重慶市農(nóng)村“三權(quán)”抵押對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)影響分析

王兆林

(重慶工商大學(xué)旅游與國土資源學(xué)院，重慶 400067)

農(nóng)村“三權(quán)”抵押是指農(nóng)民用林權(quán)、農(nóng)房產(chǎn)權(quán)、農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)作抵押向金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)貸款。中國共產(chǎn)黨第十八屆中央委員會(huì)第三次全體會(huì)議、2014年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議、2014年中央農(nóng)村工作會(huì)議和中共中央國務(wù)院《關(guān)于全面深化農(nóng)村改革加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的若干意見》等政策文件均就加快發(fā)展農(nóng)村“三權(quán)”抵押提出具體的意見與要求，顯然農(nóng)村“三權(quán)”抵押是破解當(dāng)前農(nóng)民生產(chǎn)融資難，發(fā)展農(nóng)村金融，繁榮農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)農(nóng)民增收脫貧的重要制度創(chuàng)新。

當(dāng)前有關(guān)農(nóng)村“三權(quán)”抵押的研究，總體分為3個(gè)方面：一是對(duì)農(nóng)村“三權(quán)”抵押現(xiàn)狀、問題及措施的探討，如陳悅等通過重慶市“三權(quán)”抵押的實(shí)際操作與相關(guān)機(jī)理分析，找出當(dāng)前“三權(quán)”抵押存在的問題，并提出針對(duì)性的對(duì)策建議[1]；二是基于農(nóng)戶視角分析其抵押貸款的需求意愿，如肖軼等基于重慶市農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logistic回歸模型分析影響重慶市農(nóng)戶參與農(nóng)村“三權(quán)”抵押貸款融資的各種因素[2]；三是基于金融機(jī)構(gòu)視角分析其土地承包經(jīng)營權(quán)的抵押貸款意愿，如蘭慶高等基于遼寧省基層農(nóng)村信貸員的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Probit模型對(duì)金融機(jī)構(gòu)開展土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款意愿及其影響因素的實(shí)證分析[3]。

縱觀相關(guān)研究不難發(fā)現(xiàn)，學(xué)術(shù)界盡管對(duì)農(nóng)村“三權(quán)”抵押能夠促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)已經(jīng)形成定性共識(shí)，但這種共識(shí)僅僅是定性地籠統(tǒng)分析農(nóng)村“三權(quán)”對(duì)農(nóng)民收入的影響，沒有進(jìn)行定量分析，鑒于此，筆者嘗試引入在農(nóng)民收入研究中較少采用的普通最小二乘法(odinary least squares，簡(jiǎn)稱OLS)逐步回歸分析方法與常用的格蘭杰因果關(guān)系分析方法，結(jié)合較早開展農(nóng)村“三權(quán)”抵押的重慶市有關(guān)數(shù)據(jù)，定量分析農(nóng)村“三權(quán)”中各具體權(quán)屬抵押對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步厘清具體某一權(quán)屬抵押對(duì)農(nóng)民具體收入的影響，以期補(bǔ)充理論研究的不足，本研究結(jié)果可為地方政府決策提供參考。

1 研究假設(shè)

從農(nóng)民收入上來講，衡量農(nóng)民收入的指標(biāo)通常為農(nóng)民純收入，該指標(biāo)由農(nóng)民工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入及轉(zhuǎn)移性收入等4部分組成。在當(dāng)前農(nóng)村融資相對(duì)困難、農(nóng)村抵押物缺失的背景下，農(nóng)民可通過“三權(quán)”抵押獲得用于農(nóng)業(yè)或非農(nóng)業(yè)擴(kuò)大再生產(chǎn)的必要資金[4-7]。有了必要的資金來源，作為雇主的農(nóng)民可以通過發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)或者投資非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，實(shí)現(xiàn)其純收入的大幅增長(zhǎng)。雇工農(nóng)民的林地使用權(quán)、農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押入股流轉(zhuǎn)或農(nóng)房流轉(zhuǎn)后，同樣能夠獲得必要的財(cái)產(chǎn)性收入。通過上述分析不難發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村“三權(quán)”抵押與農(nóng)民純收入關(guān)系較大，特別是與從事農(nóng)業(yè)或非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入存在較大關(guān)系，但與農(nóng)民兼業(yè)工資性收入及政策性的轉(zhuǎn)移性收入關(guān)系不大(圖1)。因而在分析農(nóng)村“三權(quán)”對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響過程中，本研究重點(diǎn)分析“三權(quán)”對(duì)農(nóng)民純收入、家庭經(jīng)營性入、財(cái)產(chǎn)性收入的影響。

