農(nóng)戶分化、農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資與農(nóng)戶福利——基于陜西與寧夏農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)驗(yàn)證

牛曉冬 羅劍朝 牛曉琴

(1.西北政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，陜西 西安 710122； 2.西北農(nóng)林科技大學(xué) 農(nóng)村金融研究所，陜西 西安 712100；3.上海應(yīng)用技術(shù)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 201418)

農(nóng)戶分化、農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資與農(nóng)戶福利——基于陜西與寧夏農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)驗(yàn)證

牛曉冬1羅劍朝2牛曉琴3

(1.西北政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，陜西 西安 710122； 2.西北農(nóng)林科技大學(xué) 農(nóng)村金融研究所，陜西 西安 712100；3.上海應(yīng)用技術(shù)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 201418)

在農(nóng)戶分化視角下，采用處理效應(yīng)模型分析2959農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資對(duì)其福利的影響。結(jié)果顯示：農(nóng)地抵押融資對(duì)農(nóng)戶家庭年人均收入、農(nóng)業(yè)收入、年人均支出、生產(chǎn)性支出均有顯著的正影響，表明農(nóng)地抵押融資顯著改善了農(nóng)戶福利水平；農(nóng)地抵押融資對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體人均收入、農(nóng)業(yè)收入、人均支出和生產(chǎn)性支出影響較大，而對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)戶生活消費(fèi)支出影響較大；耕地面積、經(jīng)營(yíng)類型、總資產(chǎn)、家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系和貸款經(jīng)歷是影響農(nóng)戶福利的重要因素。

農(nóng)戶分化；農(nóng)地抵押融資；農(nóng)戶福利

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

中國(guó)農(nóng)村金融服務(wù)的低效率以及供求結(jié)構(gòu)的不合理，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)發(fā)展落后、農(nóng)民收入水平較低，農(nóng)村金融依然是整個(gè)金融體系和農(nóng)村發(fā)展的“短板”(羅劍朝 等，2015)。農(nóng)戶難以從金融機(jī)構(gòu)獲得貸款的主要原因是缺乏有效抵押物(林樂(lè)芬 等，2015)。匱乏的信貸資源則可能導(dǎo)致農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)困難和收入水平低下(Cralg et al.，2011)。農(nóng)村土地*本文所研究的農(nóng)地專指農(nóng)村農(nóng)民的耕地，不包括農(nóng)戶的宅基地、集體建設(shè)用地等。經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資(以下簡(jiǎn)稱農(nóng)地抵押融資)正是國(guó)家為了疏通農(nóng)戶融資渠道，在試點(diǎn)地區(qū)推行的重要金融創(chuàng)新產(chǎn)品，其可以有效地破解農(nóng)戶抵押難、擔(dān)保難和貸款難問(wèn)題，提升農(nóng)村金融的服務(wù)效率。在國(guó)家政策層面，近年中央一號(hào)文件，十八大、十八屆三中和四中全會(huì)會(huì)議精神，國(guó)發(fā)2015年[45]號(hào)文件《關(guān)于開(kāi)展農(nóng)村承包土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)和農(nóng)民住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》(以下簡(jiǎn)稱《意見(jiàn)》)以及《農(nóng)村承包土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)暫行辦法》等，均強(qiáng)調(diào)按照所有權(quán)、承包權(quán)、經(jīng)營(yíng)權(quán)三權(quán)分置有關(guān)要求，賦予農(nóng)民對(duì)承包土地的用益物權(quán)，增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中長(zhǎng)期和規(guī)?；?jīng)營(yíng)的資金投入，探索增加農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的渠道。《意見(jiàn)》為激活農(nóng)村土地資本、有效拓寬農(nóng)業(yè)抵押物的范圍提供了重要的政策依據(jù)。當(dāng)前，中國(guó)正處于加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的轉(zhuǎn)型期，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和土地流轉(zhuǎn)加快，使得農(nóng)戶的分化進(jìn)一步加劇。一方面，傳統(tǒng)的半自足半商品化的家庭經(jīng)營(yíng)農(nóng)戶逐漸減少，其中相當(dāng)一部分轉(zhuǎn)變?yōu)榘牍ぐ朕r(nóng)的自給型兼業(yè)戶；另一方面，土地開(kāi)始向部分農(nóng)戶集中，這些農(nóng)戶呈現(xiàn)出商品化和規(guī)模化的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征，而且正逐步轉(zhuǎn)型為現(xiàn)代化的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體。2013年中央一號(hào)文件提出，堅(jiān)持依法自愿有償?shù)脑瓌t，引導(dǎo)農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)有序流轉(zhuǎn)，鼓勵(lì)和支持承包土地向?qū)I(yè)大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)民合作社流轉(zhuǎn)，發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。然而，傳統(tǒng)農(nóng)戶和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體生產(chǎn)目的、生產(chǎn)規(guī)模、生產(chǎn)方式等方面均存在較大的差異，由此誘發(fā)的分化趨勢(shì)明顯增強(qiáng)，異質(zhì)性農(nóng)戶會(huì)產(chǎn)生不同的金融服務(wù)需求。在這種背景下，厘清異質(zhì)性農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資對(duì)其福利效果影響，對(duì)于完善農(nóng)村金融服務(wù)體系，加快培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)，檢驗(yàn)試點(diǎn)地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資政策實(shí)施效果具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

隨著農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)的不斷改革，國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者將聚焦點(diǎn)放在農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資上，現(xiàn)有研究更多地關(guān)注農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資的影響因素。國(guó)外的土地制度和中國(guó)有本質(zhì)上的區(qū)別，國(guó)外農(nóng)民土地屬于其私有財(cái)產(chǎn)，對(duì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)沒(méi)有限制，農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押和交易主要受農(nóng)戶借款目的、所擁有活體動(dòng)物總價(jià)值、所處地區(qū)、土地的總面積、處置抵押土地的交易成本等因素影響(Besley et al.，2012)。實(shí)證結(jié)果表明，在中國(guó)，影響農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資意愿的因素主要有：農(nóng)戶個(gè)體特征、信貸經(jīng)歷、家庭人口數(shù)、土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模、家庭人均收入、家庭資產(chǎn)總額、非農(nóng)收入率和對(duì)農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資認(rèn)知等(肖軼 等，2012；楊婷怡 等，2014；黃惠春，2014；黎毅 等，2014；牛曉冬 等，2015；李韜 等，2015)。另外，有部分學(xué)者從金融機(jī)構(gòu)(林樂(lè)芬 等，2011)和農(nóng)村信貸人員(蘭慶高 等，2013)入手，分析其開(kāi)展農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)的意愿及其影響因素。除了研究農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資意愿的影響因素外，還有部分學(xué)者分析了農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款的運(yùn)行機(jī)理(汪險(xiǎn)生 等，2014)、運(yùn)作模式(張龍耀 等，2015)以及農(nóng)地抵押擔(dān)保融資模式的構(gòu)建思路(羅劍朝 等，2015)。

在農(nóng)戶借貸對(duì)其福利影響的研究方面，學(xué)術(shù)界并未得出較為一致的結(jié)論。部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)戶借貸對(duì)農(nóng)戶福利增長(zhǎng)并無(wú)益處。Angelucci et al.(2015)運(yùn)用墨西哥康帕圖銀行的數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)擴(kuò)展信貸供給對(duì)家庭總收入、經(jīng)營(yíng)活動(dòng)收入、打工收入以及消費(fèi)支出均沒(méi)有顯著影響。許崇正等(2005)通過(guò)測(cè)算中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)信貸供給對(duì)農(nóng)民增收的影響并不顯著。黃祖輝等(2009)的研究結(jié)果也證實(shí)在忽視信貸需求的情況下，單純?cè)黾有刨J供給無(wú)益于促進(jìn)農(nóng)戶福利增長(zhǎng)。王文成等(2012)運(yùn)用分位數(shù)回歸模型對(duì)不同收入水平的農(nóng)戶進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)借貸資金僅對(duì)中等收入水平農(nóng)戶的收入存在顯著的正向促進(jìn)作用，而對(duì)低收入水平農(nóng)戶和高收入水平農(nóng)戶的收入促進(jìn)作用并不顯著。

