吳天強(qiáng),楊德利*,馬 佳

(1 上海海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,上海 201306；2 上海市農(nóng)業(yè)科學(xué)院都市農(nóng)業(yè)研究中心,上海 201403)

伴隨新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體發(fā)展帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式的改變,使得農(nóng)村金融資本更加稀缺,嚴(yán)重制約了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展。長(zhǎng)期以來,農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性、高風(fēng)險(xiǎn)性,使得農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體缺乏金融機(jī)構(gòu)認(rèn)可的可抵押“資產(chǎn)”,從而抑制了資金積累能力。此外,農(nóng)村金融生態(tài)環(huán)境建設(shè)的滯后導(dǎo)致農(nóng)村金融交易成本過高、信貸資金利率偏高,加劇了經(jīng)營(yíng)主體“融資難、抵押難”的問題,金融資本的可得性儼然已成為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)興旺和農(nóng)民增收的關(guān)鍵。童馨樂等[1]和蔡海龍等[2]根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)測(cè)算有借貸需求的農(nóng)戶占比達(dá)60%以上,土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大,其融資需求就越大,且大部分農(nóng)戶更偏向于內(nèi)源融資。為引導(dǎo)金融資本回流鄉(xiāng)村,我國(guó)進(jìn)行了一系列的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革,重視和發(fā)揮農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)的財(cái)產(chǎn)屬性。2008年10月,中國(guó)人民銀行和銀監(jiān)會(huì)下發(fā)《關(guān)于加快推進(jìn)農(nóng)村金融產(chǎn)品和服務(wù)方式創(chuàng)新的意見》。2016年3月,中國(guó)人民銀行、中國(guó)銀監(jiān)會(huì)、中國(guó)保監(jiān)會(huì)、財(cái)政部、農(nóng)業(yè)部聯(lián)合印發(fā)《農(nóng)村承包土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資試點(diǎn)暫行辦法》。2016年8月,中共中央審議通過了《關(guān)于完善農(nóng)村土地所有權(quán)—承包權(quán)經(jīng)營(yíng)權(quán)分置辦法的意見》。2017年“中央一號(hào)”文件中,進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)深入推進(jìn)承包土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資試點(diǎn)。2018年12月,十三屆全國(guó)人大常委會(huì)第七次會(huì)議表決通過修改農(nóng)村土地承包法。這一系列還權(quán)賦能的舉措體現(xiàn)了我國(guó)對(duì)盤活農(nóng)村土地資本的探索,增強(qiáng)了農(nóng)村土地資源效能,推進(jìn)了農(nóng)村金融產(chǎn)品和服務(wù)方式創(chuàng)新。

從已有文獻(xiàn)來看,對(duì)于農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款的研究主要集中在以下方面:一是農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款意愿及其影響因素的研究,發(fā)現(xiàn)貸款需求主體的個(gè)人特征如受教育程度、農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款了解程度[3]、金融知識(shí)[4]、風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)與承擔(dān)能力[5-7]等顯著正向影響農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款行為；二是金融機(jī)構(gòu)參與農(nóng)地抵押意愿及其影響因素的研究,如Feder 等[8]研究表明,金融機(jī)構(gòu)更愿意將錢貸款給土地產(chǎn)權(quán)較穩(wěn)定的農(nóng)戶,林樂芬等[9]和蘭慶高等[10]認(rèn)為,金融機(jī)構(gòu)和信貸員存在著放大風(fēng)險(xiǎn)的看法,顯著負(fù)向影響了其貸款積極性；三是基于制度變遷,現(xiàn)行法[11]、農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度[12]及農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度[13-14]等嚴(yán)重阻礙了農(nóng)地金融化；四是農(nóng)地抵押貸款的績(jī)效評(píng)價(jià),著重研究農(nóng)地抵押貸款后農(nóng)戶滿意度[15]及其對(duì)農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)福利[16-19]的影響。但現(xiàn)有研究對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)地抵押貸款的響應(yīng)涉及較少,主要是對(duì)小農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款響應(yīng)行為的研究[20-21],或合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)意愿的研究[22-23],鮮有結(jié)合兩者的研究。且從研究方法上看,較多采用logit 模型、有序logit 模型、雙變量probit 模型及結(jié)構(gòu)方程等模型,這些模型僅能分析農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體是否愿意或是否響應(yīng)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款,并不能深入解析未響應(yīng)的經(jīng)營(yíng)主體,其估計(jì)結(jié)果存在一定誤差,難以對(duì)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款響應(yīng)進(jìn)行深入分析和討論。