從具體權(quán)屬來看，在農(nóng)村“三權(quán)”中林業(yè)生產(chǎn)具有資金需求量大、周轉(zhuǎn)慢、經(jīng)營生產(chǎn)周期長(zhǎng)等特點(diǎn)；農(nóng)地承包經(jīng)營具有易受季節(jié)性、自然災(zāi)害影響以及市場(chǎng)性明顯等特點(diǎn)；農(nóng)房具有估價(jià)困難、不易處置等特點(diǎn)。農(nóng)村“三權(quán)”的不同特點(diǎn)決定了金融機(jī)構(gòu)開展“三權(quán)”抵押業(yè)務(wù)時(shí)會(huì)區(qū)別對(duì)待，由此產(chǎn)生了各權(quán)屬抵押貸款額的差異。因而“三權(quán)”中的具體產(chǎn)權(quán)也可能對(duì)農(nóng)民純收入、家庭經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入產(chǎn)生差異化影響。基于以上分析，結(jié)合農(nóng)村“三權(quán)”抵押能夠促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)這一共識(shí)，本研究提出如下研究假設(shè)，并通過重慶市的實(shí)證加以檢驗(yàn)。

假設(shè)1：林權(quán)抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民純收入增長(zhǎng)。假設(shè)1.1：林權(quán)抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入增長(zhǎng)。假設(shè)1.2：林權(quán)抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng)。

假設(shè)2：農(nóng)房產(chǎn)權(quán)抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民純收入增長(zhǎng)。假設(shè)2.1：農(nóng)房產(chǎn)權(quán)抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入增長(zhǎng)。假設(shè)2.2：農(nóng)房產(chǎn)權(quán)抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng)。

假設(shè)3：農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民純收入增長(zhǎng)。假設(shè)3.1：農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入增長(zhǎng)。假設(shè)3.2：農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款額增加能顯著促進(jìn)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng)。

2 實(shí)證研究

作為我國統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)，重慶市自2008年就開始試水農(nóng)村“三權(quán)”抵押融資工作，是在省級(jí)層面開展此項(xiàng)工作較早的地區(qū)。據(jù)重慶市金融工作辦公室統(tǒng)計(jì)，2008—2015年年底，全市各類金融機(jī)構(gòu)開展的林權(quán)抵押貸款額累計(jì)達(dá)到 294.6 億元，農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款額累計(jì)達(dá)到107.2億元，農(nóng)房產(chǎn)權(quán)抵押貸款額累計(jì)達(dá)到124.0億元。重慶市農(nóng)村“三權(quán)”抵押融資的發(fā)展對(duì)盤活該區(qū)域農(nóng)村固化資產(chǎn)，解決農(nóng)民融資瓶頸，促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)產(chǎn)生重要影響。

2.1 數(shù)據(jù)與方法

2.1.1 數(shù)據(jù)來源 本研究數(shù)據(jù)主要來源于2個(gè)部分：①所涉及的重慶市農(nóng)民純收入(NMCSR)、家庭經(jīng)營性收入(JYXSR)、財(cái)產(chǎn)性收入(CCXSR)數(shù)據(jù)來自2009—2015年《重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》，其中2015年數(shù)據(jù)來源于《重慶市2015年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。②所涉及的2008—2015年重慶市林權(quán)(LINQUAN)、農(nóng)房產(chǎn)權(quán)(NONGFANG)、農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)(CHENGBAO)抵押貸款額來源于重慶市農(nóng)村土地交易所與重慶市金融辦的有關(guān)統(tǒng)計(jì)。

