农村土地经营权抵押贷款:收入效应及模式差异

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doi:10.14089/j.cnki.cn11-3664/f.2019.01.012引用格式:惠献波.农村土地经营权抵押贷款:收入效应及模式差异[J].中国流通经济,2019(1):112-118. 惠献波

451464) (河南财政金融学院,河南郑州

以农村土地经营权抵押贷款试点县调研数据为依据,运用倾向得分匹配法(PSM)和固定效应模型实摘 要:证检验了农村土地经营权抵押贷款收入效应。结果表明,在消除样本选择性偏差和内生性问题之后,农村土地经营权抵押贷款收入效应具有显著且持续的推动作用,而且贷款周期越长,推动作用越大。另外,与政府主导型农村土地经营权抵押贷款相比,市场主导型农村土地经营权抵押贷款促进农户收入增长的效果更好。为此,未来农村土地经营权抵押贷款政策完善的重点在于加大农村土地经营权抵押贷款的宣传力度,正视农户间的异质性,积极提供差异化产品,进一步优化农村金融生态环境,完善农村土地经营权抵押贷款发放激励机制,激发农村金融机构开展农村土地经营权抵押贷款业务的积极性。

关键词:农村土地经营权;抵押贷款;收入效应;模式差异

中图分类号:F301.1 文献标识码:A 文章编号:1007-8266(2019)01-0112-07

一、引言

近年来,我国农村金融市场发展缓慢,贷款难、难贷款矛盾日益突出,其中,缺少银行认可的合格抵押品是一个重要原因。为全面激活农村“沉睡”资本,发挥农村土地产权的资本属性,提升农村土地的可抵押性与可担保性,中部地区六省及东北三省率先进行了“创新贷款担保模式,扩展担保品范围”试验。

作为一种新型融资方式,农村土地经营权抵押贷款业务为解决农民贷款难问题提供了巨大的支持,促进了农村金融发展,为农村金融市场的日渐繁荣带来希望。因此,为全面提升农村金融服务水平,形成可持续的、可复制的农村土地经营权

抵押贷款模式,深入了解农村土地经营权抵押融资行为对农户收入水平的影响,评价这一试验的实施效果就显得尤为重要。

在农村土地经营权抵押贷款影响农户收入方面,学术界普遍认为,农村土地经营权抵押贷款可以显著促进农户收入增长。曹瓅等[1]以西北产权

Tobit抵押试点地区的调查数据为依据,运用 模型,实证分析了农村土地经营权抵押贷款行为对农户家庭福利的影响,结果发现,农户参与农村土地经营权抵押贷款之后,其家庭总收入、非农收入得到显著提升。杨丹丹、罗剑朝[2]认为,农村土地经营权抵押贷款极大缓解了农户的贷款约束。同时,农村土地经营权抵押贷款提高了农户抵押贷款可得性 [3] ,对参与农户生产改善和收入增长具有明

显促进作用,在改善农户生产状况、家庭年收入[ 4 ]、非农收入 [5]等方面有显著影响。另外,农村土地经营权抵押贷款可以有效降低交易费用[6] ,割断“利率提升链” [7] ,帮助农民快速积累资本[8]、提高

[9]。

收入水平

现有文献虽从不同视角对农村土地经营权抵押贷款收入效应进行了评价,但大多采用描述性统计与简单回归的方法,并未考虑样本选择性偏差和内生性问题。从科学评价角度看,这些研究均不能准确识别农村土地经营权抵押贷款政策对农户收入影响的净效应。因为即使没有农村土地经营权抵押贷款政策,在其他因素的推动下,农户收入同样会增长。然而,要有效识别农村土地经营权抵押贷款政策的净效应,就必须剔除影响农户收入增长的其他因素。针对传统评估方法的不

Propensity Score足,本文采用倾向得分匹配法( Matching,PSM)和固定效应模型,以农村土地经营

3 728

权抵押贷款试点县 户的微观数据为基础,对农村土地经营权抵押贷款行为对农户收入平均效应及动态效应进行实证检验,为农村土地经营权抵押贷款试验在全国推行提供微观数据方面的参考依据。

二、数据来源与研究方法

(一)数据来源本文所用数据来自河南财政金融学院农村土

2015—2017

地金融课题组 年对陕西省高陵区、宁夏回族自治区平罗县和同心县农户的调查。这些地区开展农村土地经营权抵押贷款业务较早,运作比较成熟,形成了特色鲜明、亮点突出的农村土地经营权抵押贷款模式。在不同模式下,对农村土地经营权抵押贷款农户收入效应进行评价,能够全面反映农村土地经营权抵押贷款真实的试验效果,具有典型性与代表性。

