農(nóng)地確權(quán)對小農(nóng)戶信貸可得性的影響
——基于雙穩(wěn)健估計方法的平均處理效應(yīng)分析

姜美善 米運生

(華南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院,廣州 510642)

為形成界定清晰、權(quán)屬明確的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度，我國從2009年開始進行了新一輪的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革試點，并于2013年在全國范圍內(nèi)推廣。確權(quán)明確了農(nóng)戶的土地權(quán)利，為農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的轉(zhuǎn)移提供了制度和法律基礎(chǔ)。農(nóng)地的確權(quán)和轉(zhuǎn)讓又為農(nóng)地抵押貸款、規(guī)模經(jīng)營、社會化經(jīng)營和勞動力轉(zhuǎn)移等一系列農(nóng)村新型的生產(chǎn)和融資模式提供了基礎(chǔ)，尤其促進了融資模式的變革?；谵r(nóng)村金融市場信貸供給的角度，農(nóng)地確權(quán)實現(xiàn)了農(nóng)地外部收益的內(nèi)部化，賦予了農(nóng)戶財產(chǎn)增加的信號，使金融機構(gòu)評估農(nóng)戶的可貸性提高。同時農(nóng)地經(jīng)營權(quán)權(quán)屬明確，可作為抵押品發(fā)放農(nóng)地抵押貸款，放松了農(nóng)戶的信貸限制。基于農(nóng)村金融市場信貸意愿的角度，農(nóng)地確權(quán)增加了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)投資[1-4]，從而提高了信貸意愿。產(chǎn)權(quán)分割和農(nóng)地確權(quán)促進了農(nóng)地流轉(zhuǎn)，農(nóng)地轉(zhuǎn)入使農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)投資增加，也提高了信貸意愿。如果農(nóng)地確權(quán)帶給農(nóng)戶的信貸效應(yīng)來自上述4個路徑，那么小農(nóng)戶因為農(nóng)地規(guī)模小和農(nóng)地轉(zhuǎn)移的固定交易費用使其信貸限制并未放松。

小農(nóng)戶是持有土地的規(guī)模小，生產(chǎn)中主要利用家庭勞動，勞動生產(chǎn)率低，農(nóng)產(chǎn)品交易率低的農(nóng)戶[5]。截至2016年底，我國經(jīng)營規(guī)模在3.34 hm2(50畝)以下的小農(nóng)戶有近2.6億戶，占農(nóng)戶總數(shù)的97%左右，經(jīng)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(jīng)營規(guī)模在3.34 hm2(50畝)以上的新型農(nóng)業(yè)主體經(jīng)營耕地總面積約0.233億hm2(3.5億畝)，平均經(jīng)營規(guī)模達到6.67 hm2(100畝)[6]。小農(nóng)戶是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的主要組織形式，并將長期與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)并存。公平的金融參與機會既關(guān)系個人發(fā)展，也通過金融普惠而體現(xiàn)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(nóng)，卻普遍遭遇正規(guī)機構(gòu)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(fā)展的不充分不平衡，我國仍有大量小農(nóng)被金融排斥(Financial exclusion)所困擾[9]。2006年實施的農(nóng)村金融新政在很大程度改善了農(nóng)村金融組織體系，增加了農(nóng)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(zhí)行機制的失靈等因素，使正規(guī)金融機構(gòu)在解決信息和違約風險問題時，因難以采用發(fā)達國家所常用的交易信用，而不得不訴諸于不動產(chǎn)等抵押品。正是商業(yè)銀行的這一“無情”措施，使小農(nóng)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(qū)農(nóng)地確權(quán)的信貸效應(yīng)進行了實證研究。結(jié)果表明，農(nóng)地確權(quán)確實提高了富裕農(nóng)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(shù)量不增反降。中國農(nóng)地確權(quán)的改革已基本完成，關(guān)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(yè)大戶等主體所獲得；對小農(nóng)來說，信貸可得性并未增加[15-18]。也有學者認為農(nóng)地確權(quán)是能夠緩解小農(nóng)戶金融排斥的制度創(chuàng)新模式[19-20]。農(nóng)地確權(quán)是否提高了小農(nóng)戶信貸可得性？我國小農(nóng)戶在確權(quán)后的信貸可得性及其機制方面的專門研究數(shù)量很少。已有的研究都集中在農(nóng)地抵押貸款的使命漂移問題[17-18]，確權(quán)的信貸需求效應(yīng)[15]，確權(quán)的信貸效應(yīng)的案例分析[21]等，沒有對小農(nóng)戶確權(quán)的信貸效應(yīng)及其傳導路徑進行全面的實證研究。只有驗證了農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度改革傳導到農(nóng)村金融市場的有效路徑，才能對我國小農(nóng)戶在農(nóng)地確權(quán)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(nóng)戶的信貸限制。本研究以來自2015年我國9省的隨機調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，驗證小農(nóng)戶農(nóng)地確權(quán)的信貸效應(yīng)，特別是對傳遞機制對小農(nóng)戶的有效性進行驗證。

