農地確權對小農戶信貸可得性的影響
——基于雙穩健估計方法的平均處理效應分析

姜美善 米運生

(華南農業大學 經濟管理學院,廣州 510642)

為形成界定清晰、權屬明確的農地產權制度，我國從2009年開始進行了新一輪的農地產權制度改革試點，并于2013年在全國范圍內推廣。確權明確了農戶的土地權利，為農地經營權的轉移提供了制度和法律基礎。農地的確權和轉讓又為農地抵押貸款、規模經營、社會化經營和勞動力轉移等一系列農村新型的生產和融資模式提供了基礎，尤其促進了融資模式的變革。基于農村金融市場信貸供給的角度，農地確權實現了農地外部收益的內部化，賦予了農戶財產增加的信號，使金融機構評估農戶的可貸性提高。同時農地經營權權屬明確，可作為抵押品發放農地抵押貸款，放松了農戶的信貸限制。基于農村金融市場信貸意愿的角度，農地確權增加了農戶的農業投資[1-4]，從而提高了信貸意愿。產權分割和農地確權促進了農地流轉，農地轉入使農戶的農業投資增加，也提高了信貸意愿。如果農地確權帶給農戶的信貸效應來自上述4個路徑，那么小農戶因為農地規模小和農地轉移的固定交易費用使其信貸限制并未放松。

小農戶是持有土地的規模小，生產中主要利用家庭勞動，勞動生產率低，農產品交易率低的農戶[5]。截至2016年底，我國經營規模在3.34 hm2(50畝)以下的小農戶有近2.6億戶，占農戶總數的97%左右，經營的耕地面積占全國耕地總面積的82%左右，戶均耕地面積0.334 hm2(5畝)左右。而經營規模在3.34 hm2(50畝)以上的新型農業主體經營耕地總面積約0.233億hm2(3.5億畝)，平均經營規模達到6.67 hm2(100畝)[6]。小農戶是我國農業生產經營的主要組織形式，并將長期與現代農業并存。公平的金融參與機會既關系個人發展，也通過金融普惠而體現了社會主義核心價值觀[7]。然而，那些羅爾斯式“最不利者”的小農，卻普遍遭遇正規機構的金融排斥[8]。盡管金融參與程度自改革開放以來大幅度提高，但因金融發展的不充分不平衡，我國仍有大量小農被金融排斥(Financial exclusion)所困擾[9]。2006年實施的農村金融新政在很大程度改善了農村金融組織體系，增加了農村金融供給能力，但使命漂移問題并未得到根本性緩解[10]。對此問題，學者們通常將之歸因于Rajan等[11]所提出來的“抵押品暴政(Tyranny of collateral)”：社會征信體系的缺乏和契約執行機制的失靈等因素，使正規金融機構在解決信息和違約風險問題時，因難以采用發達國家所常用的交易信用，而不得不訴諸于不動產等抵押品。正是商業銀行的這一“無情”措施，使小農等弱勢者很容易遭遇金融排斥。

Carter等[12]、Boucher等[13]以及Field等[14]分別對拉丁美洲、非洲地區農地確權的信貸效應進行了實證研究。結果表明，農地確權確實提高了富裕農戶和大土地所有者的信貸可得性，但小土地所有者的貸款數量不增反降。中國農地確權的改革已基本完成，關于此項改革的金融普惠效果問題，已有的少量研究卻顯示了令人不安的信息：貸款主要為專業大戶等主體所獲得；對小農來說，信貸可得性并未增加[15-18]。也有學者認為農地確權是能夠緩解小農戶金融排斥的制度創新模式[19-20]。農地確權是否提高了小農戶信貸可得性？我國小農戶在確權后的信貸可得性及其機制方面的專門研究數量很少。已有的研究都集中在農地抵押貸款的使命漂移問題[17-18]，確權的信貸需求效應[15]，確權的信貸效應的案例分析[21]等，沒有對小農戶確權的信貸效應及其傳導路徑進行全面的實證研究。只有驗證了農村土地產權制度改革傳導到農村金融市場的有效路徑，才能對我國小農戶在農地確權后的信貸狀況的改變進行全面的了解，并疏通貸款路徑，放松小農戶的信貸限制。本研究以來自2015年我國9省的隨機調研數據為基礎，驗證小農戶農地確權的信貸效應，特別是對傳遞機制對小農戶的有效性進行驗證。

