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农民专业合作社的融资诉求及其影响因素研究

  基金项目:中国博士后科学基金资助项目(2013M530787);国家自然科学基金项目(71201143)
  作者简介:李润平(1983-),女,湖北天门人,博士,北京大学经济学院、中国农业银行博士后科研工作站在站博士后,主要从事农村金融、农村经济研究;周灵灵(1985-),男,湖南怀化人,中央财经大学经济学院博士研究生,主要从事农村经济研究。
  中图分类号:F832,F321文献标识码:A文章编号:1006-1096(2014)03-0020-06收稿日期:2013-06-08
  一、问题提出与现有研究
  近十年来,中国农民专业合作社(Farmer Professional Cooperative, FPC)①蓬勃发展。国家工商行政管理总局数据显示,截至2013年3月底,全国农民合作社实有73.06万户。众所周知,作为弱质产业,农业很难依据自身积累完成从传统农业向现代农业的飞跃。若要“改造传统农业”,则需,引入新的现代农业生产要素、建立适宜的制度并对农民进行人力资本投资(舒尔茨,2009)。建立农民合作社,无疑能有效降低农业的市场风险和经营风险,缓解“小农生产和大市场”之间的矛盾(温铁军,2010)。然而,尽管近年我国农民合作社覆盖面逐渐扩大、数量急剧增加,但仍存在着一些亟须解决的问题。譬如,合作社资金匮乏,制约了经营规模的扩大和产业链的延伸(马丁丑 等,2011)。合作社的平均效率水平较低,主要根源就在于经营不力和管理不善,而规模普遍较小也导致了其规模效率水平低(黄祖辉 等,2011)。合作社规范化程度不高,制度设计不完善,存在“大农吃小农”的不合理现象(王勇,2012)。此外,成员拥有的资源状况和社长的企业家才能都会影响合作社服务功能的实现程度(黄祖辉 等,2012)。
  在这些问题中,金融支持尤为迫切。金融支持不仅能很好地缓解农民的流动性约束、促进农民的人力资本投资和生产性投资,也能极大缓解农民合作社的资金约束,促进合作社业务开展和规模扩张。目前,我国农村的金融服务尚不能满足农民合作社多元化的金融需求。比如,石家庄市平乐肉鸡养殖专业合作社,在2008年下半年金融危机受损之后,因缺乏周转资金和保险赔付,近30%的农户放弃了经营(康金莉 等,2010)。笔者的实地调研也发现,我国正规金融机构对农民合作社的扶持力度还远远不够,依然存在不同程度的“惜贷”行为。对此,现有研究从不同视角提出了相应的对策。张承杰等(2011)认为农民合作社融资难问题本质上是“信用”问题,只要解决好“增信”,就能缓解融资困境。然而,“信用”问题又源自于哪呢?或因农民合作社自身抵押品不足、农村金融生态环境相对较差、银社信息不对称严重、缺少明确的身份认证和风险控制手段。长远来看,要想解决合作社融资困境,出路还在于提升其融资信用水平(孟召将,2011)。
  客观地说,现有文献为本文提供了很好的理论基础和分析视角,但也存在着一些不足。不难发现,在该议题上,已有的多数研究要么综合探讨农民合作社的效率及其影响因素,要么停留在案例的陈述和解析上,要么仅摆明现象,缺乏实证检验。与已有研究相比,本文的贡献在于:聚焦农民合作社的融资诉求,基于河北、安徽两省的调研数据,使用计量方法,从产品特征、成员特征、经营条件、组织功能等方面分析了影响农民合作社融资的因素。特别是区分了资金需求强度和资金需求期限,这将拓宽已有文献对影响农民合作社金融需求因素的研究。
  二、模型选择与数据来源
  (一)农民合作社融资水平的有序 Probit模型
