sample
在本文的分析中,被解釋變量是農(nóng)戶是否愿意參與農(nóng)戶聯(lián)保貸款,解釋變量包括核心解釋變量和控制變量(表2)。
表2 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Variable definitions and descriptive statistics
2.2.1 被解釋變量 參考曹瓅和羅劍朝[42]的研究,本文將被解釋變量設(shè)置為二分變量。即農(nóng)戶是否愿意參與農(nóng)戶聯(lián)保貸款,測(cè)量方法是由被訪農(nóng)戶對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿做出選擇。若不愿選擇農(nóng)戶聯(lián)保貸款,則賦值為0,反之為1。
2.2.2 解釋變量 基于理論分析,結(jié)合已有研究與實(shí)際調(diào)研情況,本文將農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款的需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期的理性判斷作為核心解釋變量,農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征和農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款的認(rèn)知為控制變量。具體來看,農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期包括聯(lián)保貸款是否滿足資金需求和聯(lián)保貸款解決資金困難程度;農(nóng)戶聯(lián)保貸款收益預(yù)期包括聯(lián)保貸款是否能促進(jìn)收入增長(zhǎng)和聯(lián)保貸款是否能改善生活;農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期包括農(nóng)戶是否有能力按期償還聯(lián)保貸款和是否愿意為他人擔(dān)保。農(nóng)戶個(gè)人特征包括戶主年齡和受教育程度;農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征包括土地耕種面積、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)凈收入和房屋重置成本;農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)知包括是否了解聯(lián)保貸款政策和聯(lián)保貸款辦理流程。
本文被解釋變量是農(nóng)戶是否愿意參與聯(lián)保貸款。由于被解釋變量是二分變量,故本文選擇二元Probit模型進(jìn)行分析,其具體形式為:
式中:P為農(nóng)戶選擇參與聯(lián)保貸款的概率,Xi為農(nóng)戶選擇參與聯(lián)保貸款的第i個(gè)影響因素,α為常數(shù)項(xiàng),βi表示第i個(gè)影響因素的回歸系數(shù),μ表示截距,n為影響因素的個(gè)數(shù)。
二元Probit模型結(jié)果只能從變量顯著性和系數(shù)符號(hào)方面給出有限信息,而平均半彈性可準(zhǔn)確反映解釋變量變化1單位被解釋變量的變化率。因此,通過計(jì)算二元Probit模型中的平均半彈性可明確各解釋變量對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的具體影響程度。
在農(nóng)戶聯(lián)保貸款理性預(yù)期的判斷中,只有41%的被訪農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款能滿足其資金需求,46%的被訪農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款對(duì)解決其資金困難程度不高(表2),表明多數(shù)農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款不能有效滿足其需求預(yù)期,這可能是由于農(nóng)戶資金需求較大,而聯(lián)保貸款額度較小所導(dǎo)致。僅31%的被訪農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款能促進(jìn)其收入增長(zhǎng),59%的被訪農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款能改善其生活,表明聯(lián)保貸款具有一定經(jīng)濟(jì)作用,這可能是由于農(nóng)戶收入水平和生活水平的差異而導(dǎo)致其對(duì)聯(lián)保貸款收益預(yù)期作出不同理性判斷。只有58%的被訪農(nóng)戶表示有能力按期償還聯(lián)保貸款,58%的被訪農(nóng)戶表示愿意為他人提供擔(dān)保,表明多數(shù)農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期較小,這可能是由于農(nóng)戶彼此了解、熟悉,選擇聯(lián)保對(duì)象時(shí)會(huì)傾向于信用水平良好的農(nóng)戶以降低其聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期。
