农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值的溢价影响

于 赟,李 韬

(西北农林科技大学 经济管理学院,陕西 杨凌 712100)

引 言

自2008年起,中国开始试点农地经营权抵押贷款并相继出台多项相关政策和法律。2018年修正的《中华人民共和国农村土地承包法》赋予了承包方抵押土地经营权的权利。2020年的《民法典》对土地使用权禁止抵押的规定进行了修改,从法律意义上明晰了土地经营权作为抵押物的合法化。在农户向金融机构申请抵押贷款时,农地经营权抵押价值是影响信贷双方决策的重要因素[1]。为了保证抵押贷款业务的顺利开展,科学合理地评估农地经营权抵押价值至关重要[2]。

目前,中国农地经营权抵押实践中常用的价值评估方法是收益法和市场法[3],收益法的实质是将农地未来各期预期收益折算为当期现值,评估结果易被农户接受[4-5]。在技术水平短期内不变的情况下,家庭农地的预期收益取决于劳动力要素的配置[6]。对抵押农户来说,其务农人力资本禀赋直接关系着家庭劳动力要素在农业生产经营中的配置[7],直接影响着农户家庭农业生产经营收益[8]。因此,基于收益法评估的农地经营权抵押价值会将务农人力资本禀赋创造的经济价值纳入其中。市场法则是以农村土地承包经营权交易市场上近期成交的实例作为参照对象,通过比较抵押农地经营权与参照对象的异同并对其进行修正,最终得到评估的抵押价值[9]。出于对抵押物处置风险的考量,金融机构一般将农地流转价格作为参照对象,采用市场法评估农地经营权抵押价值[10-11]。显然,采用市场法评估农地经营权抵押价值忽视了务农人力资本禀赋创造财富的价值作用。可见,在农地金融市场中,农户务农人力资本禀赋的强弱影响着收益和市场两种评估法核算出的农地经营权抵押价值的差值。

一般而言,采用收益法评估的农地经营权抵押价值要高于市场法评估价值,本文将这种情形定义为农地经营权抵押价值溢价。事实上,翟研宁分别采用收益法和市场法评估出河南宜阳县、江苏锡山区、宁夏原州区农地承包经营权的应然价格和实际交易价格之间溢价差距较大,并且认为这种溢价差值在全国范围内是常见的[4]。价值溢价的出现会极大抑制农地经营权抵押贷款业务的开展,主要原因在于,一是由于农户大多是风险厌恶者,当农地经营权抵押价值发生溢价且溢价程度越高时,部分农户会排斥并抑制其抵押贷款意愿[12]。二是会使得寻求发展的农户生产性融资需求难以在农地抵押这一金融产品上得到满足[13],有研究显示,未被满足的信贷需求缺口占农户贷款需求总数的31.21%[14],从而造成农地经营权抵押贷款业务的开展无法达到政策预期。这表明,农户务农人力资本禀赋未得到量化认可可能是造成现阶段农地经营权抵押贷款业务开展效果不如预期的一个重要原因。

本文研究的问题是,农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价的影响。具体而言,本文从农地金融开展实践的收益、市场两种农地经营权抵押价值评估方法出发,试图回答:当农户农地经营权抵押融资用于农业经营时,家庭务农人力资本数量、质量禀赋如何影响农地经营权抵押价值溢价?这两种禀赋的溢价影响程度在不同户主组群和农地经营规模间是否存在结构性差异?

上述问题颇具中国特色,迄今鲜有研究,原因在于:农户务农人力资本禀赋涉及农户的教育水平、技能水平、健康状况、工作经验等多个方面,其复杂性使其不易量化;在传统农业生产经营中,农户的农业生产行为一般被视为集体活动,其个体的劳动以及务农人力资本禀赋创造的经济价值往往被忽视,导致由于评估方法不同产生的农地经营权抵押价值溢价问题鲜有研究。因此,针对农地经营权抵押价值溢价问题的研究对挖掘、量化并最终认可农户务农人力资本禀赋价值,提升农地经营权抵押价值水平,满足农户生产性融资需求,推动农地经营权抵押贷款业务更好开展等方面具有重要的理论价值与现实意义。