確權對小農戶的信貸效應需要對確權農戶在沒有確權情況下的信貸狀況進行反事實推斷，然后再與其在確權情況下的信貸狀況進行比較分析，平均處理效應模型可以對農戶的反事實結果進行推測。本研究采用了雙穩健估計方法分析平均處理效應模型，將農地確權視作干預措施，設定干預模型，將農戶信貸可得性，貸款需求，農業投資等視作干預結果，設定結果模型。基于干預模型的傾向匹配得分克服了農戶的自選擇和異質性對結果的干擾，并加入偏差修正項(Bias-corrected term),獲得優于目前政策效應分析經常使用的PSM(Propensity matching score)和DID(Difference in difference)等方法的雙重穩健的分析結果，即使干預模型或結果模型設定錯誤也可以獲得一致性結果。實證檢驗的結果顯示，農地確權使小農戶的產權獲得了安全性，增加了農戶的農業投資，特別是長期投資，最終增加貸款需求。農地確權通過信號傳遞和農地抵押使金融機構對農戶的可貸性評價提高，增加了小農戶的信貸可得性，農地確權的信貸效應存在，但和確權產生的信貸需求相比，信貸效應因農地的抵押作用不足而受限，需要進行進一步的制度創新。因此本研究旨在通過分析農地確權對小農戶信貸可得性的影響，實現制度創新，緩解小農戶的信貸限制。

1 假說提出：農地確權影響小農戶信貸可得性的內在邏輯

1.1 理論假說

小農戶農地確權的信貸效應因小農的土地規模小、貸款額度少等特點，體現出不同于大農戶的特點。

1.1.1確權后的土地可作為抵押品緩解小農戶的金融排斥

非正式金融有信息優勢，當借款人違約時，可以用社會準則、壓力和暴力去譴責違約。而正式金融只能使用和處理抵押物，抵押是缺乏信息的替代物[22]。缺乏抵押物的情況下，金融機構將減少貸款額度和期限，并以增加利率來替代抵押品。如果逆向選擇限制貸款人提高利率，信貸配給就會發生[22]。信息不對稱下，缺乏抵押物的農村信貸市場的均衡是逆向選擇和信貸配給[23]。

農地確權使農地具有了正式的財產權，并通暢了流轉渠道，增加了土地的凈抵押價值，降低了杠桿率[15]。通過減少代理人問題，農地抵押的使用可以緩解信貸配給，并使風險貼現和利率降低。Barham等[8]推測確權減少了農戶信貸配給的可能性可以達到11.8%。如果沒有土地抵押貸款，銀行會花費更多的時間進行可貸性調查，提高了交易成本，并減少了農戶貸款[24]。從沒有抵押品到有抵押品，農村金融市場最終形成分離均衡，持有高質量項目的客戶選擇抵押貸款和低利率，而持有低質量項目的客戶選擇非抵押貸款和高利率[25]。這是信息劣勢的一方提出一組合約，供信息優勢的一方市場篩選的結果。

但由于喪失抵押品贖回權、重新銷售和抵押品轉移問題，導致了農地抵押貸款的高交易成本，特別是細碎化的小塊土地。因此小農戶的小額貸款很難實行農地抵押[18]。如果政治、法律和道義因素阻礙產權的重新持有時，成本就更高了，所以確權對土地抵押貸款的影響是有規模限制的。小農戶即使有確權的土地也會被信貸市場出清。學者研究發現我國農地抵押的規模限制在6.67 hm2(100畝)以上，低于這個規模更多是屬于政策性貸款[15]。由此可得：