2017年,上海市土地流轉(zhuǎn)率為85.2%,同期金山區(qū)土地流轉(zhuǎn)率高達(dá)93.7%,遠(yuǎn)超全國(guó)平均35%的土地流轉(zhuǎn)率[24]。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展,新型城鎮(zhèn)化的推進(jìn)及鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略等一系列舉措的實(shí)施,土地流轉(zhuǎn)規(guī)模和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體規(guī)模會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大,最終使得承包型土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資向流轉(zhuǎn)型土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資的轉(zhuǎn)變。鑒于此,本研究以上海市金山區(qū)為例,基于上海市農(nóng)村改革與發(fā)展觀察點(diǎn)的問卷數(shù)據(jù),采用零膨脹模型,探究新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款響應(yīng)及其影響因素,以期緩解“后流轉(zhuǎn)”時(shí)代下農(nóng)村金融資本供需矛盾,促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與轉(zhuǎn)型升級(jí),并對(duì)其他地區(qū)流轉(zhuǎn)型土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資起到一定的指導(dǎo)作用。

1 研究區(qū)概況及數(shù)據(jù)來源

1.1 研究區(qū)概況

金山區(qū)位于上海市的西南方,地處滬、杭、甬及舟山群島經(jīng)濟(jì)區(qū)域中心,占地面積達(dá)586.05 km2,轄9個(gè)鎮(zhèn)、1 個(gè)街道及1 個(gè)工業(yè)園區(qū)。其常住人口80.51 萬人,農(nóng)業(yè)人口為15.6 萬人,農(nóng)業(yè)人口占比19.38%。截至2018年5月底,上海市累計(jì)認(rèn)定新型職業(yè)農(nóng)民10 539 名。從2015年發(fā)放全市第一單土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款至2018年10月23日,共43 家單位獲得土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款,融資總額8 910 萬元人民幣[25]。

2017年10月,上海市金融服務(wù)辦公室和上海市農(nóng)業(yè)委員會(huì)聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于繼續(xù)開展本市農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資試點(diǎn)的通知》(以下簡(jiǎn)稱通知),該《通知》指出,金山區(qū)農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資的試點(diǎn)對(duì)象為信息農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體,并非小農(nóng)戶,并將農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押定義為:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)者在不改變土地所有權(quán)性質(zhì)、承包關(guān)系和農(nóng)業(yè)用途的條件下,在保證承包方經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)收益的前提下,將農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)作為抵押物,向金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)融資的行為。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)是課題組于2018年3月在金山區(qū)對(duì)家庭農(nóng)場(chǎng)、合作社及龍頭企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體進(jìn)行訪談并指導(dǎo)他們填寫問卷所得。該調(diào)查問卷主要包含經(jīng)營(yíng)主體的家庭結(jié)構(gòu)、家庭財(cái)產(chǎn)、土地承包情況、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)狀況及農(nóng)地抵押貸款情況等相關(guān)信息。此次調(diào)查共發(fā)放調(diào)查問卷212 份,剔除無效樣本,最終獲得有效樣本183 份,有效率達(dá)86.32%。有效樣本中,獲得過農(nóng)地抵押貸款的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體共11 家,占至今總共獲得農(nóng)地抵押貸款經(jīng)營(yíng)主體總數(shù)的25.83%,所得樣本中大部分新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體沒有獲得農(nóng)地抵押貸款,零值較多,可采用零膨脹模型。

