農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款增收效應分析

摘 要 農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款決策是一個基于成本-收益分析的自選擇過程，因此，在估測抵押貸款產(chǎn)生的收入效應時，必須糾正樣本選擇偏差導致的內(nèi)生性問題。本文以農(nóng)地產(chǎn)權抵押貸款典型試點區(qū)寧夏平羅縣農(nóng)戶為樣本，運用內(nèi)生轉換回歸模型（ ESRM） 消除自選擇偏誤和內(nèi)生性問題，考察農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶總收入、農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入的影響。結果表明，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶總收入、農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入增長均有顯著正向促進作用，且農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對非農(nóng)收入的促進作用大于對農(nóng)業(yè)收入的促進效應?；诖耍疚奶岢龀掷m(xù)推進農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的政策建議，促進農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款進一步推廣落實，更好地激發(fā)農(nóng)村地區(qū)開展農(nóng)地抵押貸款的積極性，有效發(fā)揮農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的增收作用，提高農(nóng)戶收入，實現(xiàn)共同富裕。

關鍵詞 農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款;自選擇;農(nóng)戶收入;內(nèi)生轉換模型

0 引言

由于缺乏有效抵押物，導致農(nóng)戶普遍面臨信貸約束，嚴重阻礙了農(nóng)業(yè)發(fā)展與農(nóng)戶增收。農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款作為一種新型抵押產(chǎn)品，自開展試點以來，顯著滿足了農(nóng)戶資金需求，一定程度上緩解了農(nóng)戶發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面臨的資金緊缺問題，是增加農(nóng)民收入、促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的有效措施（ 李林等，2018）。2016 年我國開始啟動農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款試點工作，2019 年1 月1 日正式頒布實施新《農(nóng)村土地承包法》，2019 年11 月26 日發(fā)布的《中共中央國務院關于保持土地承包關系穩(wěn)定并長久不變的意見》為農(nóng)村承包土地經(jīng)營權抵押貸款業(yè)務提供了強有力的法律依據(jù)和政策支持。因此，研究農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款實施對農(nóng)戶收入的影響，評價貸款試點效果能為進一步推進該業(yè)務提供理論依據(jù)。

鑒于此，國內(nèi)外學者均對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款收入效應進行了深入研究。

國外學者較早就開始對土地抵押貸款與農(nóng)戶收入關系進行研究。Feder et al.（1998）的研究表明在泰國開展土地抵押貸款可顯著提高農(nóng)戶信貸可得性，并有助于提高農(nóng)戶收入水平。Carter and Olinto（2003）對巴拉圭的研究結果表明，農(nóng)戶通過農(nóng)地抵押獲取貸款金額愈高，交易成本愈小，提高農(nóng)戶收入作用越顯著。

Besley（2009）研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款能有效緩解農(nóng)村信貸約束，增加農(nóng)業(yè)資本投入， 有利于提高農(nóng)業(yè)效率， 進而促進農(nóng)戶收入水平提高。Stupen（2014）通過研究分析提出農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款是提高農(nóng)業(yè)效益與增加農(nóng)戶收入極具效果的途徑。

近年來，國內(nèi)學者運用不同方法對農(nóng)地抵押貸款政策實施的收入效應進行實證研究，證實了農(nóng)地抵押貸款對農(nóng)戶的增收效應。魯美辰（2013） 基于 DID模型進行實證研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款一定程度上會影響農(nóng)戶收入結構，促進農(nóng)戶增收。于琴和劉亞相（2014）運用分位數(shù)回歸方法對西部地區(qū)農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對不同收入水平農(nóng)戶收入影響進行研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對中低收入水平農(nóng)戶產(chǎn)生明顯增收效應，其貢獻率隨著收入增加而下降。

梁虎等（2017）基于寧夏和陜西地區(qū)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用傾向得分匹配法進行實證研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款和其他貸款均促進了農(nóng)戶收入增長。張欣等（2017）和惠獻波（2019） 運用傾向得分匹配法（ PSM），通過實證研究提出在不考慮樣本選擇性偏差和內(nèi)生性問題的情況下，會高估農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款收入效應，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款收入效應明顯，農(nóng)戶進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款有利于增加其總收入和農(nóng)業(yè)收入。