2.1.2 思路與方法 第1步：首先應(yīng)用基礎(chǔ)數(shù)據(jù)進(jìn)行農(nóng)民純收入、家庭經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入與林權(quán)、農(nóng)房產(chǎn)權(quán)、農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款額的OLS線性估計(jì)；其次檢查各變量間是否存在多重共線性關(guān)系，若存在則須要先消除多重共線性關(guān)系再進(jìn)行農(nóng)民純收入、家庭經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入與“三權(quán)”抵押各變量的逐步回歸。第2步：首先進(jìn)行各變量的單位根檢驗(yàn)，確定其平穩(wěn)性；其次利用格蘭杰因果關(guān)系模型分析農(nóng)民純收入、家庭經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入與林權(quán)、農(nóng)房產(chǎn)權(quán)、農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款額各變量間是否存在因果關(guān)系。第3步：將2種方法的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比對(duì)與印證，形成實(shí)證研究結(jié)果，并對(duì)其解釋。

2.2 OLS逐步回歸分析

2.2.1 方程多重共線性診斷 本研究利用Eviews 6.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，對(duì)3個(gè)因變量NMCSR、JYXSR、CCXSR與3個(gè)自變量LIINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO進(jìn)行OLS回歸。結(jié)果如表1所示。

表1 “三權(quán)”抵押貸款額與農(nóng)民收入增長(zhǎng)OLS回歸結(jié)果

結(jié)果顯示，3個(gè)回歸方程(NMCSR、JYXSR、CCXSR)的擬合優(yōu)度(R2)均大于0.9，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量相應(yīng)P值均較小，分別為 0.008 3、0.000 0、0.000 3，說明各回歸方程擬合結(jié)果在0.05的檢驗(yàn)水平上總體顯著；自變量NONGFANG的t統(tǒng)計(jì)量的P值在3個(gè)回歸方程中均較大，不能通過t檢驗(yàn)，說明該自變量與3個(gè)因變量(NMCSR、JYXSR、CCXSR)可能分別存在多重共線性。通過對(duì)各方程自變量(LIINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO)進(jìn)行進(jìn)一步的相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，自變量NONGFANG與其他自變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，因而可以認(rèn)定各方程的自變量間均存在多重共線性。

2.2.2 逐步回歸分析 由于上述3個(gè)回歸方程的自變量間均存在多重共線性，因此須要分別進(jìn)行逐步回歸分析。本研究將因變量NMCSR、JYXSR、CCXSR分別對(duì)自變量LIINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO進(jìn)行OLS回歸，得到的一元回歸模型參數(shù)結(jié)果如表2所示。各方程按照各自變量一元回歸模型擬合優(yōu)度的大小進(jìn)行排序。3個(gè)方程各自變量一元回歸模型擬合優(yōu)度(R2)的大小順序均為L(zhǎng)INQUAN>NONGFANG>CHENGBAO。因而，3個(gè)方程均以LINQUAN為基礎(chǔ)，分別依次加入NONGFANG、CHENGBAO變量進(jìn)行逐步回歸。

表2 各自變量一元回歸結(jié)果

2.2.2.1 農(nóng)民純收入 首先，加入NONGFANG，以LINQUAN和NONGFANG為自變量，以NMCSR為因變量，重新估計(jì)方程得到的回歸結(jié)果如下：

(1)

由回歸方程(1)可知，LINQUAN、NONGFANG的t值分別為0.035 6、0.654 1，相應(yīng)P值分別為0.027 0、0.034 0，該方程的R2=0.920 4，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的P值為 0.004 5，表明該回歸方程的擬合結(jié)果總體顯著。在0.05的檢驗(yàn)水平下，NONGFANG的系數(shù)估計(jì)值能夠通過t檢驗(yàn)，予以保留。

其次，加入CHENGBAO，以LINQUAN、NONGFANG和CHENGBAO為自變量，以NMCSR為因變量，重新估計(jì)方程得到的回歸結(jié)果如下：

(2)

同理，回歸方程(2)的有關(guān)參數(shù)表明，在0.05的檢驗(yàn)水平下，CHENGBAO的系數(shù)估計(jì)值也能夠通過t檢驗(yàn)，予以保留。

回歸方程(1)與(2)說明，LINQUAN、NONGFANG和CHENGBAO對(duì)NMCSR均有顯著的正向影響，即重慶市“三權(quán)”抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民純收入的增長(zhǎng)。

2.2.2.2 農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入 首先，同樣加入NONGFANG，以LINQUAN和NONGFANG為自變量，以JYXSR為因變量，重新估計(jì)方程得到的回歸結(jié)果如下：

(3)