2 研究方法

2.1 零膨脹模型

零膨脹模型是一種用以處理觀測(cè)值含有大量零值的復(fù)合計(jì)數(shù)模型,廣泛地應(yīng)用于社會(huì)科學(xué)研究中。從理論上來說,事件的發(fā)生可能分兩個(gè)階段進(jìn)行。第一階段決定零事件的發(fā)生,相當(dāng)于二值選擇,假定該過程服從伯努利分布,它能夠解釋數(shù)據(jù)中存在過多零值的原因。第二個(gè)階段對(duì)應(yīng)事件發(fā)生次數(shù)的過程,其值可取零或正數(shù),假定該過程服從泊松或負(fù)二項(xiàng)分布。將計(jì)數(shù)資料中的零值看成“過多的零”和“真實(shí)的零”,并從零分段,對(duì)零計(jì)數(shù)和非零計(jì)數(shù)建立混合概率分布,對(duì)零部分和非零部分分別建立Logit 模型和一般計(jì)數(shù)模型(泊松或負(fù)二項(xiàng)),從而處理數(shù)據(jù)中零值較多的問題。第一階段的Logit 模型主要判別協(xié)變量是否影響事件的發(fā)生,即甄別“過多的零”,第二階段的一般計(jì)數(shù)模型主要回答協(xié)變量影響事件發(fā)生次數(shù)的問題。在數(shù)據(jù)零值較多的情況下,繼續(xù)考察計(jì)量變量的均值和方差是否基本相等及Alpha 檢驗(yàn)是否顯著。若基本相等且Alpha 檢驗(yàn)不顯著,則服從泊松分布,宜采用零膨脹泊松模型。當(dāng)方差明顯大于均值且Alpha 檢驗(yàn)顯著,則服從負(fù)二項(xiàng)分布,宜采用零膨脹負(fù)二項(xiàng)模型。

2.2 模型構(gòu)建

零膨脹計(jì)數(shù)模型中,由零計(jì)數(shù)和非零計(jì)數(shù)集構(gòu)成的混合概率分布為[26]:

其中,yi表示第i個(gè)農(nóng)戶獲得農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款的次數(shù),pi表示個(gè)體來源于第一個(gè)過程中的零值,服從伯努利分布的概率；g(yi)表示個(gè)體來源于第二個(gè)過程,服從泊松或負(fù)二項(xiàng)分布。數(shù)據(jù)中的零值一部分來源于第一階段的零值,一部分來自于第二階段的零值。

因此,Y=yi的概率密度為:

同理,零膨脹負(fù)二項(xiàng)模型下,Y=yi的概率密度為:

2.3 變量選取

基于數(shù)據(jù)可得性原則,綜合考慮該領(lǐng)域相關(guān)學(xué)者的研究及金山區(qū)都市農(nóng)業(yè)類型等情況,從新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的個(gè)人特征、家庭特征、經(jīng)營(yíng)特征及貸款特征等角度,選取變量:①個(gè)人特征,該類變量包括經(jīng)營(yíng)主體的性別、年齡及學(xué)歷；②家庭特征,該類變量包括家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占比、土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模及社會(huì)關(guān)系(是否有親戚朋友在銀行或政府部門任職)；③經(jīng)營(yíng)特征,該類變量包括農(nóng)產(chǎn)品加工類型、經(jīng)營(yíng)績(jī)效及是否經(jīng)營(yíng)休閑農(nóng)業(yè)等項(xiàng)目；④貸款特征,該類變量包括對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款政策的了解程度及是否有資金需求。

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

由表1 可見,總體而言,新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款的響應(yīng)次數(shù)存在較多零值,即大部分經(jīng)營(yíng)主體一次都未曾獲得過農(nóng)地抵押貸款。從經(jīng)營(yíng)主體的個(gè)人特征來看,經(jīng)營(yíng)主體以中年男性居多,年齡在46 歲左右,文化程度普遍不高。從經(jīng)營(yíng)主體的家庭特征來看,大部分家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占比近50%,土地規(guī)模十幾公頃,且較少有親戚朋友在銀行或政府部門任職。從經(jīng)營(yíng)主體的經(jīng)營(yíng)特征來看,經(jīng)營(yíng)的農(nóng)產(chǎn)品大部分未加工或粗加工,較少經(jīng)營(yíng)與休閑農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村旅游等有關(guān)項(xiàng)目,且其年利潤(rùn)為正。從經(jīng)營(yíng)主體的貸款特征來看,被調(diào)查者大多對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款政策不了解或一般了解,且近一半有過資金需求。

