生计转型对农户农地抵押贷款可得性的影响*——从异质性农户地权安全的视角

吉 星，张红霄，何文剑

（1.南京林业大学经济管理学院，南京 210037；2.南京信息工程大学商学院，南京 210044）

一、引 言

为唤醒农村“沉睡”资产，农地抵押贷款制度的创新一直备受关注。2014年中央一号文件指出，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；稳定农户承包权、放活土地经营权，允许承包土地的经营权向金融机构抵押融资①《民法典》第十一章规定：“土地承包经营权人依法对其承包经营的耕地、林地、草地等享有占有、使用和收益的权利；土地承包经营权人可以自主决定依法采取出租、入股或者其他方式向他人流转土地经营权。”依据相关法律规定，上述两种权利类型均可抵押贷款。为便于讨论，下文简称为“农地抵押贷款”。。自此学界关于农地抵押贷款的研究话题层出不穷。与此同时，随着我国城市化进程加速推进，单一务农为生的农民数量逐渐减少，农民整体工资性收入和非农经营收入得到显著提升。根据国家统计局公布数据，我国2019年第一产业就业人员较2010年减少约30.4%，而农民人均可支配工资性收入增加约171%，农民生计呈现非农化、兼业化趋势。党的十九大提出的乡村振兴战略强调“坚持农业农村优先发展，加快推进农业农村现代化”，更如同农民生计策略转型的“催化剂”。在此背景下，农地抵押贷款业务开展是否会面临阻力，抑或是消除困难，至今是一个悬而未决的问题。

众多学者已对农户生计策略类型与农地抵押贷款可得性之间关系展开了大量研究并取得丰富的研究成果。有学者通过建立数理模型求解得出只有非农收入高、项目盈利能力强的农民可通过农地抵押提升贷款可得性（张龙耀等，2011）。学者运用多项Logit模型对江苏、河南的504份农户调查数据实证分析发现，劳动力外出务工取得的非农收入将刺激农户的农业生产积极性（王翌秋等，2016），进而对正规信贷需求产生刺激作用。而纯农业型农户通常将农地视为生活保障，土地对其“禀赋效应”往往更强烈，不愿将农地抵押（米运生等，2020），且纯农型农户土地抵押的边际成本高，抵押贷款期限和利率带来的显性或隐性成本限制其贷款可得性（林乐芬等，2016）。为缓解单方面估计农地抵押贷款供给或需求的影响因素存在样本选择和估计结果偏误的问题，学者运用双变量Probit模型对不同兼业程度农户农地抵押融资行为的研究同样证实，兼业程度和非农收入更高的农户土地抵押贷款意愿更强，贷款可得性也更大（黎毅等，2015）。

上述研究均表明生计非农化转型会对农户农地抵押贷款可得性产生积极影响，但也有研究认为这种正向影响不是必然的。来自四省份的454份随机调查数据显示，相较于兼业户，纯农户和非农户更希望能以承包地抵押贷款（陈会广等，2010）。有学者从理论上推断，农村劳动力非农转移会诱导农户倾向于种植劳动投入低的粮食作物（仇童伟等，2018），可能通过降低亩均物质成本引致其农业生产信贷需求降低。也有学者对贫困地区信贷市场参与程度低的现象做出解释，认为农户生计策略从家庭经营转向外出务工可能是信贷需求不足的主要原因（黄祖辉等，2009）。考虑到农户各种生产要素配置之间存在关联性，学者采用似不相关回归的实证结果表明，农户劳动力转移决策与家庭农业生产资本投入间存在负相关关系（杜鑫，2013），进而抑制农地抵押贷款需求（黄祖辉等，2009）。