在農(nóng)戶特征中,被訪農(nóng)戶的平均戶主年齡為55.31歲,老齡化問題較為嚴(yán)重,而老齡化可能會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期升高,不愿參與聯(lián)保貸款;戶主平均受教育程度為2.56,處于小學(xué)和初中之間,表明樣本農(nóng)戶整體受教育程度偏低。戶均耕地面積為0.58 hm2,戶均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)凈收入為0.81萬元,房屋重置成本均值為10.73萬元,表明農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)較旺盛,生活條件較好。86%的被訪農(nóng)戶表示了解聯(lián)保貸款政策,相反,僅11%的被訪農(nóng)戶表示了解聯(lián)保貸款的辦理流程,表明聯(lián)保貸款宣傳并未發(fā)揮應(yīng)有作用(表2),這可能是由于政府、金融機(jī)構(gòu)等主體宣傳聯(lián)保貸款時(shí)主要介紹了聯(lián)保貸款政策而未向農(nóng)戶詳細(xì)介紹聯(lián)保貸款辦理流程。
近5年內(nèi),調(diào)查農(nóng)戶中有802戶農(nóng)戶出現(xiàn)過借貸需求。其中,362戶農(nóng)戶只向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)過貸款;384戶農(nóng)戶只通過民間借貸渠道進(jìn)行過融資;56戶農(nóng)戶既向金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)過貸款,又通過民間借貸渠道進(jìn)行過融資(表3)。
表3 農(nóng)戶借貸需求與融資渠道Table 3 Farmers’ lending demand and financing channels
在向金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)過貸款的農(nóng)戶中,只有35戶農(nóng)戶通過農(nóng)戶聯(lián)保貸款獲得過資金,其他農(nóng)戶則主要通過信用貸款、土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款、政策性貸款等貸款方式獲得過資金。85.25%的被訪農(nóng)戶表示不愿意參與聯(lián)保貸款??梢?,農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與度低,對(duì)聯(lián)保貸款的積極性和主動(dòng)性沒有發(fā)揮現(xiàn)實(shí)作用。從實(shí)際調(diào)查來看,農(nóng)戶普遍反映不易找到合適的擔(dān)保人,而金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶申請(qǐng)聯(lián)保貸款所尋求的擔(dān)保人有明確要求,即不能尋求具有直系親屬關(guān)系的農(nóng)戶或商戶。這在一定程度上反映了農(nóng)戶由于缺少合格擔(dān)保人,無法達(dá)到申請(qǐng)聯(lián)保貸款的要求。因此,農(nóng)戶必須尋求其他符合條件的擔(dān)保人組成聯(lián)保小組,而在此過程中農(nóng)戶常常需額外支付一定的人情費(fèi),故多數(shù)農(nóng)戶表示不愿參與聯(lián)保貸款。
本文利用二元Probit模型分析農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響因素,回歸前分別使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤和普通標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了Probit估計(jì),二者結(jié)果非常接近,故不用擔(dān)心模型設(shè)定問題。Probit模型準(zhǔn)R2為0.127、0.172,對(duì)應(yīng)的P值為0.00(表4),故整個(gè)方程所有系數(shù)的聯(lián)合顯著性很高,表明模型整體擬合效果良好,適用于本文的數(shù)據(jù)分析。
表4 二元Probit模型回歸結(jié)果Table 4 Regression results of the binary Probit model
表4中,模型1和模型3考察的是核心解釋變量對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的影響,模型2和模型4是在核心解釋變量的基礎(chǔ)上增加了農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征和農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)知等控制變量來分析農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的影響因素。模型1和模型2的估計(jì)準(zhǔn)確率分別為85.15%和85.20%,表明采用核心解釋變量和控制變量對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的估計(jì)是可靠的,說明模型結(jié)果較為穩(wěn)健。
農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期中,聯(lián)保貸款是否滿足資金需求在模型1、模型2、模型3和模型4中都通過1%顯著性檢驗(yàn),系數(shù)為正。給定其他變量,農(nóng)戶資金需求感知每增加1單位,農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將提高100.43%和91.16%(表4)。說明若農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款能滿足其資金需求,則農(nóng)戶會(huì)提高聯(lián)保貸款參與意愿。這是由于農(nóng)戶作為“理性小農(nóng)”,能理性地判斷聯(lián)保貸款的申請(qǐng)額度與其資金需求間的缺口。若缺口過大,表明農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款不能滿足其資金需求,從而會(huì)降低聯(lián)保貸款參與意愿。聯(lián)保貸款解決資金困難程度未通過顯著性檢驗(yàn),說明該變量對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款意愿影響不顯著,但從變量系數(shù)符號(hào)來看,該變量對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿具有一定正向作用。
