农户土地产权、要素市场化与正规信贷可得性

项质略，张德元，谢 双

（1.南京工业职业技术大学 经济管理学院，江苏 南京 210046；2.安徽大学 经济学院，安徽 合肥 230601）

一、引言

农户生产的发展与生活的改善都离不开资金的支持，信贷可得性对提高农户收入水平、实现脱贫攻坚、促进小农户与现代农业有机衔接都具有重要意义。长期以来我国农户贷款的主要渠道是民间的非正规信贷［1］，小额零散的业务特征及其对熟人社会的过度依赖，使其难以适应规模经营与现代农业发展的现实要求。然而，我国农户的正规信贷可得性较低，农村金融市场上信贷配给问题依然严重［2］。因此，提高农户正规信贷可得性，加大对农户生产生活需要资金的支持力度，是当前作好农村金融工作亟待关注的一个问题。

现有研究成果表明，在信息不对称的情况下，逆向选择和道德风险致使金融机构对借款者实施信贷配给［3］，合格抵押品的匮乏、交易成本的畸高会加剧信贷配给［4］，而明晰产权使资产具备抵押物功能等措施会使信贷市场的运作绩效得到改善［5］。按照国际经验，农地产权改革可以提高地权稳定性，通过农地确权和抵押可以增加土地资产的流动性，激发土地的金融属性，缓解农村信贷市场上的信贷配给［6］。由此可见，农地产权对农户正规信贷可得性具有重要意义，是研究该问题的一个重要视角。

近年来我国陆续启动了农地确权登记颁证、赋予农地经营权抵押担保权能等一系列的农地产权制度改革，并在全国部分地区开展农地抵押贷款试点。对此，国内学者就土地确权及经营权抵押贷款试点政策背景下农户土地产权对信贷可得性的影响展开了相关研究。从农村金融市场的全局视角来看，农地确权提高了地权稳定性，明晰产权归属及边界划分使得农地产权可以“标准化”农户信用信息，促进农村金融市场由人际信任向制度信任转换［7］。在此基础上，经营权抵押贷款试点使得农地产权具备了作为抵押品的可能性，增加了农户获得正规信贷的机会［8］。基于抵押贷款试点地区的调查结果显示，农地抵押对缓解农户信贷配给、提高农户信贷可得性有一定的作用［9］。尽管通过抵押担保等形式将农地产权转换为金融资产，在理论上具有切实的可行性和优越性，在现实中对规模经营农户的信贷获取也有一定帮助；然而由于交易成本、产权完整性、退出机制等因素的影响，农地产权金融效应的实现程度仍非常有限。农地经营权抵押贷款的交易成本较高，难以对农户小额信贷形成有效支持，农地经营权流转期限较短、抵押品处置困难等因素也限制了金融机构的信贷意愿［10］。因此，这种抵押试点政策的信贷供给效应呈现出较强的规模偏好特征，并且在很大程度上受到地方政府支持或担保的影响［8，11］。

以上研究基于农地产权金融效应的角度，就农地产权抵押担保对农户信贷获取的影响问题进行了有益的探索。研究结论说明农地产权的金融效应在一定程度上存在并受诸多条件限制，然而就其效应程度的大小以及在各种条件下的差异问题，现有研究结论并未达成一致。究其原因可以从农地产权政策制度与市场环境两个角度来分析。从农地产权政策制度的视角来看，当前全国各地农村土地产权制度改革进度不一，各地农地确权与农地流转比例存在差距，农地经营权抵押贷款相关配套政策、地方政府支持力度也有所不同。从市场环境的视角来看，全国各地农村要素市场化差异较大。一方面，以土地为代表的农村生产要素交易规模、市场主体参与程度以及相关交易机制的完善程度存在差异；另一方面，农村金融资源要素的市场化配置存在差异。结合以上两个视角来分析，基于地区性调查展开的相关研究容易导致一定的结论差异。同时，忽略地方市场化环境对农户土地产权与其正规信贷可得性关系的影响将不利于研究结论的全面性和完整性。从全国范围来看，研究农户土地产权与其正规信贷可得性的关系并分析地方要素市场化环境在其中的影响作用，对进一步完善我国农地产权制度改革及农村金融供给侧结构性改革有重要的启示意义。有鉴于此，本文基于2016 年中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）数据，研究农户土地产权对正规信贷可得性的影响，并分析要素市场化环境在其中的调节效应，试图为进一步推进农地产权制度改革与农村金融供给侧结构性改革建言献策。

