政府扶持对家庭农场信贷可得性的影响及中介机制研究

陈盛伟，杨 柳，杨 桐

（1.山东农业大学经济管理学院，山东 泰安 271000；2.山东师范大学法学院，山东 济南 250000）

一、引言与文献综述

“十四五”战略规划明确提出“推进现代农业经营体系建设。突出抓好家庭农场和农民合作社两类经营主体，鼓励发展多种形式适度规模经营。”作为农业现代化时代重要的产业组织形式，家庭农场等新型农业经营主体在高质量发展政策背景之下迎来重要发展机遇［1］。然而，家庭农场的培育与发展面临着众多挑战，尤其是资金问题持续困扰着家庭农场发展，亟需财政金融支持［2］。因此，在农业现代化转型阶段，如何破解家庭农场等新型农业经营主体的融资困境是一个值得深入探讨的现实问题。针对家庭农场“融资难、融资贵”问题，Patrick［3］早在1966 年就提出“供给带动”和“需求引领”两种农村金融支持方式，且认为经济欠发达地区更适合于“供给带动”型金融支持方式，强调金融有效供给的重要性。Stieglitz 等［4］研究指出中小金融机构在家庭农场等小规模企业金融供给方面更具优势，Foltz［5］发现借贷行为可以促进农户收入增长和福利改善。国内学者主要对融资需求与供给、融资约束、融资渠道及融资模式等问题进行深入讨论。在融资需求方面，伴随着生产经营方式的转型升级，家庭农场相比种养大户等传统生产组织具有更加强烈的贷款需求［6］；在融资信贷可得性方面，相较于传统小农户，家庭农场生产经营规模较大，其贷款申请获批概率已有所改善，但是贷款金额对于生产需求的满足程度依旧较低［7］。同时，相较于龙头企业，家庭农场普遍难以获得政府信贷担保支持，家庭农场的政策性金融扶持对其综合融资成本的覆盖率还有待进一步提升［8］。在融资供给方面，受气温、水分及病虫害等自然条件的波动性影响，农业生产具有极大不确定性［9］，家庭农场资金需求具有鲜明的时效性特征，信贷需求与传统信贷期限规模结构存在偏差［10］。在融资约束方面，家庭农场较大农地规模和多样化生产布局使其预期产出收益远高于贷款成本，融资意愿强烈，受需求型融资约束较弱，主要因缺乏抵押物，受供给型融资约束等因素影响明显［11］。在融资渠道方面，家庭农场在选择外源融资模式时，一般按照新型农村金融机构、民间借贷、农村信用社、国有商业银行的顺序进行选择［12］。除村镇银行、农村资金互助社等小型农村金融机构之外，民间借贷凭借灵活性优势，成为家庭农场融资的重要渠道［13］。在融资模式方面，依托家庭农场组织经营特征，逐渐发展出“公司+家庭农场”“保险+信贷”“担保+信贷”等创新性融资方式，但受限于农业风险管理体系亟待完善，各个融资环节之间匹配效率较低，融资效果甚微［14］。

受信贷约束以及来自非正规渠道借款的替代和挤出效应影响，家庭农场正规信贷融资信心不足与强烈的资金需求意愿矛盾突出，农村金融市场长期基于熟人社会的非正规信贷已无法满足农业现代化发展目标，提高家庭农场等新型农业经营主体信贷可得性已经成为当前农村金融市场上需要解决的重要问题。缓解家庭农场信贷约束以提高信贷可得性的关键在于解决信息不对称和信用基础薄弱问题。农业生产的高风险、低经济效益等弱质性属性使得家庭农场普遍缺乏高价值抵押资产，无法形成有效信用基础。金融素养平均水平较低的农场主在需求和供给型信贷约束共同影响之下，会选择主动或被动退出正规信贷市场，难以获得持续性资金支持，违背家庭农场培育发展的政策定位与要求。针对上述市场失灵问题，显然仅依靠市场配置的力量无法彻底解决，因此政府扶持是提升信贷可得性和破解家庭农场融资难题的关键引导力量。基于此，本文利用山东省1 057 个家庭农场的实际调研数据，在广义有序逻辑回归模型基础之上运用KHB 模型对政府扶持对家庭农场信贷可得性的影响及内在机理进行探索，为提高家庭农场信贷可得性提出针对性政策建议，助力家庭农场培育与发展。