由回歸方程(3)可知，LINQUAN、NONGFANG的t統(tǒng)計(jì)值分別為6.644 5、2.658 4，相應(yīng)P值分別為0.000 3、0.032 5，該方程的R2=0.978 0，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的P值為0，表明該回歸方程的擬合結(jié)果總體顯著。在0.05的檢驗(yàn)水平下，NONGFANG的系數(shù)估計(jì)值能夠通過t檢驗(yàn)，予以保留。

其次，加入CHENGBAO，以LINQUAN、NONGFANG和CHENGBAO為自變量，以JYXSR為因變量，重新估計(jì)方程得到的回歸結(jié)果如下：

(4)

同理，回歸方程(4)的有關(guān)參數(shù)表明，在0.05的檢驗(yàn)水平下，CHENGBAO的系數(shù)估計(jì)值也能夠通過t檢驗(yàn)，予以保留。

回歸方程(3)與(4)說明，自變量LINQUAN、NONGFANG和CHENGBAO對(duì)因變量JYXSR均有顯著的正向影響，即重慶市“三權(quán)”抵押貸款額的增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入的增長(zhǎng)。

2.2.2.3 農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入 首先，同樣加入NONGFANG，以LINQUAN和NONGFANG為自變量，以CCXSR為因變量，重新估計(jì)方程得到的回歸結(jié)果如下：

(5)

由回歸方程(5)可知，LINQUAN、NONGFANG的t值分別為4.301 1、2.451 9，其相應(yīng)P值分別為0.043 6、0.009 7，該方程的R2=0.946 7，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的P值為0，表明該回歸方程的擬合結(jié)果總體顯著。在0.05的檢驗(yàn)水平下，NONGFANG的系數(shù)估計(jì)值能夠通過t檢驗(yàn)，予以保留。

其次，加入CHENGBAO，以LINQUAN、NONGFANG和CHENGBAO為自變量，以CCXSR為因變量，重新估計(jì)方程得到的回歸結(jié)果如下：

(6)

同理，回歸方程(6)的有關(guān)參數(shù)表明，在0.05的檢驗(yàn)水平下，CHENGBAO的系數(shù)估計(jì)值也能夠通過t檢驗(yàn)，予以保留。

回歸方程(5)與(6)說明，自變量LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO對(duì)因變量CCXSR均有顯著的正向影響，即重慶市“三權(quán)”抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)其農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng)。

2.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

2.3.1 單位根檢驗(yàn) 本研究利用Eviews 6.0計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析軟件對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確保其平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果(表3)顯示，變量NMCSR、JYXSR、CCXSR、LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO均為非平穩(wěn)數(shù)列，對(duì)其進(jìn)行一階差分后，所有數(shù)列均在0.01水平下平穩(wěn)且一階單整。

表3 各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：C、T、L分別代表該檢驗(yàn)類型在迪基-福勒檢驗(yàn)(argumented dickey-fuller test，簡(jiǎn)稱ADF)中是否有截距項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、滯后期(滯后1期)，N指該檢驗(yàn)類型不包括C或T。

2.3.2 格蘭杰因果檢驗(yàn) 為進(jìn)一步檢驗(yàn)“2.2”節(jié)OLS逐步回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，利用Eviews6.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)一階差分后的因變量NMCSR、JYXSR、CCXSR與自變量LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO分別進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

由表4可知，在5%的置信水平下，滯后1～2期內(nèi)有如下特點(diǎn)：(1)因變量NMCSR與自變量LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO之間，分別存在由LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO到NMCSR的單向格蘭杰因果關(guān)系，說明LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO是引起NMCSR變化的格蘭杰因，即重慶市“三權(quán)”抵押貸款額的增長(zhǎng)能夠顯著促進(jìn)其農(nóng)民純收入增長(zhǎng)，這與回歸方程(1)與(2)的檢驗(yàn)結(jié)果一致。(2)因變量JYXSR與自變量LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO之間分別存在由LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO到JYXSR的單向格蘭杰因果關(guān)系，說明LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO是引起JYXSR變化的格蘭杰因，即重慶市“三權(quán)”抵押貸款額的增長(zhǎng)能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入的增長(zhǎng)，這與回歸方程(3)與(4)的檢驗(yàn)結(jié)果一致。(3)因變量CCXSR與自變量LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO之間分別存在由LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO到CCXSR的單向格蘭杰因果關(guān)系，說明LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO是引起CCXSR變化的格蘭杰因，即重慶市“三權(quán)”抵押貸款額的增長(zhǎng)能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的增長(zhǎng)，這與回歸方程(5)與(6)的檢驗(yàn)結(jié)果一致。