通過梳理文獻發(fā)現(xiàn)，諸多實證研究認為農(nóng)戶進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款能顯著提高農(nóng)戶收入，目前采用的研究方法主要有基于OLS 模型的線性回歸方法、基于自然實驗法的雙重差分模型（ DID）、分位數(shù)回歸方法、傾向得分匹配法（PSM）等。然而，是否進行農(nóng)地抵押貸款并非隨機事件，該決策是受到農(nóng)戶個人特征、家庭特征和農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款特征等因素綜合影響的自選擇過程。

在估計農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶收入影響作用時，由于進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶與未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶初始條件并不相同，樣本中貸款農(nóng)戶與未貸款農(nóng)戶劃分并非隨機進行，貸款參與者未得到貸款與未參與貸款者得到貸款行為無法直接觀察，存在樣本選擇性偏差，單純運用OLS 模型估計或分位數(shù)回歸方法會忽略農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款決策中的自選擇與內(nèi)生性問題，無法得到無偏差的一致估計量。DID 模型有其嚴格的適用條件，要求樣本滿足隨機性和同質(zhì)性假設。因此，要消除自選擇問題，首先要糾正樣本選擇偏差導致的內(nèi)生性問題，PSM 作為一種改進方法，雖能有效消除由于年齡、受教育水平、經(jīng)營規(guī)模等可觀測變量引起的樣本選擇偏差，卻無法消除農(nóng)戶興趣偏好、合作意識、能力稟賦等不可觀測變量帶來的選擇偏差。

因此本文采用Maddala 提出的內(nèi)生轉換模型（ESRM），不僅可以消除由于個體特征、資源稟賦等可觀測變量導致的自選擇偏誤，還考慮了風險偏好、政策了解程度等無法觀測變量導致的樣本選擇性偏誤，從而彌補了PSM 方法的不足。通過比較進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款與未進行抵押貸款對農(nóng)戶收入的處理效應判斷農(nóng)戶在農(nóng)地經(jīng)營權抵押決策上是否作出理性選擇，能突破處理效應中實驗組與對照組樣本農(nóng)戶同質(zhì)的不合理假設，而以往研究未對這一問題進行分析。本文對比了內(nèi)生轉換回歸模型與OLS 實證結果，準確量化農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款改革試驗效果，為完善農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款制度及農(nóng)戶增收致富提供一定程度的政策借鑒。

1 理論分析

1.1 農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款影響農(nóng)戶收入相關理論

貸款與農(nóng)戶收入關系屬于投入-產(chǎn)出關系，依據(jù)經(jīng)典柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，資本、勞動力和技術等均為影響產(chǎn)出基本要素，農(nóng)業(yè)發(fā)展主要因素包括投入勞動力數(shù)、資本與綜合技術水平，表達式如下：

其中Y 為總產(chǎn)值，A 為綜合技術水平，L 為投入勞動力數(shù)，K 為投入資本，α 為勞動力產(chǎn)出彈性系數(shù)，β 為資本產(chǎn)出彈性系數(shù)，μ 為隨機干擾項。投入資本對總產(chǎn)值的影響表示如下：

在保持綜合技術水平和投入勞動力數(shù)量不變條件下，隨著資本投入量增加，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)戶收入會相應提高。由于農(nóng)戶家庭自有綜合技術和勞動力數(shù)量短期內(nèi)一般不會發(fā)生較大變化，因此，資本投入量便成為農(nóng)戶在生產(chǎn)活動中最易控制的可變要素（ 陳云松和范曉光，2011）。當農(nóng)戶投入一定規(guī)模勞動力，該家庭即擁有相應生產(chǎn)能力，家庭產(chǎn)出將會達到相應預期數(shù)值。基于此，若欲進一步擴大家庭總產(chǎn)出，提高家庭收入，便需要追加資本投入量。而農(nóng)村家庭資本總量包括兩個重要來源：一是農(nóng)戶初始資本金額;二是農(nóng)戶從各種金融機構申請獲取的融資金額。農(nóng)戶通過農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款獲得更多初始資金，對勞動要素投入沒有顯著影響，而是加大資本要素投入量（ 李雪松和黃彥彥，2015），從而增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和提高農(nóng)戶經(jīng)濟收入。