然而，有部分學(xué)者認(rèn)為借貸促進(jìn)了農(nóng)戶福利的增長(zhǎng)。Pitt et al.(1998)利用復(fù)雜的動(dòng)態(tài)模型分析了孟加拉國(guó)小額信貸對(duì)農(nóng)戶的影響，研究發(fā)現(xiàn)獲得小額信貸的男性使家庭消費(fèi)支出增加11%，而獲得小額貸款的婦女使家庭消費(fèi)支出增加18%，另外，小額信貸對(duì)貧困農(nóng)戶的影響較大。李銳等(2004)運(yùn)用農(nóng)戶的微觀數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的借貸行為顯著提升了其福利水平。褚保金等(2009)和李慶海等(2016)分別從信貸配給和約束的視角，分析信貸對(duì)農(nóng)戶收入水平的影響，研究發(fā)現(xiàn)信貸配給和約束對(duì)其收入有顯著負(fù)向影響，對(duì)于受到信貸配給和約束的農(nóng)戶而言，隨著貸款的增加，其收入水平也會(huì)增加。劉輝煌等(2014)采用多值處理效應(yīng)模型，針對(duì)農(nóng)戶的不同借貸狀況，分析借貸對(duì)農(nóng)戶收入的影響，研究發(fā)現(xiàn)銀行貸款和民間借款對(duì)農(nóng)戶的收入效應(yīng)基本一致，即均對(duì)農(nóng)戶的收入水平有明顯的促進(jìn)作用。曹瓅等(2014)基于陜西和寧夏的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，采用Tobit回歸模型，分析農(nóng)戶的農(nóng)地抵押融資借貸對(duì)其福利的影響，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)抵押貸款的獲得顯著促進(jìn)了農(nóng)戶的家庭年總收入、非農(nóng)收入、生活消費(fèi)和生產(chǎn)性支出，農(nóng)戶家庭福利水平得到了顯著改善。

縱觀已有研究成果，存在以下不足：(1)農(nóng)地抵押融資作為新生事物，目前國(guó)內(nèi)對(duì)其的研究多著眼于農(nóng)地抵押融資的參與意愿，對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資行為的福利變化研究較少，而從農(nóng)戶分化視角分析農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資活動(dòng)對(duì)其福利的影響甚少。(2)對(duì)于農(nóng)戶福利的界定與測(cè)量，部分學(xué)者只是考慮了農(nóng)戶的收入(Creponet et al.，2014；劉輝煌，2014)，而收入的提高僅能反映農(nóng)戶福利提高的一個(gè)方面。只有收入和支出都提高了，才能更好地反映福利的提高，所以不僅應(yīng)該估計(jì)農(nóng)戶抵押融資參與對(duì)其收入的影響，也應(yīng)分析對(duì)其支出的影響。(3)已有研究因福利函數(shù)形式的設(shè)定以及計(jì)量方法的不同而導(dǎo)致研究結(jié)論差異較大，特別是不可觀測(cè)的異質(zhì)性因素可能同時(shí)影響農(nóng)戶的抵押融資參與決策和收入或者支出，這就需要消除融資決策在估計(jì)中的內(nèi)生性問(wèn)題。另外，因?yàn)檗r(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資活動(dòng)不是隨機(jī)地分配給一些農(nóng)戶，而是由農(nóng)戶自己選擇是否參與。因此，分析融資參與對(duì)收入與支出的影響應(yīng)該消除選擇性偏差。雖然有些學(xué)者對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資借貸行為的福利變化做了分析(曹瓅 等，2014)，但其研究并未消除農(nóng)戶的選擇性偏差，如果不能合理地加以控制，將導(dǎo)致實(shí)證分析結(jié)果的有偏性。鑒于此，本文選擇處理效應(yīng)模型(Treatment Effects Model)來(lái)分析農(nóng)地抵押融資參與對(duì)農(nóng)戶福利效應(yīng)的影響。該方法的優(yōu)點(diǎn)在于：(1)在處理內(nèi)生性和自選擇問(wèn)題時(shí)，同時(shí)考慮了可觀測(cè)因素和不可觀測(cè)因素；(2)可以直接估計(jì)融資參與選擇對(duì)收入或者支出的邊際效應(yīng)；(3)可以估計(jì)融資參與對(duì)收入或者支出的平均處理效應(yīng)(Average Treatment Effects， ATE)，從而更好地理解農(nóng)地抵押融資參與對(duì)農(nóng)戶收入或者支出效應(yīng)的平均效果。因此，在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，本文利用2013—2015年采集的陜西和寧夏地區(qū)的農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用處理效應(yīng)模型(Treatment Effects Model)，基于農(nóng)戶分化視角，分析農(nóng)地抵押融資參與對(duì)農(nóng)戶福利效應(yīng)的影響，以期為中國(guó)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資試點(diǎn)的后續(xù)發(fā)展和農(nóng)村金融服務(wù)的改善提供參考依據(jù)。

二、模型構(gòu)建及估計(jì)方法

(一)模型構(gòu)建

為了考察農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資行為對(duì)其福利的影響，傳統(tǒng)上一般采用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行估計(jì)。本文在經(jīng)典Mincer收入方程的基礎(chǔ)上，考慮了農(nóng)戶個(gè)體以及家庭特征等因素對(duì)其收入和支出的影響，并參考劉輝煌等(2014)、曹瓅等(2014)的相關(guān)研究，設(shè)定農(nóng)戶家庭收入和支出決定方程為：

Yi=β0+β1Ri+β2Xi+μi

(1)

式(1)中：i=1,2,…,n，表示不同的農(nóng)戶受訪者個(gè)體；Yi為結(jié)果變量，表示第i個(gè)農(nóng)戶家庭的人均收入或者支出(本文擬用農(nóng)戶家庭年人均收入、農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)業(yè)收入、家庭年人均支出、生活消費(fèi)支出、生產(chǎn)性支出反映農(nóng)戶家庭福利變化情況)；Ri是一個(gè)二元變量，表示第i個(gè)農(nóng)戶是否參與農(nóng)地抵押融資(Ri=1，表示“已經(jīng)參加農(nóng)地抵押”；Ri=0，表示“未參加農(nóng)地抵押”)；Xi表示影響農(nóng)戶收入和支出的因素，包括受訪農(nóng)戶的個(gè)體特征變量以及農(nóng)戶家庭特征變量；βk(k=0,1,2)表示待估計(jì)的回歸系數(shù)向量。

另外，上述模型必須在cov(μ,Ri)=0即參與農(nóng)地抵押融資決策是嚴(yán)格外生的條件下才能得到無(wú)偏有效的估計(jì)量，而且式(1)中的回歸系數(shù)β1對(duì)所有參與農(nóng)地抵押融資的農(nóng)戶都是一樣的。然而，是否參與農(nóng)地抵押貸款是農(nóng)戶個(gè)體自愿選擇的結(jié)果，不可觀測(cè)因素例如農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)偏好、對(duì)農(nóng)地抵押融資政策認(rèn)知、對(duì)金融機(jī)構(gòu)的信任程度、交通便利程度等會(huì)造成選擇性偏誤。顯而易見(jiàn)，這些不可觀測(cè)因素(即隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng))也可能因不同的家庭與個(gè)人而異。OLS 回歸中將是否參與農(nóng)地抵押融資變量視為外生變量，然而，不可觀測(cè)因素可能導(dǎo)致Ri變成一個(gè)內(nèi)生變量。 OLS方法對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資實(shí)施效果的估計(jì)都是有偏的。

