农户产权抵押借贷行为对家庭福利的影响——来自陕西、宁夏1 479户农户的微观数据

（西北农林科技大学 经济管理学院，陕西 杨凌 712100）

金融是现代经济的核心，现代农业的发展也离不开资金支持。农户作为最主要的农业投资主体其资金积累能力有限，加之农村金融供给总量不足、信贷工具缺乏、信贷资金非农倾向严重等问题，农户融资能力不足严重制约其农业投资能力，因此以借贷行为为核心的农户融资行为一直是学术界研究的热点问题。随着我国农业产业结构的不断调整，农村经济呈现出市场化和多元化特征，农户对生产经营资金的需求愈加旺盛，然而因农户缺乏金融机构认可的抵押物而难以获得信贷资金与大量农村资产闲置无法充当抵押物之间的矛盾，加剧了农村金融抑制程度，严重制约了农民增收、农业增效和农村发展。2008年中国人民银行和银监会下发《关于加快推进农村金融产品和服务方式创新的意见》，在中部6省和东北3省进行“创新贷款担保方式，扩大有效担保品范围”试点，拉开了我国开展农村土地承包经营权抵押融资的序幕。2013年11月中共中央十八届三中全会《关于全面深化改革若干重大问题的决定》指出，要加快构建新型农村经营体系，赋予农民对承包地占有、使用、收益、流转及承包经营权抵押、担保权能，为当前开展农村产权抵押融资提供了政策依据，为破解农户“融资难、抵押难、担保难”问题提供了现实可行路径。因此，为提升农村金融服务水平，提高农户贷款的可得性和利用效率，深入了解农户产权抵押融资行为对农户福利变化的影响，探讨农村产权抵押融资实践能否真正促进农民增收、提高农民生活水平尤为重要。

一、文献回顾

农村产权抵押融资作为对当前我国农村土地制度、产权制度、担保制度的一种突破和尝试，学术界对其是否具有可行性、能否化解农户融资困难等问题展开了广泛的讨论。张文律在制度经济学框架下对农村产权抵押融资进行了探讨，认为农村产权抵押融资在某种程度上缓解了农户“贷款难、难贷款”的问题，满足了农民、金融机构、地方政府三方的利益需求，是制度变迁的主体内化外部利润的结果，是一种新的帕累托改进［1］。肖诗顺、高锋通过产权模型分析认为，我国农村土地产权已完全具备排他性、可分割性以及一定的可转让性，土地权利可作为交易标的向农村金融机构申请贷款，并论证了农村土地承包经营权抵押贷款模式对缓解农村资金“瓶颈”的积极作用［2］。严金海认为当前我国农村产权抵押融资制度改革的合理性得到了普遍认同，但社会保障统筹基础不健全、法律效力缺失、农村产权交易市场发展不完善等问题的存在可能会导致土地抵押融资风险和运行低效［3］。

在农户借贷福利研究方面，我国学术界形成了两种截然相反的观点：一种观点认为，借贷促进了农户福利的增长；而另一种观点认为，农户借贷对农户福利增长并无益处。李锐、李宁辉对全国10个省份的农户数据进行分析后认为，借贷对农户纯收入及其福利状况具有显著影响［4］。朱喜运用柯布-道格拉斯函数对3 000个农户的抽样调查数据进行的检验表明，农户借款提高了农户的收入水平，并通过直接和间接效应促进农户消费，从而改善农户福利水平［5］。褚保金等运用内生转换回归模型分析信贷配给对农户收入水平的影响，研究发现农户的贷款显著提高了其收入水平［6］。叶静怡和刘逸对我国云南省彝良县的调查也显示，借贷对欠发达地区农户家庭生产性消费和现有农业生产的维持具有促进作用［7］。但许崇正、高希武利用双对数模型对中国统计年鉴数据的测算显示，信贷投资对农户人均收入的影响不显著，对农民增收支持不力［8］。黄祖辉等的研究结果也论证了在忽视信贷需求的情况下，单纯增加信贷供给无益于促进农户福利增长［9］。王文成、周津宇通过构建分位数回归模型和工具变量分位数回归模型对不同收入水平的农户借贷资金使用情况进行了分析，结果表明，借贷资金并不能促进高收入水平农户和低收入水平农户增收，仅对中等收入水平农户具有明显的收入促进作用［10］。