在调查过程中,首先,课题组采用分层抽样方法,选取经济发展水平差异、生产经营类型不同的样本村;然后,运用随机抽样方法,选取样本农户,以保证调查样本农户代表不同经济条件和不同生产经营类别,数据具有较强的时效性与代表性。

4 000

本次调查共发放 份问卷,剔除无效问卷(因变量数据缺失、问卷出现错误信息)272

份之后,获3 728

取有效调查问卷 份。其中,未参与农村土地

2 104经营权抵押贷款的农户为 户,参与农村土地经

1 624营权抵押贷款的农户为 户。本次调查的时间

2015—2017

跨度为 年,不仅有利于全面分析农村土地经营权抵押贷款对农户收入的影响,也可以反映不同模式农村土地经营权抵押贷款的试点效果。(二)研究方法倾向得分匹配法(PSM)是一种近似自然实验的方法,该方法通过构建反事实的基本框架,有效克服内生性问题及由于样本选择偏误产生的误差。

本文将获得农村土地经营权抵押贷款的样本划归为处理组,将未获得农村土地经营权抵押贷款的样本划归为对照组,按照匹配原则,对处理组、对照组样本进行逐一匹配,使得处理组、对照组样本特征尽可能相近。这样就可以模拟处理组的反事实状态(未获得农村土地经营权抵押贷款),进而比较样本在获得、未获得农村土地经营权抵押贷款两种情形下的收入差异,使非随机数据近似随机化,有效减少样本选择性偏差。

Logit

首先,运用 模型,对影响农户参与农村土地经营权抵押贷款行为的因素进行逐一甄选,以选取显著性变量,与此同时,构造一个近似随机化的数据,计算出倾向得分,找到同参与农村土地经营权抵押贷款家庭相似的对照组。其次,计算处理组、对照组收入差异,即平均

Average Treatment Effect on the Treat⁃处理效应( ed,ATT),以得到农村土地经营权抵押贷款行为对农户收入的净影响。

= E(y1i - 0i)

ATT y

其中,y1i代表参与农村土地经营权抵押贷款农户的收入,y0i代表未参与农村土地经营权抵押贷款农户的收入(是一个反事实结果,运用倾向得分方法构造)。

基于实地调查情况,并借鉴以往的相关文献研究,本文选择总收入对数值、农业收入对数值和非农收入对数值作为结果变量,户主性别、户主年龄、户主教育程度、土地面积、社会关系、专业技能、经营类型等反映农户自身禀赋特征的变量作

1

为协作变量,如表 所示。

三、实证检验与结果分析

(一)指标筛选

应用倾向得分匹配法选择匹配变量是关键,

Stata14.0 Stepwise本文使用 统计分析软件中的 命

10%以下的显著水平选取影响农户参与令,按照农村土地经营权抵押贷款行为的变量,经过多次

2迭代后,最终回归结果如表 所示。除劳动力人数、土地面积、对农村土地经营权

3

抵押贷款的认知程度 个变量因没达到显著性水平被剔除外,其他协变量均对农户参与农村土地抵押贷款行为具有显著影响。为此,本文选取户主性别、户主年龄、户主教育程度、社会关系、专业技能、经营类型、离县

7

城距离 个显著变量进行倾向得分匹配。(二)收入效应分析

Nearest Neigh⁃本文运用近邻匹配( bor Matching Radius Match⁃

)、半径匹配( ing)和核匹配(Kernel Matching)三种方法计算农村土地经营权抵押贷款对收入影

3。响的平均处理效应(ATT),结果见表

首先,总收入。使用近邻匹配、半径匹配和核匹配三种方法,得到的处理组

0.188、0.208、平均处理效应(ATT)分别为

0.191,且在1%

水平上通过了显著性检验。也就是说农村土地经营权抵押贷款 总收入效应显著,农户参与农村土地经营权抵押贷款可以明显提高家庭总收入。在消除样本选择性偏差及内生性问题之后,农村土地经营权抵押贷款平均处理效应(ATT )明显变小(匹配前平均处理效应为0.298

,匹配后平均处理效应

0.208),小于即在不考虑样本选择性偏差和内生性问题的情况下,农村土地经营权抵押贷款总收入效应被高估。

其次,农业收入。使用近邻匹配、半径匹配和核匹配三种方法,得到的处理组平均处理效应

0.329、0.322 0.326,且在1%水平上(ATT)分别为 和通过了显著性检验。也就是说,农村土地经营权抵押贷款农业收入效应显著,即农户参与农村土地经营权抵押贷款可以明显提高农业收入。同