  农民合作社的融资需求选择依赖于不同可观测变量,如合作社的产品特性、成员特性、经营条件、组织功能等。本文将样本合作社的融资需求划分为三个不同等级,然后估算各因素对合作社融资需求强度和融资需求期限选择的影响。基于此,有序Probit模型是一个比较合适的估计模型。该模型的潜在方程为
  Y*=∑N1i=1βixi+μ*ii=1,2,…,N
  Y*不可观测的,Y是可观测的,xi为第i个自变量。不同的是因变量Y被未知的分割点划分为有限的等级,设a1  P(Y=0X)=P(Y*≤a1X)=P(Xβ+μ≤a1X)=Φ(a1-Xβ)
  P(Y=1X)=P(a1   P(Y=JX)=P(Y*>aJX)=1-Φ(aJ-Xβ)
  具体到本文的变量意义,Y为农民合作社的融资需求等级,X为可能影响融资需求的16个自变量,第三部分会给出详细的变量解释。计量软件STATA程序可以直接估计出Ordered Probit模型的β值,且能估计出变量的边际效应(具体计算过程略),从而能判断哪些因素显著地影响农民合作社的融资需求水平。就Ordered Probit模型而言,若回归系数为正,就表示该解释变量越大,选择排在后边融资需求强度和期限的可能性越大;若回归系数为负,就表示该解释变量越大,选择排在前边融资需求强度和期限的可能性越大。   (二)数据来源
  本文数据源自2013年3月初中国农业银行战略规划部课题组对河北和安徽两省的问卷调查。调查使用了多阶段随机抽样法。第一阶段样本覆盖了河北省和安徽省的所有地级市。第二阶段,按每个地级市辖区内的县(或县级市)的多少,等比例随机抽取县或县级市。第三阶段,在每个样本县中随机抽取5~6个农民合作社调查。在两省共发放380份问卷,剔除无效和不完整问卷,共获得345份有效样本数据。大部分受访者为农民合作社的负责人,这些受访者对农民合作社的成立历史、内部治理、财务状况、投融资情况等信息较为了解。
  三、变量构建和统计分析
  (一) 变量构建
  1.因变量
  在构建合作社融资需求指标时,设计了两个选择题:“合作社融资的需求金额主要集中在哪一段”和“合作社融资的需求期限主要集中在哪一段”,相应的融资需求指标记为Y1和 Y2,赋值分别为1~3的整数,分别对应着受访合作社的资金需求强度弱、中、强和资金需求期限短、中、长。
  2.自变量
  见表1。
  (二)统计分析
  表2给出了因变量的统计分析结果。就资金需求强度分布而言,需求强度弱、中、强的占比分别为24.06%、22.61%、53.33%,总体而言,农民合作社50万元以上的强融资需求占比超过一半以上。从平均值来看,2.2928的融资水平介于“需求强度中”到“需求强度强”之间。就资金需求期限分布而言,需求期限短、中、长的占比分别为22.90%、38.26%、34.84%。总体上,农民合作社的资金需求期限集中于六个月到一年和一年以上。从平均值来看,2.1536的融资期限介于“需求期限中”到“需求期限长”之间,但接近于“需求期限中”。
  表1因变量和自变量的含义、赋值类别1名称1代码1含义1赋值表1A1因变量的含义、赋值
  资金需求1需求强度a1Y11合作社的资金需求金额1需求强度弱=1;需求强度中=2;需求强度强=31需求期限b1Y21合作社的资金需求期限1需求期限短=1;需求期限中=2;需求期限长=3表1B1自变量的含义、赋值
  类型1X11是否经济作物类合作社1是=1;否=011X21是否蔬菜类合作社1是=1;否=011X31是否牲畜养殖类合作社1是=1;否=011X41是否农技服务类合作社1是=1;否=01不确定性1X51主营产品交易不确定性1全部自由买卖=1;一定比例卖给龙头企业=2;全部卖给龙头企业=3
  成员特
  性因素1成员人数1X61成立之初成员数1连续变量(单位:百户)1团体成员1X71是否有团体成员1是=1;否=01成员出资1X81成立之初的注册资金