鉴于此,本文聚焦评估法视角分析农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价的影响问题。先在理论层面上分析农户务农人力资本禀赋影响农地经营权抵押价值溢价的机理,然后根据笔者现实观察的数据,对农户务农人力资本禀赋与其农地经营权抵押价值溢价进行描述性分析,并运用Heckman两阶段模型实证探究农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价的影响。

一、文献评述、理论分析与研究假说

(一)文献评述

1.关于农地经营权抵押价值溢价影响因素的研究。现有文献并未就农地经营权抵押价值溢价开展相关研究,因此,与本文主题密切相关的研究主要围绕农地经营权抵押价值评估的影响因素展开,主要包括三个方面。首先,抵押物农地经营权权属的完整性影响农地经营权抵押价值评估,完备且稳定的农地经营权抵押效力更高[15],在地权稳定效应下,抵押价值更高[12]。其次,在权属完备的情况下,农地的资源特征对农地经营权抵押价值评估的影响至关重要。已有研究表明用于抵押的农地经营规模越大[11]、耕作质量越高[16]、距离主路越近[17],农户增加农业投入的可能性越大,农地的预期收益就越可能增加,进而提高抵押农地的价值。最后,评估农地经营权抵押价值时还要考虑农户家庭特征的影响。家庭特征可以反映其还款能力,其中家庭户主年龄越大、健康水平越差、农业劳动力文化程度越低、家庭成员外出就业能力越弱,家庭的还款能力就越低,因此,抵押农地的价值越低[18]。另外,农地流转市场价格和农地产权交易市场也决定着抵押农地经营权价值。当农地流转价格越高、农地产权交易市场的建设越完善时,在保持农地剩余经营期限不变的情况下,农地经营权抵押价值越高[19]。金融机构面临的抵押农地处置风险也影响抵押价值评估,并且抵押农地处置风险越小,评估的农地经营权抵押价值越高[18, 20]。

2.关于农户务农人力资本禀赋量化的研究。已有研究表明,农户务农人力资本禀赋通常从数量和质量两个方面衡量[21],在务农人力资本数量禀赋层面,主要选取家庭务农劳动力占比作为代理变量[22]。教育和健康是务农人力资本质量禀赋层面的重要投资形式[23-24],具体地,教育投资主要用家庭教育支出、学杂费用[25]、受教育年限[8]等表示。Grossman最早涉及健康领域的务农人力资本[26],已有研究中健康投资主要用自我健康评价指标、发病率指标及人体测量指标等表示[27]。此外,务农人力资本禀赋的内涵还包括家庭劳动力工作经验、技能培训等[8],并且丰富的工作经验和技能培训可以提高劳动力工作效率,从而使其收入增长[28]。

通过对已有文献的梳理,可以发现,现有研究虽然从农地产权完整性、农地资源特征、农户家庭特征、农地经营权抵押处置风险等方面关注了农地经营权抵押价值的影响因素,也注意到了探究农户的务农人力资本禀赋。但是,鲜有文献关注评估方法的不同会导致农地经营权抵押价值溢价的情形。同时,已有文献也未探究农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价的影响,以及深入剖析这种影响究竟会抑制还是促进现阶段农地经营权抵押贷款业务。鉴于此,本文将在理论分析的基础上,从评估法视角探究农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价的影响。

(二)理论分析与研究假说

如上文所述,一般而言,当采用收益法评估的农地经营权抵押价值高于市场法评估价值时,农地经营权抵押价值发生溢价。由于村庄单位农地流转价格、农地规模和农地剩余经营期限均是课题组实地调研的第一手资料,因此,采用市场法评估的农地经营权抵押价值是既定的,农地经营权抵押价值溢价情况主要取决于收益法评估的农地各期预期收益的现值。根据理性经济人假设,当一个从事经济活动的人在采取经济行为时,更倾向追求自身利益最大化。因此,理性小农认可并接受的农地经营权抵押价值为收益法评估的农地生产预期收益最大值。在生产技术水平短期不变的情况下,家庭农地生产预期收益最大值取决于农户行为能力对生产要素的配置[29]。具体地,根据柯布-道格拉斯生产函数(简称C-D生产函数),技术、劳动力、资本和土地是农业生产经营投入的要素,由于在短期内,技术、土地和资本要素很难进行快速调整和变化,因此对抵押农户来说,当农业生产经营的资本存量要素不足需要向金融机构申请抵押贷款时,决定其农业产量的是家庭劳动力要素的配置[6]。