二、农户土地产权影响信贷可得性的机理分析

基于信贷配给理论，在信息不对称的情境下，金融市场会出现逆向选择和道德风险，金融机构将对资质信息难以甄别或潜在道德风险较高的贷款申请者实施信贷配给［3］。而农村金融市场是一个典型的信息不对称市场，且存在较大的道德风险。因此，解决农户信贷可得性问题的关键在于寻找信贷风险的信息甄别载体，构建有效的信贷风险补偿机制。一般来说，各种类型的信用担保是鉴别信贷风险的有效信号［12］，可认为是降低借款人道德风险的一种有效工具［13］，在一定程度上能够缓解信息不对称［14］。具体就土地而言，完善的土地产权是一种良好的信用展示，也是有效的担保品，对解决农户信贷可得性问题至关重要。一方面，土地产权具有信号效应，正式的土地产权能够改善借贷双方信息流的交互，对农户获得信贷具有积极影响［15］。另一方面，土地产权具有风险补偿效应，完善土地产权的抵押功能作为贷款风险的补偿机制有助于缓释信贷中的道德风险和逆向选择［16］。

结合我国当前农村土地制度改革政策环境及实际情况，如图1 所示，可以从信号甄别与风险补偿两个方面分析土地产权对农户信贷可得性的影响。一方面，自2008 年起我国开始新一轮农村土地制度改革，确权颁证之后土地的产权权能得到强化，转入并拥有一定数量的农地产权自身是一种显性的财富证明。同时，从事农业规模化经营代表农户具备一定的种田能力与经营能力，春耕秋收的固定经营模式下农产品收获期相对稳定的现金流意味着确定的还款来源。在正规信贷机构与贷款农户之间，土地产权作为农户的资信与能力证明，连同确定的还款预期，有助于实现信贷风险信息的交互。另一方面，农地经营权抵押贷款试点政策的实施使得农地产权具备了成为贷款抵押品的可能性。理论上，金融机构通过土地流转出让抵押物权实现信贷风险补偿的路径得以初步构建；现实中，虽然农地经营权的处置存在多方面困难，但部分试点地方政府通过设立担保基金等方式为农地经营权抵押贷款业务提供支持，强化了该风险补偿机制的政策保障；此外，在政策预期的影响下，非试点地区的农地经营权也存在成为风险补偿的潜在预期。土地产权在农地抵押试点地区作为信贷抵押品，受益于地方政府的政策性担保，也对非试点地区的农贷市场产生正向的政策预期，有利于在正规信贷机构与贷款农户之间构建信贷风险补偿机制。基于以上分析，提出本文研究假说1。

图1 机理分析框架

假说1：在当前的政策环境与现实背景之下，农户土地产权对其正规信贷可得性有正向促进作用。

在以上农户土地产权信号甄别与风险补偿效应的形成过程中，农村生产要素市场化具有重要作用。一方面，土地产权成为农村信贷市场上的财富信号依赖于有“价”有“市”的土地产权流转市场。其中，土地流转价格是衡量财富多寡的价值尺度，土地流转市场交易的活跃程度是财富信号强弱的重要标志。而土地流转价格的形成与交易的实现依赖于交易机制的完善程度、供需参与主体的数量、市场交易的频率（次）等市场化因素。因此，农村生产要素的市场化程度越高，则农户土地产权的财富信号越强，农户越容易通过信号甄别机制获取正规信贷。另一方面，土地产权成为贷款的风险补偿要素依赖于土地抵押担保权能的价值实现。其中，土地流转交易市场是被抵押担保土地产权的交易场所，构成土地产权风险补偿机制的硬件保障；土地产权受让方是正规金融机构实现土地抵押担保权能的潜在交易对象，是土地产权风险补偿机制的软件基础。农村生产要素流动有利于土地流转交易市场的形成，也有利于培育潜在的土地产权交易主体。由此可见，农村生产要素的市场化程度越高，则农户土地产权的风险补偿效应越强。基于以上分析，提出本文研究假说2。