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

1 假說提出：農(nóng)地確權(quán)影響小農(nóng)戶信貸可得性的內(nèi)在邏輯

1.1 理論假說

小農(nóng)戶農(nóng)地確權(quán)的信貸效應(yīng)因小農(nóng)的土地規(guī)模小、貸款額度少等特點，體現(xiàn)出不同于大農(nóng)戶的特點。

1.1.1確權(quán)后的土地可作為抵押品緩解小農(nóng)戶的金融排斥

非正式金融有信息優(yōu)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(gòu)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(fā)生[22]。信息不對稱下，缺乏抵押物的農(nóng)村信貸市場的均衡是逆向選擇和信貸配給[23]。

農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)地具有了正式的財產(chǎn)權(quán)，并通暢了流轉(zhuǎn)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(nóng)地抵押的使用可以緩解信貸配給，并使風險貼現(xiàn)和利率降低。Barham等[8]推測確權(quán)減少了農(nóng)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(diào)查，提高了交易成本，并減少了農(nóng)戶貸款[24]。從沒有抵押品到有抵押品，農(nóng)村金融市場最終形成分離均衡，持有高質(zhì)量項目的客戶選擇抵押貸款和低利率，而持有低質(zhì)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(yōu)勢的一方市場篩選的結(jié)果。

但由于喪失抵押品贖回權(quán)、重新銷售和抵押品轉(zhuǎn)移問題，導致了農(nóng)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(nóng)戶的小額貸款很難實行農(nóng)地抵押[18]。如果政治、法律和道義因素阻礙產(chǎn)權(quán)的重新持有時，成本就更高了，所以確權(quán)對土地抵押貸款的影響是有規(guī)模限制的。小農(nóng)戶即使有確權(quán)的土地也會被信貸市場出清。學者研究發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)地抵押的規(guī)模限制在6.67 hm2(100畝)以上，低于這個規(guī)模更多是屬于政策性貸款[15]。由此可得：

假設(shè)1：農(nóng)地確權(quán)通過抵押效應(yīng)提高小農(nóng)戶信貸可得性的效果是有限的。

1.1.2確權(quán)后的土地可傳遞小農(nóng)戶的資產(chǎn)信號

土地確權(quán)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(fā)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(jiān)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(quán)使農(nóng)戶未來的盈利能力提高，并且使其內(nèi)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(fā)展和政策創(chuàng)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(quán)傳遞給金融機構(gòu)的信息流在于如下途徑：首先，農(nóng)地確權(quán)的家庭擁有了更多免于征用的財產(chǎn)，而且財產(chǎn)的價值和權(quán)屬可確定；其次，確權(quán)后的土地可流通性提高，易于定價，變現(xiàn)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(yù)期未來收益提高，并實現(xiàn)了內(nèi)部化[15]；第四，土地確權(quán)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(chǎn)生農(nóng)地確權(quán)-資產(chǎn)信號傳遞-貸款供給增加的路徑。因此，在農(nóng)地的抵押作用需要嵌入高額的交易費用的情況下，農(nóng)地確權(quán)的信號傳遞對小農(nóng)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(nóng)戶本身的農(nóng)地持有量。由此可得：