人力资本理论最早由Schultz提出,他认为人力资本是劳动力等方面价值的集合,包括知识程度、技术水平、劳动能力等[30],其禀赋强弱直接关系着家庭劳动力要素在农业生产经营中的配置,同时也决定了农村家庭的预期收益[31]。在农业生产中,务农人力资本禀赋高的农户家庭通常拥有更高的知识和技能,可以更高效地利用农业生产要素,获得农地生产预期收益最大值,从而增加农地经营权抵押价值溢价差值。

农户务农人力资本禀赋通常从数量和质量两个方面衡量。首先,在务农人力资本数量禀赋方面,充足的家庭务农劳动力数量有利于家庭将更多的劳动力要素投入农业生产。因此,在其他要素不变的情形下,按照C-D生产函数,务农劳动力数量越多,家庭农业产出就越多,农地生产的预期收益也就越高[6]。然而,务农劳动力数量占比家庭劳动力总数越高,表明此类家庭的收入来源越有可能主要依靠农业经营收入。现实中,由于农业生产经营易受到自然灾害的影响(譬如2023年麦收季陕西、河南等地小麦遭受严重烂场雨),使得农户家庭的农地预期收益通常面临较大的不确定性[32]。在这种情况下,农户家庭过高的务农劳动力占比会降低其采用收益法评估的农地经营权抵押价值,进而降低农地经营权抵押价值溢价发生的概率和程度。其次,按照Schultz的人力资本理论[30],务农人力资本的核心是提高人口质量,教育和健康是务农人力资本质量禀赋层面的重要投资形式[23-24],家庭务农劳动力受教育年限越长、身体越健康,其务农人力资本质量禀赋越高。具体地,家庭务农劳动力受教育年限越长,则在农业种植、经营、生产等方面拥有更先进的知识和技能,能够更好地利用现代农业技术和管理方法提升农业生产效率,提高农业总产值和增加值[33]。理论上讲,务农劳动力的健康状况好,可以向同等土地上投入更多的机会成本,创造出更高的价值,这将提高农业生产能力[34],进而增加农地产出和预期收益;同时家庭务农劳动力的健康状况越好,越有利于其接受教育并提高农业生产经营能力,确保农业劳动力高质量持续供给[28, 35],从而通过提高务农劳动生产力回报率促进农业收入的增长。所以,高质量的务农劳动力有利于增加收益法评估的农地经营权抵押价值,进而增加农地经营权抵押价值溢价的发生概率和程度。

基于以上分析,提出以下研究假说。

H1:务农人力资本禀赋会增加农地经营权抵押价值溢价发生的概率和程度。

H2:务农人力资本数量禀赋降低农地经营权抵押价值溢价发生的概率及程度。

H3:务农人力资本质量禀赋增加农地经营权抵押价值溢价发生的概率及程度。

二、现实观察和数据描述

本文研究所使用的数据来自课题组于2022年7-8月对陕西省、甘肃省、宁夏回族自治区和内蒙古自治区中国西部4省(区)进行的实地调研。为了确保调研对象的代表性和典型性,课题组采用分层抽样与随机抽样相结合的方法。首先,确定调研对象的区域。在综合考虑农地经营权抵押贷款业务推广情况、地区差异、农业和经济发展水平的基础上,课题组选取4省(区)原国务院、地方政府确定的农地经营权抵押贷款试点县(区)作为调研区域。其次,试点县(区)样本容量按照统计学方法确定,通过概率与规模成比例抽样方法在4省(区)中各抽取2个样本县(区),共抽取8个。再次,在各样本县(区)随机抽取2～5个样本乡(镇),并在每个样本乡(镇)中随机抽取2～5个样本村。最后,在每个样本村选取10～15个有过农地经营权抵押贷款经历的农户作为调查对象。本次调研最终得到1 550份问卷,在采用样本清洁法剔除11份无效问卷后,共获得有效问卷1 539份。