假说2：农村生产要素市场化对农户土地产权与正规信贷可得性的影响具有正向调节效应。要素市场化程度越高，农户土地产权对其正规信贷可得性的影响作用越大。

在农户通过土地产权的信号甄别与风险补偿效应成为信贷市场上的“合格”借款人之后，能否顺利获取信贷，还涉及到农村正规金融机构贷款意愿问题。市场化环境中的正规金融机构，在选择发放贷款时会着重考察贷款项目的安全性与盈利性。在有限的信贷资源约束条件下，正规金融机构出于贷款安全性与盈利性的考虑，会将资金优先贷给具备有效抵押担保措施且收益率高的部门。安全性方面，首先，农业经营容易受到天气、灾害等偶然性因素影响，经营风险较高。其次，虽然农地“三权分置”改革以及经营权抵押贷款试点政策的实施，已经为农地产权风险补偿机制的实现奠定了制度基础，但现实中农地产权的处置涉及到农户生活保障落空、交易成本过高等问题而举步维艰。综合来看农业部门信贷的安全性与工商业部门仍存在差距。盈利性方面，长期以来我国政府采取压低农民出售的粮食等农产品价格来补贴工业的发展战略，农业部门投资回报水平偏低，相应地农业部门信贷业务盈利水平普遍低于工商业部门。随着金融市场化程度的提高，正规金融机构在利润最大化的激励下，将会在信贷业务中愈发存在“离农”“弃农”倾向。由此可见，农村金融要素市场化程度越高，则农户土地产权的金融权益越不容易实现。基于以上分析，提出本文研究假说3。

假说3：农村金融要素市场化对农户土地产权与正规信贷可得性的影响具有负向调节效应。金融市场化程度越高，农户土地产权对其正规信贷可得性的影响作用越小。

三、数据来源与描述性统计

（一）数据来源

为了实现研究目的，本文综合使用了微观数据与宏观数据。微观数据来源于“中国家庭追踪调查”（China Family Panel Studies，CFPS），CFPS 由北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）实施，自2010 年开始每两年执行一次追踪调查，目标样本规模为16 000户，问卷共有社区问卷、家庭问卷、成人问卷和少儿问卷四种主体问卷类型。结合研究实际，本文采用CFPS2016 年①的家庭问卷作为研究样本，该问卷覆盖了全国25 个省（区、市）共14 019 户城乡家庭样本，在剔除城市家庭及关键变量缺失样本后，最终本文采用的微观样本包括6 481 户农村家庭。由于CFPS 采用分层随机抽样的方式开展大规模微观样本调查，基本可以排除数据的“样本选择偏误”问题，以上微观农户样本可以对本文的实证研究形成有效的数据支持。除了以上微观数据之外，本文还收集了CFPS 调查所涉及省（区、市）的相关宏观数据：一是农村信用社存贷款余额、农户储蓄存款余额数据②，用于衡量测度区域农村金融要素市场化程度；二是市场化指数数据③，该指数包括了各省（区、市）要素市场的发育程度。

（二）变量定义及描述性统计

本文因变量为农户正规信贷可得性，根据正规金融部门对农户的信贷存量情况来考察该变量。数据取自CFPS 调查家庭问卷中“金融资产与债权债务”专栏，参照现有研究对正规金融的相关定义［17］，本文用农户从银行及小额贷款公司等非银行正规金融机构获得的贷款本息余额来衡量农户正规信贷可得性，存在正规信贷余额则取值为1，不存在正规信贷余额则取值为0。

本文自变量为农户土地产权价值。数据取自CFPS 调查家庭问卷数据库中的构造变量（Constructed Variable）土地价值，土地价值的具体数值由CFPS 根据McKinley［18］对中国农村地区财富分配的研究方法估算得到。这种估算方法是一种将土地产权视为永续债券式资产的理想化估计，通过对在土地上获得的农业经营预期收益进行贴现求值，来对农户土地进行资产评估。现实中我国农地所有权属于村集体，承包权在一定的承包期限内属于农户，农户之间通过租赁等方式流转的仅为土地经营权，且一般情况下土地流转租赁协议期限并不长；理论上农户所拥有的农地经营权价值与以上这种理想化估计方式的结果存在一定差距。尽管如此，一方面，这种理想化的土地价值估计结果与农地经营权流转的市场价格及其所能产生的预期收益价值是高度相关的；另一方面，农村信贷实务中正规金融机构往往基于农地流转总值以及农户所经营的农业项目盈利性来评估农地价值。基于以上两方面的原因，本文选择该变量作为衡量农户土地产权价值的自变量。