農(nóng)戶聯(lián)保貸款收益預(yù)期在模型1、模型2、模型3和模型4中分別通過1%和5%顯著性檢驗(yàn),系數(shù)為正,表明聯(lián)保貸款收益預(yù)期對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿呈正向影響。給定其他變量,聯(lián)保貸款促進(jìn)收入或改善生活水平每增加1單位或改善生活水平每增加1單位,農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將分別提高74.72%、50.07%或180.80%、130.94%。說明若農(nóng)戶認(rèn)為聯(lián)保貸款能滿足其收益預(yù)期,則農(nóng)戶會(huì)提高聯(lián)保貸款的參與意愿。這是由于農(nóng)戶作為“理性小農(nóng)”,能理性地判斷參與聯(lián)保貸款對(duì)其收入和生活的改變。若農(nóng)戶認(rèn)為參與聯(lián)保貸款能滿足其收益預(yù)期,即參與聯(lián)保貸款能改善其收入或生活水平,則提高聯(lián)保貸款參與意愿。
農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期中,是否愿意為他人擔(dān)保在模型1、模型2、模型3和模型4中都通過1%顯著性檢驗(yàn),系數(shù)為正,表明該變量對(duì)農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款意愿具有顯著正向影響。給定其他變量,若農(nóng)戶愿意為他人擔(dān)保的意愿每增加1單位,則農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將提高53.12%和55.99%。說明若農(nóng)戶愿意為他人提供擔(dān)保,則表明農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期的判斷在其承受范圍之內(nèi),即會(huì)增加聯(lián)保貸款參與意愿。這是由于農(nóng)戶作為“理性小農(nóng)”,能理性地判斷參與聯(lián)保貸款給其帶來的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期。若農(nóng)戶認(rèn)為參與聯(lián)保貸款帶來的預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)較小,則提高參與聯(lián)保貸款的意愿。是否有能力按期償還聯(lián)保貸款未通過顯著性檢驗(yàn),說明該變量不是影響農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款意愿的主要因素,但從系數(shù)符號(hào)來看,該變量對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿具有一定正向影響。
在農(nóng)戶個(gè)人特征中,戶主年齡和戶主年齡平方在模型2和模型4中都通過1%和5%顯著性檢驗(yàn),系數(shù)為負(fù),表明戶主年齡對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿呈“倒U型”影響。給定其他變量,戶主年齡平方每提高1單位,農(nóng)戶不參與聯(lián)保貸款的可能性將提高0.73%。戶主受教育程度在模型2和模型4中都通過1%顯著性檢驗(yàn),系數(shù)為正。給定其他變量,戶主受教育程度每提高1單位,農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將提高25.74%;在農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征中,土地耕種面積在模型2和模型4中都通過5%顯著性檢驗(yàn),系數(shù)為正。給定其他變量,土地耕種面積每提高1單位,農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將提高35.27%。房屋重置成本在模型2和模型4中都通過1%顯著性檢驗(yàn),系數(shù)為負(fù)。給定其他變量,房屋重置成本每提高1單位,農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將降低6.72%。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)凈收入未通過顯著性檢驗(yàn),說明該變量對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響不顯著;在農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)知中,是否了解聯(lián)保貸款政策未通過顯著性檢驗(yàn),說明該變量對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響不顯著。農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款辦理流程的了解在模型2和模型4中都通過5%顯著性檢驗(yàn),系數(shù)為正。給定其他變量,若農(nóng)戶對(duì)聯(lián)保貸款辦理流程的了解每提高1單位,則農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿將提高50.81%。