现有文献针对农户生计转型与农地抵押贷款可得性间关系研究丰富，但仍有较大拓展空间：（1）农地抵押贷款可得性是贷款供需达到平衡的结果，现有文献多关注农地抵押贷款需求方行为影响因素，而忽视供给方行动逻辑；（2）对于农户生计转型程度的量化仅采用非农收入占比、劳动力非农务工时间等单一指标，主观性较强，且多运用截面数据实证分析，无法刻画同一农户随时间变化的非农转型程度；（3）此外，生计转型通过农民的土地依赖度和违约概率对农地抵押贷款可得性产生影响，而土地依赖度和违约概率与土地产权安全有关，研究生计转型与农户农地抵押贷款可得性之间关系需充分考虑土地产权安全性的影响。因此，本文首先分析生计转型对农地抵押贷款需求和供给方影响的理论机理，进而将CHFS2011和2015两期数据的农户进行匹配，采用Kmedians聚类分析法将收入和职业分布同时纳入生计策略投入指标，划分农户生计策略类型并判定农户生计转型程度，分析生计转型对农户农地抵押贷款可得性的影响及产权因素的调节效应。

二、理论分析与研究假说

（一）生计转型与农户农地抵押贷款可得性

本文的生计转型是指农户生计从传统的农业型向现代的兼业化和非农化转变的过程（李星光等，2019）。下文将分别从农地抵押贷款需求方和供给方讨论生计转型对农地抵押贷款可得性产生的影响（见图1）。

图1 理论分析框架

从贷款需求方而言，生计非农化转型意味着家庭对农业依赖程度降低，增大土地流出或抵押的需求，同时会将家庭劳动力特别是青壮年劳力向非农活动配置，由此取得一定数量的非农收入并弱化土地对家庭生计的贡献程度，进而降低农户对土地抵押贷款的风险厌恶程度（许泉等，2016）。生计转型对劳动力资源的占用会促使农户购买农机服务等劳动节约型投资（Todaro，1969），考虑到家庭流动资金可能会向非农活动倾斜，故农业投资受到挤占的部分将会提升农地抵押贷款需求。但理论上部分农户可能存在惜地心理，即使青壮年劳动力外出务工也会将土地资源交由妇女和老年劳动力经营并只需发挥生存保障和口粮来源作用，造成农户的实际耕作面积降低并抑制长期投资需求和农地抵押贷款需求（盖庆恩等，2014）。事实上，随着社会保障体系的不断健全，“新农合”“新农保”等惠农政策逐渐实现制度保障替代农民土地保障。而且，目前中国农村正由“乡土中国”向“城乡中国”转变，农户与村庄内部的联系不断减少，对于土地的依赖度也不断下降（刘守英等，2018）。由此可见，生计转型总体会提升农户的农地抵押贷款需求。

从贷款供给方而言，农业生产面临自然和市场的双重风险，若发生违约行为，银行对抵押土地进行变现将面临高昂交易费用，故银行的理性选择是做好抵押贷款业务前的事前甄别工作，以最大程度降低放贷风险。由于非农产业的比较收益更高，生计转型带来的相对稳定的工资性收入和财产性收入等非农收入可在一定程度上降低违约概率，由此生计非农化将吸引更多银行贷款供给（张龙耀等，2011）。然而另一方面，生计非农化程度越高，农户越有可能将农地抵押获得的资金向非农领域挪用，以达到低利率获取资金并从事高风险投资的目的，这种潜在的机会主义行为无疑会增加银行的放贷风险（王珏等，2019）。需要指出的是，我国农村金融体系在不断完善，信贷市场中金融机构对于道德风险和逆向选择问题也采取一些有效策略，对贷款设置抵押或担保就是其中之一，而农地抵押贷款制度本身就是基于一定期限的土地经营权的抵押贷款模式，有助于抑制农民投机行为（阎竣等，2020）。更重要的是，我国社会信用体系标准化建设正逐步推进，对于扶持信息弱势方、约束信息强势方、提高违约方的失信成本具有关键作用，农户出于今后发展角度考虑，将具备保持信用记录良好的激励（王艳西，2019）。因此，农户生计转型总体会提升农地抵押贷款供给。