  (单位:百万)1“1?C100”=1;“101-200”=2;“201?C400”=3;“401?C600”=4;“601?C800”=5; “801?C1000”=6; “>1000”=71 社长身份d1X91是否企业负责人1是=1;否=0
  经营条
  件因素1资产总额1X1012012年底资产总额
  (单位:百万)1“1?C100”=1;“101?C200”=2;“201?C400”=3;“401?C600”=4;“601?C800”=5; “801?C1000”=6; “>1000”=71资产结构1X111固定与流动资产的比例1连续变量1品牌注册1X121是否统一注册产品品牌1是=1;否=01拥有企业1X131是否拥有自己的企业1是=1;否=0
  组织功
  能因素1销售比例1X141为社员提供购销比例1连续变量(0?C1)1购销关系1X151是否签订购销合同1是=1;否=01民间融资1X161是否有民间贷款1是=1;否=0注:a.分别把资金需求金额为零元至十万元、十万至五十万元、五十万以上设定为资金需求强度弱、中、强;b.分别把资金需求期限为零个月至六个月、六个月至一年、一年以上设定为资金需求期限短、中、长;c.以粮食作物类合作社为参照变量;d.社长的其他社会身份有政府官员、生产经营大户、企业负责人、技术人员、村委会成员、其他社团成员,选择是否为企业负责人来测算社长身份对融资需求的影响。
  表2因变量描述性统计类别1名称1代码1平均值1标准差1最小值1最大值1观测值
  资金需求1需求期限1Y112.292810.8308111313451需求期限1Y212.153610.767911131345
  四、实证分析
  本文运用Stata11.0软件对影响农民合作社融资需求的因素进行估计。为确保模型可靠性,先对自变量进行相关性分析,显示所有解释变量的相关系数皆低于存在共线性的门槛值0.7 ( Lind et al,2002),模型较可靠,可做进一步分析②。
  (一)农民合作社融资需求强度的回归结果分析
  研究金融需求的差异化特征,对于制定差异化的金融政策有很好的参考意义。为便于解释,表3不仅报告了各解释变量的回归系数,还报告了各解释变量对融资需求的边际效应。
  1.产品特性因素(X1~X5)
  回归结果显示,在其他因素水平相同的情况下,与粮食类合作社相比,其他四类合作社的资金需求在10万至50万元之间的概率分别提高12.48%、15.30%、11.89%和13.42%,且具有统计显著性;其他四类合作社的资金需求在50万元以上的概率分别降低24.04%、32.81%、21.86%和30.33%,统计上都显著。这表明,相比粮食类合作社,其他四类合作社的需求强度集中于中等水平,甚至处于融资需求弱水平。可能的解释是,由于经济作物、蔬菜和牲畜养殖产品对生产技术、储藏和运输条件要求较高,导致这些合作社的规模较小,而粮食类合作社因生产技术成熟、农资供应丰富、产品销售渠道较宽、生产管理容易等特性,更适合规模化生产。农技服务类合作社服务对象单一而且有时效性,所以融资需求强度也偏中等。从市场交易特性来看,虽然X5的回归系数统计上并不显著,但却表明合作社产品销售渠道越稳定,产品交易的不确定性就越弱,其发展壮大的趋势越明显,选择“需求强度强”的可能性就越大。   2.成员特性因素(X6~X9)
