孫奇烽，吳連翠, ，吳訓(xùn)照

（1. 浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 杭州 311300；2. 浙江省鄉(xiāng)村振興研究院，浙江 杭州 311300；3. 宣州區(qū)煙草產(chǎn)業(yè)發(fā)展中心，安徽 宣城 242000）

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的深入實(shí)施催生了一大批懷揣“農(nóng)業(yè)夢”的新農(nóng)人。他們憑借較高的文化素養(yǎng)和現(xiàn)代化的經(jīng)營管理能力，將新技術(shù)、新理念應(yīng)用于農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)經(jīng)營，有效推動了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級和快速發(fā)展[1-2]。浙江省作為全國鄉(xiāng)村振興的示范窗口，近年來相繼出臺了《關(guān)于加快完善培育支持新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體政策體系的實(shí)施意見》（2018）、《關(guān)于實(shí)施“兩進(jìn)兩回”行動的意見》（2019）、《關(guān)于實(shí)施十萬農(nóng)創(chuàng)客培育工程（2021—2025 年）的意見》（2021）等系列政策文件，旨在培育新農(nóng)人成為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)的主力軍；浙江省各地市結(jié)合實(shí)際，相繼通過設(shè)立農(nóng)業(yè)發(fā)展專項(xiàng)資金、創(chuàng)新支農(nóng)信貸產(chǎn)品等金融政策措施，以期對新農(nóng)人創(chuàng)業(yè)和生產(chǎn)經(jīng)營提供貸款支持。然而，由于新農(nóng)人自身“經(jīng)營規(guī)模有限、信用體系不完善”、金融機(jī)構(gòu)“貸款手續(xù)繁多、融資費(fèi)用高昂”等限制了新農(nóng)人的融資貸款規(guī)模，絕大部分新農(nóng)人雖有融資貸款需求卻難以真正從銀行等金融機(jī)構(gòu)融得足夠的生產(chǎn)資金[3]。有限的融資能力和貸款可獲得性在很大程度上限制著新農(nóng)人擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模和提高創(chuàng)業(yè)績效，“融資難”依舊是當(dāng)前制約新農(nóng)人健康發(fā)展的主要問題?；诖?，開展新農(nóng)人融資貸款規(guī)模及其影響因素研究，對于優(yōu)化現(xiàn)有金融支持政策，破解新農(nóng)人融資困境具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前，國內(nèi)外學(xué)者對“新農(nóng)人”這一新興群體的研究尚處于起步階段，僅有少數(shù)學(xué)者對新農(nóng)人的融資渠道進(jìn)行了一些研究探討。如Chang 等[4]、李樹和于文超[5]認(rèn)為，新農(nóng)人若能通過現(xiàn)有農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)獲得多樣化的金融產(chǎn)品和服務(wù)，可以顯著提高其創(chuàng)業(yè)概率。Belleflamme 等[6]和潘爽等[7]則指出，以互聯(lián)網(wǎng)為載體的新農(nóng)人更傾向于通過P2P 網(wǎng)絡(luò)借貸、農(nóng)業(yè)眾籌等互聯(lián)網(wǎng)融資渠道籌集生產(chǎn)資金，以有效緩解流動資金短缺、資金回籠困難等融資約束。另外，關(guān)于融資貸款的影響因素，學(xué)者們主要從農(nóng)戶層面做了大量研究，而針對新農(nóng)人融資貸款影響因素的研究尚不多見。如王振紅和曹俊杰[8]、粟芳等[9]分析了農(nóng)戶個體特征對其融資貸款規(guī)模的影響，得出戶主年齡越小、受教育程度越高、風(fēng)險偏好程度越高、社會資本越豐富的農(nóng)戶，其融資貸款規(guī)模越大。這與Guiso 等[10]和Mawuli 等[11]的研究結(jié)論是一致的。在家庭經(jīng)營特征方面，甘宇[12]、周月書和汪曼[13]研究發(fā)現(xiàn)，耕地面積、農(nóng)業(yè)收入和生產(chǎn)方式會顯著正向影響農(nóng)戶的融資貸款規(guī)模，而寧國強(qiáng)等[14]、王磊玲和楊睿[15]則認(rèn)為，耕地面積對農(nóng)戶融資貸款規(guī)模的影響呈U 型，而農(nóng)業(yè)收入的影響為負(fù)。在融資成本方面，Guirkinger[16]和楊明婉等[17]分析指出，農(nóng)戶融資貸款面臨的利息成本、交通成本和時間成本會顯著影響其融資貸款規(guī)模。此外，Misrua 等[18]和柳松等[19]調(diào)研發(fā)現(xiàn)，政府農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和信貸政策、周邊信用狀況和現(xiàn)代信息技術(shù)使用狀況等外部環(huán)境特征也會在一定程度上影響農(nóng)戶的融資貸款規(guī)模。雖然上述研究是針對農(nóng)戶融資貸款規(guī)模的影響因素，但仍然可以為本研究提供很好的借鑒。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)曾采用不同方法，從不同視角對融資渠道和融資貸款影響因素開展了豐富的研究，為本研究提供了很好的借鑒，但仍存在有不足：一是學(xué)者對“新農(nóng)人”這一新興群體融資能力和融資貸款規(guī)模影響因素的研究并不多見，以往文獻(xiàn)主要探討個體特征、家庭經(jīng)營特征、融資成本特征和外部環(huán)境特征對農(nóng)戶融資貸款的影響；二是浙江省作為全國共同富裕示范區(qū)，如何大力培育和支持新農(nóng)人發(fā)展對推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有十分重要的政策意義，然而目前聚焦浙江省新農(nóng)人的實(shí)證研究相對較少。鑒于此，本文基于行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，構(gòu)建新農(nóng)人融資貸款規(guī)模影響因素的理論分析模型，利用2020 年浙江省新農(nóng)人實(shí)地問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，采用多元線性回歸模型和有序Logit 模型，分析影響其融資貸款規(guī)模的主要因素，探討不同創(chuàng)業(yè)經(jīng)營類型新農(nóng)人融資貸款規(guī)模的影響因素差異，以期為優(yōu)化金融支持政策、促進(jìn)新農(nóng)人提升融資貸款能力和規(guī)模提供政策借鑒。

