農戶分化、農地經營權抵押融資與農戶福利——基于陜西與寧夏農戶調查數據驗證

牛曉冬 羅劍朝 牛曉琴

(1.西北政法大學 經濟學院，陜西 西安 710122； 2.西北農林科技大學 農村金融研究所，陜西 西安 712100；3.上海應用技術大學 經濟與管理學院，上海 201418)

農戶分化、農地經營權抵押融資與農戶福利——基于陜西與寧夏農戶調查數據驗證

牛曉冬1羅劍朝2牛曉琴3

(1.西北政法大學 經濟學院，陜西 西安 710122； 2.西北農林科技大學 農村金融研究所，陜西 西安 712100；3.上海應用技術大學 經濟與管理學院，上海 201418)

在農戶分化視角下，采用處理效應模型分析2959農戶參與農地抵押融資對其福利的影響。結果顯示：農地抵押融資對農戶家庭年人均收入、農業收入、年人均支出、生產性支出均有顯著的正影響，表明農地抵押融資顯著改善了農戶福利水平；農地抵押融資對新型農業經營主體人均收入、農業收入、人均支出和生產性支出影響較大，而對傳統農戶生活消費支出影響較大；耕地面積、經營類型、總資產、家庭社會網絡關系和貸款經歷是影響農戶福利的重要因素。

農戶分化；農地抵押融資；農戶福利

一、引言及相關文獻回顧

中國農村金融服務的低效率以及供求結構的不合理，導致農業發展落后、農民收入水平較低，農村金融依然是整個金融體系和農村發展的“短板”(羅劍朝 等，2015)。農戶難以從金融機構獲得貸款的主要原因是缺乏有效抵押物(林樂芬 等，2015)。匱乏的信貸資源則可能導致農戶家庭生產經營困難和收入水平低下(Cralg et al.，2011)。農村土地*本文所研究的農地專指農村農民的耕地，不包括農戶的宅基地、集體建設用地等。經營權抵押融資(以下簡稱農地抵押融資)正是國家為了疏通農戶融資渠道，在試點地區推行的重要金融創新產品，其可以有效地破解農戶抵押難、擔保難和貸款難問題，提升農村金融的服務效率。在國家政策層面，近年中央一號文件，十八大、十八屆三中和四中全會會議精神，國發2015年[45]號文件《關于開展農村承包土地的經營權和農民住房財產權抵押貸款試點的指導意見》(以下簡稱《意見》)以及《農村承包土地的經營權抵押貸款試點暫行辦法》等，均強調按照所有權、承包權、經營權三權分置有關要求，賦予農民對承包土地的用益物權，增加農業生產中長期和規?；洜I的資金投入，探索增加農民財產性收入的渠道?！兑庖姟窞榧せ钷r村土地資本、有效拓寬農業抵押物的范圍提供了重要的政策依據。當前，中國正處于加快推進農業現代化的轉型期，農村勞動力轉移和土地流轉加快，使得農戶的分化進一步加劇。一方面，傳統的半自足半商品化的家庭經營農戶逐漸減少，其中相當一部分轉變為半工半農的自給型兼業戶；另一方面，土地開始向部分農戶集中，這些農戶呈現出商品化和規模化的生產經營特征，而且正逐步轉型為現代化的新型農業經營主體。2013年中央一號文件提出，堅持依法自愿有償的原則，引導農村土地承包經營權有序流轉，鼓勵和支持承包土地向專業大戶、家庭農場、農民合作社流轉，發展多種形式的適度規模經營。然而，傳統農戶和新型農業經營主體生產目的、生產規模、生產方式等方面均存在較大的差異，由此誘發的分化趨勢明顯增強，異質性農戶會產生不同的金融服務需求。在這種背景下，厘清異質性農戶參與農地抵押融資對其福利效果影響，對于完善農村金融服務體系，加快培育新型農業經營主體，推進農業現代化建設，檢驗試點地區農村產權抵押融資政策實施效果具有重要的現實意義。

隨著農村土地產權的不斷改革，國內外眾多學者將聚焦點放在農村產權抵押融資上，現有研究更多地關注農村產權抵押融資的影響因素。國外的土地制度和中國有本質上的區別，國外農民土地屬于其私有財產，對農村土地流轉沒有限制，農村產權抵押和交易主要受農戶借款目的、所擁有活體動物總價值、所處地區、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)。實證結果表明，在中國，影響農戶參與農地抵押融資意愿的因素主要有：農戶個體特征、信貸經歷、家庭人口數、土地經營規模、家庭人均收入、家庭資產總額、非農收入率和對農村土地承包經營權抵押融資認知等(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，有部分學者從金融機構(林樂芬 等，2011)和農村信貸人員(蘭慶高 等，2013)入手，分析其開展農地抵押貸款業務的意愿及其影響因素。除了研究農戶參與農地抵押融資意愿的影響因素外，還有部分學者分析了農地承包經營權抵押貸款的運行機理(汪險生 等，2014)、運作模式(張龍耀 等，2015)以及農地抵押擔保融資模式的構建思路(羅劍朝 等，2015)。