假設1：農地確權通過抵押效應提高小農戶信貸可得性的效果是有限的。

1.1.2確權后的土地可傳遞小農戶的資產信號

土地確權的價值不只在于將其作為抵押品，而且還在于貸款交易本身[14]。依靠抵押物的貸款是金融不發展的象征，抵押給借貸雙方都帶來了成本，對于貸款人來說，成本在于抵押物評價、監督、違約后抵押物的處理。對于借款人來說，成本在于抵押物的機會成本和抵押物本身價值的變化帶來的支撐資金的變化[26]。理想的貸款是依靠未來盈利能力[27]，確權使農戶未來的盈利能力提高，并且使其內部化。因此任何減少借款人和貸款人之間信息不對稱的市場發展和政策創新都可以通過減少對抵押品的依賴來提高信貸市場的效率。

確權傳遞給金融機構的信息流在于如下途徑：首先，農地確權的家庭擁有了更多免于征用的財產，而且財產的價值和權屬可確定；其次，確權后的土地可流通性提高，易于定價，變現能力提高，這些都提高了土地的價值；再次，因為投資安全性提高帶來的投資增加，使土地預期未來收益提高，并實現了內部化[15]；第四，土地確權也影響了借款人的其他特點包括工作時間、工作變化、收入和參與社會活動的能力等，從而產生農地確權-資產信號傳遞-貸款供給增加的路徑。因此，在農地的抵押作用需要嵌入高額的交易費用的情況下，農地確權的信號傳遞對小農戶更具意義，因為信號傳遞是增量，傳遞單純的正向影響，其影響的高低則取決于小農戶本身的農地持有量。由此可得：

假設2：農地確權能夠通過資產的信號傳遞而提高小農戶的信貸可得性。

1.1.3確權對小農戶信貸意愿的影響

確權對農戶信貸意愿的影響來源于以下幾個方面：首先農地確權實現了農業長期投資外部收益的內部化，投資安全性的提高使農戶增加了農業投資[2，8]，包括農業經營規模擴大、家庭農業勞動力數量、家庭農業生產時間以及農業經營投入的增加[4]、有機肥的施用量等長期投資的增加[1，3]，投資增加引發了信貸意愿的增加；其次，農戶的預期投資收益率提高，在預期投資收益率高于貸款利率的情況下，農戶的信貸意愿會提高。預期投資收益率的提高也來自農地確權后，農地流轉使農地流通到生產率更高的農戶手中；再次，土地確權如果增加了金融機構對農戶的貸款供給，示范效應可以使自我排斥的農戶產生信貸意愿[15]。

小農戶的土地持有量少，承擔風險的能力低，對于土地的依賴性大于大農戶，風險配給導致小農戶的信貸意愿低。長期的信貸配給導致的自我排斥也是影響小農戶信貸意愿低的原因。農地確權后，小農戶存在長期投資效應，輔以金融機構信貸供給增加的示范作用，則小農戶的信貸意愿會增加，繼而潛在的信貸需求增加。由此可得：

假設3：農地確權通過提高土地的安全性而促進了農業長期投資，進而提高了小農戶的信貸需求意愿和信貸可得性。

1.2 機理分析：基于農地流轉的角度

在一個自由競爭的市場里，假定存在一家金融機構(貸款供給主體)與若干戶農戶家庭(貸款需求主體)，作為貸款需求主體的農戶家庭是謀求收入最大化的，農戶家庭除土地確權存在不同以外，其余都是同質的，即農戶家庭風險中性，都擁有初始財富額度W。假定農戶面臨投資額度為T元的投資選擇，投資所需資本超出其初始財富額度(T>W)，需要從金融機構借款C元，貸款利率為r，需要以價值為Vcl(cl表示抵押土地)的土地作為抵押。投資成功的概率為p，成功則能夠獲得收益G(Y)；投資失敗的概率為1-p，失敗則收益為0，Vtl(tl表示流轉土地)是流轉土地產生的資金量，土地轉入時Vtl<0，土地轉出Vtl>0。土地轉入需要資金支付租金和投資的金額，而土地轉出獲得租金收入。以Cobb-Douglas函數形式表示農業生產過程[28-29]，則：

