抵押风险对农地抵押贷款需求的影响——基于原始承包户和经营户的比较

黄惠春 陈 强

一、引言

为有效盘活农村资源、资金、资产,增加农业生产中长期和规模化经营的资金投入,2008年年底,我国各地陆续推出农村土地承包经营权抵押贷款(以下简称“农地抵押贷款”)试点。2014年,国务院明确指出“按照所有权、承包权、经营权三权分置和经营权流转有关要求,以落实农村土地的用益物权、赋予农民更多财产权利为出发点,稳妥有序开展‘两权’抵押贷款业务。”作为解锁农地抵押困局最关键的制度基础,在农地“三权分置”的基础上以农地经营权为抵押成为中国农地改革最重要的特征(张红宇等,2013［1］)。

根据抵押农地的经营权类型,申请农地抵押贷款的农户可以分为两类:一是原始承包户,其同时拥有土地承包权和经营权；二是经营户,即通过流转获得土地的农业经营者,其仅拥有土地经营权,具体包括种养殖大户、家庭农场、农民专业合作社和农业龙头企业等规模化新型农业经营主体①包括流入土地的中小规模农业经营者。。由于农户在家庭人口、职业和经济条件等方面的分化,没有土地流入的原始承包户对土地的依赖程度、价值认知更高,更不愿意放弃土地 (刘同山和牛立腾,2014［2］)。相关研究表明,不同经营主体对农地抵押贷款的认知和需求存在差异,受经济特征因素、区位因素和土地流转因素的影响,大规模农户和新型农业经营主体对农地抵押贷款的需求更大 (金媛和林乐芬,2012［3］；安海燕和洪名勇,2015［4］；林乐芬和沈一妮,2015［5］)。

从农地抵押需求方来看,农户在决定是否参与农地抵押贷款中会着重考虑丧失抵押农地的风险及其可能带来的损失,从而形成来自需求方的风险配给行为(Binswanger和 Sillers,1983［6］；Boucher等,2008［7］)。已有经验研究表明,风险配给是发展中国家农户信贷配给的重要原因之一 (Boucher等,2009［8］；Chiu等,2014［9］)。“三权分置”名义上降低了农户的“失地”风险,但在实际抵押过程中,不论是原始承包户还是仅获得农地经营权的经营户,一旦生产投资失败无法还款,农地的经营权将会被受抵押方或担保方赎走 (杨奇才等,2015［10］),对于原始承包户而言,在失去经营权的同时也会失去农地租金②此租金将用于偿还借款本息。,而经营户则仅仅失去经营权。因此,原始承包户抵押农地的潜在风险更大。

现有研究大多关注于农户对农地抵押贷款的需求及其影响因素 (惠献波,2013［11］；杨婷怡和罗剑朝,2014［12］；曹瓅和罗剑朝,2015［13］；黄惠春和祁艳,2015［14］；林乐芬和俞涔曦,2016［15］), 较少涉及农地抵押风险这一问题。曾庆芬 (2010)［16］、于丽红等(2014)［17］的研究显示,担心抵押品的产权不安全、害怕失去土地是农户不愿意申请农地抵押贷款的重要原因之一,但相关的实证和理论研究还比较匮乏。在农地流转和农村经济转型的背景下,农户的生产经营方式、生产规模和收入结构产生了巨大的分化,不同类型农户对农地抵押风险的感知如何?其农地抵押贷款需求是否存在差异?农地抵押风险对农户农地抵押贷款需求究竟有何影响?均有待理论和实证检验。

因此,本文基于农地抵押的风险视角,通过分析农户参与农地抵押贷款的约束条件,从理论上论证农地抵押风险对不同类型农户农地抵押贷款需求的影响,并利用江苏省试点地区910户农户的调查数据进行实证检验,以揭示原始承包户和经营户农地抵押贷款需求的差异及其内在影响因素,从而为我国农地抵押试点区的政策制定提供有益的理论和经验证据。