1 理論分析與研究假說

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)在研究人的行為時大多基于“理性經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)，即認(rèn)為決策者參與經(jīng)濟(jì)活動總是以實(shí)現(xiàn)自身利益最大化為目的，而本研究主要基于行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論考察新農(nóng)人融資貸款規(guī)模的影響 因素，即認(rèn)為新農(nóng)人在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中并非完全理性地選擇融資貸款規(guī)模，而是在綜合考慮自身需求和發(fā)展意愿等個人主觀因素以及政策、市場等外部環(huán)境狀況后做出令人滿意的決策。鑒于此，本文提出了以下新農(nóng)人融資貸款規(guī)模影響因素的研究假說。

1）個體特征。男性、風(fēng)險偏好程度較高的新農(nóng) 人冒險意識較強(qiáng)，通過涉農(nóng)貸款擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模的意愿較強(qiáng)烈，因而融資貸款規(guī)模較大[20]；而參與過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的新農(nóng)人經(jīng)營管理能力較強(qiáng)，經(jīng)營收入較穩(wěn)定，償貸能力較強(qiáng)，因而融資貸款規(guī)模較大[21]。因此，性別、風(fēng)險偏好和農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)參與 等個體特征因素對新農(nóng)人融資貸款規(guī)模有正向影響。

2）社會資本。有加入農(nóng)業(yè)合作組織、有親友在銀行或信用社工作的新農(nóng)人與銀行等金融機(jī)構(gòu)的接觸機(jī)會較多，涉農(nóng)貸款信息的獲取成本較低，因而融資貸款規(guī)模較大[14,22]；而擁有黨員身份的新農(nóng)人憑借自身的政治身份和社會地位更易獲得銀行等金融機(jī)構(gòu)的信任，因而融資貸款規(guī)模較大[23-24]。因 此，加入農(nóng)業(yè)合作組織、親友在銀行或信用社工作和中共黨員身份等社會資本因素對新農(nóng)人融資貸款規(guī)模有正向影響。