二、理论分析与研究假说

（一）直接影响理论分析

H1：政府扶持对家庭农场信贷可得性产生正向促进作用。

（二）间接影响理论分析

根据山东省家庭农场制度，将政府扶持界定为针对家庭农场的政策性金融扶持（包括贷款贴息、担保费补贴）、财政资金直接补贴以及家庭农场从业者职业技能培训3 项内容。根据家庭农场认定管理办法和业务实践，将家庭农场经营管理能力界定为生产性融资能力、盈利能力以及财务管理规范3项内容。理论研究表明：政府扶持对家庭农场信贷可得性产生直接作用的同时，还通过改善生产性融资能力、盈利能力以及财务管理规范，降低家庭农场进入正规信贷市场的交易成本，间接缓解供给和需求型信贷配给约束以提升家庭农场信贷可得性［22］。具体表现为：第一，政策性金融支持通过贷款贴息、担保费补贴增强家庭农场参与正规信贷市场的生产性融资能力［23］，进而提升家庭农场信贷可得性。基于交易费用理论可知，财政贴息等金融支持政策可直接降低家庭农场信贷交易成本［24］，而第三方担保费补贴等金融扶持措施为家庭农场更好地进入金融市场搭建桥梁［25］，弥补因缺乏高价值抵押担保资产、信用体系建设不完善而导致的供给型信贷约束。第二，财政资金补贴通过直接增加家庭农场可支配收入［26］，提升家庭农场经营绩效，刺激长期稳定投入，实现效率改进，提升盈利能力［27］，进而增强参与正规信贷市场竞争优势，以提升家庭农场信贷可得性。第三，政府组织家庭农场从业者职业技能培训本质上是通过改善其自身组织环境［28］，以适应信贷市场，达到提升信贷可得性的效果。规范的财务管理能够提供真实、完整的经营记录，减少信息不对称引发的信贷约束。更进一步规范的财务预算会根据经营状况、盈利目标以及经营风险的测算进行合理的成本控制和资金管理。家庭农场有序的资金核算、筹资和内部投资决策不仅有利于盈利目标的实现，还能提高偿债、抵御风险等能力，从而更容易获得长期、大额度贷款支持。基于此，提出如下研究假说：

H2：经营管理能力是政府扶持政策提升家庭农场信贷可得性的中介变量；

H2a：政府扶持通过提升家庭农场生产性融资能力，正向作用家庭农场信贷可得性；

H2b：政府扶持通过引导家庭农场财务管理规范，正向作用于家庭农场信贷可得性；

H2c：政府扶持通过增加家庭农场盈利能力，正向作用于家庭农场信贷可得性。

综上所述，将政府扶持、经营管理能力以及家庭农场信贷可得性纳入同一分析框架（图1），针对政府扶持对家庭农场信贷可得性的影响及内在机理进行分析，检验经营管理能力在政府扶持政策提升家庭农场信贷可得性过程中的中介作用，以期为改善家庭农场信贷可得性提供针对性政策方向建议。

说到这里，小马突然压低了嗓音说，“这次演出，不晓得哪个好事者传到她老公耳朵里，回来后骂她翻骚，还打了她哩！”

图1 理论分析框架

三、数据来源、变量选取与模型选择

（一）数据来源

本文数据来源于2018年和2019年对山东省家庭农场的问卷调查。问卷调查范围不仅覆盖山东省16 个地市，且县域覆盖率为100%。调查问卷涉及家庭农场1 167 家，其中剔除问题样本110 家，有效样本数1 057家，数据类型为混合截面数据。