二、理论模型

(一)农户农地抵押参与决策模型

假设农户的行为是理性的,其每一项经济决策都是以实现自身效用最大化为目标。假定其拥有数量为W的金融资产和面积为T的农地,金融资产不能用于抵押,单位农地价值为p。若农户可以选择两种生产技术:一是传统技术,产出稳定且不需要借款,单位农地产出固定为ω；二是新技术,可以获得更高的产量但存在一定风险,同时单位农地需投入资金k,若所有资金均来源于农地抵押贷款,则贷款总额为Tk,贷款利率为r。由于生产前景不确定,农户面临成功与失败两种投资结果,不同投资结果下农户的期末可消费财富分别为:

式 (1)中,Cs表示投资成功时农户的期末可消费财富,此时单位农地净收益为R,农户向金融机构偿还的利息额为rkT；Cf表示投资失败时农户的期末可消费财富,此时农户未能获得收益以致无法履行贷款合约,将失去价值为pT的农地。B表示农户的非农业收入；ct表示农户选择新技术时需要付出的农地抵押贷款交易成本①农地抵押贷款交易成本包括申请贷款花费的时间成本以及为获取贷款花费的寻租成本等。；cr表示农户在面临农地抵押贷款风险时会要求一定的固定性财富去弥补因生产经营失败而失去抵押农地的风险,即风险贴水补偿②当农户贷款后的收益无法弥补其参与农地抵押贷款融资过程中所面临的风险贴水时,农户会不愿意贷款申请农地抵押贷款。。假定农户投资成功的概率为φ,则其参与农地抵押的效用函数为:

式 (3)为农户的参与约束函数,其中,π为农户参与农地抵押的单位农地期望净收益。只有当π＞ω时,农户才会选择农地抵押贷款。由式 (3)可见,单位农地价值p、农地抵押贷款交易成本ct和抵押贷款风险贴水cr、抵押贷款利率r和单位农地抵押贷款额k对农户抵押贷款需求具有负向影响。投资成功概率φ和农地面积T对农户抵押贷款需求具有正向影响。此外,农地面积T越大,单位农地的贷款交易成本和单位农地的风险贴水就越小,农地抵押贷款和农业生产经营出现规模效益,从而对农地抵押贷款需求有正向影响。

(二)原始承包户和经营户农地抵押参与决策的区别

根据农户拥有的农地产权的性质,农户可以分为原始承包户和经营户,其贷款参与决策模型分别如下:

式 (4)和式 (5)分别为原始承包户和经营户的参与约束函数。当借款人违约失去抵押品时,经营户仅失去土地经营权,原始承包户还会失去土地租金,因此对于不同经营权类型的农户,其农地价值p不同。原始承包户的农地价值p1由农地抵押价值pT和农地保障价值pI两部分组成；经营户的农地价值p2等于农地抵押价值pT,p1＞p2。经营权类型的差异也导致了农户抵押风险感知不同,在同等农地规模下,原始承包户的风险贴水比经营户更大,即cr1＞cr2,此外,原始承包户经营的农地面积T1普遍小于经营户农地面积T2,其单位农地抵押风险贴水差异更加明显,即cr1/T1＞cr2/T2；在相同贷款条件下,经营户单位农地贷款交易成本相对较低,即ct/T1＞ct/T2；和原始承包户相比,规模化的经营户经营水平往往更高,投资成功概率φ更高,即φ1＜φ2。

根据式 (3)、式 (4)和式 (5),由两类农户农地价值p、农地规模T、投资成功概率φ的差异可以推出π1＜π2,即原始承包户参与农地抵押贷款的单位农地净收益低于经营户,同时经营权类型以及个体特征的差异导致了两类农户在参与农地抵押贷款时感知的抵押风险不同,从而使原始承包户愿意参与农地抵押贷款的可能性比经营户更低。