表1 樣本新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的基本統(tǒng)計(jì)特征Table 1 Basic statistical characteristics of the sample new agricultural management entities

3.2 實(shí)證分析

對(duì)數(shù)據(jù)的離散程度進(jìn)行檢驗(yàn),經(jīng)計(jì)算,變量times 的均值為0.124,方差為0.267,方差近乎均值的兩倍,不易判別數(shù)據(jù)的離散型。為了進(jìn)行Alpha 檢驗(yàn)及比較零膨脹泊松模型和零膨脹負(fù)二項(xiàng)模型的異同,使用Stata 14.0 軟件同時(shí)用這兩種模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析(表2)。

由表2 可知,零膨脹負(fù)二項(xiàng)模型中Alpha 的95%置信區(qū)間為0,故可在5%的顯著性水平上接受“Alpha=0”的原假設(shè),即宜采用泊松回歸。零膨脹泊松模型中Vuong 統(tǒng)計(jì)為2.33,大于1.96,比該統(tǒng)計(jì)量更大的概率僅為0.009 8,故拒絕“標(biāo)準(zhǔn)泊松回歸”,宜采用“零膨脹泊松回歸”。比較零膨脹泊松回歸與零膨脹負(fù)二項(xiàng)回歸結(jié)果,發(fā)現(xiàn)兩模型對(duì)回歸系數(shù)及其顯著性的估計(jì)幾乎一致,這在一定程度上說明了回歸結(jié)果的穩(wěn)定性。

3.2.1 個(gè)人特征對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次的影響

表2 顯示,金山區(qū)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的性別對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次在10%顯著性水平下有正向影響,男性經(jīng)營(yíng)主體對(duì)農(nóng)地抵押貸款的響應(yīng)更為積極,約為女性農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次的9.43 倍。經(jīng)營(yíng)主體的年齡對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次在5%顯著性水平下有負(fù)向影響,即隨著年齡的增長(zhǎng),經(jīng)營(yíng)主體對(duì)農(nóng)地抵押貸款的響應(yīng)頻次逐漸降低。經(jīng)營(yíng)主體受教育程度在初中、高中及大專的回歸系數(shù)并不顯著,但學(xué)歷為大學(xué)及以上對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次在1%顯著性水平下有負(fù)向影響,且學(xué)歷均與農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次負(fù)相關(guān)。

表2 新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款響應(yīng)頻次及其影響因素的零膨脹模型估計(jì)結(jié)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,農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的性別和年齡與其農(nóng)地抵押貸款意愿顯著相關(guān),男性比女性更有意愿進(jìn)行農(nóng)地抵押貸款,且隨著年齡的增長(zhǎng),其抵押貸款意愿呈降低趨勢(shì),這與本研究農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)行為的研究結(jié)果一致。理論上,農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的受教育程度越高,其對(duì)政策的敏感性就越強(qiáng),就越有可能響應(yīng)農(nóng)地抵押貸款政策?；貧w結(jié)果呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的原因可能是:資金的稀缺性,獲得過農(nóng)地抵押貸款的經(jīng)營(yíng)主體其學(xué)歷多為初高中,且多為中年男性,與中青年的高學(xué)歷者相比,他們?cè)谛袠I(yè)熟悉度、社會(huì)關(guān)系及抗風(fēng)險(xiǎn)能力等方面具有巨大的優(yōu)勢(shì)。

3.2.2 家庭特征對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次的影響

表2 顯示,家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占比對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次在5%顯著性水平下有負(fù)向影響。經(jīng)營(yíng)主體的社會(huì)關(guān)系對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次在5%顯著性水平下有負(fù)向影響,即有親戚朋友在銀行或政府部門任職的經(jīng)營(yíng)主體,其農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次是沒有此關(guān)系經(jīng)營(yíng)主體的6.92 倍。經(jīng)營(yíng)主體的土地規(guī)模的系數(shù)僅為-0.004,土地規(guī)模對(duì)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)地抵押貸款的響應(yīng)頻次并無明顯影響。