在農戶借貸對其福利影響的研究方面，學術界并未得出較為一致的結論。部分學者認為農戶借貸對農戶福利增長并無益處。Angelucci et al.(2015)運用墨西哥康帕圖銀行的數據，分析發現擴展信貸供給對家庭總收入、經營活動收入、打工收入以及消費支出均沒有顯著影響。許崇正等(2005)通過測算中國統計年鑒數據，發現信貸供給對農民增收的影響并不顯著。黃祖輝等(2009)的研究結果也證實在忽視信貸需求的情況下，單純增加信貸供給無益于促進農戶福利增長。王文成等(2012)運用分位數回歸模型對不同收入水平的農戶進行分析，發現借貸資金僅對中等收入水平農戶的收入存在顯著的正向促進作用，而對低收入水平農戶和高收入水平農戶的收入促進作用并不顯著。

然而，有部分學者認為借貸促進了農戶福利的增長。Pitt et al.(1998)利用復雜的動態模型分析了孟加拉國小額信貸對農戶的影響，研究發現獲得小額信貸的男性使家庭消費支出增加11%，而獲得小額貸款的婦女使家庭消費支出增加18%，另外，小額信貸對貧困農戶的影響較大。李銳等(2004)運用農戶的微觀數據，分析發現農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，分析信貸對農戶收入水平的影響，研究發現信貸配給和約束對其收入有顯著負向影響，對于受到信貸配給和約束的農戶而言，隨著貸款的增加，其收入水平也會增加。劉輝煌等(2014)采用多值處理效應模型，針對農戶的不同借貸狀況，分析借貸對農戶收入的影響，研究發現銀行貸款和民間借款對農戶的收入效應基本一致，即均對農戶的收入水平有明顯的促進作用。曹瓅等(2014)基于陜西和寧夏的農戶調研數據，采用Tobit回歸模型，分析農戶的農地抵押融資借貸對其福利的影響，研究發現產權抵押貸款的獲得顯著促進了農戶的家庭年總收入、非農收入、生活消費和生產性支出，農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)農地抵押融資作為新生事物，目前國內對其的研究多著眼于農地抵押融資的參與意愿，對農戶參與農地抵押融資行為的福利變化研究較少，而從農戶分化視角分析農戶參與農地抵押融資活動對其福利的影響甚少。(2)對于農戶福利的界定與測量，部分學者只是考慮了農戶的收入(Creponet et al.，2014；劉輝煌，2014)，而收入的提高僅能反映農戶福利提高的一個方面。只有收入和支出都提高了，才能更好地反映福利的提高，所以不僅應該估計農戶抵押融資參與對其收入的影響，也應分析對其支出的影響。(3)已有研究因福利函數形式的設定以及計量方法的不同而導致研究結論差異較大，特別是不可觀測的異質性因素可能同時影響農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中的內生性問題。另外，因為農村產權抵押融資活動不是隨機地分配給一些農戶，而是由農戶自己選擇是否參與。因此，分析融資參與對收入與支出的影響應該消除選擇性偏差。雖然有些學者對農戶參與農村產權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戶的選擇性偏差，如果不能合理地加以控制，將導致實證分析結果的有偏性。鑒于此，本文選擇處理效應模型(Treatment Effects Model)來分析農地抵押融資參與對農戶福利效應的影響。該方法的優點在于：(1)在處理內生性和自選擇問題時，同時考慮了可觀測因素和不可觀測因素；(2)可以直接估計融資參與選擇對收入或者支出的邊際效應；(3)可以估計融資參與對收入或者支出的平均處理效應(Average Treatment Effects， ATE)，從而更好地理解農地抵押融資參與對農戶收入或者支出效應的平均效果。因此，在現有研究的基礎上，本文利用2013—2015年采集的陜西和寧夏地區的農戶微觀數據，運用處理效應模型(Treatment Effects Model)，基于農戶分化視角，分析農地抵押融資參與對農戶福利效應的影響，以期為中國農村產權抵押融資試點的后續發展和農村金融服務的改善提供參考依據。

二、模型構建及估計方法

(一)模型構建

為了考察農戶參與農地抵押融資行為對其福利的影響，傳統上一般采用普通最小二乘法(OLS)進行估計。本文在經典Mincer收入方程的基礎上，考慮了農戶個體以及家庭特征等因素對其收入和支出的影響，并參考劉輝煌等(2014)、曹瓅等(2014)的相關研究，設定農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，表示不同的農戶受訪者個體；Yi為結果變量，表示第i個農戶家庭的人均收入或者支出(本文擬用農戶家庭年人均收入、農業收入、非農業收入、家庭年人均支出、生活消費支出、生產性支出反映農戶家庭福利變化情況)；Ri是一個二元變量，表示第i個農戶是否參與農地抵押融資(Ri=1，表示“已經參加農地抵押”；Ri=0，表示“未參加農地抵押”)；Xi表示影響農戶收入和支出的因素，包括受訪農戶的個體特征變量以及農戶家庭特征變量；βk(k=0,1,2)表示待估計的回歸系數向量。