（二）变量选取及描述性统计分析

1.被解释变量 本文被解释变量为家庭农场信贷可得性。具体问题为“您的贷款是否满足当前生产需要？”，回答的三个选项和对应赋值分别为“未满足=1；一般满足=2；完全满足=3”。描述性统计结果显示：在全样本中，556 个家庭农场未能获得贷款，比例为52.60%；206 个家庭农场仅获得部分贷款，比例为19.49%；295个家庭农场获得足额贷款，比例为27.91%。

2.核心解释变量 本文核心解释变量为政府扶持。具体问题为“您的贷款是否得到政府支持？”，回答的选项和对应赋值分别为“是=1；否=0”。描述性统计结果显示：在全样本中，819 个家庭农场未得到政策性扶持，比例为77.48%；238个家庭农场获得政策性支持，比例为25.52%。

3.中介变量 本文中介变量主要包括盈利能力、财务管理规范、生产性融资能力3 个方面的家庭农场经营管理能力。第一，盈利能力方面，选取家庭农场经营净利润率作为其经济绩效的反映指标。第二，财务管理规范方面，选取“收支记录”作为家庭农场经营管理规范的评价指标。第三，生产性融资能力方面，选取“逾期”“信贷记录”“贷款难度”“贷款次数”“累计贷款次数”5 个变量，采用验证性因子分析法综合测度家庭农场生产性融资能力，得到KMO检验值0.703，Bartlett 球形检验的卡方近似值3 619.89（p=0.000），说明数据适合做因子分析。通过因子旋转提取出一个特征根大于1的公因子，方差贡献率为93.05%，进而得到家庭农场融资能力得分。同时，将家庭农场生产性融资能力处于平均水平之上的赋值为1，家庭农场融资能力处于平均水平之下的赋值为0。

4.控制变量 本文控制变量包括家庭农场主的性别、年龄、受教育程度、社会经历4 个方面的基本特征。其中，将受教育程度变量划分为5个等级，赋值标准为“未上过学=1；小学=2；初中=3；高中=4；大专及以上=5”。考虑到家庭农场主经历对家庭农场经营种类选择和经营绩效有显著影响［8，11］，在社会经历变量中，问题设计为“农场主是否有如下角色经历？”，主要包括“是否有村干部经历、是否有合作社负责人经历、是否有私营企业主经历、是否有企业管理人员经历、是否有农技人员经历”5 种职业经历，基于不同职业禀赋包含的家庭农场主在信贷市场上的信息获取能力、谈判能力以及农业生产经验的差异性［29］，将每项职业经历单位赋值，加总获得家庭农场主的社会经历得分。

各变量说明与描述性统计如表1所示。

表1 变量说明及描述性统计结果

（三）模型选择

为兼顾不同阈值下自变量的异质性影响，对家庭农场信贷可得性的影响因素建立广义有序逻辑回归模型。与传统有序Logit 模型相比，广义有序Logit 模型考虑放松了平行线假设条件，兼顾解释变量对被解释变量的影响随着潜变量阈值的变化而不同，适用性更强。同时，为适用于构建的有序逻辑回归模型，选择由Karlson 等［30］在已有中介效应检验方法的基础上总结创造发展而来的KHB 模型，其简要核心思想：在线性模型中通过直接比较系数来将总效应分解为直接效应和间接效应。假设线性回归模型为：

式（1）中，X为待分解的核心变量（政府扶持），Z为中介变量（包括盈利能力、财务管理规范、生产性融资能力），C为控制变量（包括性别、年龄、受教育程度以及社会经历），X可通过影响Z来间接影响因变量Y（信贷可得性），因此在这种假设下，待估参数βF为变量X对Y的直接效应，为进一步计算X对Y的总效应βR，构建如下简略模型：

四、结果与分析

（一）基准回归结果

根据回归模型，运用Stata15软件，在控制家庭农场经营者特征变量基础之上，在对核心解释变量回归的基础之上逐步引入中介变量，构建多个嵌套广义有序逻辑回归模型，回归结果如表2所示。