2 Logit

表 模型回归结果

样,在消除样本选择性偏差及内生性问题之后,农村土地经营权抵押贷款对农户总收入提高的作用

0.379,匹配后平均处变小(匹配前平均处理效应为

0.329),即在不考虑样本选择性偏差和理效应小于内生性问题的情况下,农村土地经营权抵押贷款农业收入效应被高估。

最后,对非农收入来说,无论采用任何匹配方法,农村土地经营权抵押贷款非农收入效应均不显著。可能的解释是,农户在获得农村土地经营权抵押贷款之后,将大量资金用于增加农业生产要素投入,减少了外出务工时间,从而促进其农业收入增加,导致农村土地经营权抵押贷款非农收入的平均效应不显著。

(三)平衡性检验为了保证倾向得分匹配法的估计质量,需要对样本匹配后处理组、对照组是否存在系统性差异进行验证,近邻匹配、半径匹配和核匹配三种方法的平衡性检验结果

4 4

如表 所示。由表 可知,匹配之后,解释

3.0% ~4.9%变量的标准化偏差减少到 左右,Pseudo R2值几乎接近于零, B值均小于25%。由此可见,经过倾向得分匹配方法的处理,处理组与对照组在统计上均高度不显著,倾向得分匹配结果可靠。(四)稳健性分析

PSM

方法只是控制了可观测变量的影 响,如果存在不可测变量的选择,仍然会产生隐形偏差,直接影响估计结果的精准

Rosenbaum性。为此,需要运用 边界方法对匹配结果的稳健性进行检验。Rosen⁃ baum Gamma

边界估计的核心是,如果 值增加一个很小的比例,估计结果没再发生显著性变化,则说明估计结果是稳健的、可靠的。

本文以核匹配为例,检测了农村土地经营权抵押贷款总收入效应和农业收入

Rosenbaum

效应的 边界估计结果。由表5、表6

可知,不可观测的异质性差异比例1.1~2.0

在 倍时,农村土地经营权抵押贷款

1%水平下总收入效应和农业收入效应在

5%显著性水平下置信区间大显著,且在

0。也就是说,农村土地经营权抵押贷于款行为对农户总收入和农业收入具有显著正向影响。此外,近邻匹配、半径匹配和核匹配三种方法的估计值差异不大。综合来看,倾向得分匹配法有效克服了样本选择性偏差问题,估计结果具有较强的稳健性。

四、对农村土地经营权抵押贷款收入效应的进一步分析

(一)动态收入效应

农村土地经营权抵押贷款业务的开展改善了当地经济发展环境,并通过优化农业产业结构、增加资本性积累等途径对农户收入产生显著影响。然而,农村土地经营权抵押贷款对农户收入的影响是否为持续性、长久性的,尚需要一定时间继续观察,一方面,这将使农户对农业经济生产活动产生良好的预期;另一方面,农户可以借助农村土地经营权抵押贷款一系列政策优惠不断积累,通过循环累积效应,全面、持续地改善农业生产经营条件,即农村土地经营权抵押贷款使用时间越久,农户收入效应就越显著。

1.

模型设定为讨论农村土地经营权抵押贷款的动态收入效 应,本文参照徐翠萍等 [10]的研究思路,构建了个体双向固定效应回归模型,具体形式如下: ln = + + Loan_2015 + income α βX

0 δ1 it it it

Loan_2016 + Loan_2017 + + δ

2 δ3 Yit εit it it

(2)其中,Loan_2015 、Loan_2016 、Loan_2017

it it it 2015年、2016年、2017

分别表 年农户参与农村土地经营权抵押贷款的基本情况,ln

income 代表第i个农户第t年收入情况,α 代表农户个体固定效应,Xit

0代表农户户主性别、年龄等系列特征,δ代表收入平均效应;Y 表示第t年份的固定效应,ε 表示随机

it it

误差项。

2.

结果分析

Stata 14.0 2015年、2016本文采用 统计软件对

年、2017

年农村土地经营权抵押贷款收入效应进

7所示。2015—2017行实证分析,结果如表 年,农村土地经营权抵押贷款均正向显著影响农户收入(总收入、农业收入、非农收入)。其中,2015

年,农户家庭总收入、农业收入和非农收入分别提升7.32%、13.26%、16.81%;2016

年,农户家庭总收入、

6.19%,13.96%农业收入和非农收入分别提升 和12.20%;2017

年,农户家庭总收入、农业收入和非农9.36%,10.16%和18.40%。这充表明收入分别提升农村土地经营权抵押贷款对农户收入增长的影响是持续性而非暂时性的。农村土地经营权抵押贷款政策措施发挥作用需要一定时间,与农业收入的影响相比,农村土地经营权抵押贷款政策对农户非农收入的促进作用更明显。可能的原因是,在获得农村土地经营权抵押贷款之后,农户将此资金用于非农