本文假設(shè)農(nóng)戶選擇參與農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資的效用為U*P， 農(nóng)戶選擇不參與農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資的效用為U*N。農(nóng)戶通過(guò)比較這兩種效用的大小來(lái)做出參與決策。如果U*=U*P-U*N>0，農(nóng)戶將選擇參與農(nóng)地抵押融資活動(dòng)。然而，這些效用無(wú)法被觀測(cè)到，因?yàn)樗麄兪侵饔^上的。農(nóng)戶是否選擇抵押融資可以用可觀測(cè)變量表示出來(lái)，比如：Ri=1，表示農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資；Ri=0，表示農(nóng)戶不參與農(nóng)地抵押融資。

(2)

需要注意的是，如果變量Ri是一個(gè)外生變量，方程(1)可以由OLS來(lái)估計(jì)。然而，不可觀測(cè)因素可能同時(shí)影響農(nóng)戶的融資參與決策和收入或者支出，導(dǎo)致方程(1)和(2)中的殘差相關(guān)系數(shù)不為0。這種情況下，Ri是一個(gè)內(nèi)生變量，所以估計(jì)方程(2)需要解決Ri的內(nèi)生性問(wèn)題?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多借用Propensity Score Matching (PSM) 方法解決自選擇問(wèn)題帶來(lái)的估計(jì)偏誤。然而，PSM 在解決自選擇問(wèn)題帶來(lái)的估計(jì)偏誤時(shí)只考慮了可觀測(cè)因素?；诖?，本文將采用處理效應(yīng)模型分析農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資對(duì)其福利的影響，從而解決因不可觀測(cè)變量而產(chǎn)生的選擇問(wèn)題。

(二)估計(jì)方法

本文使用處理效應(yīng)模型(Treatment Effects Model)同時(shí)估計(jì)方程(1)和方程(2)。在估計(jì)方程(1)和方程(2)中，Zi和Xi的變量可以有重疊，但是Zi中必須至少有一個(gè)變量不在Xi中，假設(shè)這個(gè)變量為z1i，同時(shí)假設(shè)Cov(z1i，μi)=0，即z1i不直接影響結(jié)果變量Yi(農(nóng)戶的收入或者支出)，而是通過(guò)決策變量Ri間接影響Yi，所以，可以將z1i看做Ri的工具變量。在處理效應(yīng)模型估計(jì)中，假設(shè)方程(1)和方程(2)的殘差服從二維正態(tài)分布：

(3)

其中:σμε是兩個(gè)殘差(μi,εi)的協(xié)方差；ρμε是兩個(gè)殘差(μi,εi)的相關(guān)性系數(shù)，μi的方差標(biāo)準(zhǔn)化為1(因?yàn)棣蘨是Probit模型的擾動(dòng)項(xiàng))。如果ρμε=0，則模型不存在內(nèi)生性，可以直接使用OLS對(duì)方程(1)進(jìn)行估計(jì)；如果ρμε≠0，則正是內(nèi)生性存在的來(lái)源。

對(duì)于參與農(nóng)地抵押融資的農(nóng)戶而言，Yi的條件期望方程*式(4)中,推導(dǎo)的最后一步，用了偶然斷尾的條件期望公式，詳見(jiàn)陳強(qiáng)《高級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及stata應(yīng)用(第二版)》,第236頁(yè)。如下：

(4)

(5)

將式(4)減去式(5)，可以得到參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶的條件期望之差為：

(6)

假設(shè)農(nóng)戶i的風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)*“風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)”也稱為反米爾斯函數(shù)。如下：

(7)

通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)即可以將參與方程和未參與方程合并為：

(8)

在模型估計(jì)結(jié)果中，將使用更有效率的最大似然估計(jì)法(MLE)同時(shí)對(duì)模型所有參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，如果相關(guān)性系數(shù)值顯著，說(shuō)明不可以觀測(cè)因素在同時(shí)影響農(nóng)戶的融資參與選擇和人均收入或者支出，進(jìn)一步說(shuō)明使用處理效應(yīng)模型來(lái)分析農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資對(duì)收入或者支出的影響是比較合適的。因?yàn)樘幚硇?yīng)模型在估計(jì)農(nóng)戶參與融資對(duì)收入的影響時(shí)，同時(shí)考慮了可觀測(cè)因素和不可觀測(cè)因素，避免了系數(shù)估計(jì)的偏誤問(wèn)題。如果相關(guān)系數(shù)為正，表明存在正向的選擇性偏差，這說(shuō)明高于平均人均收入的農(nóng)戶更愿意選擇參與融資；如果相關(guān)系數(shù)為負(fù)，表明存在負(fù)向的選擇性偏差，這說(shuō)明低于平均人均收入的農(nóng)戶更愿意選擇參與融資。

在估計(jì)邊際處理效應(yīng)的基礎(chǔ)上可以計(jì)算出平均處理效應(yīng)(Average Treatment Effect，ATE) 。平均處理效應(yīng)是指在給定個(gè)體特征X的條件下，從總體中隨機(jī)挑選一個(gè)農(nóng)戶個(gè)體參加農(nóng)地抵押融資與假定他未參加農(nóng)地抵押融資的結(jié)果之間的平均差距。用Treatment Effects Model 計(jì)算ATE，消除了選擇性偏差和內(nèi)生性問(wèn)題，所以可以更好地反映這兩組人群收入和支出的平均差異。平均處理效應(yīng)方程如下：

(9)

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)自課題組2014年5、7、8、11月以及2015年8月在陜西省和寧夏回族自治區(qū)四個(gè)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資的試點(diǎn)縣(區(qū))(陜西的高凌和楊凌、寧夏的同心和平羅)*鑒于陜西省高陵區(qū)和楊凌農(nóng)業(yè)技術(shù)開(kāi)發(fā)區(qū)、寧夏回族自治區(qū)同心縣和平羅縣都已開(kāi)展了農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資活動(dòng)，故調(diào)研限定在這四個(gè)區(qū)域。關(guān)于農(nóng)戶參與農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資活動(dòng)的實(shí)地調(diào)研，具有典型性和代表性。課題調(diào)研主要包括農(nóng)戶、中小企業(yè)、主辦金融機(jī)構(gòu)和金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)四套問(wèn)卷，本文主要運(yùn)用農(nóng)戶、主辦金融機(jī)構(gòu)*調(diào)研的主辦金融機(jī)構(gòu)包括各個(gè)地區(qū)的中國(guó)農(nóng)業(yè)銀行、農(nóng)村商業(yè)銀行、村鎮(zhèn)銀行以及沙湖銀行等。和金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)的調(diào)研數(shù)據(jù)。為保證樣本的代表性和問(wèn)卷的有效性，本研究在金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)了解農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資總體情況基礎(chǔ)上，采用分層隨機(jī)抽樣的方法，按照農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資普及度對(duì)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))進(jìn)行分層，并以入戶訪談一對(duì)一提問(wèn)的方式進(jìn)行訪問(wèn)調(diào)查，使受訪者的回答更加符合實(shí)際；在對(duì)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))分層基礎(chǔ)上，從四個(gè)樣本縣(區(qū))中共選取39個(gè)樣本鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)中抽取1～2個(gè)樣本村，并對(duì)村上50～60戶農(nóng)戶進(jìn)行訪問(wèn)，共收集農(nóng)戶層面問(wèn)卷2974份。通過(guò)對(duì)農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)的整理和篩選，將調(diào)研數(shù)據(jù)中前后矛盾和存在數(shù)據(jù)缺失的樣本剔除，最終本研究共選取4個(gè)縣(區(qū))39個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))2959戶農(nóng)戶的有效問(wèn)卷，問(wèn)卷有效率達(dá)99.5%。其中，共涵蓋傳統(tǒng)小農(nóng)戶2415個(gè)(農(nóng)業(yè)為主兼業(yè)農(nóng)戶910個(gè)、非農(nóng)業(yè)為主兼業(yè)農(nóng)戶1505個(gè))、種植大戶318個(gè)、養(yǎng)殖大戶206個(gè)、家庭農(nóng)場(chǎng)20個(gè)。