3）經(jīng)營狀況。年?duì)I業(yè)收入較高的新農(nóng)人擁有抵押資產(chǎn)較多，償債能力較強(qiáng)，較易贏得銀行等金融機(jī)構(gòu)的信貸支持，因而融資貸款規(guī)模較大[25]；而成長年限較長的新農(nóng)人生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模較大，所需資金投入較多，因而融資貸款規(guī)模較大[26]。因此，年?duì)I業(yè)收入、成長年限等經(jīng)營狀況因素對新農(nóng)人融資貸款規(guī)模有正向影響。

4）互聯(lián)網(wǎng)使用?；ヂ?lián)網(wǎng)社交頻率較高的新農(nóng)人能憑借較廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系獲得銀行等金融機(jī)構(gòu)和個人放貸者的信任，因而融資貸款規(guī)模較大[27]；而主要通過互聯(lián)網(wǎng)獲取創(chuàng)業(yè)信息的新農(nóng)人能以較低的搜尋成本獲取較為全面、及時的涉農(nóng)貸款信息，因而融資貸款規(guī)模較大[28]。因此，互聯(lián)網(wǎng)社交頻 率、互聯(lián)網(wǎng)獲取創(chuàng)業(yè)信息等互聯(lián)網(wǎng)使用因素對新農(nóng)人融資貸款規(guī)模有正向影響。

5）融資成本。當(dāng)利息成本、交通成本和時間成本等主要融資成本普遍較高時，以自身利益最大化為目標(biāo)的新農(nóng)人會傾向于選擇成本較低且方便快捷的內(nèi)源性融資方式，從而減少外部渠道的融資貸款規(guī)模[17,29]。因此，利息成本、交通成本和時間成本 等融資成本因素對新農(nóng)人融資貸款規(guī)模有負(fù)向影響。

6）外部環(huán)境特征。政府的創(chuàng)業(yè)補(bǔ)貼能幫助新農(nóng)人有效應(yīng)對涉農(nóng)貸款可能面臨的各類風(fēng)險，從而提高其投身農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)的積極性，增加其融資貸款規(guī)模[30-31]；而對當(dāng)?shù)匚磥斫?jīng)濟(jì)發(fā)展預(yù)期較差時，新農(nóng)人會通過預(yù)防性儲蓄來規(guī)避各種不確定性風(fēng)險，從而降低其投身農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)的欲望，減少其融資貸款規(guī)模[32]。因此，政府創(chuàng)業(yè)補(bǔ)貼、對當(dāng)?shù)匚磥斫?jīng)濟(jì)發(fā)展預(yù)期等外部環(huán)境特征因素對新農(nóng)人融資貸款規(guī)模有正向影響。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于課題組2020 年6 月至8月對浙江省新農(nóng)人的實(shí)地問卷調(diào)查。調(diào)查范圍涵蓋了浙江省除舟山市外10 個地級市，共計49 個經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同但新農(nóng)人創(chuàng)業(yè)較為活躍的縣（市、區(qū)）。為了確保樣本的代表性，課題組依據(jù)當(dāng)?shù)匦罗r(nóng)人聯(lián)合會、農(nóng)創(chuàng)客發(fā)展聯(lián)合會等機(jī)構(gòu)提供的會員名錄，隨機(jī)抽取了個體經(jīng)營、合作經(jīng)營和企業(yè)經(jīng)營等不同創(chuàng)業(yè)經(jīng)營類型的新農(nóng)人共計140 人作為樣本進(jìn)行問卷調(diào)查。借鑒相關(guān)學(xué)者的研究，本次調(diào)查的新農(nóng)人樣本需同時具備3 個條件：1）從其他非農(nóng)行業(yè)跨界而來，或畢業(yè)后直接投身農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)經(jīng)營；2）注冊成立農(nóng)業(yè)公司（企業(yè)）、帶頭領(lǐng)辦家庭農(nóng)場或農(nóng)民專業(yè)合作社或者規(guī)模化地進(jìn)行農(nóng)作物種植或動物養(yǎng)殖1 年以上；3）農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)經(jīng)營過程中有1次及以上的涉農(nóng)貸款經(jīng)歷。本次調(diào)查內(nèi)容涉及新農(nóng)人的基本群體特征、創(chuàng)業(yè)經(jīng)營狀況和融資貸款經(jīng)歷等。在剔除部分關(guān)鍵信息缺失的問卷后，本次調(diào)查最終獲得浙江省新農(nóng)人有效問卷123 份，有效問卷率87.86%。新農(nóng)人樣本的基本特征見表1。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量 本文的被解釋變量為“新農(nóng)人融資貸款規(guī)模”，是新農(nóng)人根據(jù)自身實(shí)際和所處外部環(huán)境條件，從現(xiàn)有融資渠道中實(shí)際籌得的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營資金總額，反映了新農(nóng)人融資貸款能力的大 小[33]。借鑒殷浩棟等[29]和楊明婉等[17]對“農(nóng)戶融資貸款規(guī)?！钡臏y度方法，本研究采用新農(nóng)人“近三年主要涉農(nóng)貸款經(jīng)歷的借貸金額”衡量其融資貸款規(guī)模大?。ū?），為連續(xù)型變量。