另外，上述模型必須在cov(μ,Ri)=0即參與農地抵押融資決策是嚴格外生的條件下才能得到無偏有效的估計量，而且式(1)中的回歸系數β1對所有參與農地抵押融資的農戶都是一樣的。然而，是否參與農地抵押貸款是農戶個體自愿選擇的結果，不可觀測因素例如農戶風險偏好、對農地抵押融資政策認知、對金融機構的信任程度、交通便利程度等會造成選擇性偏誤。顯而易見，這些不可觀測因素(即隨機擾動項)也可能因不同的家庭與個人而異。OLS 回歸中將是否參與農地抵押融資變量視為外生變量，然而，不可觀測因素可能導致Ri變成一個內生變量。 OLS方法對農戶參與農地抵押融資實施效果的估計都是有偏的。

本文假設農戶選擇參與農村產權抵押融資的效用為U*P， 農戶選擇不參與農村產權抵押融資的效用為U*N。農戶通過比較這兩種效用的大小來做出參與決策。如果U*=U*P-U*N>0，農戶將選擇參與農地抵押融資活動。然而，這些效用無法被觀測到，因為他們是主觀上的。農戶是否選擇抵押融資可以用可觀測變量表示出來，比如：Ri=1，表示農戶參與農地抵押融資；Ri=0，表示農戶不參與農地抵押融資。

(2)

需要注意的是，如果變量Ri是一個外生變量，方程(1)可以由OLS來估計。然而，不可觀測因素可能同時影響農戶的融資參與決策和收入或者支出，導致方程(1)和(2)中的殘差相關系數不為0。這種情況下，Ri是一個內生變量，所以估計方程(2)需要解決Ri的內生性問題?，F有文獻多借用Propensity Score Matching (PSM) 方法解決自選擇問題帶來的估計偏誤。然而，PSM 在解決自選擇問題帶來的估計偏誤時只考慮了可觀測因素。基于此，本文將采用處理效應模型分析農戶參與農地抵押融資對其福利的影響，從而解決因不可觀測變量而產生的選擇問題。

(二)估計方法

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

(3)

其中:σμε是兩個殘差(μi,εi)的協方差；ρμε是兩個殘差(μi,εi)的相關性系數，μi的方差標準化為1(因為μi是Probit模型的擾動項)。如果ρμε=0，則模型不存在內生性，可以直接使用OLS對方程(1)進行估計；如果ρμε≠0，則正是內生性存在的來源。

對于參與農地抵押融資的農戶而言，Yi的條件期望方程*式(4)中,推導的最后一步，用了偶然斷尾的條件期望公式，詳見陳強《高級計量經濟學及stata應用(第二版)》,第236頁。如下：

(4)

(5)

將式(4)減去式(5)，可以得到參與農戶和未參與農戶的條件期望之差為：

(6)

假設農戶i的風險函數*“風險函數”也稱為反米爾斯函數。如下：

(7)

通過風險函數即可以將參與方程和未參與方程合并為：

(8)

在模型估計結果中，將使用更有效率的最大似然估計法(MLE)同時對模型所有參數進行估計，如果相關性系數值顯著，說明不可以觀測因素在同時影響農戶的融資參與選擇和人均收入或者支出，進一步說明使用處理效應模型來分析農戶參與農地抵押融資對收入或者支出的影響是比較合適的。因為處理效應模型在估計農戶參與融資對收入的影響時，同時考慮了可觀測因素和不可觀測因素，避免了系數估計的偏誤問題。如果相關系數為正，表明存在正向的選擇性偏差，這說明高于平均人均收入的農戶更愿意選擇參與融資；如果相關系數為負，表明存在負向的選擇性偏差，這說明低于平均人均收入的農戶更愿意選擇參與融資。

在估計邊際處理效應的基礎上可以計算出平均處理效應(Average Treatment Effect，ATE) 。平均處理效應是指在給定個體特征X的條件下，從總體中隨機挑選一個農戶個體參加農地抵押融資與假定他未參加農地抵押融資的結果之間的平均差距。用Treatment Effects Model 計算ATE，消除了選擇性偏差和內生性問題，所以可以更好地反映這兩組人群收入和支出的平均差異。平均處理效應方程如下：

(9)

三、數據來源與變量選擇

(一)數據來源

本文數據來自課題組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四個農村產權抵押融資的試點縣(區)(陜西的高凌和楊凌、寧夏的同心和平羅)*鑒于陜西省高陵區和楊凌農業技術開發區、寧夏回族自治區同心縣和平羅縣都已開展了農村產權抵押融資活動，故調研限定在這四個區域。關于農戶參與農村產權抵押融資活動的實地調研，具有典型性和代表性。課題調研主要包括農戶、中小企業、主辦金融機構和金融監管機構四套問卷，本文主要運用農戶、主辦金融機構*調研的主辦金融機構包括各個地區的中國農業銀行、農村商業銀行、村鎮銀行以及沙湖銀行等。和金融監管機構的調研數據。為保證樣本的代表性和問卷的有效性，本研究在金融監管機構了解農村產權抵押融資總體情況基礎上，采用分層隨機抽樣的方法，按照農村產權抵押融資普及度對鄉(鎮)進行分層，并以入戶訪談一對一提問的方式進行訪問調查，使受訪者的回答更加符合實際；在對鄉(鎮)分層基礎上，從四個樣本縣(區)中共選取39個樣本鄉(鎮)，在每個鄉鎮中抽取1～2個樣本村，并對村上50～60戶農戶進行訪問，共收集農戶層面問卷2974份。通過對農戶調研數據的整理和篩選，將調研數據中前后矛盾和存在數據缺失的樣本剔除，最終本研究共選取4個縣(區)39個鄉(鎮)2959戶農戶的有效問卷，問卷有效率達99.5%。其中，共涵蓋傳統小農戶2415個(農業為主兼業農戶910個、非農業為主兼業農戶1505個)、種植大戶318個、養殖大戶206個、家庭農場20個。