(二)樣本描述

表1顯示，傳統(tǒng)農(nóng)戶和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的所在地區(qū)主要集中于農(nóng)區(qū)，非農(nóng)為主農(nóng)戶和家庭農(nóng)場(chǎng)農(nóng)戶則部分生活在小城鎮(zhèn)和縣城郊區(qū)。樣本農(nóng)戶主要以男性為主，即受訪者多數(shù)為戶主。另外，相較于傳統(tǒng)農(nóng)戶，在受訪者中新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體中男性比例更高一些?？傮w來(lái)看，受訪者年齡主要集中在30～59歲；分組來(lái)看，傳統(tǒng)農(nóng)戶年齡主要集中在30～49歲，整體分布較為均勻，而新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體主要集中在40～59歲，可見(jiàn)，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的年齡更集中在中年階段，因中年農(nóng)戶已經(jīng)積累了一定的資本進(jìn)而開(kāi)展家庭農(nóng)場(chǎng)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。文化程度方面，總體而言受訪農(nóng)戶的文化程度普遍較低，主要集中在高中及以下水平；傳統(tǒng)農(nóng)戶的教育水平主要以小學(xué)和初中文化水平為主，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的教育水平主要以初中和高中文化水平為主，略高于傳統(tǒng)農(nóng)戶。農(nóng)戶的基本特征數(shù)據(jù)詳見(jiàn)表1。

表1 農(nóng)戶基本特征調(diào)查表

根據(jù)調(diào)研的實(shí)際情況，本研究將調(diào)查的樣本農(nóng)戶分為傳統(tǒng)農(nóng)戶(農(nóng)業(yè)為主農(nóng)戶和非農(nóng)為主農(nóng)戶)和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體(家庭農(nóng)場(chǎng)、種植大戶、養(yǎng)殖大戶)。本文利用調(diào)查問(wèn)卷中“您愿意進(jìn)行產(chǎn)權(quán)抵押貸款嗎”對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資意愿進(jìn)行測(cè)度。

表2 異質(zhì)性農(nóng)戶參與農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資意愿(%)

從總體調(diào)研樣本看(表2)：有4.87%的農(nóng)戶表示非常不愿意參與農(nóng)地抵押融資，此部分農(nóng)戶主要是因害怕失去農(nóng)地或者對(duì)主管金融機(jī)構(gòu)的信譽(yù)存在懷疑而拒絕了解農(nóng)地抵押融資政策；有19.16%的農(nóng)戶表示不愿意參與農(nóng)地融資，可能是因?yàn)榇瞬糠洲r(nóng)戶自有資金充足或者可以從親朋好友處獲得資金；有23.89%的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地融資政策和辦理程序不了解，但不拒絕參與，需要根據(jù)當(dāng)年家庭投入情況而定，這是潛在的參與者；有44.98%的農(nóng)戶表示愿意參與農(nóng)地抵押融資；7.1%的農(nóng)戶表示非常愿意參與農(nóng)地抵押融資。從表2看出，有潛在意愿和愿意參與農(nóng)地抵押融資的農(nóng)戶共占75.97%，說(shuō)明整體而言農(nóng)戶參與農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資的意愿比較強(qiáng)烈。

表2的統(tǒng)計(jì)結(jié)果還顯示：在傳統(tǒng)農(nóng)戶中，相較于非農(nóng)為主的農(nóng)戶，農(nóng)業(yè)為主的農(nóng)戶更愿意參與農(nóng)地抵押融資，因?yàn)榇瞬糠洲r(nóng)戶需要進(jìn)行融資，但又缺乏有效的融資渠道，其資金短缺情況比較嚴(yán)重，所以參與意愿更加強(qiáng)烈。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的參與意愿較弱，不論是家庭農(nóng)場(chǎng)還是種植、養(yǎng)殖大戶，其參與意愿均未超過(guò)70%，其中種植大戶參與意愿相較于其他組農(nóng)戶最弱。經(jīng)過(guò)問(wèn)卷分析和調(diào)查，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體多為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)大戶，對(duì)資金的需求量一般比較大，但是由于不同地區(qū)對(duì)農(nóng)地抵押融資額度有限制，農(nóng)地抵押融資的金額較小(一般在10萬(wàn)元以內(nèi))，遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能滿足經(jīng)營(yíng)大戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入需求，再加之農(nóng)地抵押融資的辦理程序較為復(fù)雜，因此，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體參與農(nóng)地抵押融資的意愿較其他組稍弱。

表3為異質(zhì)性農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押融資政策了解程度，從總體調(diào)研樣本看，有34.34%的農(nóng)戶表示沒(méi)有聽(tīng)說(shuō)過(guò)農(nóng)地抵押融資，有30.89%的農(nóng)戶表示聽(tīng)說(shuō)過(guò)一點(diǎn)，僅有不到30%的農(nóng)戶表示對(duì)該項(xiàng)政策基本了解和非常了解。表4為異質(zhì)性農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押融資程序的了解程度，從統(tǒng)計(jì)結(jié)果上看，有47.21%的農(nóng)戶沒(méi)有接觸和了解過(guò)農(nóng)地抵押貸款程序，而對(duì)其貸款流程基本了解和非常了解的農(nóng)戶僅占樣本農(nóng)戶的23.73%。由此可以看出，調(diào)研區(qū)域農(nóng)地抵押融資政策的宣傳和實(shí)施力度并不顯著，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押融資政策的了解程度普遍較低。而從異質(zhì)性農(nóng)戶分組來(lái)看，不論是對(duì)農(nóng)地抵押融資政策還是對(duì)農(nóng)地抵押貸款程序的了解程度，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體比傳統(tǒng)農(nóng)戶都要高一些。有40%以上的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體表示對(duì)農(nóng)地抵押政策和貸款程序基本了解和非常了解，而在此方面僅有不到20%的傳統(tǒng)農(nóng)戶表示基本了解和非常了解。

表3 異質(zhì)性農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押融資政策了解程度(%)

表4 異質(zhì)性農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押融資程序了解程度(%)

(三)變量選擇

根據(jù)前文的分析，在模型(1)中Yi為結(jié)果變量，表示第i個(gè)農(nóng)戶福利，對(duì)于農(nóng)戶福利的衡量指標(biāo)較多，在本文中選取農(nóng)戶家庭年人均收入、農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)業(yè)收入、家庭年人均支出、生活消費(fèi)支出、生產(chǎn)性支出來(lái)反映農(nóng)戶家庭福利變化情況。農(nóng)戶借款主要用于生活消費(fèi)或者生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)支出，而生活消費(fèi)帶來(lái)的消費(fèi)滿足和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)帶來(lái)的收入增加都能提高農(nóng)戶的福利水平，所以，選取收入和支出指標(biāo)作為福利的衡量變量是合適的。Ri表示第i個(gè)農(nóng)戶是否參與農(nóng)地抵押融資(Ri=1表示“已經(jīng)參加農(nóng)地抵押”，Ri=0表示“未參加農(nóng)地抵押”)。Xi表示影響農(nóng)戶收入和支出的因素，其中包括受訪農(nóng)戶的個(gè)體特征變量以及農(nóng)戶家庭特征變量。Zi表示可能影響農(nóng)戶參與決策但并不直接影響農(nóng)戶福利水平的特征變量，即本文所選工具變量(農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押融資政策了解度和參與意愿(曹瓅，2014))。變量的名稱、定義及統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)表5。