2.2.2 解釋變量 圍繞研究假說，本文從新農(nóng)人的個體特征、社會資本、經(jīng)營狀況、互聯(lián)網(wǎng)使用、融資成本和外部環(huán)境特征6 個維度選取15 個變量作為解釋變量（表2），實(shí)證分析其對新農(nóng)人融資貸款規(guī)模的影響。其中，個體特征包含性別、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)參與2 個二元虛擬變量和風(fēng)險偏好1 個離散變量（風(fēng)險偏好按新農(nóng)人對5 種獲獎方案的選擇測度：選擇“有50%的機(jī)會獲得5 萬元獎金”和“立刻拿到1 萬元獎金”為風(fēng)險規(guī)避型，選擇“有25%的機(jī)會獲得10 萬元獎金”為風(fēng)險中立型，選擇“有5%的機(jī)會獲得100 萬元獎金”和“有10%的機(jī)會獲得20 萬元獎金”為風(fēng)險偏好型），社會資本包含加入農(nóng)業(yè)合作組織、親友在銀行或信用社工作和中共黨員身份3 個二元虛擬變量，經(jīng)營狀況包含年?duì)I業(yè)收入和成長年限2 個離散變量，互聯(lián)網(wǎng)使用包含互聯(lián)網(wǎng)社交頻率1 個離散變量和互聯(lián)網(wǎng)獲取創(chuàng)業(yè)信息1個二元虛擬變量，融資成本包含利息成本、交通成本和時間成本3 個離散變量，外部環(huán)境特征包含政府創(chuàng)業(yè)補(bǔ)貼1 個二元虛擬變量和對當(dāng)?shù)匚磥斫?jīng)濟(jì)發(fā)展預(yù)期1 個離散變量。

表1 新農(nóng)人樣本基本特征Table 1 Basic characteristics of new farmers

變量的定義及描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計Table 2 Definition and descriptive statistics of variables

2.3 模型設(shè)定

2.3.1 多元線性回歸模型 參考趙凱等[30]和甘宇[12]的研究，由于被解釋變量“新農(nóng)人融資貸款規(guī)模”為連續(xù)型變量，本文選用多元線性回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析。模型基本形式設(shè)定為：

式中，LOANi表示第i 個新農(nóng)人的融資貸款規(guī)模；Xi表示第i 個新農(nóng)人融資貸款規(guī)模影響因素的觀測值矩陣，包括新農(nóng)人的個體特征、社會資本、經(jīng)營狀況、互聯(lián)網(wǎng)使用、融資成本和外部環(huán)境特征6 類15 個影響因素；αi為模型截距；βi為待估參數(shù)向量；μi為隨機(jī)誤差項(xiàng)，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，包括所有未包括到模型中但會影響新農(nóng)人融資貸款規(guī)模的因素。模型采用最小二乘法估計。

2.3.2 有序Logit 模型 在多元線性回歸分析基礎(chǔ)上，借鑒呂德宏和馮春燕[31]的分析方法，將被解釋變量“新農(nóng)人融資貸款規(guī)模（萬元）”合并為“≤10”、“10～30”、“30～50”、“50～100”和“＞100”5 個有等級遞增關(guān)系的類別，分別賦值為1～5，進(jìn)而采用有序 Logit 模型對多元線性回歸分析結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。參考McKelvey 和Zavoina[34]的定義，不可 觀測的新農(nóng)人融資貸款規(guī)模真實(shí)值LOAN*設(shè)定為：