表2 广义有序逻辑回归结果

表2 的基准回归结果显示，模型整体拟合效果较好，政府扶持在1%的显著性水平上对家庭农场信贷可得性产生正向影响，H1得以验证。盈利能力、生产性融资能力以及财务管理规范3个中介变量也均在1%的显著水平上通过检验，且均对家庭农场信贷可得性产生正向影响。由此可见，政府扶持是影响家庭农场信贷可得性的重要影响因素，政府扶持有利于提升家庭农场的信贷可得性。此外，在控制变量中，性别、年龄、受教育程度以及社会经历4 个基本特征变量均在1%的显著水平上通过检验，其中性别对家庭农场信贷可得性有负向影响，其余三项均对家庭农场信贷可得性有正向影响。由此可见，在正规信贷市场上，女性农场主相较于男性家庭农场主更容易获得足额贷款，中年农场主相较于青年农场主更容易获得足额贷款，受教育程度越高、职业经历带来的社会关系越多，家庭农场越容易获得大额信贷资金支持。

（二）中介效应检验

参照温忠麟等［31］的中介效应检验方式，基准回归部分首先检验核心解释变量对因变量有显著影响，然后检验核心变量是否会对家庭农场经营管理能力属性特征包含的3 个中介变量产生显著影响，最后检验核心变量“政府扶持”对因变量“家庭农场信贷可得性”的影响是否全部都是通过中介变量实现的。

按照中介效应检验步骤，在基准回归基础之上，首先就政府扶持对3 个中介变量的影响进行回归分析，模型拟合效果较好（表3）。以盈利能力作为因变量、政府扶持作为核心解释变量进行最小二乘分析，以财务管理规范以及生产性融资能力2 个中介变量为因变量，政府扶持作为核心解释变量进行二元逻辑回归分析。其中政府扶持在5%的显著性水平上正向影响家庭农场盈利能力，在1%的显著性水平上正向影响家庭农场财务管理规范和生产性融资能力。由此可见，伴随着经营绩效、管理水平和融资能力的改善，家庭农场在正规信贷市场上更容易获得足额贷款，以满足现代化农业生产的需要。

表3 中介效应初步检验结果

按照中介效应检验的通常做法，需要对政府扶持提升家庭农场信贷可得性是否存在中介效应进一步检验，借鉴Baron等［32］的方法对加入中介变量前后模型的系数比和拟合程度进行对比分析，检验结果如表4 所示。模型（4）～模型（9）均在符合平行性假设条件下展开回归分析，模型（4）是未加入中介变量的有序逻辑回归分析，模型（5）、模型（6）、模型（7）是分别加入生产性融资能力、财务管理规范和盈利能力3 个中介变量的有序逻辑回归分析。将模型（4）与模型（5）、模型（6）、模型（7）对比分析发现，后者的拟合度明显提升，同时核心解释变量政府扶持的系数也发生变化，进一步验证政府扶持在提升家庭农场信贷可得性的过程中存在中介效应。模型（4）、模型（5）、模型（8）、模型（9）依次加入中介变量，模型拟合度逐步提升，核心解释变量政府扶持的系数逐步下降，再次验证模型中部分中介效应的存在，H2得以验证。

表4 中介效应进一步检验结果

（三）中介效应分析

根据中介效应检验结果，在充分证明政府扶持通过盈利能力、财务管理规范以及生产性融资能力3 个变量来间接提升家庭农场信贷可得性的基础之上，运用KHB 模型对政府扶持提升家庭农场信贷可得性的直接效应与间接效应进行分解，结果如表5所示。

由表5 汇报结果可知，政府扶持对家庭农场信贷可得性影响的总效应为3.131 7，直接效应为0.922 9，间接效应为2.208 7，且均在1%显著性水平上通过检验。其中，间接效应占总效应的比例为70.52%，说明政府扶持对于家庭农场信贷可得性的间接效应要强于直接效应。同时，政府扶持影响家庭农场信贷可得性的总效应、直接效应和间接效应的系数比均大于1，系数均为正，说明政府扶持不仅可以直接提升家庭农场信贷可得性，更重要的是通过改善家庭农场经营管理能力间接提高家庭农场信贷可得性。