7

表 农村土地经营权抵押货款动态收入效应

生产项目,非农生产项目的经济收益往往高于农业生产的经济收益,使农户非农收入取得较快提升。(二)模式差异由于不同地区农村经济发展水平和农业主导产业存在差异,在不同的农村土地经营权抵押贷款模式之下,贷款流程、契约设计(如贷款对象、贷款期限、贷款额度等)、农村土地抵押物价值评估(如评估模式、评估组织资质等)、抵押品处置(如违约偿还机制、风险分担机制)等方面会存在明显差异。基于上述分析,本文结合不同农村土地经营权抵押贷款模式的实际运行情况,将调查样本分为政府主导型农村土地经营权抵押贷款、市场主导型农村土地经营权抵押贷款两部分,并对两

8部分样本分别进行回归,结果如表 所示。首先,从平均效应实证结果看,市场主导型农

1%村土地经营权抵押贷款模式的农户总收入在的水平上通过显著性检验,参与市场主导型农村土地经营权抵押贷款模式的农户总收入平均提升5.93%。从动态效应的实证结果看,政府主导型、市场主导型两种农村土地经营权抵押贷款模式对农户收入效应均有持续、正向影响。其次,在政府主导型模式中,农村土地经营权

2015抵押贷款对农户收入影响在 年达到最大值,

16.52%

农户收入提升 ;在市场主导型模式中,在2015—2017

年,农村土地经营权抵押贷款对农户收入影响的持续效应均比较大,2017

年达到最大,农21.71%。

户收入提升

可能的原因是,在政府主导型抵押贷款模式下,由于农村土地经

营权这一特殊抵押

品尚不被法律认可,

农村信用社等金融

机构开展农村土地

经营权抵押贷款业

务的积极性与主动

性不高。同时,对政

府主导型抵押贷款

模式的贷款户来说,

其所能获批的贷款额

度不能超过农村信用

社等金融机构认定的

农村土地经营权评估

70%。然而,市场主导型农村土地经营权抵价值的押贷款模式实质上是一种“抵押+保证+信用”的金融产品,在多重保障之下,农村信用社等金融机构的顾虑被消除,而且农户最大贷款额度可以达到农村土地经营权评估价值的80%。即在同等条件下,市场主导型贷款模式的农户获得的抵押贷款额度较高。因此,市场主导型农村土地经营权抵押贷款对农户收入的拉动效应更加明显。

五、研究结论及政策建议

(一)研究结论第一,农村土地经营权抵押贷款供给主体单一,贷款期限以中短期为主,农户获得的抵押贷款主要用于农业生产经营;第二,农村土地经营权抵押贷款行为对农户收入具有显著推动作用,可以显著提升农户总收入和农业收入,对非农收入的影响不太显著。第三,相较于政府主导型农村土地经营权抵押贷款,市场主导型农村土地抵押贷款模式在促进农户收入增长方面效果更明显。(二)政策建议首先,加大农村土地经营权抵押贷款的宣传力度,帮助农户全面了解农村土地经营权抵押贷款相关政策,提升农户农村土地经营权抵押贷款认知度,加速形成农户正确预期,扩大农村土地经营权抵押贷款政策的受助面及影响范围。

其次,积极提供差异化(多元化)的金融产品。金融机构应正视农户间的异质性,通过提供

多元化金融产品(服务)的方式,如差异化授权额度、融资利率等,满足农户多元化、差异化的融资需求 [11]。与此同时,加大政府扶持力度,制定一系列扶持政策,如降低贷款利率、简化贷款手续、延长贷款偿还周期等,降低农村土地经营权抵押贷款相关交易成本(费用),提升农村土地经营权抵

[12]。押贷款业务实际执行效果

再次,完善农村土地经营权抵押贷款相关制度。构建完善的信用担保体系和社会保障体系,建立农村土地经营权流转市场及以第三方为核心的农村土地价值评估组织(机构),确保农村土地评估价值公平、公正。

最后,基于农村信用社等金融机构对开展不同抵押贷款模式积极性的差异,未来应进一步完善农村土地经营权抵押贷款发放激励机制,以激发农村金融机构开展农村土地经营权抵押贷款业务的积极性,特别是对开展政府主导型农村土地经营权抵押贷款业务积极性不高的农村信用社等金融机构,可通过建立地方风险补偿基金等措施,降低其从事农村土地经营权抵押贷款业务风险,提高农村土地经营权抵押贷款业务的可持续性。参考文献:

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责任编辑:方程

4 表 平衡性检验结果

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