假設(shè)2：農(nóng)地確權(quán)能夠通過資產(chǎn)的信號傳遞而提高小農(nóng)戶的信貸可得性。

1.1.3確權(quán)對小農(nóng)戶信貸意愿的影響

確權(quán)對農(nóng)戶信貸意愿的影響來源于以下幾個方面：首先農(nóng)地確權(quán)實現(xiàn)了農(nóng)業(yè)長期投資外部收益的內(nèi)部化，投資安全性的提高使農(nóng)戶增加了農(nóng)業(yè)投資[2，8]，包括農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模擴大、家庭農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量、家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間以及農(nóng)業(yè)經(jīng)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(fā)了信貸意愿的增加；其次，農(nóng)戶的預(yù)期投資收益率提高，在預(yù)期投資收益率高于貸款利率的情況下，農(nóng)戶的信貸意愿會提高。預(yù)期投資收益率的提高也來自農(nóng)地確權(quán)后，農(nóng)地流轉(zhuǎn)使農(nóng)地流通到生產(chǎn)率更高的農(nóng)戶手中；再次，土地確權(quán)如果增加了金融機構(gòu)對農(nóng)戶的貸款供給，示范效應(yīng)可以使自我排斥的農(nóng)戶產(chǎn)生信貸意愿[15]。

小農(nóng)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(nóng)戶，風險配給導致小農(nóng)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(nóng)戶信貸意愿低的原因。農(nóng)地確權(quán)后，小農(nóng)戶存在長期投資效應(yīng)，輔以金融機構(gòu)信貸供給增加的示范作用，則小農(nóng)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(shè)3：農(nóng)地確權(quán)通過提高土地的安全性而促進了農(nóng)業(yè)長期投資，進而提高了小農(nóng)戶的信貸需求意愿和信貸可得性。

1.2 機理分析：基于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的角度

在一個自由競爭的市場里，假定存在一家金融機構(gòu)(貸款供給主體)與若干戶農(nóng)戶家庭(貸款需求主體)，作為貸款需求主體的農(nóng)戶家庭是謀求收入最大化的，農(nóng)戶家庭除土地確權(quán)存在不同以外，其余都是同質(zhì)的，即農(nóng)戶家庭風險中性，都擁有初始財富額度W。假定農(nóng)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(gòu)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(zhuǎn)土地)是流轉(zhuǎn)土地產(chǎn)生的資金量，土地轉(zhuǎn)入時Vtl<0，土地轉(zhuǎn)出Vtl>0。土地轉(zhuǎn)入需要資金支付租金和投資的金額，而土地轉(zhuǎn)出獲得租金收入。以Cobb-Douglas函數(shù)形式表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)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(nóng)戶現(xiàn)有生產(chǎn)能力；L表示勞動力數(shù)量(假定不考慮雇傭勞動力)，因為農(nóng)戶家庭勞動力數(shù)量短期不會有變化，而且農(nóng)地確權(quán)并非農(nóng)戶是否從事非農(nóng)就業(yè)的原因，因此土地確權(quán)并不影響L，故假定L不變。D是農(nóng)戶的種植面積，會因為土地的轉(zhuǎn)出轉(zhuǎn)入發(fā)生變化。于是對于農(nóng)戶來說，預(yù)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(gòu)在預(yù)期利潤為正的前提下，提供貸款。目前我國的農(nóng)村信貸市場是賣方市場，金融機構(gòu)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(quán)頒證，則金融機構(gòu)的預(yù)期利潤Rf應(yīng)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(gòu)發(fā)放貸款的成本，θ1(0<θ1<1)為處置抵押土地的變現(xiàn)率，θ2(θ2>0)為土地抵押貸款下存在的固定交易成本，小農(nóng)戶的貸款額度可能<θ2。上述非線性規(guī)劃問題可描述為：

s.t.(r-i)Cp+[θ1Vcl-(1+i)C-θ2](1-p)≥0

(5)