3 結(jié)果與分析

本研究利用OLS逐步回歸與格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)合重慶市有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，分別對(duì)農(nóng)民純收入、農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入、農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入與林權(quán)、農(nóng)房產(chǎn)權(quán)、農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)關(guān)系進(jìn)行定量分析，2種方法分析結(jié)果一致認(rèn)為：

(1)重慶市“三權(quán)”抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民純收入的增長(zhǎng)，驗(yàn)證假設(shè)1、2、3。進(jìn)一步結(jié)合回歸方程(2)各個(gè)變量的回歸系數(shù)可以看出，林權(quán)抵押較其他2權(quán)(農(nóng)房產(chǎn)權(quán)和農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán))對(duì)農(nóng)民純收入的帶動(dòng)促進(jìn)作用更大。

現(xiàn)階段林權(quán)抵押較農(nóng)房產(chǎn)權(quán)及農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押受到的現(xiàn)行法律及制度約束少，其社會(huì)保障替代作用較弱，因而處置更為方便，同時(shí)單位面積林木價(jià)值較農(nóng)產(chǎn)品高。正是由于林地具有價(jià)值較高、易評(píng)估、易處置等優(yōu)點(diǎn)，金融機(jī)構(gòu)更傾向于開展林權(quán)抵押業(yè)務(wù)；2015年筆者所在課題組針對(duì)重慶市23家金融機(jī)構(gòu)開展農(nóng)村“三權(quán)”抵押業(yè)務(wù)調(diào)查，結(jié)果顯示，開展林權(quán)抵押業(yè)務(wù)的有23家，開展農(nóng)房產(chǎn)權(quán)抵押業(yè)務(wù)的有17家，開展農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押業(yè)務(wù)的有12家；正是由于林權(quán)抵押更受金融機(jī)構(gòu)的歡迎，因而林權(quán)抵押貸款額也較其他2權(quán)高；

表4 農(nóng)村“三權(quán)”抵押與農(nóng)民收入增長(zhǎng)格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

由重慶市金融辦數(shù)據(jù)可知，2008—2015年重慶市林權(quán)抵押貸款額高于農(nóng)房產(chǎn)權(quán)與農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)之和。正是由于存在這種優(yōu)勢(shì)，林權(quán)抵押后形成的林業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營及林產(chǎn)品開發(fā)等環(huán)節(jié)的擴(kuò)大再生產(chǎn)較為容易，因而其對(duì)農(nóng)民純收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更大。

(2)重慶市“三權(quán)”抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)其農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入的增加，驗(yàn)證假設(shè)1.1、2.1和3.1。進(jìn)一步結(jié)合回歸方程(4)各個(gè)變量的回歸系數(shù)可以看出，農(nóng)村“三權(quán)”抵押對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入帶動(dòng)促進(jìn)作用的大小依次為林權(quán)、農(nóng)房產(chǎn)權(quán)、農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)。

現(xiàn)階段農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入主要來源于農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入，盡管當(dāng)前農(nóng)村抵押物缺失，但農(nóng)民在進(jìn)行擴(kuò)大再生產(chǎn)融資過程中，較少將承包經(jīng)營權(quán)質(zhì)押，而是通過其他渠道融資后流轉(zhuǎn)更多農(nóng)地進(jìn)行規(guī)模經(jīng)營，由此造成農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押額偏少。另外，為較快獲得生產(chǎn)資金，農(nóng)民在選擇抵押物的過程中，通常會(huì)首先選擇金融機(jī)構(gòu)較容易接受的抵押物進(jìn)行抵押。由于現(xiàn)階段農(nóng)房產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)沒有形成有形市場(chǎng)，也沒有建立相應(yīng)的宅基地價(jià)格評(píng)估機(jī)構(gòu)，加上其流轉(zhuǎn)受到嚴(yán)格限制，因此盡管有國家政策支持，但金融機(jī)構(gòu)普遍對(duì)農(nóng)房抵押較為謹(jǐn)慎，金融機(jī)構(gòu)更傾向于開展具有價(jià)值較高、易評(píng)估、易處置、約束少、易替代等特點(diǎn)的林權(quán)抵押業(yè)務(wù)，由此造成2008—2015年重慶市年度林權(quán)抵押額遠(yuǎn)高于農(nóng)房抵押額，因而使得林權(quán)較農(nóng)房產(chǎn)權(quán)對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入的帶動(dòng)促進(jìn)作用更大。