其與新農(nóng)人融資貸款規(guī)模觀測值LOAN 的關(guān)系為：

因此，新農(nóng)人融資貸款規(guī)模的有序Logit 模型設(shè)定為（j=1、2、3、4、5）：式中，P(LOAN=j)表示新農(nóng)人融資貸款規(guī)模觀測值LOAN 取值為j 的概率；X 表示一系列影響因素變量，包括新農(nóng)人的個體特征、社會資本、經(jīng)營狀況、互聯(lián)網(wǎng)使用、融資成本和外部環(huán)境特征6 類15 個影響因素；a 為常數(shù)項(xiàng)；b 為待估參數(shù)向量；r1、r2、r3和r4為臨界值，滿足0 ＜r1＜r2＜r3＜r4；ε 為服從邏輯分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)。模型采用極大似然法估計。

3 結(jié)果與分析

3.1 新農(nóng)人融資貸款規(guī)?，F(xiàn)狀分析

總體上看，浙江省新農(nóng)人的融資貸款規(guī)模主要集中于10 萬元～30 萬元和30 萬元～50 萬元，占樣本總數(shù)的比例分別為38.21%和28.46%（表3）。這說明，多數(shù)新農(nóng)人的融資貸款規(guī)模較為適中。而分不同創(chuàng)業(yè)經(jīng)營類型來看，個體經(jīng)營的新農(nóng)人融資貸款規(guī)模較小，50 萬元以上的人數(shù)占比僅有9.09%，而合作經(jīng)營與企業(yè)經(jīng)營的新農(nóng)人融資貸款規(guī)模較大，50 萬元以上的人數(shù)占比分別達(dá)到18.92%和35.49%（表3）。究其原因，主要是合作經(jīng)營與企業(yè)經(jīng)營的新農(nóng)人生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模較大，專業(yè)化和組織化程度較高，較易得到銀行等金融機(jī)構(gòu)的青睞，從而能以較小的阻力實(shí)現(xiàn)較大的融資貸款規(guī)模。

3.2 新農(nóng)人融資貸款規(guī)模影響因素分析

基于浙江省新農(nóng)人問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Stata15.0 軟件對新農(nóng)人融資貸款規(guī)模的多元線性回歸模型進(jìn)行總體回歸估計。在回歸估計前，參考戚迪明等[35]的研究，先對模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示方差膨脹因子（VIF）最大值1.72，平均值1.38，說明模型不存在明顯的共線性問題。懷特異方差檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型不存在明顯的異方差問題（P=0.458），但仍通過穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)一步消除異方差對回歸結(jié)果的影響。此外，F(xiàn) 統(tǒng)計量在1%水平上通過顯著性檢驗(yàn)，說明模型整體顯著；調(diào)整R2值為0.574（表4），說明模型估計結(jié)果對因變量解釋能力較強(qiáng)。