通过对大量文献的分析发现，目前，已有研究还存在以下不足：一是农村产权抵押融资作为新生事物，目前国内对其的相关研究多着眼于宏观和理论分析，对农户参与农村产权抵押融资借贷行为的福利变化研究较少；二是我国对农户借贷福利的研究目前存在较大分歧，对借贷是否能促进农户福利提升呈现两种截然不同的观点；三是学术界在讨论农户借贷福利变化过程中采用的数据多为不同年份不同地区的年鉴数据，数据本身差异较大，难以反映当前农村产权抵押融资的实施效果。因此，本文拟在现有研究基础上，利用2012～2014年采集的农户微观数据，建立福利影响模型对西部农村产权抵押融资给农户带来的福利变化进行测算，为我国农村产权抵押融资试点的后续发展和改善农村金融服务提供参考依据。

二、理论分析及模型构建

（一）借贷支持下农户福利变化的理论预测

家庭的借贷行为目标是福利最大化，农户是由家庭成员组成的消费团体，通常农户既是消费者又是生产者，如果把农户作为一个理性消费者，则农户的消费行为是要追求在一定预算约束下的消费效用最大化；同时农户又是生产者，其生产行为是为了追求生产利润最大化。假设给农户一个贷款额，其既可以用于增加消费预算，也可以增加生产要素投入。由于借贷涉及对跨期消费的调整，存在一定的时滞和消长关系，因此需考虑农户在多个时期的生产和消费决策。如果农户将贷款用于生产投资，本期消费水平维持不变，农户的后期产出和收入将会增加，将借贷资金用于生产投资后也可能会使资本增值，增加后期的消费效用；若农户将借贷资金用于消费，则农户的本期消费效用会增加，本期借入资金B也意味着未来将发生B（1+r）（假设利率水平为r）的还款，若未来的生产技术和生产投入都不发生变化，那么后期消费将会减少［7］，总体效用水平取决于两期消费效用的变化程度。传统农业部门由于技术和劳动生产率低下，农户的储蓄水平通常较低，农户很难仅依靠自身储蓄积累来扩大生产规模、投资附加值更高的新产品或增加生活消费等。为解决资金流动性不足，在一定情况下，农户会选择一个合适的借贷水平进行资金借贷，将借贷资金用于增加消费或用于生产。因此借贷资金是农户向更高效生产方式转变的关键因素，也是提高农户收入和福利水平的重要途径。可以预测，农户信贷在理论上能够增加农户的福利。

（二）计量模型设定

本文的研究目的是分析农户参与农村产权抵押借贷对农户家庭福利变化的影响。一般来说，农户产权抵押借款额由农户资金需求与金融机构放贷要求相互作用所决定，农户自身及其他特征决定了农户的借贷行为，也对农户的福利水平产生一定的影响，这使得在考察农户借款对其家庭福利情况的影响时，可能存在不可观测的因子同时影响借款数额和福利水平。基于此特征，我们采用Pitt和Khandker提出的福利模型来对该问题进行分析［11］：

模型（1）中Yi表示农户的福利，B 表示样本农户的借款数额，Xi表示可以观测到的样本农户特征，c表示不可观测的影响因子；u为误差项，反映农户之间存在的差异，且；α和β为未知参数。由于c是不可观测的影响变量，可能同时影响农户借款数额和福利水平，若直接将农户家庭福利对借款数额及农户特征进行回归，将会导致模型（1）中借款的福利效果的估计是有偏的，因此本文选择工具变量辅助拟合模型。

一般而言，在可放贷数额一定的条件下，金融机构选择资金贷款方的过程是一种理性选择，会考虑每个借款农户的各项特征，农户借款数额不仅取决于其自身特征，也受到其他借款竞争者条件的影响，因此选择竞争者特征作为工具变量是较为合适的。由于农村产权抵押融资作为一种新的融资制度实施较晚，从理论上预测，农户家庭贷款经历、农户对农村产权抵押融资政策的了解程度以及农户对产权抵押贷款的参与意愿度对农户申请产权抵押贷款额度具有一定影响，也对金融机构授信与否及授信强度的决策造成一定影响，我们的实地调查也验证了这一预测。在调查样本区域内，农户对农村产权抵押融资的了解越深，参与意愿越强烈，其本期意愿的借款额度也越大；同时，农户对产权抵押融资制度的了解程度增强，银行、信用社等金融机构相应的贷款发放意愿也随之增强，这直接提高了农户借贷的可得性；而农户家庭以往的贷款经历也是银行等金融机构的良好参照，对金融机构发放贷款的意愿同样具有较大影响。同时，这些经历及意愿状况并不直接影响农户的生产性投入，从而不直接影响农户的本期收入，因此从理论来看，选取这些竞争者特征变量作为工具变量是合适的。