1.2 研究假設

農(nóng)戶從金融機構獲取農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款一般用于生產(chǎn)要素中資本投入（牛榮等，2018）。農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶收入增長的影響解釋如圖1 所示。農(nóng)戶貸款前初始生產(chǎn)投入為K0，初始收入為R0。獲取農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)業(yè)投資活動增加后的生產(chǎn)投入為K1，農(nóng)戶收入將增加至R1。而下一時期，農(nóng)戶將繼續(xù)使用前期部分收入進行投資與再生產(chǎn)，因此如果下一時期生產(chǎn)性投入K2 大于K0，則同期收入將增加至R2。如此循環(huán)往復，直至生產(chǎn)投資活動的邊際收益為0 時，農(nóng)戶才會中止再投入。因此，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款具有可持續(xù)性，能不斷推動包括農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入的農(nóng)戶收入增長。貸款對農(nóng)戶收入的作用表現(xiàn)為Ri（i≥1）相對于R0 的增長，i =t 時貸款對農(nóng)戶收入的促進作用完全發(fā)揮，i≠t 時貸款對農(nóng)戶的增收作用尚未完全發(fā)揮，此時農(nóng)戶會將貸款產(chǎn)生的收入增長用于再生產(chǎn)，以繼續(xù)提高收入。農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款促進農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入的增長作用機理相同，作為農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入之和的農(nóng)戶總收入自然會相應增長（孟楠等，2016）。因此本文提出假說1。

假說1： 在排除其他因素影響下，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款可顯著促進農(nóng)戶總收入、農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入增加。

農(nóng)戶將農(nóng)地經(jīng)營權向金融機構進行抵押貸款的初衷是要彌補資金流動性不足，將資金投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，進而促進農(nóng)業(yè)增效和農(nóng)戶增收。而在農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款試點中，由于非農(nóng)生產(chǎn)收益的絕對優(yōu)勢，出現(xiàn)了原本應該用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的貸款被部分抵押農(nóng)戶轉移至非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的現(xiàn)象，這種現(xiàn)象的發(fā)生使貸款用途的差異對農(nóng)戶收入結構產(chǎn)生影響（曹瓅等，2019）。按照理性人假說，農(nóng)戶追求的是消費效用的最大化和利潤的最大化。農(nóng)戶更多地會選擇將貸款資金作為要素投入到非農(nóng)生產(chǎn)和其他產(chǎn)業(yè)經(jīng)營中，從而促進非農(nóng)收入增加。據(jù)此本文提出假說2。

假說2： 在排除其他因素的影響下，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款促進農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入的增幅大于促進農(nóng)業(yè)收入的增幅。

2 數(shù)據(jù)、變量與模型

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于西北農(nóng)林科技大學陜西省農(nóng)村金融研究所對寧夏回族自治區(qū)平羅縣6 個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）35 個村莊438 名農(nóng)戶2018 年相關情況的實地調(diào)研。調(diào)查問卷包含本文所需基礎數(shù)據(jù)，如受訪者基本信息、家庭基本情況、借貸情況、是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款等內(nèi)容。平羅縣2013 年開啟農(nóng)村產(chǎn)權抵押貸款試點，結合當?shù)貙嶋H采用政府主導型農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款模式，將農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)基金、扶貧基金與農(nóng)村各類產(chǎn)權抵押貸款統(tǒng)籌運用，引入“政銀保” 抵押擔保合作模式，2018 年辦理農(nóng)村產(chǎn)權抵押貸款2840 筆2. 29 億元，有效解決了農(nóng)村貸款抵押不足的難題，緩解了農(nóng)戶信貸約束。以此試點為調(diào)查區(qū)域，具有典型性和代表性。為保證樣本代表性，調(diào)查采取分層抽樣和隨機抽樣相結合方式，每個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）中選取5～6 個村，每個村中隨機抽樣選取10 余農(nóng)戶進行問卷調(diào)查，剔除缺失和異常數(shù)據(jù)，共獲取383 個有效樣本。

2.2 變量選擇

本文對農(nóng)戶總收入、農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入分別取對數(shù)后作為被解釋變量。選擇戶主特征、家庭特征及其他特征為控制變量，參照已有文獻（ 梁虎等，2017;閆嘯和牛榮，2017）的研究，選擇戶主年齡與文化程度，家庭特征包括人口數(shù)、供養(yǎng)比、土地經(jīng)營面積、土地流轉狀況和家庭經(jīng)營類型作為戶主特征，選擇是否參加培訓、負債和是否購買保險作為其他特征變量。本文的核心解釋變量為是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款。