综上所述，生计转型会同时提高农户的农地抵押贷款需求与供给，根据供求关系，最终达成供求平衡的交易量将增大，农地抵押贷款可得性得到提升。

鉴于此，提出如下假说：

H1：生计转型会提升农户农地抵押贷款可得性。

（二）土地产权安全对生计转型影响农户农地抵押贷款可得性的调节作用

众多研究指出土地产权安全在农地金融化中发挥重要作用（米运生等，2018；张龙耀等，2015）。安全的土地产权意味着农户依法在期限内对土地独立占有、使用、收益的权利，一定时期内土地遭受调整、征收或者被流出方收回的风险降低，具有更大流转和抵押价值。出于对环境不确定性和可能发生的机会主义机会的考量，产权安全性越强的土地越能作为合格的抵押物（De Soto，2000），越能降低银行的抵押风险（FAO，1996）。因此，产权安全有助于实现生计转型的土地流出或抵押效应。同时，土地产权安全宛如给农民吃下一颗“定心丸”，提升农户家庭劳动力向外流动的增收效应，进一步弱化土地对于生计的贡献度和农民对于土地的依赖度，弱化农户抵押土地的风险厌恶程度。此外，产权激励理论认为产权安全可提升农户的农业生产效率、投资收益率和农业收入（仇焕广等，2017；王健等，2019），虽然生计转型过程中非农活动会占用家庭主要劳动力的劳动时间，但农户可调整种植结构，选种劳动力密集程度更低的粮食作物，并且乡镇企业、乡村旅游等新型产业的兴起促进农民就地工作，生计转型对农业经营收益可能存在的不利影响及资金流向高风险产业的风险会随着产权激励效应有所缓解。而不安全的土地经营权意味着土地使用权价值更低，违约成本也更低，农户生计转型后产生投机行为的倾向更大。

由此可见，产权安全对生计转型与农地抵押贷款可得性的正向关系有强化作用。

鉴于此，提出如下假说：

H2：土地产权安全会增强生计转型对农户农地抵押贷款可得性的提升作用。

三、数据来源与研究方法

（一）数据来源

本文使用的大型微观数据来源于西南财经大学在全国范围内开展的中国家庭金融调查（CHFS）。该项目于2011年启动第一轮调查并采取追踪调查方式，直至2015年已覆盖全国29个省（自治区、直辖市）的37 289户目标样本。基于研究目的，本文进一步删除无效信息样本、部分数据缺失样本以及极端值样本后，最终选取2011年和2015年两期2 030个农户家庭共4 060个观测样本数据。调查信息涵盖家庭成员基本特征、金融与非金融资产、消费与收入等金融信息，并包含详细的受访者家庭农业经营、土地信息、农业信贷情况，为本文研究生计转型与农户农地抵押贷款可得性提供强有力数据支持。CHFS项目采取科学设计、规范抽样、数据清理等多项控制误差的措施以保证数据的代表性和准确性。

（二）生计策略划分方法

已有研究多依据收入结构、非农就业时间等进行生计策略划分。参考国家统计局2005年公布的收入结构划分标准，学者将非农收入占比0～10%的农户划分为纯农户，占比10%～50%的农户划分为兼业户，占比50%～100%的划分为非农户（刘自强等，2017）。亦有研究将农业净收益和非农净收益作比较，若农业净收益高则为农业型生计策略，反之则为非农型（李星光等，2019）。考虑到生计策略转型的本质是生计资本的重新配置，学者以非农就业时间为指标将农户生计策略划分为非农化初期、中期和高期（全磊等，2019）。此外，还有学者以农户从事工作类型数为标准划分生计策略（刘晨芳等，2018）。

上述定性分类研究虽采取不同的指标划分，但难以避免阈值设置的主观性，故本文引入可依据数据本身规律、无需人为选择阈值即可进行生计策略划分的K-medians聚类分析法。本文借鉴Walelign等（2017）的多指标划分方法，将农户家庭收入和职业分布同时纳入生计策略划分指标，具体包括农业收入、工资收入、自雇收入②自雇收入指农民在未签订长期工作合同的状态下取得的收入，其工作雇主就是自己。具体工作方式包括打零工、做小商贩等。、家庭经营收入、财产性收入、转移性收入、各类收入在总收入的占比及农业人数、非农经营人数。将2 030户农户两期共4 060个观测样本数据作为整体，使用农村消费价格指数（CPI）调整各类收入后，采用K-medians聚类分析法将生计策略分为四大类，并对每个指标进行组间均值方差分析。分析结果显示，各个指标在四类分组间均存在显著差异（见表1）。