表5 變量說(shuō)明及統(tǒng)計(jì)性描述

注：a.生活消費(fèi)支出包括：衣服類支出、居住支出、建房、房屋修理、水電燃料、食品支出、家電等耐用品支出、交通費(fèi)和通訊支出、教育文化娛樂(lè)支出、醫(yī)療保健支出和其他生活消費(fèi)支出；b.生產(chǎn)性支出包括：購(gòu)買種子費(fèi)用、農(nóng)機(jī)具購(gòu)買或租用費(fèi)、化肥、農(nóng)藥、地膜等費(fèi)用、飼料費(fèi)用和其他生產(chǎn)性支出。

(四)雙總體t檢驗(yàn)

表6是雙總體(參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶)t檢驗(yàn)結(jié)果，用于檢驗(yàn)兩組農(nóng)戶樣本平均數(shù)與其各自所代表的總體差異是否顯著。其中：農(nóng)戶文化程度、非農(nóng)業(yè)收入在參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶之間不存在明顯的差別；從農(nóng)戶的年齡構(gòu)成來(lái)看，參與農(nóng)地抵押的農(nóng)戶年齡要略低于未參與農(nóng)戶；從農(nóng)戶家庭的總資產(chǎn)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系及儲(chǔ)蓄這幾項(xiàng)來(lái)看，參與農(nóng)地抵押的農(nóng)戶比未參與的農(nóng)戶具有明顯的優(yōu)勢(shì)；從農(nóng)戶的負(fù)債水平和借貸經(jīng)歷可以看出，參與農(nóng)戶比未參與農(nóng)戶的負(fù)債水平更高，且具有更多的借貸經(jīng)驗(yàn)；參與農(nóng)地抵押融資農(nóng)戶家庭的耕地面積明顯大于未參與農(nóng)戶的耕地面積；農(nóng)戶家庭收入方面，參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶的家庭人均收入平均值分別為10.1850和9.3273，兩者間的差異為0.8577且在1%的顯著水平上通過(guò)t檢驗(yàn)；農(nóng)業(yè)收入方面，參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶平均值間的差異為1.8154且在1%的顯著水平上通過(guò)t檢驗(yàn)；非農(nóng)業(yè)收入方面，參與農(nóng)戶雖然少于未參與農(nóng)戶，但是并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；從農(nóng)戶家庭支出來(lái)看，參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶的家庭人均支出對(duì)數(shù)的平均值分別為9.6993和8.9738，兩者間的差異也在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；同樣，參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶的家庭生活消費(fèi)支出和生產(chǎn)性支出的差異也在1%的顯著水平上通過(guò)t檢驗(yàn)。通過(guò)表6分析可以看出，農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資顯著提高了家庭人均收入、農(nóng)業(yè)收入、家庭人均支出、生活消費(fèi)支出和生產(chǎn)性支出，但該結(jié)果并沒(méi)有考慮農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資的自選擇問(wèn)題和內(nèi)生性等問(wèn)題，所以此描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果并不成熟。

表6 參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶雙總體t檢驗(yàn)結(jié)果

注：***表示在1%水平上顯著。

四、模型結(jié)果分析

(一)基于處理效應(yīng)模型的農(nóng)地抵押貸款收入和支出效應(yīng)估計(jì)

本文運(yùn)用Stata12.0對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押貸款的收入和支出的處理效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，為了排除異方差對(duì)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的影響，模型估計(jì)選擇了報(bào)告穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)差。根據(jù)模型的系數(shù)估計(jì)結(jié)果，可以看出模型(1)、(2)、(4)、(6)中報(bào)告的相關(guān)系數(shù)(rho)似然比檢驗(yàn)顯示可以拒絕原假設(shè)“H0∶ρ=0”(人均收入方程中p值為0.004，農(nóng)業(yè)收入方程中p值為0.000，人均支出方程中p值為0.002，生產(chǎn)性支出方程中p值為0.013)，說(shuō)明不可觀測(cè)因素在同時(shí)影響農(nóng)戶的農(nóng)地抵押融資參與決策和農(nóng)戶家庭收入或者支出(家庭人均收入、農(nóng)業(yè)收入、人均支出、生產(chǎn)性支出)，表明應(yīng)該使用處理效應(yīng)模型。同時(shí)，瓦爾德檢驗(yàn)、極大似然比檢驗(yàn)和卡方檢驗(yàn)均拒絕模型無(wú)效的原假設(shè)，表明模型整體擬合度較好，可以用于實(shí)證分析。

從表7中模型(1)和模型(2)可以看出，相關(guān)系數(shù)(rho)的值分別為-0.175和-0.377，且均在1%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，表明農(nóng)戶有負(fù)向的選擇性偏差，說(shuō)明低于人均收入的農(nóng)戶更愿意選擇參與抵押融資，參與抵押融資可以更好地幫助農(nóng)戶提高收入。同理，從表8中模型(4)和模型(6)可以看出，相關(guān)系數(shù)(rho)的值分別為-0.198和-0.245，且在1%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)。從表7和表8中模型(1)—(6)的估計(jì)結(jié)果可以看出農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資對(duì)應(yīng)的系數(shù)均為正，但是只有模型(1)、(2)、(4)、(6)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資能顯著提高其家庭人均收入、農(nóng)業(yè)收入(劉輝煌 等，2014)、家庭人均支出和生產(chǎn)性支出(曹瓅 等，2014)，但是對(duì)非農(nóng)收入的影響并不顯著(Crepon et al.，2014)。因?yàn)閷?duì)于長(zhǎng)期從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶而言，參與農(nóng)地抵押貸款可以從主辦金融機(jī)構(gòu)獲得更多信貸，促進(jìn)其開(kāi)展經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，擴(kuò)大農(nóng)業(yè)投入(如農(nóng)業(yè)設(shè)施建設(shè)、蔬菜大棚、購(gòu)買更多種羊、種牛等)，進(jìn)而促使銷售量有小幅上升，而農(nóng)戶通過(guò)增加機(jī)械、設(shè)施的投入，提升了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，也進(jìn)一步增加其農(nóng)業(yè)收入。一般而言，隨著農(nóng)戶收入水平的提升，農(nóng)戶應(yīng)用于生產(chǎn)性投資的資金以及生活消費(fèi)的支出也會(huì)提高，從而提高家庭的生活品質(zhì)，但是從前期調(diào)研中可以看出，農(nóng)戶的生活更加趨于簡(jiǎn)單化和儉樸化，所以融資參與對(duì)農(nóng)戶生活消費(fèi)的影響并不具有顯著性。在農(nóng)區(qū)，經(jīng)營(yíng)類型以農(nóng)業(yè)為主的農(nóng)戶，對(duì)農(nóng)地抵押融資的參與意愿更加強(qiáng)烈，從模型(1)—(6)融資參與的影響因素的回歸結(jié)果也可以看出，農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)類型對(duì)其參與農(nóng)地抵押融資的影響顯著為負(fù)，所以參與農(nóng)地抵押融資的農(nóng)戶更多地是以經(jīng)營(yíng)農(nóng)業(yè)為主，參與融資對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入的影響并不顯著。從農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶福利的整體影響情況看，農(nóng)地抵押融資促進(jìn)了農(nóng)戶家庭人均收入、農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)以及人均支出、生產(chǎn)性支出增加，提高了農(nóng)戶的福利水平。

表7 農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資影響因素及對(duì)收入的影響

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)值為各系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