進行排除性限制檢驗是內(nèi)生轉換回歸模型的關鍵，即決策方程至少需要一個不出現(xiàn)在收入方程的變量作為識別變量，識別變量要求與農(nóng)戶是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款顯著相關，而不直接影響農(nóng)戶總收入（林樂芬和王步天，2015）。

本文只選取對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策認知程度的一個變量作為識別變量，因此不存在過度識別問題。工具變量法第一階段估計F 統(tǒng)計量值為214. 038，大于經(jīng)驗值10，說明不存在弱工具變量問題。對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策的認知程度滿足排除性限制，可以作為識別變量。

2.3 模型構建

考慮到存在選擇性偏誤，本文采用內(nèi)生轉換回歸模型研究農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款這一自選擇決策對農(nóng)戶總收入、農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入的不同影響，模型包括一個是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的選擇方程和兩個總收入決定方程。

農(nóng)戶是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款選擇方程如下：

表1 中定義了處理組和控制組的平均處理效應與異質(zhì)性效應。其中ATT為進行農(nóng)地抵押貸款的平均處理效應，ATU 為未進行農(nóng)地抵押貸款的平均處理效應，HT 為進行農(nóng)地抵押貸款收入與未進行抵押貸款反事實收入之間的差異，HU 為未進行農(nóng)地抵押貸款收入與進行抵押貸款反事實收入之間的差異，Δ 為消除自選擇問題與異質(zhì)性偏誤之后進行農(nóng)地抵押貸款與未進行抵押貸款的收入差異。ATT 與ATU 表示政策評估中的潛在產(chǎn)出或潛在效果，可用于評估進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款這一個體決策是否符合經(jīng)濟理性。若ATT 大于0 且ATU小于0，平均處理效應在方向上的不一致說明是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款存在自選擇問題，是個體基于比較優(yōu)勢做出的理性決策結果（ 劉輝煌和吳偉，2014）。

類似地，運用內(nèi)生轉換模型可分別研究農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入與非農(nóng)業(yè)收入的影響，并估計其處理效應與異質(zhì)性效應。

2.4 描述性統(tǒng)計

根據(jù)表3，總體受調(diào)查農(nóng)戶戶主年齡以中老年群體為主，40～59 歲占比高達68. 93%。戶主受教育水平普遍偏低，初中及以下學歷占比超過90%。大多數(shù)農(nóng)戶僅擁有自身承包土地而不存在流轉，占比高達61. 88%。絕大多數(shù)農(nóng)戶家庭經(jīng)營類型為農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)同時進行，占比達77. 55%。大多數(shù)農(nóng)戶未參加培訓，參訓農(nóng)戶占比僅為27. 94%。超半數(shù)農(nóng)戶不存在負債，占比達51. 17%。高達95. 56%的農(nóng)戶選擇購買保險，說明農(nóng)戶保險意識普遍較強。

3 實證結果分析

3.1 回歸估計結果

3.1.1 總收入回歸估計結果

農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款總收入效應的內(nèi)生轉換回歸模型和OLS 估計結果如表4 所示。λj（j =1，2）分別為進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款和未進行抵押貸款條件下收入方程的逆米爾斯比率。若內(nèi)生轉換回歸模型似然比檢驗的卡方統(tǒng)計量相應p 值小于0. 1，表明拒絕選擇方程和總收入方程相互獨立的原假設，說明農(nóng)戶是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款決策并非隨機過程，存在選擇性偏誤和內(nèi)生性，運用OLS 無法得到無偏一致的結果;若相應p 值大于0. 1，表明無法拒絕選擇方程和總收入方程相互獨立的原假設，無法說明農(nóng)戶是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款決策過程存在選擇性偏誤和內(nèi)生性，可直接使用OLS 進行估計。

（1） 內(nèi)生轉換回歸模型似然比檢驗結果。內(nèi)生轉換回歸模型似然比檢驗的卡方統(tǒng)計量為4. 19，相應p 值為0. 041，表明在5%顯著性水平拒絕選擇方程和總收入方程相互獨立的原假設，說明農(nóng)戶是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款決策并非隨機過程，存在選擇性偏誤和內(nèi)生性。