而根据上文的分析，农户产权抵押借贷行为及其对家庭福利变化的影响本身就可能存在一定的内生性，且与农户间异质性关系密切，因此，本文在测算农户产权抵押融资借贷对其家庭福利变化影响前，选择模型（2）对农户借贷进行内生性检验：

模型（2）中Zi为上文分析中可能影响农户借款决策但并不直接影响农户福利水平的特征，包括农户家庭贷款经历、农户对农村产权抵押融资政策的了解程度及产权抵押贷款的参与意愿度，其在模型（2）中作为解释变量，同时是模型（1）的待选工具变量；控制变量Xi的选取与模型（1）相同，为农户自身特征，如户主性别、年龄、文化程度、土地经营规模等，这些变量不仅可能对农户家庭福利水平产生影响，而且可能对农户是否借款、借贷数额的决策产生一定的影响。θ和λ为未知参数。

检验采取以下步骤：首先将借款额B对待选工具变量Zi进行回归，检验工具变量与借款额度的相关性，判断其是否可作为本文数据分析的工具变量；然后加入控制变量Xi进行回归，并得出误差的拟合序列；再将作为自变量代入模型（1），通过考察对农户家庭年收入Y 是否具有显著性影响，来判断借款是否具有内生性。如果误差序列对年收入具有不为0的显著性影响，则证明借款具有内生性，否则借款不存在内生性。

三、数据来源及变量选择

（一）样本来源

数据来源于课题组2012～2014年对西部农村产权抵押融资试验区农户的实地入户调研，调查问卷涉及2009～2014年农户经济投入与产出。根据西北地区农村土地产权抵押融资实施情况，本文选取西北两大农业省区陕西省和宁夏回族自治区产权抵押先行试验区作为调研区域，运用分层抽样方法，选取传统种植业为主的高陵县、现代高新技术农业为支撑的杨凌示范区、种植业养殖业兼营的同心县和全国农村改革试点县平罗县为样本点，这些样本点具有一定的典型性和代表性。在样本点内部采用分层抽样方法抽取不同经济发展水平、不同生产类型的样本村，进而采取随机抽样方法选取农户进行实地入户调研，保证所选样本能够代表西北地区不同经济条件、不同农业类型农户参与农村产权抵押融资的基本情况。调查共获得有效问卷1 479份，问卷主要包含农户的基本信息、贷款经历与评价、农村产权抵押融资政策落实情况、未来融资需要与打算、意见和建议五个模块。

（二）变量选择及描述性统计

我们访问的研究对象具有以下特征：以男性农户为主，占比74.5%；以中青年农户为主，年龄段集中在31～59 岁范围内，占样本总数的82.2%，年龄分布近似正态分布；初中及以上文化程度占69.2%，调查显示大部分农户能够针对自身的融资需求以及农村产权抵押融资的手续、条件发表自己的看法和见解，因此我们认为农户的借贷行为是较为理性的。从调查情况来看，样本地区大部分农户以农业生产为主，农户家庭经营类型中纯农业及以农业为主兼业经营占比55.9%。样本中，54.1%的农户家庭土地规模在5～15亩之间，农户土地经营规模总体偏小，大规模土地经营农户较少。

根据上文分析，模型（1）中Yi表示农户的福利，对于农户福利的衡量指标较多，在本文中我们选取家庭年收入、农业收入、非农收入、生活消费和生产性支出来反映农户家庭福利变化情况，农户借款主要用于生活消费或者生产经营支出，而生活消费带来的消费满足和生产经营带来的收入增加都能提高农户的福利水平，因此，选取收入和支出指标作为福利的衡量变量是合适的；B 表示农户产权抵押贷款借款额；Xi表示可以观测到的样本农户的特征；Zi表示可能影响农户借款决策但并不直接影响农户福利水平的特征，即竞争者特征。变量定义及描述性统计详见表1。