構(gòu)造拉格朗日函數(shù)：

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(nóng)戶最優(yōu)貸款計劃為：

W-Vtl

(10)

確權(quán)使土地轉(zhuǎn)讓的交易費用降低，轉(zhuǎn)出收入增加。農(nóng)地抵押貸款時，土地處置的變現(xiàn)率提高。確權(quán)強化了土地收益的內(nèi)部化，農(nóng)戶投資增加。

η1是土地確權(quán)頒證時的土地變現(xiàn)率，η2是土地沒有確權(quán)頒證時的土地變現(xiàn)率，并假設(shè)0<η2<η1<1。假定農(nóng)戶所抵押的土地取得土地確權(quán)頒證比率為σ，則θ1=η1σ+η2(1-σ)。此時，金融機構(gòu)的預(yù)期利潤Rf和農(nóng)戶的預(yù)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(nóng)戶最優(yōu)貸款計劃為：

(16)

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

(17)

從式(17)可知：1)土地確權(quán)頒證通過信貸需求和供給路徑使農(nóng)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(guān)，小農(nóng)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(nóng)地流轉(zhuǎn)關(guān)系到農(nóng)地的變現(xiàn)率、定價、信貸需求、貸款交易成本等一系列問題，成為確權(quán)的信貸效應(yīng)的核心環(huán)節(jié)。土地轉(zhuǎn)入時Vtl<0，貸款額度增加；土地轉(zhuǎn)出Vtl>0，貸款額度減少。土地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展對小農(nóng)戶確權(quán)的信貸效應(yīng)具有促進作用。

2 雙穩(wěn)健估計方法的平均處理效應(yīng)估計結(jié)果和分析

2.1 雙穩(wěn)健估計方法的平均處理效應(yīng)模型

本研究的數(shù)據(jù)來自非實驗數(shù)據(jù)，非實驗數(shù)據(jù)的干預(yù)政策評估問題是微觀計量經(jīng)濟學的最重要的問題之一。非試驗數(shù)據(jù)難以避免考察對象的異質(zhì)性和自選擇問題，農(nóng)戶基于本身不同特質(zhì)而非政策干預(yù)進行的不同選擇對評估政策影響產(chǎn)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(yù)政策的優(yōu)化起到了干擾作用。因此解決農(nóng)戶的異質(zhì)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(wěn)健方法)等，PSM因為只設(shè)定了一個干預(yù)模型，在干預(yù)模型設(shè)定錯誤的情況下，不可避免地產(chǎn)生有偏誤的估計結(jié)果。DID無法解決隨時間變化的變量對估計結(jié)果的內(nèi)生性影響，而且要求面板和重復截面數(shù)據(jù)的支持，對數(shù)據(jù)的要求高。雙穩(wěn)健方法(DR)是逆概率加權(quán)的回歸調(diào)整方法(The inverse probability weighting estimator with regression-adjustment，IPWRA)和增廣的逆概率加權(quán)方法(The augmented inverse probability weighting estimator，AIPW) 的統(tǒng)稱。雙重穩(wěn)健性來自于IPWRA和AIPW都同時設(shè)定了干預(yù)模型和結(jié)果模型，干預(yù)模型用于匹配樣本，而結(jié)果模型用于確定匹配后的反事實結(jié)果。由于加權(quán)項或偏差修正項的加入，使DR方法在其中一個模型設(shè)定錯誤的情況下，也可以獲得一致性的因果分析結(jié)果[30]。

AIPW估計方法在設(shè)定干預(yù)模型和結(jié)果模型的同時，又加入了一個偏差修正項，如果干預(yù)模型設(shè)定正確，這個偏差修正項等于0。如果干預(yù)模型設(shè)定錯誤而結(jié)果模型設(shè)定正確，則偏差修正項可以修正這個錯誤，使結(jié)果更加穩(wěn)健。因為這個特點使AIPW在結(jié)果模型或干預(yù)模型設(shè)定錯誤時，可以獲得比IPWRA更好的結(jié)果[31]。本研究運用stata軟件，選擇AIPW方法分析農(nóng)地確權(quán)的信貸效應(yīng)，以農(nóng)地確權(quán)作為干預(yù)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(nóng)村的土地市場的制度創(chuàng)新帶動信貸市場的匹配。