三、数据来源和样本分析

(一)样本来源

本文以江苏省泗洪县和金湖县为样本,两个地区均为农地抵押贷款试点区。其中泗洪县2012年被确定为全国农村改革试验区,于2014年7月推出农地抵押贷款；金湖县为江苏省农村改革试验区,于2014年8月推出农村土地承包经营权“三方协议”抵押贷款模式。两个地区试点开始时间相近,进展基本同步,农户对于农地抵押贷款的熟悉程度相似,因此便于课题组对两个地区的农户进行抽样调查。

本课题组于2015年7月对两地农户展开抽样调查。调查采用分层随机抽样的方法,首先从两个县中随机抽取12个乡镇③具体包括泗洪县的双沟、上塘、石集、临淮、界集、重岗六个乡镇,金湖县的金北、陈桥、吕良、前锋、银集、戴楼六个镇。,然后从每个镇中随机抽取3～4个村,再从每个村中随机抽取20户左右农户进行入户问卷调查,最终获得910户有效样本。调查内容包括2014年农户及其家庭统计学特征以及2012—2014年农户家庭农业、非农业经济状况和借贷情况。本文 借 鉴 了 Boucher等(2009)［8］、刘 西 川 等(2009)［18］采用的直接诱导式询问方法 (DEM),在甄别农户是否存在投资资金需求的基础上,进一步考察其是否存在农地抵押贷款需求。①与Boucher等 (2009)［8］、刘西川等 (2009)［18］对农户正规信贷需求的判定标准不同,本文仅将申请过且愿意申请农地抵押贷款的农户认定为存在农地抵押贷款需求,不愿意申请该贷款的农户即为不存在农地抵押贷款需求。在实际调查中,首先向农户询问以下两个问题:1.“2012年以来,您是否向银行或其他金融机构申请过贷款?”2.“您是否有可获利的项目可以投资,但因为缺少资金无法实施?”若有一个问题回答“是”,则认为其有投资资金需求,若全部回答“否”,则认为其不存在投资资金需求。对有投资资金需求的农户则进一步询问其“是否向银行申请过农地抵押贷款”,对此,若回答“是”,认为其存在显性农地抵押贷款需求,反之,则进一步询问“是否愿意用农地抵押向银行申请贷款”。若农户回答“是”,则认为其存在隐性农地抵押贷款需求,若农户回答“否”,则认为其不存在农地抵押贷款需求,并进一步追问其原因。具体而言,若农户回答为“贷款利息高”,则认为其由于贷款利率高而不愿意申请农地抵押贷款；若农户回答为“贷款手续太繁琐,成本高”、“与信贷员不熟”或“可以用其他方式获得贷款”,则认为其由于交易成本高而不愿意申请农地抵押贷款；若农户回答为“怕还不起贷款”或“担心失去土地”,则认为其由于担心失去抵押品而不愿意申请农地抵押贷款。

(二)样本分析

1.样本农户的农地抵押贷款需求情况。

根据课题组的调查结果,本文对样本农户的农地抵押贷款需求情况进行了统计分类,如表1所示。

表1 样本农户的农地抵押贷款需求类型

由表1中数据可见,在910户样本中,387户愿意参与农地抵押贷款,即存在农地抵押贷款需求的农户占样本农户比例为42.5%,523户不愿意参与农地抵押贷款,占样本农户的57.5%。在651户原始承包户和259户经营户中分别有231户和156户存在农地抵押贷款需求,占各自样本农户比例的35.5%和60.2%。由此可见,经营户比原始承包户更愿意参与农地抵押贷款,其农地抵押贷款需求更强。从需求类型来看,原始承包户的显性需求②和隐性需求③分别为19户和212户,其中显性需求比例仅占其样本总数的3%,隐性需求比例为32.5%；经营户的显性需求比例为12.7%,隐性需求比例为47.5%,均显著高于原始承包户。