  社员人数(X6)的回归系数符号为负,且统计上并不显著。这因为合作社的资金雄厚程度要看社员入股份额的具体数额,而不能单纯以社员的人数来衡量。估计结果显示,有团体成员(X7)使合作社的“需求强度中”的概率提高5.16%,而使“需求强度强”的概率降低8.76%,边际效应都在10%的统计水平上显著。可能的解释是合作社的团体成员一般为企业、事业单位,这些成员拥有比社员更多的经济资源、人力资本和社会资本,在资金上可能能给合作社更大的支持。成员出资额(X8)越高,合作社资金“需求强度弱”和“需求强度中”分别降低3.41%和5.00%,而“需求强度强”则增加8.41%,三个边际效应都非常显著。这说明自有资金充足的合作社对于1万至50万元的资金需求不高,对50万元以上的资金需求则很高,可能的解释是该类合作社为扩大规模,资金需求程度集中在较高的水平。估计结果也显示,社长身份(X9)为企业负责人使合作社资金“需求强度弱”和“需求强度中”的概率分别降低4.84%和7.28%,而使“需求强度强”的概率分别上升12.12%。这表明企业负责人与其他人相比,因长期接触产品市场也具备管理企业的经验,对合作社的长期稳定发展和市场化经营更为关注,故而这样的合作社资金需求更强。
  3.经营条件因素(X10~X13)
  估计结果显示,注册品牌(X12)对合作社的资金需求强度的影响统计上不显著,说明其并不是合作社融资需求程度的决定性因素。对于显著性因素,首先,合作社资产总额(X10)越大,其资金“需求强度弱”和“需求强度中”的概率分别下降2.19%和3.22%,而“需求强度强”的概率上升5.41%,说明已有一定资本积累的企业对于50万元以下的资金需求不强烈,而对50万元以上的资金需求则很旺盛。其次,农民合作社的固定资产与流动资产的比值(X11)越大,其资金“需求强度弱”和“需求强度中”的概率分别降低0.75%和1.1%,而“需求强度强”的概率上升1.85%。这里似乎存在一个悖论:固定资产占比越高,资金需求强度应该集中于较弱的水平,但实证结果正好相反。一种解释是我国目前农民合作社的资产多以流动资产的形式存在,固定资产缺乏现象较为普遍,而实证结果则显示固定资产占比越高,追加投资的意愿也越强烈。最后,拥有企业的合作社(X13)比未拥有企业的,资金需求金额更大,体现为拥有企业使合作社“需求强度强”的概率增加10.50%。这表明随着合作社的发展壮大,逐步形成专业化的市场,资金积累逐渐雄厚,成立自己的企业将成为必然选择,外部融资需求也会变大。
  4.组织功能因素(X14~X16)
  实证结果表明,合作社为社员销售产品的比例(X14)越高,其资金“需求强度弱”和“需求强度中”的概率分别下降7.86%和11.54%,而“需求强度强”的概率提高达19.40%,在除产品类型以外因素的边际效应中位列第一,说明统一销售产品比重对合作社的融资需求具有决定性作用。从外部销售渠道来看,与龙头企业签订销售合同(X15)会使合作社“需求强度中”的概率下降7.03%,而使“需求强度强”的概率上升12.47%。此外,民间借贷(X16)作为社会资本在农村融资中发挥着重要作用,我们预期有民间借贷可能会削弱合作社的低水平融资需求,但实证结果并不显著。这表明该样本数据并不能证明民间借贷对合作社融资需求强度的影响。
  (二)农民合作社融资期限的回归结果分析
  为进一步研究各因素对农民合作社融资需求的影响,接下来将探讨合作社各个特征对其资金需求期限的影响是否具有显著差异。鉴于本研究中农民合作社的资金需求期限也是离散等级变量,所以,这里仍然采用Ordered Probit模型来估计各因素对融资需求期限的回归系数和边际效应。
  表4各因素对农民合作社融资需求期限影响的Ordered Probit 模型回归结果名称1代码1回归系数1边际效应需求期限短1需求期限中1需求期限长