導(dǎo)致模型產(chǎn)生內(nèi)生性的主要原因有遺漏重要解釋變量、雙向因果和樣本自選擇等問題。由上述實(shí)證分析可知,模型整體擬合信息較好,預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率較高,故不存在遺漏重要解釋變量的問題。同時(shí),本文通過分層抽樣、隨機(jī)抽樣的方法獲取了樣本數(shù)據(jù),確保了樣本的代表性,不存在樣本自選擇問題??梢姡M管本文避免了遺漏重要解釋變量和樣本自選擇,但仍可能存在解釋變量和被解釋變量間的雙向因果。在核心解釋變量中,農(nóng)戶是否愿意為他人擔(dān)保會(huì)影響其聯(lián)保貸款參與意愿,而農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿也可能影響農(nóng)戶是否愿意為他人擔(dān)保。
為了驗(yàn)證此假設(shè)是否成立,本文采用交往密切的朋友數(shù)量作為農(nóng)戶是否愿意為他人擔(dān)保的工具變量。首先,農(nóng)戶交往密切朋友數(shù)量的多少對(duì)其是否愿意為他人擔(dān)保有直接影響,滿足工具變量的相關(guān)性。其次,農(nóng)戶交往密切的朋友數(shù)量主要取決于自身人品、信用等因素,滿足工具變量的外生性。將通過IV-Probit模型檢驗(yàn)Probit模型的內(nèi)生性,若未通過變量外生性的原假設(shè),則表明Probit模型不存在內(nèi)生性問題。模型5是IV-Probit模型回歸結(jié)果,模型6是兩步法IV-Probit模型的估計(jì)結(jié)果(表5)。
由模型5和模型6第二階段中關(guān)于外生性原假設(shè)的沃爾德檢驗(yàn)結(jié)果可知,其P值分別為0.286和0.284,即接受變量外生性的原假設(shè),表明農(nóng)戶是否愿意為他人擔(dān)保不是內(nèi)生變量。由模型6第一階段回歸結(jié)果可知,工具變量對(duì)內(nèi)生變量具有較強(qiáng)的解釋力。另外,利用2SLS對(duì)上述變量進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn),其P值為0.376,即接受所有解釋變量均為外生的原假設(shè),這也從側(cè)面證明了農(nóng)戶是否愿意為他人擔(dān)保不是內(nèi)生變量。因此,本文利用二元Probit模型對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素的研究是可靠的。
表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Endogenous test results
為了檢驗(yàn)前文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性(表6),本文將Probit模型和Logit模型互相替換(模型7和模型8),對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿影響因素重新進(jìn)行回歸。同時(shí),通過進(jìn)一步計(jì)算得出了各解釋變量在Logit模型中的幾率比(模型9和模型10),從而使回歸結(jié)果更具有說服力。
對(duì)比模型1與模型7、模型2與模型8的回歸結(jié)果可知,反映模型擬合情況的各指標(biāo)未發(fā)生明顯變化,模型7的預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率較模型1相比僅變動(dòng)0.05%。同時(shí),核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)符號(hào)和顯著性也未發(fā)生明顯變化。在模型9和模型10中,給定其他變量,認(rèn)為聯(lián)保貸款能滿足其資金需求的農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款的意愿是不認(rèn)為聯(lián)保貸款能滿足其資金需求農(nóng)戶的2.8229倍和2.3865倍;其他變量對(duì)應(yīng)的幾率比可類似的解釋。綜上,本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。
研究表明,85.25%的樣本農(nóng)戶選擇不愿意參與聯(lián)保貸款,農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿低,存在較大提升空間。農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿會(huì)受多維度因素影響。其中,農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿存在顯著正向影響。因此,政府、金融機(jī)構(gòu)等主體在提升農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿上應(yīng)充分重視聯(lián)保貸款需求預(yù)期、收益預(yù)期和風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期對(duì)農(nóng)戶的客觀影響,如動(dòng)態(tài)化調(diào)整聯(lián)保貸款放貸額度、優(yōu)化聯(lián)保貸款放貸標(biāo)準(zhǔn)等,以改善農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期和收益預(yù)期。