（2） OLS 估計結果。根據(jù)OLS 估計結果，控制變量中戶主年齡和家庭供養(yǎng)比對農(nóng)戶總收入具有顯著負向降低作用，戶主文化程度、家庭人口數(shù)、土地流轉情況、參加培訓、負債水平和購買保險對農(nóng)戶總收入均具有顯著正向促進作用。

農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶總收入具有顯著正向促進作用，在其他條件相同情況下，進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款比未進行抵押貸款農(nóng)戶的總收入高35%。但由于是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款存在自選擇問題，OLS 無法消除選擇性偏誤。

（3） 內(nèi)生轉換回歸模型選擇方程估計結果。表4 中內(nèi)生轉換回歸模型的選擇方程（1）顯示是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的影響因素估計結果。結果表明農(nóng)戶負債水平與進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款概率正相關。對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策的認知程度越高，農(nóng)戶進行抵押貸款意愿越強烈，概率越高。

（4） 內(nèi)生轉換回歸模型收入方程估計結果。內(nèi)生轉換回歸模型的收入方程（2）和（3）估計了進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款與未進行抵押貸款兩種情況下農(nóng)戶總收入方程結果。結果表明戶主年齡和家庭供養(yǎng)比對農(nóng)戶總收入具有顯著降低作用，戶主文化程度、家庭人口數(shù)、土地流轉情況和負債水平對農(nóng)戶總收入具有顯著正向促進作用。處理組中土地經(jīng)營面積對農(nóng)戶總收入具有顯著正向促進作用，而控制組中并不顯著?？刂平M中家庭經(jīng)營類型和參加培訓對農(nóng)戶總收入具有顯著正向促進作用，在處理組中并不顯著。

3.1.2 農(nóng)業(yè)收入回歸估計結果

農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)業(yè)收入效應的內(nèi)生轉換回歸模型和OLS 估計結果如表5 所示。

（1） 內(nèi)生轉換回歸模型似然比檢驗結果。內(nèi)生轉換回歸模型似然比檢驗的卡方統(tǒng)計量為10. 23，相應p 值為0. 001，表明在1%顯著性水平拒絕選擇方程和農(nóng)業(yè)收入方程相互獨立的原假設，說明農(nóng)戶是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款決策并非隨機過程，存在選擇性偏誤和內(nèi)生性。

（2） OLS 估計結果。根據(jù)OLS 估計結果，家庭供養(yǎng)比對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入具有顯著負向降低作用，家庭人口數(shù)、土地經(jīng)營面積、土地流轉情況、家庭經(jīng)營類型、參加培訓、負債水平和購買保險對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入具有顯著正向促進作用。農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入具有顯著正向促進作用，在其他條件相同情況下，進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款比未進行抵押貸款的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入高23. 5%。但由于是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款存在自選擇問題， OLS 無法消除選擇性偏誤。

（3） 內(nèi)生轉換回歸模型選擇方程估計結果。表5 中內(nèi)生轉換回歸模型選擇方程（1）估計了是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的影響因素結果。結果表明農(nóng)戶負債水平與進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款概率正相關。對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的認知程度越高，進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款概率越高。

（4） 內(nèi)生轉換回歸模型收入方程估計結果。內(nèi)生轉換回歸模型的收入方程（2）和（3）估計了進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款與未進行抵押貸款兩種情況下的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入方程結果。結果表明家庭人口數(shù)、土地經(jīng)營面積、土地流轉情況和負債水平對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入均具有顯著正向促進作用。處理組中家庭供養(yǎng)比對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入具有顯著負向降低作用，戶主受教育水平和購買保險對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入具有顯著正向促進作用，控制組中并不顯著?？刂平M中戶主年齡和家庭經(jīng)營類型對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入具有顯著正向促進作用，但處理組中并不顯著。

3.1.3 非農(nóng)收入回歸估計結果

農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款非農(nóng)業(yè)收入效應的內(nèi)生轉換回歸模型和OLS 估計結果如表6 所示。

（1） 內(nèi)生轉換回歸模型似然比檢驗結果。內(nèi)生轉換回歸模型似然比檢驗的卡方統(tǒng)計量為20. 91，相應p 值為0，表明在1%顯著性水平拒絕選擇方程和非農(nóng)業(yè)收入方程相互獨立的原假設，說明農(nóng)戶是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款決策并非隨機過程，存在選擇性偏誤和內(nèi)生性。