  表4的回归结果显示,相比粮食类合作社而言,其他四类合作社在融资需求期限上并没有显著的不同,四个主营产品类型的回归系数和边际效应均不显著,这说明农产品在生产周期和季节性上差异并不大。问卷统计结果则显示合作社对资金需求的期限主要集中于六个月至一年,资金需求期限超过一年预期为固定资产的投资。从显著性影响因素来看,首先,成员人数越多,合作社资金“需求期限短”和“需求期限中”的概率提高0.47%和0.56%,而“需求期限长”的概率降低1.03%。农民合作社的所融资金多以生产资料的形式发放给社员,而农产品生产多具有季节性,生产周期较为明显,这一定程度上解释了为什么社员越多,对资金中短期需求越明显。其次,合作社的固定资产占比越高,其资金“需求期限长”的概率会提高3.18%,反之“需求期限短”和“需求期限中”的概率则分别下降1.44%和1.74%。这表明合作社拥有的固定资产越多,其扩大规模、追加投资的意愿越大,对长期资金需求的边际效应为正。再次,农民合作社产品注册了统一的品牌能使“需求期限短”和“需求期限中”的概率分别降低8.46%和9.00%,而使“需求期限长”的概率提高17.46%。注册了产品品牌的合作社已经形成比较正规化的企业管理模式,运营比较稳定,长期的资金需求或用于规模扩张或固定资产投资(包括:增加土地流转亩数、投资产品广告宣传、修筑农田灌溉、购买农机用具等),这些都需要长期资金投入。最后,合作社有民间贷款能使“需求期限短”和“需求期限中”的概率分别降低7.63%和11.57%,而使“需求期限长”的概率提高19.20%。一种解释是合作社获得的民间贷款期限一般较短,可能是社员在一个生产周期上的资金互助,这种借贷一般资金少、期限短,但是拥有民间贷款并不能满足合作社的长期资金需求。
  五、研究结论与政策建议
  (一)研究结论
  借助有序Probit模型,本文从产品特征、成员特征、经营条件、组织功能条件等四个方面剖析了其对农民合作社资金需求强度和需求期限的影响。主要结论如下:在资金需求强度方面,当其他条件相同时,与粮食类合作社相比,经济作物类、蔬菜类、牲畜养殖类和农技服务类合作社的资金需求强度更弱;自有资金丰厚、社长为企业负责人、拥有企业和外部销售渠道稳定的合作社资金需求强度都集中在较高水平。在资金需求期限方面,成员越多,短期资金需求越强烈;成员出资额越高和固定资产占比越高,长期资金需求更为强烈;农民合作社的产品特性对融资需求期限影响并不明显;现有的民间借贷并不能满足合作社的长期资金需求。   (二)政策建议
  从农民合作社的资金需求强度来看,金融机构应设计与合作社不同资金需求额度相对应的差异化信贷产品,并把合作社的产品特性、成员特征、经营条件和组织功能条件作为信贷准入、产品设计和客户信息甄别的重要依据;合作社成员人数并不显著影响其资金需求,说明为避免部分合作社虚报社员人数和注册资金,国家应规定对合作社成立的注册资金进行一定比例的验资,规范其成立的具体操作程序;资产结构对合作社的融资需求影响显著,而固定资产缺乏导致的抵押物缺乏是合作社获得银行贷款的主要障碍,所以,国家尽快确立土地流转相关的法律法规,力争实现农村集体土地使用权抵押的合法性。
  从农民合作社的资金需求期限来看,产品特性对资金需求期限没有显著影响,民间借贷与正规金融在短期贷款上存在替代关系,但长期贷款仍需要正规金融机构提供。短期信贷产品应遵循农业生产的季节性和周期性,长期信贷产品则依赖于合作社的规模和资产结构,针对不同类型和需求的农民合作社,分类设计农村金融产品,调整现有不能满足现代农业经营主体的贷款期限。
  ①《农民专业合作社法》中的相应概念为“农民专业合作社”。但由于2013年中央一号文件把“农民专业合作社”改为“农民合作社”,其中农民合作社包含了专业合作、股份合作等多元化、多类型的合作社,本文以下统称为 “农民合作社”。
  ②限于篇幅,此处省略了相关分析结果,感兴趣的读者可向作者索要。

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