重慶市農村“三權”抵押對農民收入增長影響分析

王兆林

(重慶工商大學旅游與國土資源學院，重慶 400067)

農村“三權”抵押是指農民用林權、農房產權、農地承包經營權作抵押向金融機構申請貸款。中國共產黨第十八屆中央委員會第三次全體會議、2014年中央經濟工作會議、2014年中央農村工作會議和中共中央國務院《關于全面深化農村改革加快推進農業現代化的若干意見》等政策文件均就加快發展農村“三權”抵押提出具體的意見與要求，顯然農村“三權”抵押是破解當前農民生產融資難，發展農村金融，繁榮農村經濟，促進農民增收脫貧的重要制度創新。

當前有關農村“三權”抵押的研究，總體分為3個方面：一是對農村“三權”抵押現狀、問題及措施的探討，如陳悅等通過重慶市“三權”抵押的實際操作與相關機理分析，找出當前“三權”抵押存在的問題，并提出針對性的對策建議[1]；二是基于農戶視角分析其抵押貸款的需求意愿，如肖軼等基于重慶市農戶調查數據，運用Logistic回歸模型分析影響重慶市農戶參與農村“三權”抵押貸款融資的各種因素[2]；三是基于金融機構視角分析其土地承包經營權的抵押貸款意愿，如蘭慶高等基于遼寧省基層農村信貸員的調查數據，運用Probit模型對金融機構開展土地經營權抵押貸款意愿及其影響因素的實證分析[3]。

縱觀相關研究不難發現，學術界盡管對農村“三權”抵押能夠促進農民收入增長已經形成定性共識，但這種共識僅僅是定性地籠統分析農村“三權”對農民收入的影響，沒有進行定量分析，鑒于此，筆者嘗試引入在農民收入研究中較少采用的普通最小二乘法(odinary least squares，簡稱OLS)逐步回歸分析方法與常用的格蘭杰因果關系分析方法，結合較早開展農村“三權”抵押的重慶市有關數據，定量分析農村“三權”中各具體權屬抵押對農民收入增長的影響，在此基礎上進一步厘清具體某一權屬抵押對農民具體收入的影響，以期補充理論研究的不足，本研究結果可為地方政府決策提供參考。

1 研究假設

從農民收入上來講，衡量農民收入的指標通常為農民純收入，該指標由農民工資性收入、家庭經營性收入、財產性收入及轉移性收入等4部分組成。在當前農村融資相對困難、農村抵押物缺失的背景下，農民可通過“三權”抵押獲得用于農業或非農業擴大再生產的必要資金[4-7]。有了必要的資金來源，作為雇主的農民可以通過發展現代農業或者投資非農產業，實現其純收入的大幅增長。雇工農民的林地使用權、農地承包經營權抵押入股流轉或農房流轉后，同樣能夠獲得必要的財產性收入。通過上述分析不難發現，農村“三權”抵押與農民純收入關系較大，特別是與從事農業或非農業生產的經營性收入、財產性收入存在較大關系，但與農民兼業工資性收入及政策性的轉移性收入關系不大(圖1)。因而在分析農村“三權”對農民收入增長的影響過程中，本研究重點分析“三權”對農民純收入、家庭經營性入、財產性收入的影響。

從具體權屬來看，在農村“三權”中林業生產具有資金需求量大、周轉慢、經營生產周期長等特點；農地承包經營具有易受季節性、自然災害影響以及市場性明顯等特點；農房具有估價困難、不易處置等特點。農村“三權”的不同特點決定了金融機構開展“三權”抵押業務時會區別對待，由此產生了各權屬抵押貸款額的差異。因而“三權”中的具體產權也可能對農民純收入、家庭經營性收入、財產性收入產生差異化影響。基于以上分析，結合農村“三權”抵押能夠促進農民收入增長這一共識，本研究提出如下研究假設，并通過重慶市的實證加以檢驗。

假設1：林權抵押貸款額增加能夠顯著促進農民純收入增長。假設1.1：林權抵押貸款額增加能夠顯著促進農民家庭經營性收入增長。假設1.2：林權抵押貸款額增加能夠顯著促進農民財產性收入增長。