新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體作為新時(shí)代的職業(yè)農(nóng)民,一般來說,其家庭從事農(nóng)業(yè)的人數(shù)在一定程度上是其農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)能力和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)管規(guī)模的體現(xiàn)。家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占比較高,說明經(jīng)營(yíng)主體的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)管規(guī)模較大或盈利能力較強(qiáng),因此其進(jìn)行農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)的意愿就較低。經(jīng)營(yíng)主體若有親戚朋友在銀行或政府部門任職,其對(duì)政策的敏感性就越強(qiáng),進(jìn)而能較快地做出最優(yōu)決策,此種社會(huì)關(guān)系對(duì)經(jīng)營(yíng)主體的農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)決策具有顯著地正向促進(jìn)作用。

3.2.3 經(jīng)營(yíng)特征對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次的影響

表2 顯示,農(nóng)產(chǎn)品的加工類型為精加工時(shí),其對(duì)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)的頻次具有正向促進(jìn)促進(jìn)作用,精加工農(nóng)產(chǎn)品對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次在1%顯著性水平下正相關(guān),而工廠化生產(chǎn)等及其他農(nóng)產(chǎn)品相較于無加工農(nóng)產(chǎn)品,其對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次有負(fù)向影響,但差異并不顯著。與年利潤(rùn)率超過30%的經(jīng)營(yíng)主體相比,其績(jī)效下降對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次的影響呈現(xiàn)先負(fù)向、后正向、最后負(fù)向的影響,但均不顯著。休閑農(nóng)業(yè)等項(xiàng)目在1%顯著性水平對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次有正向影響,且有該類項(xiàng)目的經(jīng)營(yíng)主體對(duì)農(nóng)地抵押響應(yīng)的頻次是無該項(xiàng)目主體的近15 倍。

當(dāng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行粗加工或精加工,但未形成工廠化生產(chǎn)時(shí),其生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模還相對(duì)較小,市場(chǎng)認(rèn)可度較低,較難通過自身完成資本積累以擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模,進(jìn)而搶占市場(chǎng)份額,若已經(jīng)形成農(nóng)產(chǎn)品的工廠化生產(chǎn),說明其有較大的市場(chǎng)占有率,資金雄厚,故沒有響應(yīng)農(nóng)地抵押貸款的意愿。一般而言,急需擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)?；蛱幱谵D(zhuǎn)型期的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體有資金需求意愿,金融機(jī)構(gòu)為了降低金融風(fēng)險(xiǎn),可能更愿意放貸給風(fēng)險(xiǎn)承受能力強(qiáng)或績(jī)效良好的經(jīng)營(yíng)主體。但實(shí)際情況是,績(jī)效較差的經(jīng)營(yíng)主體想貸而貸不到,處于事業(yè)上升期的經(jīng)營(yíng)主體較易獲得貸款,最受金融機(jī)構(gòu)青睞的龍頭企業(yè)等抗風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)的經(jīng)營(yíng)主體,可能并沒有農(nóng)地抵押貸款意愿。這在一定程度上解釋了不同績(jī)效水平對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次影響的差異性。都市型休閑農(nóng)業(yè)作為上海市重點(diǎn)發(fā)展的業(yè)態(tài),其經(jīng)營(yíng)主體勢(shì)必對(duì)農(nóng)業(yè)相關(guān)政策保持較高的敏感性,更易獲得農(nóng)地抵押貸款等相關(guān)政策的扶持。

3.2.4 貸款特征對(duì)農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次的影響

表2 顯示,經(jīng)營(yíng)主體對(duì)農(nóng)地抵押貸款政策越了解,其農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次越高,一般了解和非常了解分別在5%顯著性水平和1%顯著性水平下正向影響農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次。經(jīng)營(yíng)主體資金需求的系數(shù)僅為0.084,資金需求對(duì)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)地抵押貸款的響應(yīng)頻次并無明顯影響。