同時(shí),金融機(jī)構(gòu)可利用大數(shù)據(jù)優(yōu)勢(shì),促成農(nóng)戶組成聯(lián)保小組,完善聯(lián)保貸款違約機(jī)制,降低農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期,提高農(nóng)戶還貸信心,促進(jìn)農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款。此外,農(nóng)戶個(gè)人特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征和農(nóng)戶聯(lián)保貸款認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿也有影響。因此,金融機(jī)構(gòu)、政府等主體在促進(jìn)農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款時(shí)應(yīng)注重在聯(lián)保貸款審核條件中引入農(nóng)戶個(gè)人特征和農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)特征等因素,根據(jù)農(nóng)戶實(shí)際資金需求供給聯(lián)保貸款。
鑒于數(shù)據(jù)限制,本文只能通過陜西永壽農(nóng)戶來研究農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿及其影響因素,但我國(guó)于1994年便開始開展聯(lián)保貸款業(yè)務(wù)。因此,本文所得到的研究結(jié)論可能具有一定的局限性??紤]到我國(guó)聯(lián)保貸款的實(shí)際運(yùn)行情況,理論上應(yīng)通過對(duì)我國(guó)所有開展聯(lián)保貸款地區(qū)的農(nóng)戶進(jìn)行抽樣調(diào)查,構(gòu)建覆蓋全國(guó)的數(shù)據(jù)庫(kù),從而更加準(zhǔn)確、全面的研究農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與意愿的影響因素,以進(jìn)一步促進(jìn)聯(lián)保貸款發(fā)展,破解農(nóng)戶融資難題。上述存在的局限性將在后續(xù)的研究中通過其他調(diào)研數(shù)據(jù)予以解決。
1)提高農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期和收益預(yù)期,降低農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期。一方面,金融機(jī)構(gòu)在開展聯(lián)保貸款業(yè)務(wù)時(shí),應(yīng)根據(jù)農(nóng)戶微觀情況的差異制定動(dòng)態(tài)化的放貸政策,對(duì)信用狀況良好和違約風(fēng)險(xiǎn)較低的農(nóng)戶可適當(dāng)提高聯(lián)保貸款額度,以提高農(nóng)戶聯(lián)保貸款需求預(yù)期和收益預(yù)期。另一方面,積極推進(jìn)農(nóng)村信用平臺(tái)建設(shè),構(gòu)建農(nóng)戶信用水平和風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)的指標(biāo)評(píng)價(jià)體系,以提升農(nóng)戶信用和風(fēng)險(xiǎn)意識(shí),降低農(nóng)戶聯(lián)保貸款風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期,提高農(nóng)戶聯(lián)保貸款參與的積極性。
2)優(yōu)化聯(lián)保貸款模式或制度設(shè)計(jì),提升服務(wù)質(zhì)量。金融機(jī)構(gòu)應(yīng)增強(qiáng)農(nóng)戶聯(lián)保機(jī)制的靈活性,采用科學(xué)、合理的授信評(píng)估方法,根據(jù)農(nóng)戶個(gè)人和家庭經(jīng)濟(jì)特征間的差異性,優(yōu)化聯(lián)保貸款模式或制度設(shè)計(jì),進(jìn)一步完善農(nóng)戶聯(lián)保貸款相關(guān)產(chǎn)品,并著重向農(nóng)戶介紹聯(lián)保貸款辦理流程,從而帶動(dòng)農(nóng)戶積極參與聯(lián)保貸款,提升其正規(guī)金融資源的可得性。同時(shí),金融機(jī)構(gòu)可充當(dāng)信息媒介,為有意愿參與聯(lián)保貸款卻找不到合適擔(dān)保人的農(nóng)戶提供信息支持,促成其獲得聯(lián)保貸款。
3)強(qiáng)化聯(lián)保貸款擔(dān)保權(quán)能,促進(jìn)聯(lián)戶擔(dān)保機(jī)制有效運(yùn)行。聯(lián)保貸款的保證屬性是破解農(nóng)戶“抵押難”“擔(dān)保難”的重要機(jī)制,金融機(jī)構(gòu)應(yīng)充分尊重農(nóng)戶參與意愿,根據(jù)農(nóng)戶實(shí)際情況,積極合理引導(dǎo)農(nóng)戶參與聯(lián)保貸款。同時(shí),金融機(jī)構(gòu)應(yīng)強(qiáng)化聯(lián)戶擔(dān)保機(jī)制的信用風(fēng)險(xiǎn)抵御作用。根據(jù)地區(qū)實(shí)際情況,在聯(lián)戶擔(dān)保機(jī)制中引入專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)民合作社及農(nóng)業(yè)企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體,構(gòu)建農(nóng)村多主體信用聯(lián)合體,改進(jìn)聯(lián)保制度的靈活性,從而促進(jìn)聯(lián)戶擔(dān)保機(jī)制有效運(yùn)行。
農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究2020年5期