假設2：農房產權抵押貸款額增加能夠顯著促進農民純收入增長。假設2.1：農房產權抵押貸款額增加能夠顯著促進農民家庭經營性收入增長。假設2.2：農房產權抵押貸款額增加能夠顯著促進農民財產性收入增長。

假設3：農地承包經營權抵押貸款額增加能夠顯著促進農民純收入增長。假設3.1：農地承包經營權抵押貸款額增加能夠顯著促進農民家庭經營性收入增長。假設3.2：農地承包經營權抵押貸款額增加能顯著促進農民財產性收入增長。

2 實證研究

作為我國統籌城鄉綜合配套改革試驗區，重慶市自2008年就開始試水農村“三權”抵押融資工作，是在省級層面開展此項工作較早的地區。據重慶市金融工作辦公室統計，2008—2015年年底，全市各類金融機構開展的林權抵押貸款額累計達到 294.6 億元，農地承包經營權抵押貸款額累計達到107.2億元，農房產權抵押貸款額累計達到124.0億元。重慶市農村“三權”抵押融資的發展對盤活該區域農村固化資產，解決農民融資瓶頸，促進農民收入增長產生重要影響。

2.1 數據與方法

2.1.1 數據來源 本研究數據主要來源于2個部分：①所涉及的重慶市農民純收入(NMCSR)、家庭經營性收入(JYXSR)、財產性收入(CCXSR)數據來自2009—2015年《重慶市統計年鑒》《中國農村統計年鑒》與《中國農村住戶調查年鑒》，其中2015年數據來源于《重慶市2015年國民經濟和社會發展統計公報》。②所涉及的2008—2015年重慶市林權(LINQUAN)、農房產權(NONGFANG)、農地承包經營權(CHENGBAO)抵押貸款額來源于重慶市農村土地交易所與重慶市金融辦的有關統計。

2.1.2 思路與方法 第1步：首先應用基礎數據進行農民純收入、家庭經營性收入、財產性收入與林權、農房產權、農地承包經營權抵押貸款額的OLS線性估計；其次檢查各變量間是否存在多重共線性關系，若存在則須要先消除多重共線性關系再進行農民純收入、家庭經營性收入、財產性收入與“三權”抵押各變量的逐步回歸。第2步：首先進行各變量的單位根檢驗，確定其平穩性；其次利用格蘭杰因果關系模型分析農民純收入、家庭經營性收入、財產性收入與林權、農房產權、農地承包經營權抵押貸款額各變量間是否存在因果關系。第3步：將2種方法的估計結果進行比對與印證，形成實證研究結果，并對其解釋。

2.2 OLS逐步回歸分析

2.2.1 方程多重共線性診斷 本研究利用Eviews 6.0統計分析軟件，對3個因變量NMCSR、JYXSR、CCXSR與3個自變量LIINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO進行OLS回歸。結果如表1所示。

表1 “三權”抵押貸款額與農民收入增長OLS回歸結果

結果顯示，3個回歸方程(NMCSR、JYXSR、CCXSR)的擬合優度(R2)均大于0.9，F統計量相應P值均較小，分別為 0.008 3、0.000 0、0.000 3，說明各回歸方程擬合結果在0.05的檢驗水平上總體顯著；自變量NONGFANG的t統計量的P值在3個回歸方程中均較大，不能通過t檢驗，說明該自變量與3個因變量(NMCSR、JYXSR、CCXSR)可能分別存在多重共線性。通過對各方程自變量(LIINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO)進行進一步的相關分析發現，自變量NONGFANG與其他自變量之間的相關系數較高，因而可以認定各方程的自變量間均存在多重共線性。

2.2.2 逐步回歸分析 由于上述3個回歸方程的自變量間均存在多重共線性，因此須要分別進行逐步回歸分析。本研究將因變量NMCSR、JYXSR、CCXSR分別對自變量LIINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO進行OLS回歸，得到的一元回歸模型參數結果如表2所示。各方程按照各自變量一元回歸模型擬合優度的大小進行排序。3個方程各自變量一元回歸模型擬合優度(R2)的大小順序均為LINQUAN>NONGFANG>CHENGBAO。因而，3個方程均以LINQUAN為基礎，分別依次加入NONGFANG、CHENGBAO變量進行逐步回歸。