(二)樣本描述

表1顯示，傳統農戶和新型農業經營主體的所在地區主要集中于農區，非農為主農戶和家庭農場農戶則部分生活在小城鎮和縣城郊區。樣本農戶主要以男性為主，即受訪者多數為戶主。另外，相較于傳統農戶，在受訪者中新型農業經營主體中男性比例更高一些?？傮w來看，受訪者年齡主要集中在30～59歲；分組來看，傳統農戶年齡主要集中在30～49歲，整體分布較為均勻，而新型農業經營主體主要集中在40～59歲，可見，新型農業經營主體的年齡更集中在中年階段，因中年農戶已經積累了一定的資本進而開展家庭農場等新型農業經營活動。文化程度方面，總體而言受訪農戶的文化程度普遍較低，主要集中在高中及以下水平；傳統農戶的教育水平主要以小學和初中文化水平為主，新型農業經營主體的教育水平主要以初中和高中文化水平為主，略高于傳統農戶。農戶的基本特征數據詳見表1。

表1 農戶基本特征調查表

根據調研的實際情況，本研究將調查的樣本農戶分為傳統農戶(農業為主農戶和非農為主農戶)和新型農業經營主體(家庭農場、種植大戶、養殖大戶)。本文利用調查問卷中“您愿意進行產權抵押貸款嗎”對農戶參與農地承包經營權抵押融資意愿進行測度。

表2 異質性農戶參與農地承包經營權抵押融資意愿(%)

從總體調研樣本看(表2)：有4.87%的農戶表示非常不愿意參與農地抵押融資，此部分農戶主要是因害怕失去農地或者對主管金融機構的信譽存在懷疑而拒絕了解農地抵押融資政策；有19.16%的農戶表示不愿意參與農地融資，可能是因為此部分農戶自有資金充足或者可以從親朋好友處獲得資金；有23.89%的農戶對農地融資政策和辦理程序不了解，但不拒絕參與，需要根據當年家庭投入情況而定，這是潛在的參與者；有44.98%的農戶表示愿意參與農地抵押融資；7.1%的農戶表示非常愿意參與農地抵押融資。從表2看出，有潛在意愿和愿意參與農地抵押融資的農戶共占75.97%，說明整體而言農戶參與農地承包經營權抵押融資的意愿比較強烈。

表2的統計結果還顯示：在傳統農戶中，相較于非農為主的農戶，農業為主的農戶更愿意參與農地抵押融資，因為此部分農戶需要進行融資，但又缺乏有效的融資渠道，其資金短缺情況比較嚴重，所以參與意愿更加強烈。新型農業經營主體的參與意愿較弱，不論是家庭農場還是種植、養殖大戶，其參與意愿均未超過70%，其中種植大戶參與意愿相較于其他組農戶最弱。經過問卷分析和調查，新型農業經營主體多為農業生產經營大戶，對資金的需求量一般比較大，但是由于不同地區對農地抵押融資額度有限制，農地抵押融資的金額較小(一般在10萬元以內)，遠遠不能滿足經營大戶的農業生產投入需求，再加之農地抵押融資的辦理程序較為復雜，因此，新型農業經營主體參與農地抵押融資的意愿較其他組稍弱。

表3為異質性農戶對農地抵押融資政策了解程度，從總體調研樣本看，有34.34%的農戶表示沒有聽說過農地抵押融資，有30.89%的農戶表示聽說過一點，僅有不到30%的農戶表示對該項政策基本了解和非常了解。表4為異質性農戶對農地抵押融資程序的了解程度，從統計結果上看，有47.21%的農戶沒有接觸和了解過農地抵押貸款程序，而對其貸款流程基本了解和非常了解的農戶僅占樣本農戶的23.73%。由此可以看出，調研區域農地抵押融資政策的宣傳和實施力度并不顯著，農戶對農地抵押融資政策的了解程度普遍較低。而從異質性農戶分組來看，不論是對農地抵押融資政策還是對農地抵押貸款程序的了解程度，新型農業經營主體比傳統農戶都要高一些。有40%以上的新型農業經營主體表示對農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%的傳統農戶表示基本了解和非常了解。

表3 異質性農戶對農地抵押融資政策了解程度(%)

表4 異質性農戶對農地抵押融資程序了解程度(%)