调查样本农户正规信贷可得性及农地产权价值情况如表1 所示。总共6 481 户样本农户中，获取正规信贷的农户数量为506 户，占比7.81%，该部分农户平均的农地价值7.14 万元；未获取正规信贷的农户数量为5 975 户，占比92.19%，该部分农户平均的农地价值3.34 万元。同时，获取正规信贷与未获取正规信贷农户两组样本的差异性T 检验显示，平均值差异为3.803 7，且在1%的统计水平上保持显著。以上数据表明农地产权价值与农户正规信贷可得性获取具有较强的相关性，针对这一统计现象，后文将通过实证分析进一步进行验证。

表1 样本农户正规信贷可得性及农地价值情况

控制变量方面，参考汪昌云等［19］对农户信贷获取影响因素的研究，本文从农户经济情况、受教育程度维度选取控制变量。根据胡新艳等［20］关于社会资本对农户抵押贷款可得性影响的相关结论，需要控制农户社会资本对模型产生的影响，本文借鉴马光荣等［21］的相关研究方法，选取CFPS 调查中涉及农户礼金支出作为社会资本的代理变量。此外，为了控制家庭人口特征和地区条件差异对模型产生的影响，加入了农户家庭人口总数用以控制家庭人口特征，加入现代化供水方式、现代化能源使用变量用以控制地方条件。表2 列出了因变量、自变量及各控制变量的相关情况，为了实证分析的平稳性，本文对个别数值较大的变量进行了取对数处理。

表2 各变量定义及取值

四、农户土地产权与正规信贷可得性关系的实证检验

（一）计量模型与方法

本文拟用Logit 模型来估计农户土地产权对其正规信贷可得性的影响，计量模型设定如下：

式（1）中，Crediti代表农户的正规信贷可得性，Landi代表农户土地价值，Xi为控制变量，α 为常数项，εi为误差项。

在计量方法方面，首先，采取Logit 模型就农户土地产权对其正规信贷可得性的影响进行初步回归，同时运用几率比（odds ratio）分析自变量与控制变量变动对因变量产生的边际效应。其次，考虑到现实中可能存在农户在信贷刺激下主动扩大土地经营规模的情况，农地产权价值与正规信贷可得性之间可能存在互为因果的关系，加上模型设置中不可避免地会存在遗漏变量问题。为使实证估计结果更加可靠，本文进一步选取工具变量进行内生性检验。

（二）估计结果与分析

依次把农户的经济情况、经营特征、社会资本、受教育程度、人口特征和地区条件等控制变量纳入模型进行实证检验，估计结果如表3 所示。表3 模型（1）～（5）中，农户土地产权的回归系数均为正，在加入家庭经济情况、经营特征、社会资本等控制变量的情况下估计系数在1%的统计水平上保持显著。由此可见，在控制了农户家庭各方面情况和特征的条件下，农户土地产权对其正规信贷可得性存在正向的影响。至此本文假说1 得到了验证。模型（5）中还使用几率比测算了自变量每变化一个单位所带来的因变量变化的边际效应，农户土地产权对正规信贷可得性的几率比为1.01，表示农户土地产权价值每增加1 万元，则农户获取正规信贷的概率能够增加1%。