G=ALαTβDγ

s.t.T=W+C+Vtl

A>0,L>0,W>0,C>0,0<α<1,

0<β<1,0<γ<1

α+β+γ=1

(1)

式中：A表示農戶現有生產能力；L表示勞動力數量(假定不考慮雇傭勞動力)，因為農戶家庭勞動力數量短期不會有變化，而且農地確權并非農戶是否從事非農就業的原因，因此土地確權并不影響L，故假定L不變。D是農戶的種植面積，會因為土地的轉出轉入發生變化。于是對于農戶來說，預期收益為：

B=[ALαTβDγ-(1+r)C]p+(-Vcl)(1-p)

(2)

作為貸款供給主體的金融機構在預期利潤為正的前提下，提供貸款。目前我國的農村信貸市場是賣方市場，金融機構持有大量的資金缺乏貸出路徑。假如抵押土地都取得了土地確權頒證，則金融機構的預期利潤Rf應該為：

Rf=[(1+r)-(1+i)]Cp+

[θ1Vcl-(1+i)C-θ2](1-p) (Rf>0)

(3)

Rf=(r-i)Cp+

[θ1Vcl-(1+i)C-θ2](1-p) (Rf>0)

(4)

其中：i是金融機構發放貸款的成本，θ1(0<θ1<1)為處置抵押土地的變現率，θ2(θ2>0)為土地抵押貸款下存在的固定交易成本，小農戶的貸款額度可能<θ2。上述非線性規劃問題可描述為：

s.t.(r-i)Cp+[θ1Vcl-(1+i)C-θ2](1-p)≥0

(5)

構造拉格朗日函數：

L=[ALαTβDγ-(1+r)C]p+(-Vcl)(1-p)+

λ{(r-i)Cp+[θ1Vcl-(1+i)C-θ2](1-p)}

(6)

由KKT條件可得：

λ{(r-i)p+[-(1+i)](1-p)}=0

(7)

(1-p)≥0

(8)

λ{(r-i)Cp+[θ1Vcl-(1+i)C-θ2]

(1-p)}=0λ≥0

(9)

可推出農戶最優貸款計劃為：

W-Vtl

(10)

確權使土地轉讓的交易費用降低，轉出收入增加。農地抵押貸款時，土地處置的變現率提高。確權強化了土地收益的內部化，農戶投資增加。

η1是土地確權頒證時的土地變現率，η2是土地沒有確權頒證時的土地變現率，并假設0<η2<η1<1。假定農戶所抵押的土地取得土地確權頒證比率為σ，則θ1=η1σ+η2(1-σ)。此時，金融機構的預期利潤Rf和農戶的預期收益B可改寫為如下形式：

Rf=(r-i)Cp+[θ1Vcl-(1+i)C-θ2](1-p)

(11)

Rf-(r-i)Cp+(1+i)C(1-p)+

θ2(1-p)=θ1Vcl(1-p)

(12)

(13)

(14)

(15)

由一階條件?B/?C=0，推出該類農戶最優貸款計劃為：

(16)

式(10)中：θ1=η1，σ=1，C*是抵押土地全部確權的情況下農戶的最優貸款量，而C**是部分土地確權情況下農戶的最優貸款量，比較農地確權的信貸效應，將式(16)與式(10)相除得到：

(17)

從式(17)可知：1)土地確權頒證通過信貸需求和供給路徑使農戶的信貸可得性提高。2)在傳導路徑中土地持有量D和信貸可得C正相關，小農戶面對土地持有量少，在固定交易成本θ2面前，確定了其弱勢地位。3)農地流轉關系到農地的變現率、定價、信貸需求、貸款交易成本等一系列問題，成為確權的信貸效應的核心環節。土地轉入時Vtl<0，貸款額度增加；土地轉出Vtl>0，貸款額度減少。土地流轉市場的發展對小農戶確權的信貸效應具有促進作用。