(一)务农人力资本禀赋的数据描述

依据现实观察数据,对样本农户务农人力资本禀赋特征作进一步的详细分析,其中务农人力资本禀赋综合指数由因子分析法计算得出,具体计算步骤详见下文变量说明,其均值为0.606,最小值为0.020,最大值为0.940(综合指数分布情况详见表1)。由表1可知,农户的务农人力资本禀赋综合指数集中分布40%～80%之间,40%及以下分布占比8.90%,80%以上分布仅占比4.88%。而从务农人力资本数量禀赋层面看(见表2),家庭务农劳动力占比主要集中于60%～90%之间,均值为0.677,最小值为0,最大值为1,这表明,样本农户家庭有充足的农业劳动力进行生产。表3汇报了务农人力资本质量禀赋具体分布情况,家庭务农劳动力健康水平的均值为2.567,其中不健康的农户家庭占比仅有11.11%,这说明绝大部分家庭务农劳动力身体素质较好,这为他们经营农地和增加农业产出提供了良好的条件。家庭务农劳动力受教育年限的均值为7.209,小学及以下的农户家庭占比46.07%,接受过高中及以上教育的农户家庭仅占12.60%,这说明样本务农劳动力整体受教育水平偏低。

表1 农户务农人力资本禀赋综合指数分布情况

表2 农户务农人力资本数量禀赋分布情况

表3 农户务农人力资本质量禀赋分布情况

(二)农地经营权抵押价值溢价的数据描述

表4展示了农地经营权抵押价值溢价“未发生”和“发生”两组分样本农户务农人力资本禀赋组间均值差异的t检验结果。可知,t检验结果均在1%的显著性水平上拒绝“两组样本的农户务农人力资本禀赋没有差异”的原假设。在农地经营权抵押价值溢价发生的农户家庭中务农人力资本禀赋综合指数更高、务农劳动力占比更低、务农劳动力健康水平更高及受教育年限更长。虽然组间均值差异检验简单证明了农地经营权抵押价值溢价“未发生”和“发生”两组分样本的农户务农人力资本禀赋存在着组间差异,但要分析农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价发生的具体影响,仍需要合适的计量模型进行实证分析。

表4 农地经营权抵押价值溢价未发生与溢价发生样本农户务农人力资本禀赋的组间均值差异

在1 539户总样本中,有696户家庭收益法评估的农地经营权抵押价值高于市场法评估价值,占比45.22%,即接近50%的农户家庭发生农地经营权抵押价值溢价。在这些农户家庭中,农地经营权抵押价值溢价差值的最小值为1.250,最大值为6 144.440,均值为1 852.300,且溢价程度的最小值为0.16%,最大值为94.60%,均值为63.50%,多集中于70%～85%之间,说明农地经营权抵押价值的溢价程度较高。通过图1中的散点图和OLS拟合线可知,农户务农人力资本禀赋综合指数、务农人力资本质量禀赋与农地经营权抵押价值溢价程度的关系是正向的,而务农人力资本数量禀赋与农地经营权抵押价值溢价程度的关系是负向的,这一结果与理论分析相吻合,但二者之间具体的影响程度还需进行实证分析。