（2） OLS 估計結果。依據(jù)OLS 估計結果，家庭供養(yǎng)比對農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入具有顯著負向降低作用，戶主文化水平、家庭人口數(shù)、土地經(jīng)營面積、家庭經(jīng)營類型和參加培訓對農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入具有顯著正向促進作用。農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入也具有顯著正向促進作用，其他條件相同情況下，進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款較未進行抵押貸款農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)收入高23. 5%。

但由于是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款存在自選擇問題，OLS 無法消除選擇性偏誤。

（3） 內(nèi)生轉換回歸模型選擇方程估計結果。表6 中內(nèi)生轉換回歸模型選擇方程（1） 表明是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的影響因素估計結果。結果表明農(nóng)戶負債水平與進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款概率正相關。對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的認知程度越高，農(nóng)戶進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款概率越高，主動性越強。

（4） 內(nèi)生轉換回歸模型收入方程估計結果。內(nèi)生轉換回歸模型收入方程（2）和（3）估計了進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款與未進行抵押貸款兩種情況下農(nóng)戶的非農(nóng)收入結果。結果表明家庭供養(yǎng)比對農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入具有顯著負向降低作用，家庭人口數(shù)、土地經(jīng)營面積和家庭經(jīng)營類型對農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入具有顯著正向促進作用。處理組中戶主年齡對農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入具有顯著負向降低作用，負債水平對農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入具有顯著正向促進作用，控制組中并不顯著。控制組中戶主受教育水平和參加培訓對農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入具有顯著正向促進作用，但處理組中并不顯著。

3.2 處理效應與異質(zhì)性效應

根據(jù)表7，ATT 表明進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶收入超過假設其未進行抵押貸款條件下收入的比例;ATU 表明未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶如進行抵押貸款收入超出其實際收入的比例。若ATT 符號為正，說明進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶做出理性選擇;若ATU 符號為負，說明未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶做出理性選擇;若ATT 符號為正同時ATU 符號為負，說明進行與未進行抵押貸款農(nóng)戶均為實現(xiàn)自身利益最大化做出理性決策，農(nóng)戶抵押貸款決策為自選擇過程。HT 表明未進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶如選擇抵押貸款，其收入超過實際進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶收入的比例;HU 表明進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶如未進行農(nóng)地抵押貸款，其收入超過實際未進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶收入的比例;Δ 是在消除自選擇問題和異質(zhì)性偏差后，進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶收入超過未進行抵押貸款農(nóng)戶收入的比例。

3.2.1 總收入處理效應分析

首先，總收入下ATT 表明進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶總收入較假設其未進行抵押貸款條件下總收入高23. 3%，ATU 表明如果未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶選擇進行抵押貸款，其總收入會減少8. 5%，說明對于總收入而言，是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款存在自選擇問題，無論是進行還是未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的農(nóng)戶均基于比較優(yōu)勢做出利于增加自身收益的理性決策。其次，總收入下ATT 的絕對值大于ATU 的絕對值，說明進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶比實際未進行抵押貸款農(nóng)戶總收入增長更高，克服選擇性偏誤和內(nèi)生性后，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款促進總收入提高的作用依然顯著。再次，HT 表明如果未進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶選擇進行農(nóng)地抵押貸款，其總收入將比實際進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶高64. 5%;HU 表明如果進行農(nóng)地抵押貸款的農(nóng)戶選擇不進行農(nóng)地抵押貸款，其總收入將比實際未進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶高30. 7%;Δ 表明消除自選擇問題和異質(zhì)性偏差后，進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶總收入比未進行農(nóng)地抵押農(nóng)戶總收入高33. 8%。最后，使用OLS 估計農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶收入增長作用時系數(shù)為35%，說明在考慮農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款選擇性偏差和內(nèi)生性問題后，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶總收入提高作用明顯變小，忽視農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款選擇性偏差和內(nèi)生性問題將會造成農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款總收入效應嚴重高估（張欣等，2017）。