2.2 實證研究設(shè)計

基于雙穩(wěn)健估計方法的平均處理效應(yīng)的思想，實證分析是這樣設(shè)計的：

第一步，我們運用logistic模型設(shè)定確權(quán)和不確權(quán)情況下的結(jié)果模型O1i(xi)和O0i(xi)，結(jié)果模型的被解釋變量為信貸意愿(Loanw)和貸款可得性(Loana)。而結(jié)果變量農(nóng)業(yè)長期投資(Ainvest)設(shè)定了多元線性回歸模型。協(xié)變量包括農(nóng)戶人口特點，經(jīng)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(yù)政策是農(nóng)地確權(quán)，農(nóng)戶境況可分為農(nóng)地確權(quán)和沒有確權(quán)。干預(yù)模型設(shè)定為logistic模型，協(xié)變量包括農(nóng)戶人口、經(jīng)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(quán)。權(quán)數(shù)1/Ti(xi)是對農(nóng)戶的確權(quán)狀態(tài)Di=1進行加權(quán)，而權(quán)數(shù)1/[1-Ti(xi)]是對農(nóng)戶的非確權(quán)狀態(tài)1-Di進行加權(quán)，N是總體樣本數(shù)(以結(jié)果變量是連續(xù)變量Ainvest為例)：

(22)

[1-Ti(xi)]

(23)

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

(24)

2.3 數(shù)據(jù)來源和描述

數(shù)據(jù)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(nóng)戶進行的隨機的問卷調(diào)查，收回有效樣本2 704份?！兜谌稳珖r(nóng)業(yè)普查方案》中規(guī)定，種植業(yè)規(guī)模農(nóng)戶是在一年一熟地區(qū)持有6.67 hm2(100畝)及以上耕地，一年兩熟或以上地區(qū)持有3.34 hm2(50畝)及以上耕地的農(nóng)戶，而少于這個畝數(shù)的為小農(nóng)戶。根據(jù)各省的熟制，即寧夏和遼寧省(自治區(qū))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(yè)小農(nóng)戶樣本進行分析。

數(shù)據(jù)描述依據(jù)本研究的變量分類進行，本研究選取的變量分為干預(yù)變量、結(jié)果變量和協(xié)變量三大類：

1)干預(yù)變量為農(nóng)地確權(quán)。樣本中53.96%的農(nóng)戶的土地已確權(quán)，46.04%的農(nóng)戶的土地未獲得確權(quán)頒證。

2)結(jié)果變量包括信貸意愿，信貸可得性和農(nóng)業(yè)長期投資。樣本總體中有信貸意愿的農(nóng)戶占29.99%，確權(quán)農(nóng)戶中有信貸意愿的農(nóng)戶占32.71%，非確權(quán)農(nóng)戶中有信貸意愿的農(nóng)戶只占26.80%。樣本總體中19.44%的農(nóng)戶持有正規(guī)金融機構(gòu)的貸款，確權(quán)農(nóng)戶中20.73%持有正規(guī)金融機構(gòu)的貸款，沒有確權(quán)的農(nóng)戶中卻只有17.92%持有貸款。本研究以小農(nóng)戶對糧食作物和經(jīng)濟作物的農(nóng)機具和設(shè)施的投資作為農(nóng)業(yè)長期投資的代理變量，平均長期農(nóng)業(yè)投資為0.57萬元(見表1)。