2 雙穩健估計方法的平均處理效應估計結果和分析

2.1 雙穩健估計方法的平均處理效應模型

本研究的數據來自非實驗數據，非實驗數據的干預政策評估問題是微觀計量經濟學的最重要的問題之一。非試驗數據難以避免考察對象的異質性和自選擇問題，農戶基于本身不同特質而非政策干預進行的不同選擇對評估政策影響產生了干擾，從而使估計出來的政策影響有偏，錯誤的政策影響評估對于干預政策的優化起到了干擾作用。因此解決農戶的異質性和自選擇問題變得異常重要，目前解決該問題的辦法主要有PSM(Propensity matching score)，DID(Difference in difference)和DR(Doubly robust estimation雙穩健方法)等，PSM因為只設定了一個干預模型，在干預模型設定錯誤的情況下，不可避免地產生有偏誤的估計結果。DID無法解決隨時間變化的變量對估計結果的內生性影響，而且要求面板和重復截面數據的支持，對數據的要求高。雙穩健方法(DR)是逆概率加權的回歸調整方法(The inverse probability weighting estimator with regression-adjustment，IPWRA)和增廣的逆概率加權方法(The augmented inverse probability weighting estimator，AIPW) 的統稱。雙重穩健性來自于IPWRA和AIPW都同時設定了干預模型和結果模型，干預模型用于匹配樣本，而結果模型用于確定匹配后的反事實結果。由于加權項或偏差修正項的加入，使DR方法在其中一個模型設定錯誤的情況下，也可以獲得一致性的因果分析結果[30]。

AIPW估計方法在設定干預模型和結果模型的同時，又加入了一個偏差修正項，如果干預模型設定正確，這個偏差修正項等于0。如果干預模型設定錯誤而結果模型設定正確，則偏差修正項可以修正這個錯誤，使結果更加穩健。因為這個特點使AIPW在結果模型或干預模型設定錯誤時，可以獲得比IPWRA更好的結果[31]。本研究運用stata軟件，選擇AIPW方法分析農地確權的信貸效應，以農地確權作為干預政策，以信貸可得性和信貸意愿作為政策影響進行評估，以農村的土地市場的制度創新帶動信貸市場的匹配。

2.2 實證研究設計

基于雙穩健估計方法的平均處理效應的思想，實證分析是這樣設計的：

第一步，我們運用logistic模型設定確權和不確權情況下的結果模型O1i(xi)和O0i(xi)，結果模型的被解釋變量為信貸意愿(Loanw)和貸款可得性(Loana)。而結果變量農業長期投資(Ainvest)設定了多元線性回歸模型。協變量包括農戶人口特點，經濟特點和地理位置特點(變量定義見表1)：

α3Highsi+α4Alandi+α5Aincomei+

α6Relativei+α7Insurancei+

(18)

β3Highsi+β4Alandi+β5Aincomei+

β6Relativei+β7Insurancei+

(19)

γ3Foodci+γ4Cashci+γ5Relativei+

γ6Transferini+γ7Vcadrei+γ8Labori+

γ9Juniori+γ10Highsi+γ11Alandi+

(20)

第二步，干預政策是農地確權，農戶境況可分為農地確權和沒有確權。干預模型設定為logistic模型，協變量包括農戶人口、經濟、地理位置特點等。

φ3Aincomei+φ4Laborri+φ5Insurancei+

(21)

第三步，用來自式(21)的概率對式(18)～(20)的條件均值進行逆概率加權。權數1/Ti(xi)是對農戶的確權狀態Di=1進行加權，而權數1/[1-Ti(xi)]是對農戶的非確權狀態1-Di進行加權，N是總體樣本數(以結果變量是連續變量Ainvest為例)：