(三)變量選擇

根據前文的分析，在模型(1)中Yi為結果變量，表示第i個農戶福利，對于農戶福利的衡量指標較多，在本文中選取農戶家庭年人均收入、農業收入、非農業收入、家庭年人均支出、生活消費支出、生產性支出來反映農戶家庭福利變化情況。農戶借款主要用于生活消費或者生產經營支出，而生活消費帶來的消費滿足和生產經營帶來的收入增加都能提高農戶的福利水平，所以，選取收入和支出指標作為福利的衡量變量是合適的。Ri表示第i個農戶是否參與農地抵押融資(Ri=1表示“已經參加農地抵押”，Ri=0表示“未參加農地抵押”)。Xi表示影響農戶收入和支出的因素，其中包括受訪農戶的個體特征變量以及農戶家庭特征變量。Zi表示可能影響農戶參與決策但并不直接影響農戶福利水平的特征變量，即本文所選工具變量(農戶對農地抵押融資政策了解度和參與意愿(曹瓅，2014))。變量的名稱、定義及統計性描述見表5。

表5 變量說明及統計性描述

注：a.生活消費支出包括：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、交通費和通訊支出、教育文化娛樂支出、醫療保健支出和其他生活消費支出；b.生產性支出包括：購買種子費用、農機具購買或租用費、化肥、農藥、地膜等費用、飼料費用和其他生產性支出。

(四)雙總體t檢驗

表6是雙總體(參與農戶和未參與農戶)t檢驗結果，用于檢驗兩組農戶樣本平均數與其各自所代表的總體差異是否顯著。其中：農戶文化程度、非農業收入在參與農戶和未參與農戶之間不存在明顯的差別；從農戶的年齡構成來看，參與農地抵押的農戶年齡要略低于未參與農戶；從農戶家庭的總資產、社會網絡關系及儲蓄這幾項來看，參與農地抵押的農戶比未參與的農戶具有明顯的優勢；從農戶的負債水平和借貸經歷可以看出，參與農戶比未參與農戶的負債水平更高，且具有更多的借貸經驗；參與農地抵押融資農戶家庭的耕地面積明顯大于未參與農戶的耕地面積；農戶家庭收入方面，參與農戶和未參與農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t檢驗；農業收入方面，參與農戶和未參與農戶平均值間的差異為1.8154且在1%的顯著水平上通過t檢驗；非農業收入方面，參與農戶雖然少于未參與農戶，但是并未通過顯著性檢驗；從農戶家庭支出來看，參與農戶和未參與農戶的家庭人均支出對數的平均值分別為9.6993和8.9738，兩者間的差異也在1%的水平上通過顯著性檢驗；同樣，參與農戶和未參與農戶的家庭生活消費支出和生產性支出的差異也在1%的顯著水平上通過t檢驗。通過表6分析可以看出，農戶參與農地抵押融資顯著提高了家庭人均收入、農業收入、家庭人均支出、生活消費支出和生產性支出，但該結果并沒有考慮農戶參與農地抵押融資的自選擇問題和內生性等問題，所以此描述性統計分析結果并不成熟。

表6 參與農戶和未參與農戶雙總體t檢驗結果

注：***表示在1%水平上顯著。

四、模型結果分析

(一)基于處理效應模型的農地抵押貸款收入和支出效應估計

本文運用Stata12.0對農戶參與農地抵押貸款的收入和支出的處理效應模型進行估計，為了排除異方差對統計檢驗的影響，模型估計選擇了報告穩健的標準差。根據模型的系數估計結果，可以看出模型(1)、(2)、(4)、(6)中報告的相關系數(rho)似然比檢驗顯示可以拒絕原假設“H0∶ρ=0”(人均收入方程中p值為0.004，農業收入方程中p值為0.000，人均支出方程中p值為0.002，生產性支出方程中p值為0.013)，說明不可觀測因素在同時影響農戶的農地抵押融資參與決策和農戶家庭收入或者支出(家庭人均收入、農業收入、人均支出、生產性支出)，表明應該使用處理效應模型。同時，瓦爾德檢驗、極大似然比檢驗和卡方檢驗均拒絕模型無效的原假設，表明模型整體擬合度較好，可以用于實證分析。

從表7中模型(1)和模型(2)可以看出，相關系數(rho)的值分別為-0.175和-0.377，且均在1%的顯著性水平上通過檢驗，表明農戶有負向的選擇性偏差，說明低于人均收入的農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戶提高收入。同理，從表8中模型(4)和模型(6)可以看出，相關系數(rho)的值分別為-0.198和-0.245，且在1%的顯著性水平上通過檢驗。從表7和表8中模型(1)—(6)的估計結果可以看出農戶參與農地抵押融資對應的系數均為正，但是只有模型(1)、(2)、(4)、(6)通過了顯著性檢驗，說明農戶參與農地抵押融資能顯著提高其家庭人均收入、農業收入(劉輝煌 等，2014)、家庭人均支出和生產性支出(曹瓅 等，2014)，但是對非農收入的影響并不顯著(Crepon et al.，2014)。因為對于長期從事農業生產經營的農戶而言，參與農地抵押貸款可以從主辦金融機構獲得更多信貸，促進其開展經營活動，擴大農業投入(如農業設施建設、蔬菜大棚、購買更多種羊、種牛等)，進而促使銷售量有小幅上升，而農戶通過增加機械、設施的投入，提升了農業生產效率，也進一步增加其農業收入。一般而言，隨著農戶收入水平的提升，農戶應用于生產性投資的資金以及生活消費的支出也會提高，從而提高家庭的生活品質，但是從前期調研中可以看出，農戶的生活更加趨于簡單化和儉樸化，所以融資參與對農戶生活消費的影響并不具有顯著性。在農區，經營類型以農業為主的農戶，對農地抵押融資的參與意愿更加強烈，從模型(1)—(6)融資參與的影響因素的回歸結果也可以看出，農戶經營類型對其參與農地抵押融資的影響顯著為負，所以參與農地抵押融資的農戶更多地是以經營農業為主，參與融資對農戶非農收入的影響并不顯著。從農地抵押貸款對農戶福利的整體影響情況看，農地抵押融資促進了農戶家庭人均收入、農業收入的增長以及人均支出、生產性支出增加，提高了農戶的福利水平。