图1 农户务农人力资本禀赋与农地经营权抵押价值溢价程度的散点图与OLS拟合线

三、模型设定与变量选取

(一)计量模型设定

在收益法和市场法两种评估方法下,农户农地经营权抵押价值溢价是两个互不独立的过程。第一阶段是溢价是否发生,第二阶段是溢价发生的程度。在农地经营权抵押价值溢价发生的条件下,计算溢价程度,此时的溢价程度必为正值。如果农地经营权抵押价值溢价没有发生,此时计算的溢价程度为零(1)市场法评估是以农地流转价格为参照对象,而农地流转价格是农户向农地生产中的投入成本,亦是农地经营收益的最低值,即依据市场法计算的农地经营权价值是抵押价值的最低值。因此,当农地经营权抵押价值溢价未发生时,此时采用收益法和市场法评估的农地经营权抵押价值相等,计算的溢价程度为零,不会出现负值。。而本文所研究的溢价程度为正值,这意味着当溢价没有发生时,溢价程度无法观测到。只有溢价发生时,才能准确观测到第二阶段的情况。在这种情况下,那些溢价程度为正值的样本并不能随机地从总体中被挑选出来,存在自选择偏误问题,这使得农地经营权抵押价值溢价程度的回归结果受到选择偏误影响。为了解决该问题,Heckman提出了“两步估计法”,这也是目前学术界普遍采用的方法[36]。基于此,本文选择Heckman二阶段模型进行计量分析。模型如下所示:

(1)

(2)

(3)

(4)

根据样本选择机制,可建立相应的概率模型和期望模型:

P(Y1i=1|X1i)=Φ(αX1i)

(5)

(6)

=βX2i+E(μ2i|μ1i>-αX1i)

=βX2i+ρσλ(-αX1i)

式(5)为农地经营权抵押价值溢价发生的概率模型,Φ(·)代表标准正态分布的累积函数。式(6)为农地经营权抵押价值溢价程度的条件期望模型,E(·)代表条件期望,λ(·)为逆米尔斯比率函数,λ(·)=φ(·)/Φ(·),其中φ(·)代表标准正态分布的概率密度函数;ρ=Corr(μ1i,μ2i),如果ρ=0,则Y1i和Y2i相互独立,如果ρ≠0,存在样本选择偏误问题;σ代表截断正态分布的标准差。本文使用最大似然估计法(MLE)对样本选择模型进行估计。为了保证选择方程可以被识别,同时也为了避免两个阶段解释变量相同引起的多重共线性问题,需要引入至少一个对选择变量产生重要影响但不会对结果变量造成直接影响的识别变量,本文选取“是否参加农业保险”作为识别变量。

(二)变量选取

1.被解释变量:农地经营权抵押价值溢价。根据样本数据观察,分别用农地经营权抵押价值溢价发生和溢价程度两个变量来衡量农地经营权抵押价值溢价情况。其中溢价发生是一个二值变量,若采用收益法评估的农地经营权抵押价值高于市场法评估的抵押价值,则取值为1,否则取值为0。溢价程度用收益法评估的农地经营权抵押价值高于市场法评估抵押价值的程度表示,是取值范围在0～1(百分化小数)之间的连续变量。

2.核心解释变量:农户务农人力资本禀赋。农户务农人力资本禀赋主要从数量禀赋和质量禀赋两方面进行量化,其中务农人力资本数量禀赋用家庭务农劳动力数量占家庭总劳动力数量的比例进行衡量,务农人力资本质量禀赋用家庭务农劳动力健康水平和受教育年限衡量[22, 24]。为了探究农户务农人力资本禀赋整体层面的强弱,使用其数量禀赋和质量禀赋层面的3个指标,采用因子分析法构建务农人力资本禀赋综合指数。具体地求解分为三步。首先,采用归一法(MMS)分别对务农劳动力占比、务农劳动力健康水平、受教育年限3个指标进行标准化处理,使其取值范围在0～1之间,消除指标单位不同对务农人力资本禀赋综合指数的影响。其次,利用主成分分析法得到两个主成分因子,其累计方差贡献率为81.52%,高于基准贡献率80%,KMO均值为0.831,说明指标数据适合做因子分析,且通过基础检验。最后,根据主成分因子得分与其方差贡献率计算务农人力资本禀赋的综合得分(2)限于篇幅,文中未详细给出因子分析结果,感兴趣读者可联系作者。。