總體回歸結(jié)果顯示，個體特征、社會資本、經(jīng)營狀況、互聯(lián)網(wǎng)使用、融資成本和外部環(huán)境特征均會影響新農(nóng)人融資貸款規(guī)模（表4）。個體特征中，農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)參與在10%水平上顯著正向影響新農(nóng)人融資貸款規(guī)模，而性別和風(fēng)險偏好沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明它們對新農(nóng)人融資貸款規(guī)模的解釋作用不強(qiáng)。社會資本中，中共黨員身份和親友在銀行或信用社工作均在10%水平上顯著正向影響新農(nóng)人融資貸款規(guī)模，而加入農(nóng)業(yè)合作組織沒有通過顯著性檢驗(yàn)，可能是因?yàn)椴糠洲r(nóng)業(yè)合作組織會私下向成員發(fā)放涉農(nóng)貸款，致使新農(nóng)人融資貸款規(guī)模并未因加入農(nóng)業(yè)合作組織而顯著增加[17]。經(jīng)營狀況中，年?duì)I業(yè)收入在1%水平上顯著正向影響新農(nóng)人融資貸款規(guī)模，而成長年限沒有通過顯著性檢驗(yàn)，可能是因?yàn)樾罗r(nóng)人成長年限越長，越能憑借農(nóng)業(yè)經(jīng)營收益實(shí)現(xiàn)現(xiàn)有規(guī)模下生產(chǎn)資金的自給自足，其融資貸款規(guī)模不再顯著增加[14]?；ヂ?lián)網(wǎng)使用中，互聯(lián)網(wǎng)社交頻率和互聯(lián)網(wǎng)獲取創(chuàng)業(yè)信息均在5%水平上顯著正向影響新農(nóng)人融資貸款規(guī)模，說明互聯(lián)網(wǎng)使用能有效降低交易成本高、信息不對稱等融資貸款約束，從而顯著提高新農(nóng)人融資貸款規(guī)模。融資成本中，利息成本在10%水平上顯著負(fù)向影響新農(nóng)人融資貸款規(guī)模，而交通成本和時間成本沒有通過顯著性檢驗(yàn)，可能是因?yàn)檎憬∞r(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率高、互聯(lián)網(wǎng)金融模式發(fā)展快，大大降低了新農(nóng)人獲取涉農(nóng)貸款的時間和空間約束，使交通和時間成本不再顯著影響其融資貸款規(guī)模[36]。外部環(huán)境特征中，政府創(chuàng)業(yè)補(bǔ)貼在5%水平上顯著正向影響新農(nóng)人融資貸款規(guī)模，而對當(dāng)?shù)匚磥斫?jīng)濟(jì)發(fā)展預(yù)期沒有通過顯著性檢驗(yàn)，可能是因?yàn)闃颖拘罗r(nóng)人農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)時間較短（平均成長年限8.28 年），擁有抵押資產(chǎn)較少，面臨流動性約束較強(qiáng)，即使對當(dāng)?shù)匚磥斫?jīng)濟(jì)發(fā)展預(yù)期良好，也不會顯著增加其在銀行等金融機(jī)構(gòu)的融資貸款規(guī)模[32]。

表3 不同創(chuàng)業(yè)經(jīng)營類型新農(nóng)人融資貸款規(guī)模狀況Table 3 Status of the financing loan scale of new farmers with different types of entrepreneurial operations

表4 回歸估計結(jié)果Table 4 Model estimation results

3.3 不同創(chuàng)業(yè)經(jīng)營類型新農(nóng)人融資貸款規(guī)模影響因素分析

相關(guān)研究表明，不同創(chuàng)業(yè)經(jīng)營類型的新農(nóng)人在基本群體特征和所處外部環(huán)境條件方面均存在顯著差異，這種差異可能也會對其融資貸款規(guī)模產(chǎn)生影響。為了比較分析不同創(chuàng)業(yè)經(jīng)營類型新農(nóng)人在融資貸款規(guī)模影響因素上的差異，本文將樣本新農(nóng)人劃分為“個體經(jīng)營”和“合作經(jīng)營與企業(yè)經(jīng)營”兩類，分別進(jìn)行多元線性回歸分析。

回歸結(jié)果顯示，個體經(jīng)營的新農(nóng)人融資貸款規(guī)模受其個體特征、經(jīng)營狀況、互聯(lián)網(wǎng)使用、融資成本和外部環(huán)境特征等因素影響較大（表4）。具體而言，個體特征中，風(fēng)險偏好、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)參與對其融資貸款規(guī)模有顯著的正向影響；經(jīng)營狀況中，年?duì)I業(yè)收入、成長年限對其融資貸款規(guī)模有顯著的正向影響；互聯(lián)網(wǎng)使用中，互聯(lián)網(wǎng)獲取創(chuàng)業(yè)信息對其融資貸款規(guī)模有顯著的正向影響；融資成本中，利息成本對其融資貸款規(guī)模有顯著的負(fù)向影響；外部環(huán)境特征中，政府創(chuàng)業(yè)補(bǔ)貼對其融資貸款規(guī)模有顯著的正向影響。究其原因，主要是相比于合作經(jīng)營與企業(yè)經(jīng)營的新農(nóng)人，個體經(jīng)營的新農(nóng)人農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模相對較小，在組織管理、風(fēng)險管控和核心競爭力等方面均處于弱勢地位，其通過銀行、農(nóng)信社等農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)籌得涉農(nóng)貸款的規(guī)模大小會在很大程度上受制于自身經(jīng)營管理能力的大小、生產(chǎn)經(jīng)營狀況的好壞、創(chuàng)業(yè)信息掌握的全面與否、融資成本的高低和政府政策扶持力度的大小。