表2 各自變量一元回歸結果

2.2.2.1 農民純收入 首先，加入NONGFANG，以LINQUAN和NONGFANG為自變量，以NMCSR為因變量，重新估計方程得到的回歸結果如下：

(1)

由回歸方程(1)可知，LINQUAN、NONGFANG的t值分別為0.035 6、0.654 1，相應P值分別為0.027 0、0.034 0，該方程的R2=0.920 4，F統計量的P值為 0.004 5，表明該回歸方程的擬合結果總體顯著。在0.05的檢驗水平下，NONGFANG的系數估計值能夠通過t檢驗，予以保留。

其次，加入CHENGBAO，以LINQUAN、NONGFANG和CHENGBAO為自變量，以NMCSR為因變量，重新估計方程得到的回歸結果如下：

(2)

同理，回歸方程(2)的有關參數表明，在0.05的檢驗水平下，CHENGBAO的系數估計值也能夠通過t檢驗，予以保留。

回歸方程(1)與(2)說明，LINQUAN、NONGFANG和CHENGBAO對NMCSR均有顯著的正向影響，即重慶市“三權”抵押貸款額增加能夠顯著促進農民純收入的增長。

2.2.2.2 農民家庭經營性收入 首先，同樣加入NONGFANG，以LINQUAN和NONGFANG為自變量，以JYXSR為因變量，重新估計方程得到的回歸結果如下：

(3)

由回歸方程(3)可知，LINQUAN、NONGFANG的t統計值分別為6.644 5、2.658 4，相應P值分別為0.000 3、0.032 5，該方程的R2=0.978 0，F統計量的P值為0，表明該回歸方程的擬合結果總體顯著。在0.05的檢驗水平下，NONGFANG的系數估計值能夠通過t檢驗，予以保留。

其次，加入CHENGBAO，以LINQUAN、NONGFANG和CHENGBAO為自變量，以JYXSR為因變量，重新估計方程得到的回歸結果如下：

(4)

同理，回歸方程(4)的有關參數表明，在0.05的檢驗水平下，CHENGBAO的系數估計值也能夠通過t檢驗，予以保留。

回歸方程(3)與(4)說明，自變量LINQUAN、NONGFANG和CHENGBAO對因變量JYXSR均有顯著的正向影響，即重慶市“三權”抵押貸款額的增加能夠顯著促進農民家庭經營性收入的增長。

2.2.2.3 農民財產性收入 首先，同樣加入NONGFANG，以LINQUAN和NONGFANG為自變量，以CCXSR為因變量，重新估計方程得到的回歸結果如下：

(5)

由回歸方程(5)可知，LINQUAN、NONGFANG的t值分別為4.301 1、2.451 9，其相應P值分別為0.043 6、0.009 7，該方程的R2=0.946 7，F統計量的P值為0，表明該回歸方程的擬合結果總體顯著。在0.05的檢驗水平下，NONGFANG的系數估計值能夠通過t檢驗，予以保留。

其次，加入CHENGBAO，以LINQUAN、NONGFANG和CHENGBAO為自變量，以CCXSR為因變量，重新估計方程得到的回歸結果如下：

(6)

同理，回歸方程(6)的有關參數表明，在0.05的檢驗水平下，CHENGBAO的系數估計值也能夠通過t檢驗，予以保留。

回歸方程(5)與(6)說明，自變量LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO對因變量CCXSR均有顯著的正向影響，即重慶市“三權”抵押貸款額增加能夠顯著促進其農民財產性收入增長。

2.3 格蘭杰因果關系檢驗

2.3.1 單位根檢驗 本研究利用Eviews 6.0計量經濟分析軟件對各變量進行單位根檢驗，以確保其平穩性。檢驗結果(表3)顯示，變量NMCSR、JYXSR、CCXSR、LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO均為非平穩數列，對其進行一階差分后，所有數列均在0.01水平下平穩且一階單整。

表3 各變量單位根檢驗結果

注：C、T、L分別代表該檢驗類型在迪基-福勒檢驗(argumented dickey-fuller test，簡稱ADF)中是否有截距項、時間趨勢項、滯后期(滯后1期)，N指該檢驗類型不包括C或T。