表3 农户土地产权对正规信贷可得性的影响

控制变量方面，农户存款余额与正规信贷可得性显著负相关，说明农户信贷同样遵循融资啄序理论，在有融资需求的情况下将优先使用自有资金。农户社会资本的代理变量礼金支出与正规信贷可得性存在显著的正向相关关系，根据几率比分析可以发现，礼金支出的对数值增加一个单位，可以使农户正规信贷可得性概率提高32.6%，这说明社会资本对于农户获取正规信贷相当重要，这一结论与胡新艳等的研究结论相一致，说明我国农村信贷市场存在市场理性与人情感性的双重特性［20］。农户最高学历水平与正规信贷可得性显著相关，几率比显示农户家庭的最高学历提升一个层次，农户正规信贷可得性提高27.8%，这与借款者申请正规信贷需要通过较为复杂的手续流程这一现实情况相印证，具备一定的文化水平有助于顺利完成正规信贷业务的办理。此外，现代化供水方式与现代化能源使用两个地区生活条件变量系数也显著为正，具备现代化的生活条件意味着当地农村的基础设施建设情况良好，或者当地距离城镇距离较短，显然这有益于农户对外往来与自身各方面状况的改善，便于其正规信贷的获取。

（三）内生性处理

模型（1）～（5）中的估计结果可能因为遗漏变量和逆向因果而存在内生性问题，因此本文拟选取工具变量进行内生性问题处理。一般来说，选择工具变量需要满足相关性与外生性，即工具变量要与内生解释变量相关，且要与被解释变量的扰动项不相关［22］。结合我国农村的生产实际情况来看，农户灌溉费用是一个较为合适的工具变量，主要有以下三个方面的理由：一是农户灌溉费用反映了农户土地经营面积的大小，这在很大程度上反映了农户土地产权价值的高低，与自变量具有一定的相关性；二是灌溉费用在农业生产费用支出类别中属于数额较小的支出种类，占农户收入的比重极小④，不容易受到农户自身经济实力或者信贷可得性的影响，且在生产实际中灌溉费用存在较强的支出刚性，综合来看具有较好的外生性；三是基于数据可获得性的考虑，CFPS问卷中绝大多数农户均回答了灌溉费用问题，数据缺失较少。在内生性检验的模型选取方面，本文除了选取含工具变量的二元选择IV-Probit 模型以外还选取了2SLS 模型。原因一是在回归分析中采用OLS 或者Probit 模型对于系数的显著性及方向并没有明显的影响，2SLS 模型对二元选择问题依然有效；二是2SLS 模型支持在第一阶段回归中进行工具变量的系列检验，提高内生性问题处理的可靠性。

表4 模型（6）为IV-Probit 估计结果，农地产权价值的外生性Wald 检验结果表明，可以在1%的显著性水平上拒绝自变量为外生变量的假设，说明了农地产权价值存在内生性。第一步回归的结果表明工具变量灌溉费用与自变量农地产权价值的相关性显著，其回归系数较小的原因在于灌溉费用单位设置为元，而农地产权价值单位设置为万元。第二步回归结果表明以灌溉费用作为农地产权价值的工具变量，得到的回归结果仍然说明农地产权价值对其正规信贷可得性有显著影响。表4 模型（7）为2SLS 估计结果，一阶段不可识别检验结果Anderson LM 统计量在1%水平上拒绝了“工具变量不可识别”的原假设，其直观意义在于再一次证明工具变量灌溉费用与自变量农地产权价值的相关关系。一阶段弱工具变量检验Cragg-Donald Wald F 统计量大于Stock et al.［23］提供的10%偏误水平下的临界值16.38，故可以强烈拒绝弱工具变量假设。通过以上检验，本文认为选取农户灌溉费用作为工具变量是合适的。2SLS 模型以阶段回归系数同样说明了工具变量与自变量的相关性，二阶段回归结果说明在考虑内生性问题之后，农地产权价值对其正规信贷可得性有显著影响。

表4 农户土地产权对正规信贷可得性影响的内生性检验

（四）稳健性检验

为检验研究结论的可靠性，在以上实证分析的基础上，按照农户经营行业类别分样本回归，进行稳健性检验。估计结果如表5 所示：模型（8）中加入控制变量后，农地产权价值的估计系数为正，且在5%的显著性水平上保持稳健，说明估计结果在种植业经营农户中保持稳健；模型（9）中农地产权价值的估计系数为正，且在1%的显著性水平上保持稳健，说明估计结果在养殖业经营农户中保持稳健。由此可见，农户土地产权对其正规信贷可得性存在正向影响的实证检验结论是稳健可靠的。