在420户不愿意参加农地抵押贷款的原始承包户中有229户不存在资金需求,占其总数比例为35.2%,分别有54户、52户和85户因为贷款价格、交易成本以及害怕失去抵押品而不愿意申请农地抵押贷款,占比分别为8.3%、8.0%和13%。在103户不愿意参加农地抵押贷款的经营户中,有62户因没有资金需求而不愿意申请农地抵押贷款,占其总数比例为23.9%,分别有13户、17户和11户因贷款价格、交易成本及抵押风险因素而不愿意申请农地抵押贷款,占各自总数比例分别为5%、6.6%、4.3%。相比之下,原始承包户因为风险因素不愿意参与农地抵押贷款的比例比经营户高7.7%,表明原始承包户受抵押风险的影响更大,抵押风险对原始承包户的农地抵押贷款需求有明显的抑制作用。

2.样本农户抵押风险分析。

(1)样本农户的风险偏好情况。农户对农地抵押风险的感知程度与其自身的风险偏好水平密切相关。课题组在调查问卷中设置了关于投资选择、外部因素和农业保险的三个情境,通过农户的主观描述和评价来度量其风险偏好水平。样本农户风险偏好情况的分类统计结果如表2所示。

表2 样本农户的风险偏好情况

从样本农户的风险偏好情况可以看出,原始承包户的风险厌恶程度明显高于经营户。具体而言,原始承包户中极度风险厌恶型、轻微风险厌恶型、风险中性型、轻微风险偏好型以及极度风险偏好型分别有11户、106户、211户、248户、75户,占其样本农户数的比例为 1.7%、16.3%、32.4%、38.1%、11.5%。经营户中极度风险厌恶型、轻微风险厌恶型、风险中性型、轻微风险偏好型以及极度风险偏好型分别有1户、24户、81户、108户、45户,占其样本农户数的比例为 0.4%、9.2%、31.3%、41.7%、17.4%。

(2)样本农户的兼业程度情况。兼业程度是指农户在农业生产的同时从事非农行业并获得相应收入的程度,一般用非农收入占其家庭总收入的比重来表示,反映了土地的生产要素功能和农户对农地的依赖程度。表3对样本农户的兼业程度情况进行了分类统计。

表3 样本农户的兼业程度情况

续前表

从样本农户的兼业程度可以看出,原始承包户中以非农业收入为主要收入来源的比例更高,而经营户中以农业收入为主的比例更高。具体而言,原始承包户中,纯农业户、一兼农户、二兼农户和纯非农业户分别为56户、89户、305户、201户,占其样本农户数的比例为8.6%、13.7%、46.8%、30.9%；经营户中纯农业户、一兼农户、二兼农户和纯非农业户分别为48户、128户、66户、17户,占其样本农户数的比例为18.5%、49.4%、25.5%、6.6%。

(3)样本农户的农业收入波动情况。本文以样本农户近两年农业收入的变异系数来衡量农业收入的波动程度,导致农业收入产生波动的原因可能是自然条件和市场条件的变化,也可能是农户生产技术和经营规模的变化,因此农业收入波动一定程度上可以衡量农户的经营风险和经营状况。样本农户农业收入波动情况的分类统计结果具体如表4所示。

表4 样本农户的农业收入波动情况

从样本农户农业收入波动情况可以看出,经营户农业收入波动性整体上高于原始承包户。原始承包户中有75户农业收入变异系数超过50%,占原始承包户总数的11.5%；经营户中分别有61户农业收入变异系数超过50%,比例为23.5%。

四、实证分析

(一)模型选择

根据理论模型的分析,农户投资新技术时自有资金不足才会申请农地抵押贷款,因此,只有在农户存在投资资金需求的情况下才能识别其农地抵押贷款需求。假定D1i和D2i为两个二元变量,分别表示农户i是否存在投资资金需求和农地抵押贷款需求,则只有当D1i＝1时,才可以识别出D2i＝1还是D2i＝0,因此,若选择单一的Probit模型可能存在样本选择偏差问题。基于此,本文采用双变量Probit模型来估计农户农地抵押贷款需求的影响因素。

双变量Probit模型由两个方程组成,第一个方程表示农户的投资资金需求,第二个方程表示农户的农地抵押贷款需求,其表达式分别为:

在式 (6)和式 (7)中,和分别为农户i投资资金需求和农地抵押贷款需求的潜变量；和分别为影响农户i投资资金需求和农地抵押贷款需求的自变量；和为估计参数；和为随机扰动项,假设服从均值为0的二元正态分布,相关系数为ρ。各类型农户的概率分别为:

当D1i＝0时,当D1i＝1,D2i＝1时,

其对数似然函数为:

式 (8)～(11)中,Φ(·)为累积标准正态分布函数,Φ2(·)为二元累积正态分布函数。

(二)变量设定

本文以农户投资资金需求和农地抵押贷款需求作为因变量。在自变量的选择上,根据农户农地抵押贷款参与决策模型,农户对农地抵押贷款需求的影响因素主要包括农户的个人特征变量、农地抵押的风险变量、成本变量和价格变量。在农户的个人特征变量中,以是否有农地流入、实际耕地面积、生产性固定资产净值来区分原始承包户与经营户以及两者的经营规模特征；以农户的年龄、家庭劳动力人口数以及家庭人均净收入作为影响农户投资需求和投资成功概率的变量,一般来说,农户处于青壮年时期、生产性固定资产越多、家庭劳动力人口越多、家庭人均净收入越高,其农业生产经营水平越高,这类农户致富欲望更加强烈,生产性信贷需求较强,并且有较强的偿还贷款能力。在风险因素变量的设定上,本文以农户的风险偏好、兼业程度和农业收入波动水平来衡量农户感知到的风险贴水水平,风险偏好型农户更容易冒险用农地抵押贷款；兼业程度高的农户对土地依赖程度较低,土地作为农业生产要素功能逐步弱化；农户近两年内农业收入的波动水平越低,农业收入越稳定,因此风险偏好型、兼业程度高和农业收入波动水平低的农户农地抵押贷款风险贴水较小。农地抵押的成本主要通过以下变量来表示:以户主受教育年限和是否有正规信贷经历作为衡量农户农地抵押贷款交易成本的变量,教育水平较低和没有正规信贷经历的农户申请农地抵押贷款时交易成本更高。在价格变量的设定上,本文以农户的农地价格认知水平来衡量农地的价值。

需要补充说明的是,尽管在理论模型中,农地抵押贷款利率和抵押率对农户农地抵押需求具有重要影响,但由于样本地区农地抵押贷款利率和抵押率在农户之间差异很小,其对农户农地抵押需求的影响被包含在常数项的估计结果中。变量的描述性统计结果如表5所示。

表5 因变量、自变量描述性统计

(三)实证结果与讨论

本文利用STATA12.0软件对农地抵押贷款需求的影响因素进行回归分析。双变量Probit模型中各自变量的回归结果显示基本符合预期且基本显著,通过似然比检验,具体估计结果如表6所示。

表6 基于双变量Probit模型的估计结果

表6中,模型的ρ值等于0.123,且通过了似然比显著性检验,表明农户投资资金需求与农地抵押贷款需求存在联立关系,模型存在样本选择偏差问题。

根据农户投资资金需求方程的估计结果,户主年龄对其投资资金需求有显著的负向影响,表明农户年龄越大,其对投资资金的需求越低；家庭人均净收入与投资资金需求之间呈正U型关系,拐点为19 813元,表明相比于中等收入农户,低收入和高收入农户出于农业生产投资和扩大生产规模的需要,其资金需求更高 (褚保金和丁云芬,2003［20］)；农地规模和受教育年限对农户投资资金需求有显著的正向影响,表明农户经营的农地面积越大,文化程度越高,其投资资金需求越多。

根据农户农地抵押贷款需求方程的估计结果,在农户个人特征变量中,是否流入农地和农地规模对农地抵押贷款需求均有显著的正向影响,表明与原始承包户相比,经营户的农地抵押贷款需求更大,其中有农地转入的经营户一般生产规模更大,其规模化生产会产生更大的资金需求,进而影响其农地抵押贷款需求。户主年龄二次项对农地抵押贷款需求有显著的负向影响,户主年龄一次项、受教育年限以及生产性固定资产对农地抵押贷款需求没有显著影响,但都与预期方向一致。