(3)重慶市“三權(quán)”抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)其農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的增長(zhǎng)，驗(yàn)證假設(shè)1.2、2.2和3.2。進(jìn)一步結(jié)合回歸方程(6)各個(gè)變量的回歸系數(shù)可以看出，農(nóng)村“三權(quán)”抵押對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入帶動(dòng)促進(jìn)作用的大小依次為林權(quán)、農(nóng)房產(chǎn)權(quán)、農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)。

現(xiàn)階段在農(nóng)村金融發(fā)展相對(duì)滯后的背景下，農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入主要來源于土地流轉(zhuǎn)收益、投融資收益及存款利息收入等。因而農(nóng)村“三權(quán)”抵押對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入促進(jìn)作用的大

小由農(nóng)村“三權(quán)”各自抵押額的多少?zèng)Q定。當(dāng)前林權(quán)抵押存在諸多優(yōu)勢(shì)，金融機(jī)構(gòu)也傾向于開展林權(quán)抵押業(yè)務(wù)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，2008—2015年重慶市林權(quán)的抵押額一直遠(yuǎn)高于其他2權(quán)，因而使得其對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的促進(jìn)作用也最大。另外，盡管農(nóng)房產(chǎn)權(quán)與農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押融資面臨《擔(dān)保法》《物權(quán)法》等約束，但由于單位面積農(nóng)房?jī)r(jià)值較承包地價(jià)值高，比較而言，金融機(jī)構(gòu)更愿意接受農(nóng)房產(chǎn)權(quán)抵押，統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，2008—2015年重慶市農(nóng)房產(chǎn)權(quán)的抵押額高于農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)，因而使得農(nóng)房產(chǎn)權(quán)抵押較農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的促進(jìn)作用更大。

4 結(jié)論與啟示

本研究構(gòu)建農(nóng)村“三權(quán)”抵押對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)影響的分析框架，并引入有關(guān)農(nóng)民收入研究中較少采用的OLS逐步回歸分析方法與常用的格蘭杰因果關(guān)系分析方法，對(duì)重慶市農(nóng)村“三權(quán)”抵押與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行定量分析，得出如下結(jié)論：(1)重慶市“三權(quán)”抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民純收入的增長(zhǎng)，林權(quán)抵押較其他2權(quán)(農(nóng)房產(chǎn)權(quán)和農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán))對(duì)農(nóng)民純收入的帶動(dòng)促進(jìn)更大。(2)重慶市“三權(quán)”抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入的增長(zhǎng)，農(nóng)村“三權(quán)”抵押對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入帶動(dòng)促進(jìn)作用的大小依次為林權(quán)、農(nóng)房產(chǎn)權(quán)、農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)。(3)重慶市“三權(quán)”抵押貸款額增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的增長(zhǎng)，農(nóng)村“三權(quán)”抵押對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入帶動(dòng)促進(jìn)作用的大小依次為林權(quán)、農(nóng)房產(chǎn)權(quán)、農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)。

本研究同時(shí)表明，應(yīng)加快農(nóng)村“三權(quán)”登記確權(quán)發(fā)證工作，保障抵押雙方的合法權(quán)益；建立農(nóng)村“三權(quán)”擔(dān)保公司與抵押風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償機(jī)制，提高金融機(jī)構(gòu)貸款意愿；建立農(nóng)村“三權(quán)”評(píng)估機(jī)構(gòu)，保障農(nóng)民合法土地收益；完善農(nóng)村社會(huì)保障體系，免除農(nóng)民“三權(quán)”抵押的后顧之憂；建立政府信用擔(dān)保，完善“三權(quán)”保險(xiǎn)體系；建立農(nóng)村“三權(quán)”要素市場(chǎng)，促進(jìn)“三權(quán)”抵押健康發(fā)展。

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