表7 農戶參與農地抵押融資影響因素及對收入的影響

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；括號內數值為各系數的標準誤。

從數據結果來看，農戶參與農地抵押貸款的福利指標不同，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看：農戶所在區域對農業收入的影響顯著為負，對家庭人均支出顯著為正，這是因為相較于純農區農戶而言，越靠近城鎮的農戶其農業收入占比越少，受到城市現代化水平的影響越大，因而城郊區農戶需要更多的支出去滿足較高質量的生活需求。戶主性別對農戶家庭人均收入、農業收入、非農收入、家庭人均支出以及生產性支出均有負向影響，且均在1%的顯著性水平下通過檢驗，這與曹瓅等(2014)的研究結論一致，可能的原因是，在農村，相對女性而言，男性需要承受更多家庭生計方面的壓力，而且其為了提升家庭生活水平，致富意愿更為強烈，進而渴望有更多的外出就業機會。戶主年齡對農戶家庭農業收入、非農收入、人均支出、生活消費支出和生產性支出均有負向影響，且均在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明農戶年齡越大，其思想越趨于保守，對新事物的認識和接受程度越低，越傾向于過勤儉節約的生活。農戶文化程度對家庭人均收入的影響顯著為正，而對農業收入的影響顯著為負，對非農收入及支出的影響為正，但是不顯著，說明隨著文化程度的提高，農戶更趨向于從事非農活動，其他方面的收入在提高，而農業收入在降低。

家庭常住人口數對農戶家庭人均收入和人均支出的影響均為負，且均在1%的顯著性水平下通過檢驗 ，而對于農業收入、非農收入、生活消費支出和生產性支出均顯著為正。在農村，對于絕大多數農戶而言，農業收入是其收入的主要來源，而在農戶家庭農地數量一定的情況下，隨著家庭常住人口的增加，家庭人均收入則會相應減少，由此而導致的家庭人均支出也會相應減少；隨著家庭常住人口的增加，為了基本的生活保障，家庭生活消費支出則會增加，農戶會通過租賃方式租入土地，進行經濟作物種植，或者進行畜牧養殖，進而增加其生產性支出，相應的農業收入也會增加；同時，家庭常住人口較多的農戶有更多的人力資源，在農閑之余選擇外出務工，進而提升其非農收入。土地經營規模對農戶家庭年人均收入、農業收入、家庭人均支出、生活消費支出和生產性支出均有正向影響，且均在1%的顯著性水平下通過檢驗，而對非農收入的影響顯著為負，這表明在家庭人口一定的情況下，隨著土地經營規模增加，農戶家庭的生產性投入以及人力投入加大，其對農業生產效益的拉動作用增強，從而促進農戶家庭農業收入和年人均收入的增長，外出務工的成員數就會相應減少，進而減少家庭非農收入。經營類型對農戶家庭年人均收入、非農收入、人均支出、生活消費支出的影響顯著為正，而對農業收入和生產性支出的影響顯著為負，這與曹瓅等(2014)研究結果一致，表明在農戶土地規模一定情況下，農戶家庭經營類型越偏向于非農業，農業生產性投入和農業收入則越會相應減少，而其非農收入越高，非農經營下農戶家庭的生活消費也越會相應增加，這與我們實地調研經驗相符。家庭總資產對農戶家庭的人均收入、農業收入、非農業收入、人均支出、生活消費支出以及生產性支出的影響均為正，且均在1%的顯著性水平上通過檢驗，表明家庭總資產越高的農戶，其家庭收入支出越高，這可能是因為家庭房屋價值越高，其家庭經濟積累越深厚，經濟條件越優越，對生活消費和生產性支出的投入也越高，越會促進家庭收入的增長。