而對合作經(jīng)營與企業(yè)經(jīng)營的新農(nóng)人而言，其融資貸款規(guī)模受社會資本和互聯(lián)網(wǎng)使用等因素影響較大（表4）。具體而言，在社會資本中，親友在銀行或信用社工作、中共黨員身份對其融資貸款規(guī)模有顯著的正向影響，可能是因?yàn)橄啾扔趥€體經(jīng)營的新農(nóng)人，合作經(jīng)營與企業(yè)經(jīng)營的新農(nóng)人農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模更大，資金需求更旺盛，更需要利用自身社會人脈關(guān)系和社會身份地位爭取來自銀行、農(nóng)信社等農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的涉農(nóng)貸款[37]。而在互聯(lián)網(wǎng)使用中，互聯(lián)網(wǎng)社交頻率對其融資貸款規(guī)模有顯著的正向影響，可能的原因是，相比于個體經(jīng)營的新農(nóng)人，合作經(jīng)營與企業(yè)經(jīng)營的新農(nóng)人為了滿足自身更高的涉農(nóng)貸款需求，更需要通過頻繁的互聯(lián)網(wǎng)社交互動與銀行、農(nóng)信社等金融機(jī)構(gòu)建立緊密的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，從而有效降低其因信息不對稱性而產(chǎn)生的融資交易成本[19]。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)分析

為了提高研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用有序Logit 模型對多元線性回歸模型的估計結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。從總體樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果來看，中共黨員身份、年?duì)I業(yè)收入、互聯(lián)網(wǎng)獲取創(chuàng)業(yè)信息和政府創(chuàng)業(yè)補(bǔ)貼對新農(nóng)人融資貸款規(guī)模仍有顯著的正向影響，利息成本對新農(nóng)人融資貸款規(guī)模仍有顯著的負(fù)向影響，農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)參與、親友在銀行或信用社工作和互聯(lián)網(wǎng)社交頻率對新農(nóng)人融資貸款規(guī)模影響不顯著但方向一致，而其他變量的估計結(jié)果略有差異但大體接近（表5），說明新農(nóng)人總體樣本的回歸估計結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。而從不同創(chuàng)業(yè)經(jīng)營類型樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果來看，農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)參與、互聯(lián)網(wǎng)獲取創(chuàng)業(yè)信息和利息成本對個體經(jīng)營新農(nóng)人的融資貸款規(guī)模仍有顯著影響，中共黨員身份和互聯(lián)網(wǎng)社交頻率對合作經(jīng)營與企業(yè)經(jīng)營新農(nóng)人的融資貸款規(guī)模仍有顯著影響，其他變量的估計結(jié)果略有差異但大體接近（表5），說明不同創(chuàng)業(yè)經(jīng) 營類型新農(nóng)人樣本的回歸估計結(jié)果也具有一定的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Robustness test results

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

研究表明，浙江省新農(nóng)人融資貸款規(guī)模不大，以10 萬元～50 萬元為主，且不同創(chuàng)業(yè)經(jīng)營類型的新農(nóng)人融資貸款規(guī)模存在較大差異。個體經(jīng)營的新農(nóng)人因?yàn)樯a(chǎn)經(jīng)營規(guī)模較小、專業(yè)化組織化程度有限，其融資貸款規(guī)模明顯小于合作經(jīng)營與企業(yè)經(jīng)營的新農(nóng)人。進(jìn)一步實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，個體特征、社會資本、經(jīng)營狀況、互聯(lián)網(wǎng)使用、融資成本和外部環(huán)境特征均會顯著影響新農(nóng)人的融資貸款規(guī)模，但不同創(chuàng)業(yè)經(jīng)營類型的新農(nóng)人依然存在一定的差異。其中，農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)參與狀況、年?duì)I業(yè)收入、融資利息成本、互聯(lián)網(wǎng)獲取創(chuàng)業(yè)信息和政府創(chuàng)業(yè)補(bǔ)貼對個體經(jīng)營的新農(nóng)人融資貸款規(guī)模影響較大，而中共黨員身份、親友在銀行或信用社工作和互聯(lián)網(wǎng)社交頻率對合作經(jīng)營與企業(yè)經(jīng)營的新農(nóng)人融資貸款規(guī)模影響較大。