表1 变量的描述性统计

表1列出四种生计策略下各指标的均值，本文将这四种生计策略类型分别命名为“农业”“农业兼业”“非农兼业”与“非农”。其中，按农业收入和其在总收入中占比由高到低排序依次为农业户、农业兼业户、非农兼业户、非农户；非农兼业户和非农户的工资收入较高，而农业户和农业兼业户较低；自雇收入从高到低排序依次为非农户、农业兼业户、非农兼业户、农业户；非农户的家庭经营收入、财产性收入和转移性收入最高，农业兼业户和非农兼业户相近，农业户最低；农业人数由多到少排序为农业兼业户、农业户、非农户、非农兼业户。按年份来看，2015年户均自雇收入和总收入相较于2013年有较大提升，户均工资收入、家庭经营收入、财产性收入、转移性收入均有所提升，2015年家庭农业人数相比2013年有所下降，而非农经营人数增加。需要指出的是，本文选取收入和职业分布的指标进行生计策略划分的合理性在于：（1）农户收入存在随机性且易受外界冲击，可能会出现零收入或负收入的情况，采取收入单一指标划分存在局限性，而职业分布反映了农户在各生计活动上的投入，可弥补收入指标的缺陷；（2）本文职业分布和收入变动数据不存在严重的共线性，可以一起纳入生计策略划分指标。

（三）生计转型矩阵

生计转型即农户生计策略在两期数据中发生的变动，本文采用状态转移矩阵来描述农户生计转型。由表2可知，2011年生计策略为农业的样本农户占比较大，农业兼业其次，非农兼业和非农最少。2015年生计策略为农业和农业兼业的样本农户数量减少，非农兼业和非农数量增加，整体呈非农转移趋势。根据表2的状态转移矩阵，定义3种农户生计转型类型，即农业化、维持型和非农化，占比分别为20%、42%、38%。

表2 农户生计策略的状态转移矩阵

（四）计量模型设定

1.二值选择模型

为检验假说H1，本文建立Probit模型如下：

式（1）中，Access1i为二值虚拟变量，若样本农户i申请并获得过农地抵押贷款，则赋值为1，否则为0；Tran1i是本文的关键自变量生计转型，若农户i在2011～2015年生计策略发生非农化转型，则赋值为1，否则为0；Z1i为影响农地抵押贷款的其他因素，包括土地禀赋、农户特征和省级农地抵押贷款试点数，在模型中为控制变量；θ1为常数项，ε1i为残差项。

2.内生性处理

理论上讲，生计转型可能会对农户农地抵押贷款可得性产生影响，但获得农地抵押贷款也可能会提升农户的生计资本进而对农户的生计策略转型发挥作用，即本文的因变量和关键自变量之间可能存在“互为因果”的内生性问题。缓解内生性问题的关键是寻找合适的工具变量，故本文选用“本市除样本外农户生计转型水平”作为工具变量。选择该工具变量的理由如下：一方面，同一城市其他农户的生计策略选择和转变会对样本农户生计产生一定示范和引导作用，即满足工具变量与自变量的相关性要求；另一方面，同一城市其他农户生计转型情况并不会直接影响样本农户的农地抵押贷款可得性，即满足工具变量的外生性要求。

考虑到基于MLE方法的IVProbit模型的自变量只能为连续变量，尽管可以通过两步法自助进行IVProbit的估计，但估计效率有所损失。基于此，本文使用Roodman（2011）提出的条件混合过程估计法（CMP，Conditional Mixed Process），该方法以似不相关回归（SUR）为基础，基于极大似然估计法，构造递归方程组实现多阶段回归模型的估计。

3.调节效应分析

为检验假说H2，本文依据调节效应分析方法，构建如下模型：

式（2）中，Sec1i表示样本农户i的土地产权安全，式（3）比式（2）增加了生计转型与地权安全的交互项，其余变量含义同式（1）。同样，为缓解生计转型与土地产权安全交互项的内生性问题，本文以本市内除样本外农户生计转型水平和土地产权安全的乘积作为交互项的工具变量，采用CMP方法进行估计。