3.控制变量。基于学者的已有研究[18, 22],控制了户主个体特征、家庭特征、土地特征及政策特征等变量对农地经营权抵押价值溢价的影响。详细的变量说明见表5。

表5 变量定义及其描述性统计

四、模型估计结果与分析

(一)基准回归结果

在实证回归之前,考虑到所选变量之间可能存在内部相关性,从而导致实证结果出现偏差,本文采取方差膨胀因子法(variance inflation factor,VIF)对所有解释变量进行多重共线性检验。结果显示:VIF的最大值为1.340,平均值为1.150,远小于10,证明本文所选解释变量之间不存在多重共线性,可进行下一步的实证分析。从基准回归结果看,模型的Wald卡方值均在1%的水平上显著,表明模型整体拟合效果较好。同时对模型相关系数ρ值进行似然比检验,结果均通过了1%的显著性水平检验,拒绝ρ=0的原假设,表明存在样本选择偏误问题。模型的逆米尔斯比率均不为零且显著,再次说明样本选择偏误问题的存在,也表明本文选取Heckman模型是合理的。

表6展示了农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价影响的回归结果。结果显示,在控制了其他因素的可能影响后,农户家庭务农人力资本禀赋综合指数在1%显著性水平下正向增加农地经营权抵押价值溢价影响概率和影响程度,证实了假说H1,并且农户务农人力资本禀赋综合指数每增加1%,农地经营权抵押价值的溢价影响程度平均提高36.40%,这意味着农户务农人力资本禀赋在农地生产经营中可以创造极大的经济价值,而金融机构在评估抵押农地经营权价值时往往忽视了此价值,将务农人力资本禀赋看成一种“沉睡的资本”,对农户而言是一种“损失”,其生产性融资需求得不到满足,这与农地经营权抵押贷款政策初衷相背离。

表6 基准回归结果

具体地,第一,务农人力资本数量禀赋显著降低农地经营权抵押价值溢价影响概率和影响程度,系数分别为-0.522和-0.073,这表明家庭务农劳动力占比每增加1%,农地经营权抵押价值溢价影响概率平均降低52.20%,影响程度平均降低7.30%,这一结果证实了假说H2。可能的解释是:家庭务农劳动力占比越大一方面意味着家庭有更多的劳动力从事农业生产,一般采用传统耕种技术,农业机械对劳动力的替代作用不明显,生产效率相对较低,农地的生产价值难以提升。此外,过多的农业劳动力投入到有限的农地规模中,可能导致农地过度利用和环境恶化,降低农地的生产价值,从而降低了农地经营权抵押价值溢价影响概率和影响程度。

第二,家庭务农劳动力平均健康水平和受教育年限在5%或1%的统计水平上显著,且每增加1%,农地经营权抵押价值溢价的影响程度分别增加10.30%和12.90%,说明务农人力资本质量禀赋显著增加农地经营权抵押价值溢价影响概率和影响程度,这一结果证实了假说H3。其原因在于,一方面,受教育年限越长的务农劳动力在农业生产中具备更好的技术和管理能力,能够更好地运用现代农业技术和管理方法,提高农业生产效率和产量,同时也有更广泛的视野和思维方式,能够更好地了解市场需求,从而增加生产多样性,提高农地产出。另一方面,身体健康的务农劳动力可以更长时间地从事农业生产,提高农地产出,从而增加农地经营权抵押价值溢价影响概率和影响程度。

(二)内生性检验

前文采用Heckman模型虽然解决了样本选择偏误导致的内生性问题,然而仍可能存在遗漏变量或反向因果的内生性问题。例如,农户务农人力资本禀赋与农地经营权抵押价值溢价之间可能存在反向因果关系:农地经营权抵押价值溢价发生概率和溢价程度越高,意味着用收益法评估的农地各期预期收益的现值越高,此时家庭可以获得更高的农业收入,可以用于改善生活条件,以获得更好的医疗保健服务,同时也更有可能支付子女高质量的学校教育和培训课程费用,最终提高家庭务农劳动力的健康水平和受教育年限。因此,本文采用工具变量法解决模型中可能存在的内生性问题。具体而言,参照已有学者的做法[37-38],选取同一个村庄其他样本农户(除自家外)健康水平和受教育年限的均值作为工具变量。原因如下:受到村庄文化习俗、经济发展等因素的影响,同一村庄内部不同农户务农人力资本禀赋的形成具有共同的基础,基于“同伴效应”,单个农户的健康水平和受教育年限会受到同一村庄内其他农户的影响,满足工具变量的相关性,而农户家庭农地经营权抵押价值溢价与其他农户的健康水平和受教育年限并没有直接的关系,满足工具变量的外生性。