本文以浙江省為例，考察了新農(nóng)人的融資貸款規(guī)模狀況及其影響因素，并根據(jù)創(chuàng)業(yè)經(jīng)營類型的不同，將新農(nóng)人分為“個體經(jīng)營”和“合作經(jīng)營與企業(yè)經(jīng)營”兩類進(jìn)行比較分析。但事實(shí)上，從事合作經(jīng)營的新農(nóng)人和從事企業(yè)經(jīng)營的新農(nóng)人因?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營狀況、農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目類別不同，在融資貸款規(guī)模的影響因素上也會存在一定差異。此外，我國中部、西部省區(qū)的新農(nóng)人與浙江省的新農(nóng)人在基本群體特征和所處地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等外部環(huán)境特征上會有所不同，影響其融資貸款規(guī)模的因素也會因此存在差異。為了更加有針對性地制定新農(nóng)人的融資支持政策，幫助新農(nóng)人走出融資困境，今后還需從不同主體、不同地區(qū)展開進(jìn)一步分析論證。

4.2 政策建議

1）鼓勵新農(nóng)人參與農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，提升新農(nóng)人專業(yè)化組織化程度。本研究表明，農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)參與有助于新農(nóng)人融資貸款規(guī)模的擴(kuò)大，而有限的專業(yè)化組織化程度限制著其融資貸款規(guī)模的增加。因此，建議政府充分利用農(nóng)業(yè)類高等院校的優(yōu)質(zhì)教學(xué)資源，并根據(jù)新農(nóng)人的生產(chǎn)經(jīng)營特點(diǎn)和實(shí)際需求，針對性地組織和安排各類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和管理技能培訓(xùn)，切實(shí)提高新農(nóng)人的農(nóng)業(yè)經(jīng)營、市場分析和政策解讀能力，助力其擴(kuò)大融資貸款規(guī)模[38]。此外，針對生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模較小而產(chǎn)業(yè)類別相同或相近的新農(nóng)人，政府可以出臺相關(guān)政策，鼓勵和引導(dǎo)其抱團(tuán)或合并發(fā)展，從而提高其融資貸款能力和規(guī)模。

2）完善農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)體系，降低新農(nóng)人融資成本?？傮w樣本回歸結(jié)果表明，較高的融資成本會制約新農(nóng)人融資貸款規(guī)模的增加，而互聯(lián)網(wǎng)使用能有效緩解融資成本高、信息不對稱等融資約束，從而顯著提高新農(nóng)人的融資貸款規(guī)模。因此，建議政府加強(qiáng)農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，健全農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)金融法律制度和監(jiān)管體系，規(guī)范農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)平臺運(yùn)營，讓互聯(lián)網(wǎng)切實(shí)成為新農(nóng)人提升融資貸款獲得水平的有效工具[39]。

3）制定差異化的金融支持政策，助力新農(nóng)人擴(kuò)大融資貸款規(guī)模。分樣本回歸結(jié)果顯示，新農(nóng)人創(chuàng)業(yè)經(jīng)營類型不同，影響其融資貸款規(guī)模的因素也有所不同，建議政府在為新農(nóng)人制定金融支持政策時要充分考慮到這一差異性。對于個體經(jīng)營的新農(nóng)人，政府應(yīng)重點(diǎn)加強(qiáng)農(nóng)村金融知識技能培訓(xùn)、加大農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)經(jīng)營補(bǔ)貼力度，幫助其改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營狀況，切實(shí)提高其融資貸款能力和規(guī)模。而對于合作經(jīng)營與企業(yè)經(jīng)營的新農(nóng)人，政府應(yīng)充分發(fā)揮新農(nóng)人聯(lián)合會等社會組織的作用，積極為新農(nóng)人與金融機(jī)構(gòu)建立緊密聯(lián)系創(chuàng)造平臺和機(jī)會[40]。