四、实证分析

基于样本农户的借款数额及收入、支出数额大于或等于0，且其中许多数额为0，借款变量、收入支出变量的数据具有明显截尾数据特征，本文采用Tobit模型筛选工具变量对农户借贷进行内生性检验并测算农户家庭福利的变化情况。

（一）内生性检验

在分析产权抵押贷款对农户家庭福利的影响前，先进行借款内生性检验。由上文理论分析可知，所选三个待选工具变量均对农户借贷行为具有一定影响，为排除特征变量的干扰，将借款额B 仅对三个待选变量Zi进行回归，考察它们与借款的相关性，分析其是否适合作为工具变量，变量估计系数见表2。

由表2可知，农户家庭贷款经历对农户借贷的估计系数未通过显著性检验，而农村产权抵押融资政策了解程度、农户产权抵押参与意愿度对农户的借贷具有显著的正向影响，且都在1%的显著性水平下通过检验。从模型估计系数及标准差值来看，农村产权抵押融资政策了解度与农户借贷相关性更强，因此选取农户对农村产权抵押融资政策的了解程度作为工具变量，将控制变量Xi代入模型（2）进行回归，可得影响农户产权抵押借贷数额的主要影响因素，回归结果见表3。

表1 模型中的变量定义及描述性统计

表2 待选工具变量判别

表3 农户产权抵押借贷影响因素

从表3可以看出，农村产权抵押融资政策了解程度对农户的借贷具有显著的正向影响，且在1%的显著性水平下通过检验。这可能是因为农村产权抵押贷款作为一种创新型信贷产品，突破了信用贷款等信贷产品对担保人条件的限制，而对政策的了解程度有可能对农户贷款的可得性造成影响，也能促进农户借贷、提高农户贷款额度。户主的性别、土地经营规模对农户借贷额度存在正向影响，年龄对农户借贷额度存在负向影响，且均在1%的显著水平下通过检验。这可能是因为在农村，男性比女性面临的维持家庭生计和提高家庭生活水平的压力更大，其致富意愿更为强烈，相比女性而言有更多的外出就业机会，也更具有偿债的能力，因此借贷额度更高；农户年龄越大，其思想更趋于保守，对新的融资渠道的认识和接受程度相对较低，其借贷额度也会降低；农户家庭土地经营规模越大，其对农业生产投入更多，对资金需求更加旺盛，借贷额度也相应增加。农户家庭的房屋价值、生产性固定资产价值、社会关系对农户借贷额度存在正向影响，且分别在5%、1%和5%水平下通过显著性检验；农户家庭经营类型对农户借贷额度存在负向影响，且在5%的显著水平下通过检验。农户的房屋价值越高，其家庭条件相对可能更为优越，致富能力也越强，更具有还款保障，因此更愿意进行贷款；生产性固定资产价值较高的农户，其参与农业活动的积极性相对更强，资金需求也更为强烈，借贷额度随之增加；家庭成员中有人担任村干部，则能更多更快地接触到新的致富信息和致富渠道，同时，信贷支农政策在农村常常通过村干部进行宣传，其更容易接受新政策，自然也更愿意通过借贷缓解家庭资金不足；而农户经营类型越偏向于非农业，其家庭工资收入更为稳定，生产性支出可能会相对减少，在一定程度上会降低农户对贷款的需求。

（二）产权抵押贷款的福利影响

由于农村产权抵押借贷不存在内生性，所以可以直接估计农户产权抵押贷款额对农户家庭福利的影响，将农户的特征变量Xi、农户借款额B代入模型（1）中，Tobit回归的结果见表4。