(22)

[1-Ti(xi)]

(23)

最終得到農地確權對農戶信貸需求、信貸可得性和農戶投資的影響。我們將報告總體平均效應(Average treatment effect，ATE)，ATE是對總體樣本平均處理效應的估計結果，樣本中既包括確權農戶，也包括沒有確權農戶, 兩組樣本的反事實的結果同樣都是通過PSM確定[30,32]

(24)

2.3 數據來源和描述

數據來自2015年按照分層抽樣的方法對中國華南、華中、東北、西北的廣東、江西、貴州、河南、江蘇、寧夏、遼寧、山西和四川9個省份，67個市，578個村的農戶進行的隨機的問卷調查，收回有效樣本2 704份。《第三次全國農業普查方案》中規定，種植業規模農戶是在一年一熟地區持有6.67 hm2(100畝)及以上耕地，一年兩熟或以上地區持有3.34 hm2(50畝)及以上耕地的農戶，而少于這個畝數的為小農戶。根據各省的熟制，即寧夏和遼寧省(自治區)為一年一熟，江西、貴州、河南、江蘇、山西和四川省為一年兩熟或兩年三熟，廣東為一年兩熟或三熟，選取一年一熟省份持有6.67 hm2(100畝)以下耕地，一年兩熟或以上省份持有3.34 hm2(50畝)以下耕地的種植業小農戶樣本進行分析。

數據描述依據本研究的變量分類進行，本研究選取的變量分為干預變量、結果變量和協變量三大類：

1)干預變量為農地確權。樣本中53.96%的農戶的土地已確權，46.04%的農戶的土地未獲得確權頒證。

2)結果變量包括信貸意愿，信貸可得性和農業長期投資。樣本總體中有信貸意愿的農戶占29.99%，確權農戶中有信貸意愿的農戶占32.71%，非確權農戶中有信貸意愿的農戶只占26.80%。樣本總體中19.44%的農戶持有正規金融機構的貸款，確權農戶中20.73%持有正規金融機構的貸款，沒有確權的農戶中卻只有17.92%持有貸款。本研究以小農戶對糧食作物和經濟作物的農機具和設施的投資作為農業長期投資的代理變量，平均長期農業投資為0.57萬元(見表1)。

3)協變量包括家庭人口特點，社會資本，家庭經濟變量和外部變量。家庭人口特點包括教育水平，家庭勞動人口比例和專門從事農業生產的人口數。對于社會資本變量本研究用家里親戚朋友情況(Relative)、家人是否是村干部或做過村干部(Vcadre)來表示。家庭經濟變量用農戶家庭承包耕地的面積(Aland)、農戶家庭收入中農業收入所占的比重(Aincome)、閑置土地的面積(Iland)、是否購買了農業保險(Insurance)等作為代理變量。外部變量用農戶所在縣的經濟發展水平在本省所處的水平、農戶所在村的交通條件作為農戶所處的外部環境的代理變量，用以控制外部環境對農戶行為產生的影響。

表1 變量含義表

2.4 雙穩健估計方法的平均處理效應分析

2.4.1干預模型的合理性分析

根據研究設計的步驟，本研究將調研的農戶數據分為干預組(確權農戶)和控制組(非確權農戶)，對于干預組(或控制組)在沒有確權時(或確權時)的信貸意愿、農業投資和信貸可得的反事實情況，依據協變量計算出傾向匹配得分(條件概率)，在控制組(或干預組)中找到具有相近傾向匹配得分的農戶進行配對比較。干預模型(式(21))的回歸結果(見表2)顯示，農地是否確權受農戶是否購買保險和當地經濟狀況的顯著影響。購買了農業保險的農戶確權的可能性高于沒有購買農業保險的農戶，而農戶所在縣的經濟發展水平在本省低的農戶和其他地方的農戶相比更趨向于沒有確權。農業保險是村鎮、縣、鄉等干部的工作能力、對中央政府政策的推行力度和農戶的支持力度的代理變量，而農地確權作為中央政府的政策，需要各級干部的落實和農戶的配合。因此地方領導對中央政策的推行力度和能力，以及農戶對此積極的應對態度，對農地確權具有正向影響。而經濟較發達的農村農地確權的可能性越大，說明了這一政策選取試點時是具有傾向性的。這一點可以從農業部等部門就農地確權試點地區確定條件的文件中可以看出。