從數(shù)據(jù)結(jié)果來(lái)看，農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押貸款的福利指標(biāo)不同，其主要影響因素也不完全相同，存在著一定的差異。具體而言，從具有顯著影響的因素來(lái)看：農(nóng)戶所在區(qū)域?qū)r(nóng)業(yè)收入的影響顯著為負(fù)，對(duì)家庭人均支出顯著為正，這是因?yàn)橄噍^于純農(nóng)區(qū)農(nóng)戶而言，越靠近城鎮(zhèn)的農(nóng)戶其農(nóng)業(yè)收入占比越少，受到城市現(xiàn)代化水平的影響越大，因而城郊區(qū)農(nóng)戶需要更多的支出去滿足較高質(zhì)量的生活需求。戶主性別對(duì)農(nóng)戶家庭人均收入、農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入、家庭人均支出以及生產(chǎn)性支出均有負(fù)向影響，且均在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，這與曹瓅等(2014)的研究結(jié)論一致，可能的原因是，在農(nóng)村，相對(duì)女性而言，男性需要承受更多家庭生計(jì)方面的壓力，而且其為了提升家庭生活水平，致富意愿更為強(qiáng)烈，進(jìn)而渴望有更多的外出就業(yè)機(jī)會(huì)。戶主年齡對(duì)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入、人均支出、生活消費(fèi)支出和生產(chǎn)性支出均有負(fù)向影響，且均在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)戶年齡越大，其思想越趨于保守，對(duì)新事物的認(rèn)識(shí)和接受程度越低，越傾向于過(guò)勤儉節(jié)約的生活。農(nóng)戶文化程度對(duì)家庭人均收入的影響顯著為正，而對(duì)農(nóng)業(yè)收入的影響顯著為負(fù)，對(duì)非農(nóng)收入及支出的影響為正，但是不顯著，說(shuō)明隨著文化程度的提高，農(nóng)戶更趨向于從事非農(nóng)活動(dòng)，其他方面的收入在提高，而農(nóng)業(yè)收入在降低。

家庭常住人口數(shù)對(duì)農(nóng)戶家庭人均收入和人均支出的影響均為負(fù)，且均在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn) ，而對(duì)于農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入、生活消費(fèi)支出和生產(chǎn)性支出均顯著為正。在農(nóng)村，對(duì)于絕大多數(shù)農(nóng)戶而言，農(nóng)業(yè)收入是其收入的主要來(lái)源，而在農(nóng)戶家庭農(nóng)地?cái)?shù)量一定的情況下，隨著家庭常住人口的增加，家庭人均收入則會(huì)相應(yīng)減少，由此而導(dǎo)致的家庭人均支出也會(huì)相應(yīng)減少；隨著家庭常住人口的增加，為了基本的生活保障，家庭生活消費(fèi)支出則會(huì)增加，農(nóng)戶會(huì)通過(guò)租賃方式租入土地，進(jìn)行經(jīng)濟(jì)作物種植，或者進(jìn)行畜牧養(yǎng)殖，進(jìn)而增加其生產(chǎn)性支出，相應(yīng)的農(nóng)業(yè)收入也會(huì)增加；同時(shí)，家庭常住人口較多的農(nóng)戶有更多的人力資源，在農(nóng)閑之余選擇外出務(wù)工，進(jìn)而提升其非農(nóng)收入。土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)農(nóng)戶家庭年人均收入、農(nóng)業(yè)收入、家庭人均支出、生活消費(fèi)支出和生產(chǎn)性支出均有正向影響，且均在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，而對(duì)非農(nóng)收入的影響顯著為負(fù)，這表明在家庭人口一定的情況下，隨著土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模增加，農(nóng)戶家庭的生產(chǎn)性投入以及人力投入加大，其對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益的拉動(dòng)作用增強(qiáng)，從而促進(jìn)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入和年人均收入的增長(zhǎng)，外出務(wù)工的成員數(shù)就會(huì)相應(yīng)減少，進(jìn)而減少家庭非農(nóng)收入。經(jīng)營(yíng)類型對(duì)農(nóng)戶家庭年人均收入、非農(nóng)收入、人均支出、生活消費(fèi)支出的影響顯著為正，而對(duì)農(nóng)業(yè)收入和生產(chǎn)性支出的影響顯著為負(fù)，這與曹瓅等(2014)研究結(jié)果一致，表明在農(nóng)戶土地規(guī)模一定情況下，農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)類型越偏向于非農(nóng)業(yè)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投入和農(nóng)業(yè)收入則越會(huì)相應(yīng)減少，而其非農(nóng)收入越高，非農(nóng)經(jīng)營(yíng)下農(nóng)戶家庭的生活消費(fèi)也越會(huì)相應(yīng)增加，這與我們實(shí)地調(diào)研經(jīng)驗(yàn)相符。家庭總資產(chǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭的人均收入、農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)業(yè)收入、人均支出、生活消費(fèi)支出以及生產(chǎn)性支出的影響均為正，且均在1%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)，表明家庭總資產(chǎn)越高的農(nóng)戶，其家庭收入支出越高，這可能是因?yàn)榧彝シ课輧r(jià)值越高，其家庭經(jīng)濟(jì)積累越深厚，經(jīng)濟(jì)條件越優(yōu)越，對(duì)生活消費(fèi)和生產(chǎn)性支出的投入也越高，越會(huì)促進(jìn)家庭收入的增長(zhǎng)。

家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系對(duì)農(nóng)戶家庭收入和支出的影響均為正，只對(duì)人均收入、農(nóng)業(yè)收入、人均支出和生活消費(fèi)支出的影響較為顯著，可能的解釋是農(nóng)戶的家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系越多，則越能更多更快地接觸到新的致富信息和致富渠道，進(jìn)而提高家庭收入，人情關(guān)系等方面的支出也會(huì)相應(yīng)增加。農(nóng)戶負(fù)債水平對(duì)家庭農(nóng)業(yè)收入的影響顯著為負(fù)，而對(duì)家庭人均支出、生活消費(fèi)支出以及生產(chǎn)性支出的影響顯著為正。從前期調(diào)研可以看出，高負(fù)債水平農(nóng)戶的借款去向一般是家庭近期大的開(kāi)支(如婚事、喪事、蓋房等)和非農(nóng)行業(yè)的投資，而并未投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上，所以在家庭支出增加的同時(shí)農(nóng)業(yè)收入反而會(huì)相應(yīng)減少。儲(chǔ)蓄對(duì)農(nóng)戶家庭收入和支出的影響均顯著為正，且在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，一般來(lái)說(shuō)，農(nóng)戶家庭儲(chǔ)蓄增加，證明農(nóng)戶除了一些基本的生產(chǎn)生活支出外，還有額外剩余資金，表明農(nóng)戶的收入在不斷的增加，收入增加的同時(shí)也促使農(nóng)戶消費(fèi)來(lái)提高其生活水平。是否購(gòu)買保險(xiǎn)只對(duì)農(nóng)戶家庭年收入的影響顯著為正，即購(gòu)買保險(xiǎn)的農(nóng)戶家庭人均收入高于未購(gòu)買保險(xiǎn)的農(nóng)戶。借貸經(jīng)歷對(duì)農(nóng)戶家庭人均收入、人均支出和生產(chǎn)性支出的影響顯著為正，而對(duì)農(nóng)業(yè)收入的影響顯著為負(fù)，可能的原因是相比沒(méi)有借貸經(jīng)歷的農(nóng)戶而言，有借貸經(jīng)歷的農(nóng)戶思想較為開(kāi)放，也從側(cè)面反映該部分農(nóng)戶有較好的投資項(xiàng)目，需要從金融機(jī)構(gòu)貸款，以滿足家庭的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性支出，通過(guò)項(xiàng)目的收益來(lái)提升家庭的收入。從前期調(diào)研數(shù)據(jù)可以看出：有貸款經(jīng)歷的農(nóng)戶致富思維比較活躍，更加傾向于尋求農(nóng)業(yè)之外的致富途徑，農(nóng)業(yè)收入相對(duì)較少；沒(méi)有借貸經(jīng)歷的農(nóng)戶，相對(duì)比較保守，更傾向于做好農(nóng)民本分的種養(yǎng)殖工作，相應(yīng)的農(nóng)業(yè)收入則較為穩(wěn)定。在地區(qū)變量的控制方面，其對(duì)農(nóng)戶家庭年人均收入、農(nóng)業(yè)收入的影響顯著為負(fù)，而對(duì)非農(nóng)業(yè)收入的影響顯著為正，說(shuō)明寧夏農(nóng)戶的人均收入和農(nóng)業(yè)收入水平明顯高于陜西農(nóng)戶，而陜西農(nóng)戶的非農(nóng)收入明顯高于寧夏。從前期的調(diào)研來(lái)看，寧夏農(nóng)戶的耕地面積普遍較大，擁有較好的種植項(xiàng)目(例如寧夏大米和枸杞)，而且還兼有養(yǎng)殖業(yè)，進(jìn)一步提升農(nóng)戶的收入，而陜西農(nóng)戶的家庭人均耕地較少，更多的是兼業(yè)農(nóng)戶，農(nóng)閑時(shí)間外出打工居多，所以非農(nóng)收入也相應(yīng)增加。地區(qū)變量對(duì)農(nóng)戶家庭支出影響不顯著，說(shuō)明無(wú)論是寧夏還是陜西農(nóng)戶，其消費(fèi)支出方面更傾向于簡(jiǎn)單的生活生產(chǎn)支出，并不存在顯著的地區(qū)差異性。