表4 农户借款的福利效果

从借款对农户福利的整体影响情况看，农村产权抵押融资借款促进了农户家庭收入的增长和支出开销增加，提高了农户福利水平，这一结论与本文的预测相符。

就农村产权抵押融资借款对农户收入及支出的具体影响情况来看，农户借款对农户的家庭年收入、非农收入、生活消费支出和生产性支出均存在正向影响，分别在5%、5%、1%和10%的显著性水平下通过检验；借款对农户农业收入的影响并未通过显著性检验。这可能是因为农户将借款用于购买机械设备或进行大棚等农业设施建设等，增加了其机械、设施的投入，从而减少了人力投入，使家庭更多人力外出打工或从事其他行业，促进了非农收入的增长，而由于农业人力投入的减少、农业设施投资回收期较长使得农业本期收入增加并不显著。同时，从农户对借贷资金的使用来看，资金对生活消费的促进作用更为显著，这可能是因为对于大多数普通农户而言，其收入水平仍相对较低，消费需求层次较低，只有在面临家庭大事的操办等必需生活开销投入时才会选择向金融机构进行资金借贷。

从显著影响因素来看，土地经营规模对农户家庭年收入、农业收入和生产性支出均有正向影响，且均在1%的显著性水平下通过检验，这表明土地经营规模越大，不仅农户家庭的生产性投入越高，其对农业生产效益的拉动作用也越强，越能促进农户家庭农业收入和年收入的增长。家庭房屋价值对农户家庭的各项福利指标均具有正向的显著影响，表明家庭房屋价值越高的农户，其家庭收入、生活消费、生产性支出均较高，这可能是因为家庭房屋价值越高，其家庭经济积累越深厚，经济条件越优越，对生活消费和生产性支出的投入也越高，而生产性支出的投入也进一步促进了家庭收入的增长。经营类型对农户家庭农业收入、生产性支出具有1%显著性水平下的负向影响，对于农户家庭非农收入、生活消费具有1%显著性水平下的正向影响，这表明农户家庭经营类型越偏向于农业，其农业生产性投入越多，获得农业收益也越高；越偏向于非农业，其非农收入越高，非农经营下农户家庭的生活消费也相应增加，这与我们实地调研经验相符。从数据结果来看，农户借款的福利指标不同，其主要影响因素也不完全相同，存在着一定的差异。

五、研究结论及政策建议

本文利用2012～2014年我国西北地区1 479个农户的调查数据，运用Tobit模型分析了农户参与农村产权抵押融资借贷对农户家庭福利的影响，得出以下结论：（1）农户产权抵押借款对农户的家庭年收入、非农收入、生活消费支出和生产性支出均存在显著正向影响，这表明农村产权抵押借款显著改善了农户家庭的福利水平，其中产权抵押借款对农户家庭生活消费支出的带动作用最为明显；（2）农户产权抵押借款对农户家庭的农业收入并不具有显著性影响；（3）土地经营规模、房屋价值、家庭经营类型对农户家庭收入及支出情况具有显著影响，是影响农户家庭福利水平的重要影响因素。

基于以上结论，为进一步缓解农户融资难，提高农民福利水平，推行农村产权抵押融资，应做好以下几个方面的工作：（1）各级政府及相关部门应进一步拓宽抵押担保物范围和模式，提供符合自身地域特点、适合农业需要的农村产权抵押贷款，进一步深化客户管理模式、拓展业务范围，引导农户长期借贷资金需求，促进农户的生产性投资。（2）各级政府及相关金融机构应加大对农村产权抵押融资的宣传力度，扩大其知晓度，全面提升农户的认知水平，降低农户和农村金融机构间的信息不对称程度，加强引导，提高农户贷款可得性。（3）各级政府及相关部门应认真贯彻十八届三中全会精神，积极稳妥地推进农村土地流转，开发、培养农村人力资源，提高农民科学文化素养和生产经营水平，鼓励农民创业、就业，扶持、发展适度规模经营。（4）地方政府应进一步激活农村金融市场，扩大农村金融机构覆盖面，增加金融供给，适度干预农村金融市场，完善农村产权抵押融资政策执行机制，规范金融机构和信贷主体的行为，建立公平、有效的农村金融市场秩序。

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［3］严金海.土地抵押、银行信贷与金融风险：理论、实证与政策分析［J］.中国土地科学，2007，21（2）：17—23.

［4］李锐，李宁辉.农户借贷行为及其福利效果分析［J］.经济研究，2004，（12）：96—104.

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［11］Pitt，M.M.，Khandker，S.R.Credit Programmes for the Poor and Seasonality in Rural Bangladesh［J］.Journal of Development Studies，2002，39（2）：1—24.