家庭社會網絡關系對農戶家庭收入和支出的影響均為正，只對人均收入、農業收入、人均支出和生活消費支出的影響較為顯著，可能的解釋是農戶的家庭社會網絡關系越多，則越能更多更快地接觸到新的致富信息和致富渠道，進而提高家庭收入，人情關系等方面的支出也會相應增加。農戶負債水平對家庭農業收入的影響顯著為負，而對家庭人均支出、生活消費支出以及生產性支出的影響顯著為正。從前期調研可以看出，高負債水平農戶的借款去向一般是家庭近期大的開支(如婚事、喪事、蓋房等)和非農行業的投資，而并未投入到農業生產上，所以在家庭支出增加的同時農業收入反而會相應減少。儲蓄對農戶家庭收入和支出的影響均顯著為正，且在1%的水平下通過顯著性檢驗，一般來說，農戶家庭儲蓄增加，證明農戶除了一些基本的生產生活支出外，還有額外剩余資金，表明農戶的收入在不斷的增加，收入增加的同時也促使農戶消費來提高其生活水平。是否購買保險只對農戶家庭年收入的影響顯著為正，即購買保險的農戶家庭人均收入高于未購買保險的農戶。借貸經歷對農戶家庭人均收入、人均支出和生產性支出的影響顯著為正，而對農業收入的影響顯著為負，可能的原因是相比沒有借貸經歷的農戶而言，有借貸經歷的農戶思想較為開放，也從側面反映該部分農戶有較好的投資項目，需要從金融機構貸款，以滿足家庭的生產經營性支出，通過項目的收益來提升家庭的收入。從前期調研數據可以看出：有貸款經歷的農戶致富思維比較活躍，更加傾向于尋求農業之外的致富途徑，農業收入相對較少；沒有借貸經歷的農戶，相對比較保守，更傾向于做好農民本分的種養殖工作，相應的農業收入則較為穩定。在地區變量的控制方面，其對農戶家庭年人均收入、農業收入的影響顯著為負，而對非農業收入的影響顯著為正，說明寧夏農戶的人均收入和農業收入水平明顯高于陜西農戶，而陜西農戶的非農收入明顯高于寧夏。從前期的調研來看，寧夏農戶的耕地面積普遍較大，擁有較好的種植項目(例如寧夏大米和枸杞)，而且還兼有養殖業，進一步提升農戶的收入，而陜西農戶的家庭人均耕地較少，更多的是兼業農戶，農閑時間外出打工居多，所以非農收入也相應增加。地區變量對農戶家庭支出影響不顯著，說明無論是寧夏還是陜西農戶，其消費支出方面更傾向于簡單的生活生產支出，并不存在顯著的地區差異性。

表 8 農戶參與農地抵押融資影響因素及對支出的影響

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；括號內數值為各系數的標準誤。

(二)基于處理效應模型的農戶參與農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戶參與農地抵押融資的因素基本一致。影響農戶參與農地抵押融資的主要因素有農戶所在區域、經營類型、社會網絡關系、負債水平、貸款經歷、政策了解程度以及農地抵押融資參與意愿。具體而言：農戶所在區域均對其融資參與有負的影響，且均在1%的顯著性水平下通過檢驗，這是因為長期居住在農區的農戶有更多的機會接觸到農地抵押融資政策，且前期調研發現農戶參與農地抵押融資意愿較強，所以農區的農戶更有可能參與農地抵押融資。農戶經營類型對農戶融資參與影響顯著為負，一般而言，兼業程度較高(非農收入比例越大)的農戶，一年中有較長一段時間在城市打工或者做生意，其對農地抵押融資政策的了解受限，進而農地抵押融資參與意愿較弱，相比而言，純農戶在其他收入有限的條件下，會更加積極地響應農地抵押融資。家庭社會網絡關系均正向促進農戶的融資參與行為，因為家庭社會網絡關系較多的農戶，能更多更快地接觸到新的致富信息和致富渠道，同時，信貸支農政策在農村常常通過村干部進行宣傳，因而其更容易接受新政策，自然也更愿意通過借貸緩解家庭資金的不足。農戶的負債水平對農戶的參與行為有顯著正向影響，即農戶負債水平越高，其參與農地抵押融資的意愿越強。貸款經歷對農戶的參與行為影響顯著為正，因信貸經歷有助于農戶形成對正規信貸的正確預期，使其產生對正規信貸的需求，并且主辦金融機構往往通過農戶信貸經歷來對農戶信譽進行評價，前期調研也發現農戶幾乎不存在主動違約的現象，所以良好的信貸經歷大大增加了農戶獲得農地抵押貸款的可能性。農地抵押融資政策了解程度對農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檢驗，這可能是因為農村產權抵押貸款作為一種創新型信貸產品，突破了信用貸款等信貸產品對擔保人條件的限制，而對政策的了解程度有可能對農戶貸款的可得性造成影響，也能促進農戶借貸、提高貸款額度。農戶的參與意愿對農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檢驗，因為農戶若有強烈的農地抵押參與意愿，即會促使農戶做出抵押融資決策，進而影響農戶的融資參與行為。