表5 直接效应与间接效应分解结果

由于模型中家庭农场经营管理能力特征包含生产性融资能力、财务管理规范以及盈利能力3 个中介变量，现对经营管理能力在模型中的中介效应进一步分解，以测算3个中介变量各自对模型中介效应的贡献度。从表6汇报结果可知，生产性融资能力、财务管理规范以及盈利能力的间接效应系数分别为1.815 6、0.359 3以及0.033 9，且均为正向影响，这也解释了表4 中的模型（5）～模型（8）在加入中介变量后，核心解释变量政府扶持的系数逐渐减小。同时，生产性融资能力占政府扶持提升家庭农场信贷可得性的总效应比例为57.98%，占经营管理能力对政府扶持提升家庭农场信贷可得性的间接效应比例为82.20%，是改善家庭农场信贷约束的关键要素。财务管理规范作为第二贡献中介变量，占间接效应比例为16.27%，占总效应比例为11.47%。盈利能力变量对于中介效应的贡献度最低，占间接效应比例为1.53%，占总效应比例为1.08%。由此可见，政府扶持对于家庭农场经营管理能力的改善是助力其提升信贷可得性的重要间接路径，尤其要注重生产性融资能力的增强。

（四）稳健性检验

为保证回归结果不受到遗漏变量、样本选择性偏误等影响，采用分样本回归的方法进行稳健性检验以克服可能存在的内生性问题。按照贷款方式、贷款期限和贷款银行划分成不同分样本进行检验，回归结果与上述结果基本保持一致。同时，由于样本数据属于非联合正态分布，本文选用非参数化Bootstrap 方法进行再次检验。总共设置2 500次重复抽样，进行Bollen-Stine Bootstrap 运算，运算结果整体趋于稳定收敛状态，显著性概率为0.004。以上稳健性测试均再次验证前文结论的稳健性，但限于篇幅，上述检验结果未予列示。

五、结论与启示

以山东省1 057 个家庭农场的实地调研数据为基础，实证分析政府扶持对于家庭农场信贷可得性的影响，研究结果显示，政府扶持提升家庭农场信贷可得性的直接效应仅占总效应的29.47%，政府扶持通过经营管理能力对家庭农场信贷可得性产生的间接效应占总效应的70.53%，对模型中介效应进一步分解，其中生产性融资能力、财务管理规范以及盈利能力的中介效应贡献率分别为82.20%、16.27%、1.53%。进一步总结得出以下研究结论：第一，仅依靠市场的力量无法对家庭农场等新型农业经营主体融资难问题予以解决，政府扶持可纠正长期制度性信贷配给引致的资本误配，缓解信息不对称引发的信贷约束，进而提升家庭农场信贷可得性；第二，增强生产性融资能力、盈利能力和财务管理规范均是政府扶持提升家庭农场信贷可得性的重要中介路径，其中生产性融资能力的中介效应贡献率最高，财务管理规范和盈利能力次之。相较于其他培育发展政策，降低家庭农场进入正规信贷市场门槛的金融支持措施是政府培育发展家庭农场的重要政策方向。

由此可见，政府对于家庭农场的财政资金补贴以及金融支持政策均取得了相应的政策效果，除了对于经济绩效预期的改善、信用资料的完善，其中最为关键的是政府扶持通过增强家庭农场生产性融资能力，进而提升家庭农场信贷可得性。因此，针对家庭农场信贷可得性问题，政府支持的核心在于对家庭农场生产性融资能力的培育与改善。在继续增加财政补贴和完善培育管理措施的基础之上，应鼓励金融支持政策以提升家庭农场信贷可得性。具体提出以下政策启示：第一，政府应在兼顾补贴效率的基础之上加大财政支持力度，精准支持的同时扩大补贴范围，鼓励金融机构创新金融支持方式，加快基础生产设施建设以改善家庭农场生产经营条件。第二，金融机构应根据家庭农场实际发展状况，不断丰富金融产品类型，借助保险、期货等多种形式的金融工具为家庭农场打造特色创新型信贷方式。第三，家庭农场主应积极参与相关培训，自觉落实规范生产管理制度要求，建立完善的财务管理体系，紧跟政策发展方向。