4.变量选取与描述性统计

本文的因变量为农地抵押贷款可得性，关键自变量为生计转型。调节变量为土地产权安全，需要说明的是，在农地抵押贷款实践中，一般存在两类经营主体：一类是以家庭承包方式取得土地承包经营权的农户（下文简称“承包户”），另一类是以土地流转等方式取得土地经营权的经营主体（下文简称“租赁户”）。参考现有研究并结合研究需要，选取二轮承包剩余年限作为承包户土地产权安全的代理变量③尽管我国大部分地区的第二轮土地承包起止时间为1997年前后到2027年前后，但CHFS调查数据显示样本农户最近一次签订耕地承包合同的年份从1993年到2007年不等，进而导致二轮承包到期时间和剩余的承包年限产生差异。《土地管理法》明确规定，承包期内，农村土地不得随意调整，农民的土地承包经营权不得侵犯，主要目的就是保持农户稳定的土地承包经营权。因此理论上而言，二轮承包剩余年限的不同将引致土地承包经营权的安全性不同。，选取农地转入年限作为租赁户土地产权安全的代理变量。

为降低模型的估计偏误，加入可能影响农户农地抵押贷款可得性的控制变量，包括农户特征、土地禀赋、家庭资产负债等（林乐芬等，2016；苏岚岚等，2017），为控制异方差，对家庭资产和负债作对数处理。同时加入省级农地抵押贷款试点数，以期控制农地抵押贷款业务开展情况的地域差异。本文涉及变量的说明与描述性统计见表3。

表3 变量说明与描述性统计

四、实证检验与结果分析

（一）生计转型与农户农地抵押贷款可得性

为便于对比，本文同时汇报Probit模型和CMP方法的估计结果（见表4）。需要指出的是，为避免弱工具变量导致估计结果不准确的问题，本文使用2SLS对模型（1）进行估计，第一阶段回归的F统计量为43.25，远大于10，依据经验规则判断拒绝“存在弱工具变量”的原假设，故可认为本文选用的工具变量有效。

表4 模型（1）回归结果

表4的第1列和第4列为只控制农户特征的Probit和CMP估计结果，第2列和第5列是在此基础上控制土地禀赋因素的估计结果，第3列和第6列是继续控制家庭资产负债和省级农地抵押贷款试点数的回归结果。

Probit估计结果显示，生计转型系数在1%水平上显著为正，表示生计转型显著正向影响农户农地抵押贷款可得性。是否有家庭成员担任村干部的系数在第1列回归结果中在5%水平上显著为正，加入土地禀赋等其他控制变量后显著性水平有所下降，但仍在10%水平上显著为正。对此本文给出的解释是村干部的社会资本、金融知识和政策认知水平要比普通农民高，可利用此类优势在农地抵押贷款申请、审批等程序中占据优势地位，提升农地抵押贷款可得性。经营土地面积、是否有排水设施均在一定水平上显著为正，这符合逻辑。众多文献表明农地抵押贷款具备规模偏好特征，其理论依据为大规模农地具备更高的抵押价值并可以降低单位面积农地抵押贷款的交易成本（周南等，2019），而排水设施有助于缓解雨季多发的洪涝受灾风险，降低抵押贷款风险。

表4第3～6列为使用工具变量的CMP估计结果，估计过程分为两部分，一阶段估计为生计转型方程中工具变量对生计转型的效应，三列结果中均在1%水平上显著，表示工具变量满足相关性，内生性检验参数（atanhrho_12）仅于第6列中在10%水平上显著，表示模型确实存在一定的内生性问题，CMP估计结果更加准确。在控制住内生性后，生计转型的估计系数依旧显著为正。此外，控制变量的系数大小和显著性与Probit模型估计结果无较大差异。

因此，假说H1得到验证。

（二）稳健性检验

1.调整关键自变量

为进一步验证上述结果的稳健性，以国家统计局2005年公布的收入结构划分标准进行生计策略划分，如前文生成生计转型矩阵，重新生成生计转型变量，同样以“本市除样本外农户生计转型水平”为工具变量分别进行Probit和CMP估计，估计结果见表5。

表5 调整关键自变量后模型（1）回归结果

表5第1～3列汇报的Probit模型结果显示调整后的生计转型变量在统计上不显著，2～6列采用CMP估计法汇报的一阶段估计系数表示工具变量满足相关性条件，内生性检验参数（atanhrho_12）均在1%水平上显著，表明模型存在较为严重的内生性问题，CMP方法的估计结果比Probit模型更可信。生计转型在1%显著性水平上正向影响农户农地抵押贷款可得性，可见，控制住生计转型的内生性后，前文实证结果稳健。