3)協(xié)變量包括家庭人口特點，社會資本，家庭經(jīng)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人口數(shù)。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(jīng)濟變量用農(nóng)戶家庭承包耕地的面積(Aland)、農(nóng)戶家庭收入中農(nóng)業(yè)收入所占的比重(Aincome)、閑置土地的面積(Iland)、是否購買了農(nóng)業(yè)保險(Insurance)等作為代理變量。外部變量用農(nóng)戶所在縣的經(jīng)濟發(fā)展水平在本省所處的水平、農(nóng)戶所在村的交通條件作為農(nóng)戶所處的外部環(huán)境的代理變量，用以控制外部環(huán)境對農(nóng)戶行為產(chǎn)生的影響。

表1 變量含義表

2.4 雙穩(wěn)健估計方法的平均處理效應(yīng)分析

2.4.1干預(yù)模型的合理性分析

根據(jù)研究設(shè)計的步驟，本研究將調(diào)研的農(nóng)戶數(shù)據(jù)分為干預(yù)組(確權(quán)農(nóng)戶)和控制組(非確權(quán)農(nóng)戶)，對于干預(yù)組(或控制組)在沒有確權(quán)時(或確權(quán)時)的信貸意愿、農(nóng)業(yè)投資和信貸可得的反事實情況，依據(jù)協(xié)變量計算出傾向匹配得分(條件概率)，在控制組(或干預(yù)組)中找到具有相近傾向匹配得分的農(nóng)戶進行配對比較。干預(yù)模型(式(21))的回歸結(jié)果(見表2)顯示，農(nóng)地是否確權(quán)受農(nóng)戶是否購買保險和當?shù)亟?jīng)濟狀況的顯著影響。購買了農(nóng)業(yè)保險的農(nóng)戶確權(quán)的可能性高于沒有購買農(nóng)業(yè)保險的農(nóng)戶，而農(nóng)戶所在縣的經(jīng)濟發(fā)展水平在本省低的農(nóng)戶和其他地方的農(nóng)戶相比更趨向于沒有確權(quán)。農(nóng)業(yè)保險是村鎮(zhèn)、縣、鄉(xiāng)等干部的工作能力、對中央政府政策的推行力度和農(nóng)戶的支持力度的代理變量，而農(nóng)地確權(quán)作為中央政府的政策，需要各級干部的落實和農(nóng)戶的配合。因此地方領(lǐng)導對中央政策的推行力度和能力，以及農(nóng)戶對此積極的應(yīng)對態(tài)度，對農(nóng)地確權(quán)具有正向影響。而經(jīng)濟較發(fā)達的農(nóng)村農(nóng)地確權(quán)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(nóng)業(yè)部等部門就農(nóng)地確權(quán)試點地區(qū)確定條件的文件中可以看出。

表2 農(nóng)地確權(quán)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(jù)表2的傾向匹配得分的結(jié)果進行匹配，并分析平均處理效應(yīng)前需要對協(xié)變量的選取是否正確，控制組和干預(yù)組的共同取值范圍是否足夠，控制組和干預(yù)組的差異是否過大等問題進行檢驗。匹配后數(shù)據(jù)平衡的結(jié)果顯示(見表3)，調(diào)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(shù)據(jù)是平衡的。進一步的偏差t檢驗的結(jié)果是接受原假設(shè)，證明了確權(quán)的干預(yù)組和非確權(quán)的控制組無系統(tǒng)性差異(見表3)。

共同取值范圍的驗證結(jié)果顯示(圖1)，數(shù)據(jù)中大部分觀察值都在共同取值范圍內(nèi)，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(shù)據(jù)的要求。以上的事實都證明干預(yù)模型的協(xié)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(nóng)地確權(quán)對小農(nóng)戶信貸可得性的影響：資產(chǎn)的信號效應(yīng)與抵押效應(yīng)