表7展示了内生性及弱工具变量的检验结果,其中弱工具变量检验的F统计量均大于10,且大于15%偏误水平下的临界值8.96,拒绝存在弱工具变量的原假设[39]。Hausman检验的结果说明,检验模型接受所有解释变量均是外生的原假设,即农户家庭务农劳动力健康水平和受教育年限是模型的外生解释变量,模型估计结果与工具变量的估计量是一致的。综上,上述实证结果没有显著的内生性问题,这表明本文研究结论是可靠的。

表7 内生性及弱工具变量检验结果

(三)稳健性检验

1.自变量增加的稳健性检验。增加自变量是为了控制基准回归分析中未考虑到的遗漏变量,在原有控制变量的基础上,加入以本村居民人均收入表示的村庄经济发展水平变量。由表8的回归结果可知,提高村庄经济发展水平对农地经营权抵押价值溢价影响有显著的促进作用,将该变量进行控制后,农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价的影响方向和显著程度基本一致,表明本文基准回归结果是稳健的。

2.数据缩尾的稳健性检验。缩尾处理是将超过设定百分位之外的数值用百分位处的数值代替,其特点是不改变样本容量,是稳健性检验常用的方法。为了进一步消除极端值影响,首先对所有变量进行上下5%的缩尾处理,然后使用缩尾后的变量数值重新进行回归。从表8经过缩尾处理的回归结果来看,务农人力资本禀赋估计系数的方向和显著性并未有较大变化。因此,在使用缩尾处理消除数据极端值的影响后,基准回归结果仍然表现稳健性。

表8 稳健性检验结果(自变量增加和数据缩尾)

(四)异质性分析

1.户主年龄导致的异质性。农地经营权抵押贷款作为一种新型融资产品,具有一系列属性的特征,如在抵押时金融机构为了降低风险,常常使用农业保险或担保“捆绑”,但由于农户存在高度的异质化,使得其务农人力资本禀赋对异质性农户的农地经营权抵押价值溢价的影响存在差异。在中国家庭中户主掌握着家庭的经济决策权,尤其是在农业生产决策中更是这样[40]。本文以户主年龄进行分组处理,并参照世界卫生组织对年龄的划分标准(3)联合国世界卫生组织对年龄的划分标准:44岁及以下为青年,45～59岁为中年人,60～74岁为年轻的老年人,75～89岁为老年人,90岁以上为长寿老年人[40],本文将60岁及以上的人均定义为老年人。,将户主划分为青年、中年和老年(见表9),探究农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价影响的组群差异,实证结果详见表9。

表9 户主年龄异质性检验结果

针对年龄组群差异结果,农户务农人力资本禀赋对户主为青年和中年家庭的农地经营权抵押价值溢价的影响概率产生正向显著性影响,但是对于户主为老年群体的农户家庭来说,这种影响未通过显著性检验,并且相比老年群体,户主处在青年和中年两个年龄组的务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值影响程度的正向作用更明显。可能的解释是:一方面,户主为青年和中年群体的农户家庭成员正处于年富力强的状态,从事农业生产会有更好的收益,也更容易学习和接受新的农业技术和方法,因此农户务农人力资本禀赋对该类家庭农地经营权抵押价值溢价的影响更具参考价值;另一方面户主为老年群体的家庭务农劳动力平均年龄通常偏大,健康状况和受教育程度相对较低,其农业生产能力下降,同时老年群体较低的务农人力资本禀赋使其有较少的外出务工机会,对农地的保障依赖性更强[41],出于“失地”的考虑,对农地经营权抵押贷款产品需求降低。因此,老年群体家庭务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价的影响不显著。