3.2.2 農(nóng)業(yè)收入處理效應分析

首先，農(nóng)業(yè)收入下ATT 表明進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶比假設其未進行抵押貸款條件下農(nóng)業(yè)收入高21. 6%，說明在克服選擇性偏誤和內(nèi)生性后，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款促進農(nóng)戶收入的提高作用依然顯著;ATU 表明如果未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的農(nóng)戶選擇進行抵押貸款，其總收入會增長17. 1%，說明對于農(nóng)業(yè)收入而言，未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶未做出理性選擇。其次，HT 表明如果未進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶選擇進行抵押貸款，其農(nóng)業(yè)收入將比實際進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶高27. 4%;HU 表明進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶如果選擇不進行抵押貸款，其農(nóng)業(yè)收入將比實際未進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶高22. 8%;Δ 表明消除自選擇問題和異質(zhì)性偏差后，進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入較未進行抵押貸款農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入高4. 6%。最后，使用OLS 估計農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增長作用時的系數(shù)為23. 5%，說明在考慮農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款選擇性偏差和內(nèi)生性問題后，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的提高作用變小，忽視農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的選擇性偏差和內(nèi)生性問題將導致農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的農(nóng)業(yè)收入效應高估。

3.2.3 非農(nóng)業(yè)收入處理效應分析

首先，非農(nóng)業(yè)收入下ATT 表明進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶比假設其未進行抵押貸款條件下的非農(nóng)業(yè)收入高93. 7%，ATU 表明如果未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶選擇進行抵押貸款，其非農(nóng)業(yè)收入會減少23. 9%，說明對于非農(nóng)業(yè)收入而言，是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款存在自選擇問題，無論是進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶還是未選擇抵押貸款農(nóng)戶都基于比較優(yōu)勢做出增加自身收益的理性決策。其次，非農(nóng)業(yè)收入下ATT 絕對值大于ATU 絕對值，說明進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶比實際未選擇抵押貸款農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入增長更高，克服選擇性偏誤和內(nèi)生性問題后，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款促進非農(nóng)業(yè)收入提高的作用依然顯著。再次，HT 表明如果未進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶選擇進行抵押貸款，其非農(nóng)業(yè)收入將比實際進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶高93. 3%;HU 表明如果進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶不選擇抵押貸款，其非農(nóng)業(yè)收入將比實際未進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶低24. 4%;Δ 表明消除自選擇問題和異質(zhì)性偏差后，進行農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入比未進行抵押貸款農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入高117. 6%。最后，運用OLS 估計農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對非農(nóng)業(yè)收入增長作用時的系數(shù)為57. 3%，說明在考慮農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的選擇性偏差和內(nèi)生性問題后，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶總收入的提高作用明顯變大，忽視農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的選擇性偏差和內(nèi)生性問題將會造成農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款非農(nóng)業(yè)收入效應嚴重低估。

總結以上結論，第一，于總收入和農(nóng)業(yè)收入而言，無論進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶還是未選擇抵押貸款農(nóng)戶均做出理性選擇;于農(nóng)業(yè)收入而言，未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶如其選擇抵押貸款，農(nóng)業(yè)收入會進一步增長，部分真正需要農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶并未進行貸款。第二，消除選擇性偏誤和內(nèi)生性問題后，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶總收入、農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入均具有顯著正向促進作用。第三，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入的正向促進作用大于對農(nóng)業(yè)收入的正向促進效應，因為原本應該用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)貸款被部分抵押農(nóng)戶轉移至非農(nóng)業(yè)經(jīng)營中（吳昕蓉，2018），非農(nóng)生產(chǎn)項目的經(jīng)濟收益往往高于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟收益（惠獻波，2019）。最后，如不考慮農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的內(nèi)生性問題，直接運用OLS 進行估計，會高估農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶總收入和農(nóng)業(yè)收入的正向促進作用，并低估農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入的正向促進作用。

4 穩(wěn)健性檢驗

為考察變量解釋能力，本文改變研究方法，由于對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策認知程度對農(nóng)戶是否進行抵押貸款具有直接影響，而對農(nóng)戶收入并無直接影響，因此，參照張欣等（2016） 的研究，將貸款行為與待選工具變量進行回歸，檢驗其相關性。依據(jù)檢驗結果，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策認知程度通過了顯著性檢驗，因此將其作為工具變量①，運用工具變量法研究農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款收入效應，進行穩(wěn)健性檢驗。工具變量法實證結果如表8 所示。

根據(jù)表8，總收入、農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入方程中農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的系數(shù)均顯著為正，說明農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對總收入、農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入均具有正向促進作用，與內(nèi)生轉換回歸模型結論一致，通過穩(wěn)健性檢驗。