2.3.2 格蘭杰因果檢驗 為進一步檢驗“2.2”節OLS逐步回歸結果的準確性，利用Eviews6.0統計分析軟件對一階差分后的因變量NMCSR、JYXSR、CCXSR與自變量LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO分別進行格蘭杰因果檢驗，結果如表4所示。

由表4可知，在5%的置信水平下，滯后1～2期內有如下特點：(1)因變量NMCSR與自變量LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO之間，分別存在由LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO到NMCSR的單向格蘭杰因果關系，說明LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO是引起NMCSR變化的格蘭杰因，即重慶市“三權”抵押貸款額的增長能夠顯著促進其農民純收入增長，這與回歸方程(1)與(2)的檢驗結果一致。(2)因變量JYXSR與自變量LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO之間分別存在由LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO到JYXSR的單向格蘭杰因果關系，說明LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO是引起JYXSR變化的格蘭杰因，即重慶市“三權”抵押貸款額的增長能夠顯著促進農民家庭經營性收入的增長，這與回歸方程(3)與(4)的檢驗結果一致。(3)因變量CCXSR與自變量LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO之間分別存在由LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO到CCXSR的單向格蘭杰因果關系，說明LINQUAN、NONGFANG、CHENGBAO是引起CCXSR變化的格蘭杰因，即重慶市“三權”抵押貸款額的增長能夠顯著促進農民財產性收入的增長，這與回歸方程(5)與(6)的檢驗結果一致。

3 結果與分析

本研究利用OLS逐步回歸與格蘭杰因果檢驗，結合重慶市有關統計數據，分別對農民純收入、農民家庭經營性收入、農民財產性收入與林權、農房產權、農地承包經營權關系進行定量分析，2種方法分析結果一致認為：

(1)重慶市“三權”抵押貸款額增加能夠顯著促進農民純收入的增長，驗證假設1、2、3。進一步結合回歸方程(2)各個變量的回歸系數可以看出，林權抵押較其他2權(農房產權和農地承包經營權)對農民純收入的帶動促進作用更大。

現階段林權抵押較農房產權及農地承包經營權抵押受到的現行法律及制度約束少，其社會保障替代作用較弱，因而處置更為方便，同時單位面積林木價值較農產品高。正是由于林地具有價值較高、易評估、易處置等優點，金融機構更傾向于開展林權抵押業務；2015年筆者所在課題組針對重慶市23家金融機構開展農村“三權”抵押業務調查，結果顯示，開展林權抵押業務的有23家，開展農房產權抵押業務的有17家，開展農地承包經營權抵押業務的有12家；正是由于林權抵押更受金融機構的歡迎，因而林權抵押貸款額也較其他2權高；

表4 農村“三權”抵押與農民收入增長格蘭杰因果檢驗結果

由重慶市金融辦數據可知，2008—2015年重慶市林權抵押貸款額高于農房產權與農地承包經營權之和。正是由于存在這種優勢，林權抵押后形成的林業生產經營及林產品開發等環節的擴大再生產較為容易，因而其對農民純收入增長的促進作用更大。

(2)重慶市“三權”抵押貸款額增加能夠顯著促進其農民家庭經營性收入的增加，驗證假設1.1、2.1和3.1。進一步結合回歸方程(4)各個變量的回歸系數可以看出，農村“三權”抵押對農民家庭經營性收入帶動促進作用的大小依次為林權、農房產權、農地承包經營權。

現階段農民家庭經營性收入主要來源于農業經營收入，盡管當前農村抵押物缺失，但農民在進行擴大再生產融資過程中，較少將承包經營權質押，而是通過其他渠道融資后流轉更多農地進行規模經營，由此造成農地承包經營權抵押額偏少。另外，為較快獲得生產資金，農民在選擇抵押物的過程中，通常會首先選擇金融機構較容易接受的抵押物進行抵押。由于現階段農房產權流轉沒有形成有形市場，也沒有建立相應的宅基地價格評估機構，加上其流轉受到嚴格限制，因此盡管有國家政策支持，但金融機構普遍對農房抵押較為謹慎，金融機構更傾向于開展具有價值較高、易評估、易處置、約束少、易替代等特點的林權抵押業務，由此造成2008—2015年重慶市年度林權抵押額遠高于農房抵押額，因而使得林權較農房產權對農民家庭經營性收入的帶動促進作用更大。