2.农地经营规模导致的异质性。已有研究表明农地经营规模可以有效发挥规模经济效应,是评估农地经营权抵押价值的关键影响因素[42],但无法揭示农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价的影响是否在农地经营规模不同的家庭中存在差异。为了回答这一问题,参考Zhang 等按照亩数大小对农地经营规模的划分标准[22],将家庭承包经营的农地划分为小、中和大规模组(见表10),对其进行检验。在中和大规模组的农户家庭中,其务农人力资本禀赋显著增加农地经营权抵押价值溢价的影响概率,然而这种影响在小规模组的农户家庭中不显著。相较于小规模组的农户家庭而言,中、大规模组的农户家庭的务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价影响程度的正向作用更明显。可能的解释是,小规模组的农户家庭通常市场化程度低、抵御风险和自然灾害的能力较弱,农业生产主要以自给自足为主,剩余劳动力选择外出务工,使得家庭对农业生产经营的投资欲望减弱,从而对农地经营权抵押贷款这一金融产品需求不强。随着农地经营规模的扩大,劳动力、资金等生产要素投入增加,家庭有更高的融资需求,更有可能参与农地经营权抵押贷款,因此在农地经营规模大的家庭中,探究农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价的影响更具有参考意义。

表10 农地经营规模异质性检验结果

五、结论与政策建议

本文基于2022年中国西部四省的实地调研数据,在结合收益和市场两种评估法核算出农地经营权抵押价值溢价差值的基础上,应用Heckman模型实证研究了农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值的溢价影响。主要结论有三点。第一,在控制其他因素后,农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价具有显著的正向影响,即务农人力资本禀赋越强的农户,其对农地经营权抵押价值溢价的影响概率和影响程度越高。第二,农户务农人力资本数量禀赋显著降低农地经营权抵押价值溢价影响概率和影响程度,而农户务农人力资本质量禀赋的影响则与之相反,且经内生性和稳健性检验后,该结论依然成立。第三,组群差异研究表明,农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价的正向影响在户主为青年、中年与农地经营规模大的家庭中更显著。

基于上述结论,本文得到三点政策启示。第一,在农地经营权抵押实践中,政府应充分认识到农户务农人力资本禀赋对农地经营权抵押价值溢价的影响作用,建立务农人力资本禀赋评价制度,构建多元风险分散机制,创新“抵押+务农人力资本禀赋”评估方法。为了量化并变现农户务农人力资本禀赋在农地经营权抵押贷款中的经济价值,需建立务农人力资本禀赋评价制度,对农户的务农人力资本禀赋作资格认证。具体地,可将学历证书、新型职业农民资格证书、技能考核证书、工作经历证明等纳入农户务农人力资本禀赋评估标准中,委托专业评估机构对农户务农人力资本禀赋进行评估。根据评估结果,对符合条件的农户颁发务农人力资本禀赋资格证书,并对证书作等级划分,代表农户务农人力资本禀赋在农业生产经营中创造不同的经济价值,进而将这种经济价值作价纳入农地经营权抵押价值的评估过程中,提升农户农地经营权抵押价值,缓解部分农户面临的生产性融资约束。第二,利用各种渠道提升农户务农人力资本禀赋。一方面,政府应大力提高农户继续教育再培训和数字素养水平,对其进行农业种植、生产、经营、融资等方面的农村数字化继续教育培训,同时制定中长期的教育培训计划。另一方面,应加强农村卫生保健服务,进而提高农户的健康水平。第三,加强农业生产规模化经营,促进农村劳动力向新型农业经营主体转型。研究发现,无论是农地经营权抵押价值溢价的概率还是溢价程度,农户务农人力资本禀赋对农地经营规模大的家庭影响更大,这意味着务农人力资本禀赋如果要充分发挥作用,就需要农户家庭农业生产规模化,向新型农业经营主体转型。