5 結論與建議

5.1 結論

本文以寧夏石嘴山市平羅縣調(diào)研數(shù)據(jù)為樣本，進行描述性分析與實證分析，運用內(nèi)生轉換回歸模型研究農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶總收入、農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)的收入效應，并計算相應處理效應，得到以下結論：

（1） 根據(jù)描述性分析結果，選擇進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的農(nóng)戶比例不高，農(nóng)戶對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策的整體認知程度較低，而對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的政策認知程度對其是否進行抵押貸款具有顯著影響，說明抵押貸款政策尚未得到全面推廣，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策宣傳落實工作仍有待提高。

（2） 依據(jù)內(nèi)生轉換回歸模型估計結果，無論農(nóng)戶是否進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款，戶主年齡和家庭供養(yǎng)比均對農(nóng)戶總收入具有顯著負向降低作用，戶主文化程度、家庭人口數(shù)、土地流轉情況和負債水平均對農(nóng)戶總收入具有顯著正向促進作用。

（3） 就農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款決策的自選擇問題而言，根據(jù)ATT 與ATU 的符號，進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶的總收入（非農(nóng)業(yè)收入）比假設其沒有進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款條件下的總收入（非農(nóng)業(yè)收入）高，未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶比假設其進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的總收入（非農(nóng)業(yè)收入） 高;同時，進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入比假設其沒有進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款條件下的農(nóng)業(yè)收入高，未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款農(nóng)戶比假設其進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的農(nóng)業(yè)收入低。在總收入和非農(nóng)業(yè)收入層面，無論是進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款還是未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的農(nóng)戶均基于比較優(yōu)勢作出了理性選擇;而在農(nóng)業(yè)收入層面，未進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的農(nóng)戶的選擇存在非理性，如其選擇進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款，農(nóng)業(yè)收入將會得到進一步增長，說明部分真正需要農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的農(nóng)戶未進行貸款。

（4） 消除選擇性偏誤和內(nèi)生性問題之后，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對總收入、農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入均具有顯著的正向促進作用，且農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入的正向促進作用大于對農(nóng)業(yè)收入的正向促進效應，增收效果更好。

5.2 建議

鑒于實證結果驗證了農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對農(nóng)戶收入具有顯著正向促進作用，且進入全面建設小康社會后，農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款更需持續(xù)推進，結合實際提出政策建議，促進農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款進一步推廣落實，有效發(fā)揮農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的增收作用，提高農(nóng)戶收入，實現(xiàn)共同富裕。

（1） 政府激勵扶持，出臺優(yōu)惠政策。由于進行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的農(nóng)戶比例較低，政府應出臺相應的良性激勵措施，在政策上予以優(yōu)惠，進一步激勵農(nóng)戶開拓創(chuàng)新，有效利用農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款拓展新業(yè)務，獲得新收益，提高自身收入，促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。

（2） 金融機構要結合農(nóng)戶自身稟賦設計貸款合約。農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款決策是基于農(nóng)戶自身稟賦的自選擇過程，金融機構開展農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款業(yè)務時，應充分考慮農(nóng)戶自身稟賦和當?shù)剞r(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展特點等因素，合理調(diào)整與優(yōu)化農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款合約設計。

（3） 重點扶持新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展。農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款對非農(nóng)生產(chǎn)的增收效果顯著，因此有必要扶持發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營，對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體等重點對象進行引導，尤其是對規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶，充分發(fā)揮金融助推農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作用，推動農(nóng)地產(chǎn)權抵押貸款，開展以農(nóng)業(yè)多種經(jīng)營，實現(xiàn)農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)增效。

（4） 開放農(nóng)地經(jīng)營權抵押試點范圍。農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的增收效應已經(jīng)實證檢驗，應進一步擴大試點范圍，政府和金融機構合力保障農(nóng)地貸款政策落實，使更多農(nóng)戶共享政策紅利，促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民增收。

（5） 建立健全、有序、開放的農(nóng)地產(chǎn)權交易市場。由于土地流轉情況對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款和農(nóng)戶總收入均具有顯著正向促進作用，政府應完善農(nóng)地產(chǎn)權交易市場。建立土地交換機制，并為其提供公平公正的交易場所;建立在線交易平臺，以進一步擴大產(chǎn)權交易市場。

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