(3)重慶市“三權”抵押貸款額增加能夠顯著促進其農民財產性收入的增長，驗證假設1.2、2.2和3.2。進一步結合回歸方程(6)各個變量的回歸系數可以看出，農村“三權”抵押對農民財產性收入帶動促進作用的大小依次為林權、農房產權、農地承包經營權。

現階段在農村金融發展相對滯后的背景下，農民財產性收入主要來源于土地流轉收益、投融資收益及存款利息收入等。因而農村“三權”抵押對農民財產性收入促進作用的大

小由農村“三權”各自抵押額的多少決定。當前林權抵押存在諸多優勢，金融機構也傾向于開展林權抵押業務，統計結果表明，2008—2015年重慶市林權的抵押額一直遠高于其他2權，因而使得其對農民財產性收入的促進作用也最大。另外，盡管農房產權與農地承包經營權抵押融資面臨《擔保法》《物權法》等約束，但由于單位面積農房價值較承包地價值高，比較而言，金融機構更愿意接受農房產權抵押，統計結果表明，2008—2015年重慶市農房產權的抵押額高于農地承包經營權，因而使得農房產權抵押較農地承包經營權對農民財產性收入的促進作用更大。

4 結論與啟示

本研究構建農村“三權”抵押對農民收入增長影響的分析框架，并引入有關農民收入研究中較少采用的OLS逐步回歸分析方法與常用的格蘭杰因果關系分析方法，對重慶市農村“三權”抵押與農民收入增長的關系進行定量分析，得出如下結論：(1)重慶市“三權”抵押貸款額增加能夠顯著促進農民純收入的增長，林權抵押較其他2權(農房產權和農地承包經營權)對農民純收入的帶動促進更大。(2)重慶市“三權”抵押貸款額增加能夠顯著促進農民家庭經營性收入的增長，農村“三權”抵押對農民家庭經營性收入帶動促進作用的大小依次為林權、農房產權、農地承包經營權。(3)重慶市“三權”抵押貸款額增加能夠顯著促進農民財產性收入的增長，農村“三權”抵押對農民財產性收入帶動促進作用的大小依次為林權、農房產權、農地承包經營權。

本研究同時表明，應加快農村“三權”登記確權發證工作，保障抵押雙方的合法權益；建立農村“三權”擔保公司與抵押風險補償機制，提高金融機構貸款意愿；建立農村“三權”評估機構，保障農民合法土地收益；完善農村社會保障體系，免除農民“三權”抵押的后顧之憂；建立政府信用擔保，完善“三權”保險體系；建立農村“三權”要素市場，促進“三權”抵押健康發展。

參考文獻：

[1]陳 悅，嚴偉濤. “三權”抵押的實際操作與相關機理：重慶個案[J]. 改革，2012(12)：98-102.

[2]肖 軼，魏朝富，尹 珂. 農戶農村“三權”抵押貸款需求意愿及影響因素分析——基于重慶市22個縣(區)1 141戶農戶的調查數據[J]. 中國農村經濟，2010(9)：88-96.

[3]蘭慶高，惠獻波，于麗紅，等. 農村土地經營權抵押貸款意愿及其影響因素研究——基于農村信貸員的調查分析[J]. 農業經濟問題，2013(7)：78-84.

[4]劉 圻，褚四文，高 躍，等. 林權抵押貸款：銀行惜貸現狀與證券化模式研究[J]. 農業經濟問題，2013(5)：70-76.

[5]惠獻波. 農戶土地承包經營權抵押貸款潛在需求及其影響因素研究——基于河南省四個試點縣的實證分析[J]. 農業經濟問題，2013(2)：9-15.

[6]岳傳剛，胡 瓊. 農村“三權”抵押貸款改革創新面臨的挑戰與對策——以重慶為例[J]. 改革與戰略，2015，31(4)：97-100，121.

[7]常永達. 重慶三權抵押制度的風險控制研究[J]. 重慶理工大學學報(社會科學)，2015，29(9)：91-96.