表 8 農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資影響因素及對(duì)支出的影響

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)值為各系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

(二)基于處理效應(yīng)模型的農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押貸款影響因素分析

從表7和表8中模型(1)—(6)可以看出，不同的分析方程得出的影響農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資的因素基本一致。影響農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資的主要因素有農(nóng)戶所在區(qū)域、經(jīng)營(yíng)類型、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系、負(fù)債水平、貸款經(jīng)歷、政策了解程度以及農(nóng)地抵押融資參與意愿。具體而言：農(nóng)戶所在區(qū)域均對(duì)其融資參與有負(fù)的影響，且均在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，這是因?yàn)殚L(zhǎng)期居住在農(nóng)區(qū)的農(nóng)戶有更多的機(jī)會(huì)接觸到農(nóng)地抵押融資政策，且前期調(diào)研發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資意愿較強(qiáng)，所以農(nóng)區(qū)的農(nóng)戶更有可能參與農(nóng)地抵押融資。農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)類型對(duì)農(nóng)戶融資參與影響顯著為負(fù)，一般而言，兼業(yè)程度較高(非農(nóng)收入比例越大)的農(nóng)戶，一年中有較長(zhǎng)一段時(shí)間在城市打工或者做生意，其對(duì)農(nóng)地抵押融資政策的了解受限，進(jìn)而農(nóng)地抵押融資參與意愿較弱，相比而言，純農(nóng)戶在其他收入有限的條件下，會(huì)更加積極地響應(yīng)農(nóng)地抵押融資。家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系均正向促進(jìn)農(nóng)戶的融資參與行為，因?yàn)榧彝ド鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系較多的農(nóng)戶，能更多更快地接觸到新的致富信息和致富渠道，同時(shí)，信貸支農(nóng)政策在農(nóng)村常常通過(guò)村干部進(jìn)行宣傳，因而其更容易接受新政策，自然也更愿意通過(guò)借貸緩解家庭資金的不足。農(nóng)戶的負(fù)債水平對(duì)農(nóng)戶的參與行為有顯著正向影響，即農(nóng)戶負(fù)債水平越高，其參與農(nóng)地抵押融資的意愿越強(qiáng)。貸款經(jīng)歷對(duì)農(nóng)戶的參與行為影響顯著為正，因信貸經(jīng)歷有助于農(nóng)戶形成對(duì)正規(guī)信貸的正確預(yù)期，使其產(chǎn)生對(duì)正規(guī)信貸的需求，并且主辦金融機(jī)構(gòu)往往通過(guò)農(nóng)戶信貸經(jīng)歷來(lái)對(duì)農(nóng)戶信譽(yù)進(jìn)行評(píng)價(jià)，前期調(diào)研也發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶幾乎不存在主動(dòng)違約的現(xiàn)象，所以良好的信貸經(jīng)歷大大增加了農(nóng)戶獲得農(nóng)地抵押貸款的可能性。農(nóng)地抵押融資政策了解程度對(duì)農(nóng)戶的參與行為具有顯著的正向影響，且在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，這可能是因?yàn)檗r(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押貸款作為一種創(chuàng)新型信貸產(chǎn)品，突破了信用貸款等信貸產(chǎn)品對(duì)擔(dān)保人條件的限制，而對(duì)政策的了解程度有可能對(duì)農(nóng)戶貸款的可得性造成影響，也能促進(jìn)農(nóng)戶借貸、提高貸款額度。農(nóng)戶的參與意愿對(duì)農(nóng)戶的融資參與行為有正的影響，且在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)，因?yàn)檗r(nóng)戶若有強(qiáng)烈的農(nóng)地抵押參與意愿，即會(huì)促使農(nóng)戶做出抵押融資決策，進(jìn)而影響農(nóng)戶的融資參與行為。

(三)分化農(nóng)戶融資參與對(duì)其福利影響平均處理效應(yīng)

通過(guò)上述分析，我們只可以獲得農(nóng)戶參與融資對(duì)收入和支出的邊際效應(yīng)，為了更好地估計(jì)融資參與是如何影響農(nóng)戶福利的，則應(yīng)進(jìn)一步估計(jì)融資參與對(duì)農(nóng)戶福利影響的平均處理效應(yīng)(ATE)。由于篇幅所限，文章并未列出異質(zhì)性農(nóng)戶參與融資對(duì)其福利影響的處理效應(yīng)模型分析結(jié)果，只列出農(nóng)戶分化視角下融資參與對(duì)其福利影響的平均處理效應(yīng)(ATE)。根據(jù)ATE的系數(shù)估計(jì)結(jié)果(如表9所示)，無(wú)論是傳統(tǒng)農(nóng)戶還是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，其在家庭人均收入、農(nóng)業(yè)收入、家庭人均支出、生活消費(fèi)支出和生產(chǎn)性支出方面，ATE統(tǒng)計(jì)量的值均為正，且在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)。說(shuō)明無(wú)論是傳統(tǒng)農(nóng)戶還是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體參與農(nóng)地抵押融資均能顯著提升家庭人均收入、農(nóng)業(yè)收入、家庭人均支出、生活消費(fèi)支出和生產(chǎn)性支出，而農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資并不能提升其非農(nóng)業(yè)收入。通過(guò)參與農(nóng)地抵押融資對(duì)農(nóng)戶收入和支出影響的平均處理效應(yīng)(ATE)的結(jié)果分析，可以看出參與農(nóng)地抵押融資可以顯著提升農(nóng)戶的福利水平。從農(nóng)戶分化視角來(lái)看，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體在人均收入、農(nóng)業(yè)收入、人均支出和生產(chǎn)性支出方面的ATE值均大于傳統(tǒng)農(nóng)戶，說(shuō)明相比傳統(tǒng)農(nóng)戶，參與農(nóng)地抵押融資對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的福利(人均收入、農(nóng)業(yè)收入、人均支出和生產(chǎn)性支出)影響更大。而在生活消費(fèi)支出方面，傳統(tǒng)農(nóng)戶的ATE值大于新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，說(shuō)明參與農(nóng)地抵押融資對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)戶的生活消費(fèi)支出影響較大。對(duì)于傳統(tǒng)農(nóng)戶而言，參與農(nóng)地抵押融資對(duì)其農(nóng)業(yè)收入的影響最大，其次是生產(chǎn)性支出；對(duì)于新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體而言，參與農(nóng)地抵押融資對(duì)其農(nóng)業(yè)收入、生產(chǎn)性支出和人均收入影響較大。說(shuō)明無(wú)論是傳統(tǒng)農(nóng)戶還是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，農(nóng)地抵押融資主要對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)影響較大(農(nóng)業(yè)收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出)。融資參與對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)戶人均收入的提升較小，而對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的人均收入提升較大，可能的原因是，對(duì)于傳統(tǒng)農(nóng)戶而言(尤其是以非農(nóng)為主的兼業(yè)農(nóng)戶)，融資參與促使其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性支出增加，此類農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)的投入也會(huì)相應(yīng)增加，進(jìn)而減少外出務(wù)工的時(shí)間和精力，這也是參與融資造成其非農(nóng)業(yè)收入顯著減少的原因。