表5 农户土地产权对正规信贷可得性影响的稳健性检验

此外，为消除样本农户中个别极端数值对实证检验的影响，本文还采用缩尾处理的方法，再次进行稳健性检验。具体做法为在样本中对农户土地产权价值变量作1%的缩尾处理，消除极端值，之后重新按照前文的方法，运用计量模型进行二次稳健性检验，检验结果也证明是稳健有效的。

五、要素市场化的调节效应实证检验

（一）检验方法设计

前文通过计量模型验证了农户土地产权价值对其正规信贷可得性存在正向影响关系。根据本文机理分析及研究假说，良好的农村生产要素市场化环境可以通过强化信号甄别与风险补偿作用机制，对以上关系产生调节作用；而金融要素市场化则会通过影响农村正规金融机构的信贷投放意愿对以上关系产生调节作用。调节作用的存在与否可以通过在计量模型中设置交互项的方法进行检验，对此本文分别设置农户土地产权价值与所在地农村生产要素市场化水平交互项、农户土地产权价值与农村金融要素市场化水平交互项的方法加以检验。

（二）要素市场化水平的测度

通常一个地区的要素市场化水平可以通过该地区的市场化指数⑤来反映（以下简称樊纲指数）。其中包括了劳动力流动性方面的内容，与本文研究所需的生产要素市场化水平存在一定的相关性；还包括了金融业市场化方面的内容，与本文研究所需的金融要素市场化水平存在一定的相关性。然而从樊纲指数的总指标或二级指标中剥离关于劳动力流动性与金融业市场化方面的内容存在较大难度。并且农村的所有制制度及要素流通情况与城市有很大差别，若直接引用该指数恐将难以准确反映我国农村的要素市场化水平。因此，本文认为需要重新寻找并测度可以反映农村生产要素市场化与金融要素市场化的相关指标。

农村生产要素市场化方面，土地是农村地区最重要的生产要素与最有价值的资源，而且农村土地要素的流动也会引起人力、资金等生产要素联动［24］，因此本文设置村庄平均土地流转率⑥作为农村生产要素市场化水平的代理变量。农村金融要素市场化方面，本文借鉴汪昌云等［19］对于农村金融市场化的测度方法，选取农村资金外流情况作为反映农村金融要素市场化的代理变量，具体计算方法为农村信用社存贷差额占农户储蓄总额的比例。然而，由于近年来部分地区的农信社完成了股份制改制，单独通过农信社存贷差占比恐怕难以全面反映农村资金外流情况。结合农村金融改革的实际来看，农信社由合作制经营向股份制转变的过程也是农村金融市场化改革的重要体现，一个地区农户储蓄总额与农信社存款的比值反映了农信社改制的完成程度，比值越大则该地区农信社改制的完成程度越高。因此本文将地区农户储蓄总额与农信社存款总额的比值设置为农信社改制变量，作为反映地区农村金融要素市场化程度的代理变量。

（三）检验结果与分析

在模型中加入交互项、交互子项及控制变量后进行Logit 回归，检验结果如表6 模型（10）～（13）所示。模型（10）中，农地产权价值与樊纲指数的交互项为正，但并不存在统计意义上的显著性，这也与前文的分析预判保持一致，樊纲指数包含的市场化指标维度较多，且不同维度的市场化指标对于农户土地产权价值与正规信贷可得性之间关系的调节作用存在相互影响甚至抵消的可能性，因此本文着重分析模型（11）～（13）中交互项的检验结果。

模型（11）中，农地价值与村庄土地流转率的交互项符号为正，且在5%的统计水平上保持显著，说明以土地为代表的农村生产要素市场化对农户土地产权价值与正规信贷可得性之间的影响关系存在正向的调节作用，农村生产要素市场化程度越高，则农户土地金融权益越容易实现。这一实证结果的现实启示在于，农村生产要素的有序流动有利于农村生产要素市场的构建以及市场参与主体的培育，实现市场的价格发现与要素交换功能，进而强化农地产权的信号甄别与风险补偿作用机制。至此，本文假说2 得到验证。