风险偏好、兼业程度和农业收入波动这三个体现农地抵押风险的变量对农地抵押贷款需求均有正向的显著影响,表明农户越偏好风险,其越愿意冒险用农地抵押融资。农业收入波动对农地抵押贷款需求的影响与预期相反,理论上农业收入波动可以反映当地自然条件和农户生产经营的风险,实际上试点地区近几年没有发生大规模的自然灾害,试点区主要以种植小麦水稻为主,其生产技术已十分成熟,产量的波动很小,且市场价格变化不大,因此这里农业收入波动更多反应的是农户生产规模的变化。从表4中可知经营户的农业收入波动水平要高于原始承包户,可能是其经营规模在两年内发生了变化,而原始承包户农业经营规模相对稳定。兼业程度越高的农户对土地的依赖程度越低,失地风险对其收入的影响较小,因此愿意使用农地进行抵押贷款,而原始承包户中兼业程度高的农户比例较大,这说明了原始承包户中少部分农户存在农地抵押贷款需求可能是因为其主要收入来源为非农行业,需要资金流转。

与农地抵押成本相关的变量中,农户正规信贷经历对农地抵押贷款需求具有显著的正向影响,表明近五年来向金融机构贷过款的农户对贷款流程及贷款条件等更加熟悉,过去成功的贷款经历会大大降低其农地抵押贷款的时间成本和寻租成本,从而更容易产生农地抵押贷款需求。

农地价格认知作为反映农地抵押价值的变量,对农地抵押贷款需求有显著的正向影响,说明了农户认为农地价格越低,越愿意申请农地抵押贷款。实际上农户认为农地价格越合理,农户农地抵押所能够获得的贷款额就越接近其心理预期,满足其资金需求,而经营户普遍认为的合理农地价格要低于原始承包户,因此经营户更愿意参与农地抵押贷款。

根据双变量Probit模型中各变量的平均边际效应,将原始承包户和经营户各项特征的均值分别代入模型,可以估计出两类农户愿意参与农地抵押贷款的概率分别为0.343和0.518,表明相对于原始承包户,经营户参与农地抵押贷款的意愿更强。

五、结论与启示

本文利用江苏省试点区910户农户的调研数据实证检验了原始承包户和经营户对农地抵押贷款需求的差异,以及抵押风险对其农地抵押贷款需求的影响。具体结论如下:第一,通过流入农地扩大生产规模的经营户的农地抵押贷款需求明显高于没有农地流入的原始承包户。第二,由于经营户和原始承包户经营权类型、农地规模、风险偏好等方面的显著差异,其感知的农地抵押风险不同,原始承包户面临的抵押风险更高。第三,不论是原始承包户还是经营户,抵押风险都是影响其参与农地抵押贷款的主要因素。

本文的研究结论对于进一步推进我国农地抵押贷款试点工作具有以下启示:第一,应完善农地抵押贷款配套措施,提供基础支撑,加快推进农地经营权确权颁证工作,搭建农地经营权流转平台,促进农地流转,有效盘活农民土地用益物权的财产属性。第二,建立健全农地抵押贷款风险缓释及补偿机制,通过设立政府风险担保基金,发展政府支持的担保公司,利用农村土地产权交易平台提供担保,扩大农业保险种类和覆盖范围,利息补贴等方式,有效防范、控制和化解农地抵押风险。第三,明确农地抵押贷款的适用对象,将规模适度的经营户作为发放农地抵押贷款的主要群体,探索“政府担保基金＋农地抵押贷款”、“农业保险＋农地抵押贷款”以及“担保公司＋农地抵押贷款”等多种贷款模式,提高规模经营户的贷款可得性。第四,根据不同类型农户的资金需求特点,推进农村金融产品和服务方式创新,在鼓励金融机构向规模较大的经营户发放农地抵押贷款的同时,对于小规模经营的原始承包户要大力推广小额信用贷款、小额保证保险贷款等产品,满足农户多层次的信贷需求。

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