表2 農地確權的影響因素

注：***表示顯著性低于1%，**表示顯著性低于5%，*表示顯著性低于10%。表4和6同。

Note： *** represents significance below 1%；** represents significance below 5%；* represents significance below 10%.The same in Tables 4 and 6.

根據表2的傾向匹配得分的結果進行匹配，并分析平均處理效應前需要對協變量的選取是否正確，控制組和干預組的共同取值范圍是否足夠，控制組和干預組的差異是否過大等問題進行檢驗。匹配后數據平衡的結果顯示(見表3)，調整后的大部分標準化偏差(The standardised percentage bias)在10%以下，證明匹配后數據是平衡的。進一步的偏差t檢驗的結果是接受原假設，證明了確權的干預組和非確權的控制組無系統性差異(見表3)。

共同取值范圍的驗證結果顯示(圖1)，數據中大部分觀察值都在共同取值范圍內，在進行傾向得分匹配時損失的樣本很少，符合傾向匹配得分方法對大數據的要求。以上的事實都證明干預模型的協變量的選取符合平均處理模型分析所需的假定條件，可以進行影響分析。

2.4.2農地確權對小農戶信貸可得性的影響：資產的信號效應與抵押效應

將式(21)得出的概率進行逆概率加權并加入一個偏差修正項，得到AIPW估計結果。回歸結果顯示確權小農戶的信貸可得性超出沒有確權小農戶3.09%(見表4)。農地確權通過產權分割，在保證農地集體所有的前提下確定了農戶對農地的承包經營權，使其擁有了農地的財產權，成為農戶向金融機構傳遞還款能力的信號。財產權因為可以流通變現并具有收益權而成為金融機構合格的抵押品，可以使小農戶因此獲得農地抵押貸款。信貸可得性是信貸需求和信貸供給均衡的結果，在我國農村長期信貸限制的情況下，確權小農戶的信貸可得性超出沒有確權小農戶，說明確權的信號作用和抵押作用存在。

表3 匹配后的數據平衡檢驗

圖1 傾向得分的共同取值范圍

從小農戶獲得金融機構貸款的方式(有些農戶可能使用過多種抵押品形式，見表5看出，不設置抵押品的貸款和房屋抵押貸款是目前小農戶獲得金融機構貸款的主要形式。農房抵押貸款是目前央行鼓勵各金融機構發放的主要的抵押貸款形式，具有政策引導作用，是目前農村金融創新的主要內容。農房因為僅限本村居民買賣而缺乏流動性，很多地方正在推進農房使用權抵押貸款，利用農房租賃收入抵押貸款，這種形式更類似于未來收入流的變現。而農地抵押貸款，包括農地承包權和經營權抵押貸款，因為農地市場的不完善，限制了農地的流動性，目前還沒有大規模開展，只有4.35%的占比，所以確權的信號傳遞效應在確權的信貸效應中起了主導作用。綜上所述，假設1和2成立，即農地確權能夠通過資產的信號傳遞而提高小農戶的信貸可得性，而農地確權在通過抵押效應提高小農戶信貸可得性的效果是有限的。

表4 農地確權對小農戶的影響

表5 小農戶貸款的抵押品分布

2.4.3確權通過農業投資對小農戶的信貸意愿的影響

回歸結果顯示確權的小農戶和沒有確權的小農戶相比具有更高信貸意愿，超出5.66%(見表4)。農地確權是通過農業長期投資的增加和信貸可得性的增加而增加了小農戶的信貸意愿。農地確權對農戶的長期投資會有影響[1-3]，土地安全性低會阻礙農業投資。擁有土地的期限越長，越有利于投資，所有權比其它權利更有利于農業投資的增加[2]。用小農戶家中用于經濟作物和糧食作物的農機具和裝備