2.更换估计方法

尽管工具变量能够较好地缓解内生性问题，但仍可能存在样本“自选择”的问题，即农户生计转型不是随机发生的，而是农户自己选择的结果。为此，使用倾向得分匹配（PSM）方法来解决这一问题，估计结果见表6。

表6 倾向得分匹配（PSM）估计结果

表6汇报了4种匹配方法下生计转型的平均处理效应，其中处理组平均处理效应（ATT）通常对政策制定者而言最有意义，无论采取哪种匹配方法，ATT均在1%水平上显著，边际效应约为2.6%，即相对未发生生计转型的农户，生计转型农户获得农地抵押贷款的概率将上升2.6%。

（三）土地产权安全的调节效应

由于承包土地和租赁土地的产权类型不同，为便于横向对比分析，将农户分为承包农户和租赁农户，若某一农户通过土地流转转入的面积大于等于其现经营承包土地面积，则将其归类为租赁农户，反之则为承包农户。经过处理，得到1 583个承包户样本和447个租赁户样本。

1.承包户样本调节效应分析

为直观展示土地产权安全对生计转型与农地抵押贷款可得性关系的调节效应，参考李宁等（2017）做法，将产权期限10等分，在各等分点求取生计转型的平均边际效应，呈现出边际效应变化图如图2。

由图2可知，随着二轮承包剩余年限增加，生计转型对承包户农地抵押贷款可得性的提升作用不断上升，且均处于95%的置信区间内，表明二轮承包剩余年限正向调节生计转型对承包户农地抵押贷款可得性的影响，假说H2部分得到验证。

图2 生计转型的平均边际效应变化图（承包户）

2.租赁户样本调节效应分析

类似地将租赁户农地转入年限10等分，在各等分点求取生计转型的平均边际效应，呈现出边际效应变化图，如图3所示。

由图3可知，随着农地转入年限增加，生计转型对租赁户农地抵押贷款可得性的提升作用也不断上升，且边际效应的上升幅度大于承包户，可能是因为通过土地流转取得的经营权期限对农户的激励作用更明显，同时租赁户的经营规模往往大于承包户，有助于形成规模连片的土地，更能充当合格的抵押物。由此，假说H2得到证实。

图3 生计转型的平均边际效应变化图（租赁户）

五、结论与政策建议

（一）结论

农地经营权抵押贷款制度有助于拓宽农民融资渠道，缓解农业投资约束，而农地抵押贷款可得性是评价此项制度实施效率一项重要指标，象征着“三权分置”背景下放活土地经营权的制度供给与农户需求的有机衔接。研究发现，农户生计非农化转型会显著提升农地抵押贷款可得性，运用工具变量缓解内生性问题后结论依然成立；调节效应分析结果显示，土地产权安全性会强化生计转型对农户农地抵押贷款可得性的影响；通过调整变量、更换估计方法的方式进行稳健性检验的结果证实本文结论的可靠性。

（二）政策建议

第一，完善土地要素市场，充分激活土地经营权的抵押权能。尽管整体而言生计转型会提升农户农地抵押贷款可得性，但农村劳动力非农转移、家庭生计重心向非农活动调整可能会通过抑制农业投资对农地抵押贷款可得性存在潜在的不利影响，在此客观背景下需要基层政府完善农村要素市场，将闲置的土地资源流向专业大户、合作社等规模化经营主体，在不损害承包方利益的同时充分发挥农地经营权的抵押权能。

第二，继续深化农村土地产权制度改革，规范土地流转合同签订程序。土地产权因素会影响生产者的经营行为，故产权安全性发挥的调节作用不容忽视，书面的土地承包合同、明确承包经营权期限、完善农地确权颁证工作均有助于提升地权安全性。在农民生计发生变化的背景下，农村集体经济组织应当厘清土地权属，有助于实现土地抵押权。对于土地流转渠道取得的土地经营权，基层政府、村委会应提倡签订正式流转合同并适当延长流转期限，刺激经营主体的投资激励并提升经营权抵押价值。