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

表3 匹配后的數(shù)據(jù)平衡檢驗

圖1 傾向得分的共同取值范圍

從小農(nóng)戶獲得金融機構(gòu)貸款的方式(有些農(nóng)戶可能使用過多種抵押品形式，見表5看出，不設(shè)置抵押品的貸款和房屋抵押貸款是目前小農(nóng)戶獲得金融機構(gòu)貸款的主要形式。農(nóng)房抵押貸款是目前央行鼓勵各金融機構(gòu)發(fā)放的主要的抵押貸款形式，具有政策引導作用，是目前農(nóng)村金融創(chuàng)新的主要內(nèi)容。農(nóng)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(nóng)房使用權(quán)抵押貸款，利用農(nóng)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(xiàn)。而農(nóng)地抵押貸款，包括農(nóng)地承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)抵押貸款，因為農(nóng)地市場的不完善，限制了農(nóng)地的流動性，目前還沒有大規(guī)模開展，只有4.35%的占比，所以確權(quán)的信號傳遞效應(yīng)在確權(quán)的信貸效應(yīng)中起了主導作用。綜上所述，假設(shè)1和2成立，即農(nóng)地確權(quán)能夠通過資產(chǎn)的信號傳遞而提高小農(nóng)戶的信貸可得性，而農(nóng)地確權(quán)在通過抵押效應(yīng)提高小農(nóng)戶信貸可得性的效果是有限的。

表4 農(nóng)地確權(quán)對小農(nóng)戶的影響

表5 小農(nóng)戶貸款的抵押品分布

2.4.3確權(quán)通過農(nóng)業(yè)投資對小農(nóng)戶的信貸意愿的影響

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

表6 小農(nóng)戶潛在的信貸需求的影響因素

的價值表示小農(nóng)戶長期投資的價值，回歸結(jié)果顯示(見表4)確權(quán)的小農(nóng)戶和沒有確權(quán)的小農(nóng)戶相比，長期投資顯著增加，說明確權(quán)的長期投資效應(yīng)同樣適用于小農(nóng)戶。我國小農(nóng)戶對于農(nóng)機具和裝備的自家擁有的比例顯著高于來自社會化服務(wù)這一渠道。平均68.29%的小農(nóng)戶的糧食作物的農(nóng)機具和裝備來自自家擁有，22.09%來自個體戶服務(wù)，和其他人共同擁有占6.40%，來自農(nóng)業(yè)企業(yè)占0.05%，來自專業(yè)服務(wù)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(nóng)戶的信貸意愿是否增加？從表6對小農(nóng)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(guī)金融后，投資增加仍能夠提高農(nóng)戶對金融機構(gòu)的信貸意愿。

確權(quán)農(nóng)戶信貸可得性的增加，產(chǎn)生了示范作用，成為確權(quán)農(nóng)戶信貸意愿大于非確權(quán)農(nóng)戶的另一個原因。信貸意愿做為潛在的信貸需求，在小農(nóng)戶克服自我排斥和風險排斥，金融機構(gòu)減少繁雜的貸款手續(xù)、關(guān)系貸款和抵押品設(shè)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(gòu)增加信貸供給的情況下，提高農(nóng)戶的信貸可得性，形成良性循環(huán)。由此可知，假設(shè)3得到了驗證，即農(nóng)地確權(quán)通過土地安全性的提高而促進了投資，進而提高小農(nóng)戶的潛在的信貸需求，并促進小農(nóng)戶信貸可得性的提高。

3 結(jié)論和政策建議

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

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

1)提高農(nóng)地財產(chǎn)權(quán)的價值，需要加快土地流轉(zhuǎn)的制度創(chuàng)新和組織創(chuàng)新。小農(nóng)戶的細碎的土地分布特征和信息特點，使農(nóng)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(nóng)地流動性的加強，使市場獲得土地的定價和價格的實現(xiàn)。

2)小農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款的破局，需要農(nóng)地合作社，土地協(xié)會等第三方組織的參與。農(nóng)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(chǎn)生了金融機構(gòu)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(guī)模農(nóng)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(chuàng)新降低交易費用。第三方組織的參與能夠在小農(nóng)戶和金融機構(gòu)之間通過合約的重組、信息流的獲取、違約農(nóng)戶土地流通的實現(xiàn)而降低交易費用。即使正規(guī)農(nóng)地市場發(fā)展，農(nóng)地流動性增強，小農(nóng)戶的農(nóng)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(chuàng)新和合約重組降低交易費用是本研究后續(xù)的研究內(nèi)容。