(三)分化農戶融資參與對其福利影響平均處理效應

通過上述分析，我們只可以獲得農戶參與融資對收入和支出的邊際效應，為了更好地估計融資參與是如何影響農戶福利的，則應進一步估計融資參與對農戶福利影響的平均處理效應(ATE)。由于篇幅所限，文章并未列出異質性農戶參與融資對其福利影響的處理效應模型分析結果，只列出農戶分化視角下融資參與對其福利影響的平均處理效應(ATE)。根據ATE的系數估計結果(如表9所示)，無論是傳統農戶還是新型農業經營主體，其在家庭人均收入、農業收入、家庭人均支出、生活消費支出和生產性支出方面，ATE統計量的值均為正，且在1%的顯著性水平下通過檢驗。說明無論是傳統農戶還是新型農業經營主體參與農地抵押融資均能顯著提升家庭人均收入、農業收入、家庭人均支出、生活消費支出和生產性支出，而農戶參與農地抵押融資并不能提升其非農業收入。通過參與農地抵押融資對農戶收入和支出影響的平均處理效應(ATE)的結果分析，可以看出參與農地抵押融資可以顯著提升農戶的福利水平。從農戶分化視角來看，新型農業經營主體在人均收入、農業收入、人均支出和生產性支出方面的ATE值均大于傳統農戶，說明相比傳統農戶，參與農地抵押融資對新型農業經營主體的福利(人均收入、農業收入、人均支出和生產性支出)影響更大。而在生活消費支出方面，傳統農戶的ATE值大于新型農業經營主體，說明參與農地抵押融資對傳統農戶的生活消費支出影響較大。對于傳統農戶而言，參與農地抵押融資對其農業收入的影響最大，其次是生產性支出；對于新型農業經營主體而言，參與農地抵押融資對其農業收入、生產性支出和人均收入影響較大。說明無論是傳統農戶還是新型農業經營主體，農地抵押融資主要對農業生產經營影響較大(農業收入、農業生產性支出)。融資參與對傳統農戶人均收入的提升較小，而對新型農業經營主體的人均收入提升較大，可能的原因是，對于傳統農戶而言(尤其是以非農為主的兼業農戶)，融資參與促使其農業生產性支出增加，此類農戶對農業的投入也會相應增加，進而減少外出務工的時間和精力，這也是參與融資造成其非農業收入顯著減少的原因。

表9 分化農戶農地抵押融資參與對其福利影響的平均處理效應

注：***表示在1%水平上顯著；括號內數值為各系數的標準誤。

五、主要結論及政策建議

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四個縣(區)(陜西的高凌和楊凌、寧夏的同心和平羅)的農戶調查數據，采用處理效用模型，分析異質性農戶參與農地抵押融資對其福利效應的影響。主要有以下結論：(1)農地抵押融資參與對農戶家庭年人均收入、農業收入、年人均支出、生產性支出均存在顯著的正向影響，表明農地抵押融資參與顯著改善了農戶家庭的福利水平；(2)參與農地抵押融資對新型農業經營主體的人均收入、農業收入、人均支出和生產性支出影響較大，對傳統農戶的生活消費支出影響較大。(3)不同的因素對農戶福利的影響存在差異，農戶性別、家庭人員數、耕地面積、家庭經營類型、總資產、家庭社會網絡關系和貸款經歷是影響農戶福利水平的重要因素；(4)影響農戶參與農地抵押融資的主要因素有：農戶所在區域、經營類型、社會網絡關系、負債水平、貸款經歷、政策了解程度以及農地抵押融資參與意愿。

根據研究結論，為了保障農村產權抵押融資試驗有序運行，并形成“可復制、易推廣、廣覆蓋”的農村金融創新模式，緩解農戶融資難，提高農民福利水平，建議各級政府及相關部門應做好以下工作：第一，為了保障農村產權抵押融資試驗有序運行，試點地區相關管理部門應當規范信貸主體和農村金融機構的行為，避免信貸配給等問題出現，同時，積極完善農戶個人征信體系，建立公平、有效的農村信貸市場秩序；第二，基于影響傳統農戶和新型經營農戶參與農地抵押融資因素的不同，主辦金融機構應該考慮農戶具體情況進行貸款，如在盡可能避免風險的前提下，針對傳統農戶可以適當降低貸款利率，針對新型經營農戶可以適當擴大貸款額度；第三，由于農戶參與農地承包經營權抵押融資意愿受到農戶經營類型、耕地面積等因素的影響，建議金融機構根據農戶所在區域、經營類型、耕地面積等特征，對轄區農戶進行分類管理，并積極鼓勵農戶參與農地承包經營權抵押融資管理的過程，發揮農戶的主觀能動性，提高貸款的使用效率，進而增加農戶的收益；第四，金融部門在推行和改善農地承包經營權抵押融資模式時，應穩定鄉鎮級金融網點，積極發展村鎮信貸業務，提升信貸服務質量，為農村產權抵押融資的開展創造有利條件；第五，金融監管機構、金融機構以及各行政村村委會應該積極配合做好農村產權抵押融資的宣傳工作，注重相關服務品質的提升，消除農戶顧慮。

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(責任編輯 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，山西運城人，博士，西北政法大學經濟學院講師。 羅劍朝(1964--)，男，陜西武功人，西北農林科技大學農村金融研究所教授，博士生導師。 牛曉琴(1986--)，女，山西運城人，博士，上海應用技術大學經濟與管理學院講師。

教育部長江學者和創新團隊發展計劃資助項目“西部地區農村金融市場配置效率、供求均衡與產權抵押融資模式研究”(IRT1176)；國家自然科學基金項目“農村土地承包經營權抵押融資試點效果評價、運作模式與支持政策研究”(71573210)；西北農林科技大學基本科研業務費—人文社科項目“農村土地承包經營權抵押擔保融資效果評價、運作模式與支持政策研究”(2014RWZD01)。

* 作者感謝項目組成員房啟明、曹燕子、曹瓅以及楊軍老師對論文撰寫提供的數據支持和寶貴修改意見。

F832.43

：A

：1001-6260(2017)07-0021-15

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