表6 农村要素市场化环境的调节效应

模型（12）与模型（13）中，农地价值与农村资金外流、农地价值与农信社改制的交互项均为负数，且在1%的统计水平上保持显著，说明农村资金外流与农信社改制两个维度代表的农村金融要素市场化对农户土地产权价值与正规信贷可得性之间的影响关系存在负向的调节作用，农村金融要素市场化程度越高，则农户土地金融权益的实现越困难。这一检验结果反映了市场化环境下商业性信贷资本的逐利本质，随着金融要素市场化程度的提升，信贷市场上资源配置的天平在“效率”与“公平”之间会因本性使然而倾向前者，由于农业天然的弱质性及农地产权的非完整性等原因，农地金融权益的实现也将受制于此。至此，本文假说3 得到验证。

六、研究结论与政策启示

本文从理论上揭示了农户土地产权价值影响其正规信贷可得性的内在逻辑，分析了农村生产要素市场化及金融要素市场化程度对这一影响关系产生调节效应的作用机理，并通过CFPS2016 年数据进行了实证检验。研究发现，在当前的政策环境与现实条件下，农户土地产权价值对其正规信贷可得性存在显著的正向影响。农村生产要素市场化对以上影响关系存在正向的调节作用，而农村金融要素市场化对以上影响关系存在负向的调节作用。背后的原因在于农户土地产权价值在信贷市场上存在信号甄别与风险补偿的作用，缓释农村信贷市场上的信息不对称与农户贷款的道德风险；生产要素的市场化有利于农村生产要素市场的构建以及市场参与主体的培育，实现市场的价格发现与要素交换功能，进而强化农地产权的信号甄别与风险补偿作用；而金融要素市场化程度的提升释放了信贷资本的逐利冲动，促使信贷资源配置向非农领域倾斜，抑制了正规金融机构向农户的信贷投放意愿。基于上述研究结论，本文得出如下几个方面的政策启示：

第一，基于全国范围内农户土地产权价值对正规信贷可得性存在正向影响作用的研究结论，说明在当前的土地产权政策环境与现实背景之下，农地产权的金融属性初步得到体现。对此，还需要进一步推进农村土地产权制度改革，通过还权赋能增强农村土地的金融属性，为进一步深化农村金融供给侧结构性改革奠定牢固的产权制度基础。

第二，基于农村生产要素市场化对农户土地产权价值与正规信贷可得性这一影响关系存在正向调节作用的研究结论，可见农户土地金融权益的实现不仅需要在制度层面上推进农村土地产权的还权赋能，也依赖于外部的农村生产要素市场化环境。据此，需要进一步完善相关政策，提高包括土地在内各种农村生产要素的市场化水平，为农户土地金融权益的实现及农业适度规模经营的发展构建良好的市场生态环境。

第三，基于农村金融要素市场化对农户土地产权价值与正规信贷可得性这一影响关系存在负向调节作用的研究结论，可见当前以农信社改制等为代表的农村金融市场化改革在提升经营效率的同时并未充分兼顾金融普惠性。因此，需要在发挥市场作用的基础上加强对信贷资源配置的科学引导，通过深化农村金融供给侧结构性改革，提升金融服务农业适度规模经营与农村经济发展的能力，为农户生产的发展及生活的改善提供有力的金融支持。

注释：

①本文选择CFPS2016 年数据的主要原因在于CFPS 并未发布2018 年数据的正式版本（目前发布的为测试版），部分变量仍然缺失，CFPS2016 年数据为符合研究需要的最新一期CFPS 数据。

②来源于中国人民银行、中国银保监会。

③来自于樊纲、王小鲁等的《中国分省份市场化指数报告（2016）》。

④CFPS2016 家庭问卷中农户户均年灌溉费用仅为246.88 元，小于化肥种子、雇工、机械租赁、饲料等其他农业生产相关费用种类支出的平均值，而国家统计局数据显示2016年我国农村居民人均可支配收入为12 363 元，按照CFPS2016家庭问卷中户均人口4 人计算，农户户均可支配收入为49 452元，灌溉费用占户均可支配收入比重不到0.5%。

⑤指樊纲、王小鲁等编著的《中国分省份市场化指数报告》，该指数包括了政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度、市场中介组织的发育和法律制度环境几个方面。

⑥计算方式为村庄参与土地流转农户数量/村庄总户数。