經(jīng)營(yíng)主體對(duì)農(nóng)地抵押貸款政策的了解程度越深,說明與相關(guān)政府部門具有良好的互動(dòng)性,因此其農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)頻次就越高。理論上,有資金需求的經(jīng)營(yíng)主體更易響應(yīng)農(nóng)地抵押貸款,但并不顯著。這說明在農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款交易中,金融機(jī)構(gòu)仍是“風(fēng)險(xiǎn)保守型”,其對(duì)農(nóng)地抵押貸款的響應(yīng)頻次并不是需求導(dǎo)向型。

4 結(jié)論與政策建議

隨著土地流轉(zhuǎn)的推進(jìn),新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體逐漸成為中國(guó)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的主力軍,其資金短缺問題日益突出,如何探索土地資本,引導(dǎo)金融資本回流農(nóng)村,便成為當(dāng)前鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵一環(huán)。本研究以上海市金山區(qū)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體為例,運(yùn)用零膨脹泊松模型(ZIP)甄別了新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款的響應(yīng)頻次及影響因素,得出以下結(jié)論:(1)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的性別、年齡、大學(xué)及以上學(xué)歷、家庭勞動(dòng)力占比、社會(huì)關(guān)系、精加工農(nóng)產(chǎn)品、休閑農(nóng)業(yè)項(xiàng)目及對(duì)農(nóng)地抵押貸款政策的了解程度對(duì)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款響應(yīng)頻次具有顯著影響。農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款的響應(yīng)者多為初高中學(xué)歷的中年男性,與女性或高學(xué)歷等其他經(jīng)營(yíng)者而言,他們對(duì)該行業(yè)的市場(chǎng)需求有自己的判斷,也已經(jīng)具備一定的盈利能力、社會(huì)關(guān)系,且對(duì)支農(nóng)惠農(nóng)政策保持著高度的敏感性,因此他們更容易地獲得農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款。(2)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的學(xué)歷、農(nóng)產(chǎn)品加工類型、績(jī)效及資金需求等變量并不顯著。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的學(xué)歷普遍不高,且經(jīng)營(yíng)的農(nóng)產(chǎn)品以無加工的初級(jí)農(nóng)產(chǎn)品居多,盈利能力薄弱,有資金需求,但較難獲得農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款。

基于以上實(shí)證分析及研究結(jié)論,提出政策建議:(1)加大農(nóng)地抵押貸款等金融支農(nóng)惠農(nóng)政策宣傳力度。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的年齡、學(xué)歷、社會(huì)關(guān)系等特征在很大程度上決定了其對(duì)新事物的理解能力和接受能力,相關(guān)政府部門應(yīng)主動(dòng)普及相關(guān)支農(nóng)惠農(nóng)政策,以促進(jìn)他們做出響應(yīng)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款的決策,及幫助他們進(jìn)行農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)以避免同質(zhì)化競(jìng)爭(zhēng)。(2)加大支農(nóng)貸款擔(dān)保專項(xiàng)資金的投入。在農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款政策充分宣傳的基礎(chǔ)上,加大支農(nóng)貸款擔(dān)保專項(xiàng)資金的投入,倒逼金融機(jī)構(gòu)的決策行為由“低風(fēng)險(xiǎn)偏好型”轉(zhuǎn)向“需求導(dǎo)向型”。

本研究仍存在一些不足:第一,自變量的選取主要是考察新型農(nóng)業(yè)經(jīng)主體的個(gè)人特征、家庭特征、經(jīng)營(yíng)特征及貸款特征,金山區(qū)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款涉及農(nóng)地金融市場(chǎng)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的耦合聯(lián)動(dòng),忽略了農(nóng)地承包方對(duì)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款響應(yīng)頻次的影響；第二,受限于現(xiàn)有數(shù)據(jù),樣本量不夠大,且被調(diào)查對(duì)象在土地流轉(zhuǎn)率近93.7%的上海市金山區(qū),有必要搜集東、中、西部其他地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù),以便進(jìn)行更為全面、準(zhǔn)確的分析。