表9 分化農(nóng)戶農(nóng)地抵押融資參與對(duì)其福利影響的平均處理效應(yīng)

注：***表示在1%水平上顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)值為各系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

五、主要結(jié)論及政策建議

本文使用2014年5、7、8、11月以及2015年8月陜西省和寧夏回族自治區(qū)四個(gè)縣(區(qū))(陜西的高凌和楊凌、寧夏的同心和平羅)的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，采用處理效用模型，分析異質(zhì)性農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資對(duì)其福利效應(yīng)的影響。主要有以下結(jié)論：(1)農(nóng)地抵押融資參與對(duì)農(nóng)戶家庭年人均收入、農(nóng)業(yè)收入、年人均支出、生產(chǎn)性支出均存在顯著的正向影響，表明農(nóng)地抵押融資參與顯著改善了農(nóng)戶家庭的福利水平；(2)參與農(nóng)地抵押融資對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的人均收入、農(nóng)業(yè)收入、人均支出和生產(chǎn)性支出影響較大，對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)戶的生活消費(fèi)支出影響較大。(3)不同的因素對(duì)農(nóng)戶福利的影響存在差異，農(nóng)戶性別、家庭人員數(shù)、耕地面積、家庭經(jīng)營(yíng)類型、總資產(chǎn)、家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系和貸款經(jīng)歷是影響農(nóng)戶福利水平的重要因素；(4)影響農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資的主要因素有：農(nóng)戶所在區(qū)域、經(jīng)營(yíng)類型、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系、負(fù)債水平、貸款經(jīng)歷、政策了解程度以及農(nóng)地抵押融資參與意愿。

根據(jù)研究結(jié)論，為了保障農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資試驗(yàn)有序運(yùn)行，并形成“可復(fù)制、易推廣、廣覆蓋”的農(nóng)村金融創(chuàng)新模式，緩解農(nóng)戶融資難，提高農(nóng)民福利水平，建議各級(jí)政府及相關(guān)部門應(yīng)做好以下工作：第一，為了保障農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資試驗(yàn)有序運(yùn)行，試點(diǎn)地區(qū)相關(guān)管理部門應(yīng)當(dāng)規(guī)范信貸主體和農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的行為，避免信貸配給等問(wèn)題出現(xiàn)，同時(shí)，積極完善農(nóng)戶個(gè)人征信體系，建立公平、有效的農(nóng)村信貸市場(chǎng)秩序；第二，基于影響傳統(tǒng)農(nóng)戶和新型經(jīng)營(yíng)農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資因素的不同，主辦金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該考慮農(nóng)戶具體情況進(jìn)行貸款，如在盡可能避免風(fēng)險(xiǎn)的前提下，針對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)戶可以適當(dāng)降低貸款利率，針對(duì)新型經(jīng)營(yíng)農(nóng)戶可以適當(dāng)擴(kuò)大貸款額度；第三，由于農(nóng)戶參與農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資意愿受到農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)類型、耕地面積等因素的影響，建議金融機(jī)構(gòu)根據(jù)農(nóng)戶所在區(qū)域、經(jīng)營(yíng)類型、耕地面積等特征，對(duì)轄區(qū)農(nóng)戶進(jìn)行分類管理，并積極鼓勵(lì)農(nóng)戶參與農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資管理的過(guò)程，發(fā)揮農(nóng)戶的主觀能動(dòng)性，提高貸款的使用效率，進(jìn)而增加農(nóng)戶的收益；第四，金融部門在推行和改善農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資模式時(shí)，應(yīng)穩(wěn)定鄉(xiāng)鎮(zhèn)級(jí)金融網(wǎng)點(diǎn)，積極發(fā)展村鎮(zhèn)信貸業(yè)務(wù)，提升信貸服務(wù)質(zhì)量，為農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資的開(kāi)展創(chuàng)造有利條件；第五，金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)、金融機(jī)構(gòu)以及各行政村村委會(huì)應(yīng)該積極配合做好農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資的宣傳工作，注重相關(guān)服務(wù)品質(zhì)的提升，消除農(nóng)戶顧慮。

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(責(zé)任編輯 彭 江)

Farmer′sDifferentiation,FarmlandManagementRightMortgageFinancingandFarmer′sWelfare:BasedonShanxiandNingxiafarmersSurveyDataValidation

NIU XiaoDong1LUO JianChao2NIU XiaoQin3

(1.School of Economics,Northwest University of Political Science and Law, Xi′an 710122;2.The Rural Financial Institute, Northwest A&F University,Yangling 712100;3.School of Economics and Management,Shanghai Institute of Technology,Shanghai 201418)

In this paper, the effect of 2959 farmers′ participation in farmland mortgage financing on their welfare is analyzed by using the treatment effect model. The participation of farmland mortgage financing has a significant positive impact on the annual per capita income, agricultural income, annual per capita expenditure and productive expenditure of farmers, indicating that farmland mortgage financing participation has significantly improved the welfare of farmers. The per capita income, agricultural income, per capita expenditure and productive expenditure of the main agricultural enterprises have a great influence on the living expenses of the traditional farmers, the number of households, the cultivated area, the type of operation, the total assets and the family social network, and the loan experience is an important factor affecting farmers′ welfare.

farmer differentiation; farmland mortgage financing; farmer welfare

2017-02-05

牛曉冬(1987--)，男，山西運(yùn)城人，博士，西北政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師。 羅劍朝(1964--)，男，陜西武功人，西北農(nóng)林科技大學(xué)農(nóng)村金融研究所教授，博士生導(dǎo)師。 牛曉琴(1986--)，女，山西運(yùn)城人，博士，上海應(yīng)用技術(shù)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師。

教育部長(zhǎng)江學(xué)者和創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)發(fā)展計(jì)劃資助項(xiàng)目“西部地區(qū)農(nóng)村金融市場(chǎng)配置效率、供求均衡與產(chǎn)權(quán)抵押融資模式研究”(IRT1176)；國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資試點(diǎn)效果評(píng)價(jià)、運(yùn)作模式與支持政策研究”(71573210)；西北農(nóng)林科技大學(xué)基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)—人文社科項(xiàng)目“農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押擔(dān)保融資效果評(píng)價(jià)、運(yùn)作模式與支持政策研究”(2014RWZD01)。

* 作者感謝項(xiàng)目組成員房啟明、曹燕子、曹瓅以及楊軍老師對(duì)論文撰寫(xiě)提供的數(shù)據(jù)支持和寶貴修改意見(jiàn)。

F832.43

：A

：1001-6260(2017)07-0021-15

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.07.003