表6 小農戶潛在的信貸需求的影響因素

的價值表示小農戶長期投資的價值，回歸結果顯示(見表4)確權的小農戶和沒有確權的小農戶相比，長期投資顯著增加，說明確權的長期投資效應同樣適用于小農戶。我國小農戶對于農機具和裝備的自家擁有的比例顯著高于來自社會化服務這一渠道。平均68.29%的小農戶的糧食作物的農機具和裝備來自自家擁有，22.09%來自個體戶服務，和其他人共同擁有占6.40%，來自農業企業占0.05%，來自專業服務隊占3.18%。這一點可以證明代理變量選取的合理性。長期投資增加后，小農戶的信貸意愿是否增加？從表6對小農戶的信貸意愿影響因素的分析中可知，在剔除了親朋好友的非正規金融后，投資增加仍能夠提高農戶對金融機構的信貸意愿。

確權農戶信貸可得性的增加，產生了示范作用，成為確權農戶信貸意愿大于非確權農戶的另一個原因。信貸意愿做為潛在的信貸需求，在小農戶克服自我排斥和風險排斥，金融機構減少繁雜的貸款手續、關系貸款和抵押品設置的情況下，潛在的信貸需求可以成為有效的信貸需求，從而在金融機構增加信貸供給的情況下，提高農戶的信貸可得性，形成良性循環。由此可知，假設3得到了驗證，即農地確權通過土地安全性的提高而促進了投資，進而提高小農戶的潛在的信貸需求，并促進小農戶信貸可得性的提高。

3 結論和政策建議

新一輪的農地確權，為土地市場的變革傳遞到金融市場，實現農戶金融行為的改變，提供了制度基礎。小農戶在這場變革中，是否因其農地規模小面臨市場出清的弱勢地位？本研究證明小農戶的土地安全性的提高增加了小農戶的農業長期投資，從而提高了信貸意愿。小農戶的財產權增加，并擁有了可以流轉的大額財產，本身傳遞了還款可能性增加的信號，使小農戶的可貸性增強，并可將農地作為抵押品獲得農地抵押貸款，最終小農戶信貸可得性因農地確權而提高。但農地的信號傳遞作用大于抵押作用。

土地產權改革是農村生產力增長的關鍵因素。如果公共政策能夠增強個人土地產權的安全性，則可以促進經濟增長和收入平等。但必須使產權改革放松小農戶在投資和生產提高上的限制。否則產權改革必然令人失望，只能使大農戶獲得權力。信貸限制是小農戶在投資和生產提高上的限制，打破惡性循環需要進一步的制度和組織創新。因此本研究建議：

1)提高農地財產權的價值，需要加快土地流轉的制度創新和組織創新。小農戶的細碎的土地分布特征和信息特點，使農地的信號作用遠遠大于抵押作用，而信號作用的增強，需要農地流動性的加強，使市場獲得土地的定價和價格的實現。

2)小農戶農地抵押貸款的破局，需要農地合作社，土地協會等第三方組織的參與。農地抵押貸款的市場型交易費用和管理型交易費用的存在產生了金融機構的沉沒成本，在交易費用和有限理性背景下[33]，通過組織的參與降低交易費用是必要的。特別是小規模農地的抵押貸款在存在固定交易費用的情況下，更需要組織創新降低交易費用。第三方組織的參與能夠在小農戶和金融機構之間通過合約的重組、信息流的獲取、違約農戶土地流通的實現而降低交易費用。即使正規農地市場發展，農地流動性增強，小農戶的農地抵押貸款也需要組織參與來解決地塊小和分散而面臨的流動性差，以及額度小和交易費用高的問題。如何通過組織創新和合約重組降低交易費用是本研究后續的研究內容。