農地經營權抵押貸款提高了農戶的信貸可得性嗎？
——基于風險分擔機制的調節效應分析

楊潤慈，石曉平，關長坤，藍 菁

（1.南京農業大學公共管理學院，江蘇 南京 210095；2.清華大學中國農村研究院,北京 100084）

1 引言

金融支農是促進農業生產發展的有效手段，也是提高農戶收入，實現其共同富裕的重要抓手。長期以來，囿于抵押物的限制，農戶融資難問題在我國農村普遍存在[1-2]。為此，我國頒布實施了《農村承包土地的經營權抵押貸款試點暫行辦法》（以下簡稱《暫行辦法》），允許農地經營權作為抵押物進行融資，從政策層面賦予農地抵押屬性，試圖從制度層面喚醒土地作為經營性資產的金融價值，拓寬農戶的融資渠道，改善農戶的信貸可得性。

國家在政策層面明確農地經營權的抵押屬性，理論上可以促進農戶從正規信貸渠道獲取貸款的可能性[3-4]。但從各地對該政策的實施情況來看，效果并不理想。如陜西南鄭的農地抵押貸款業務自開設以來，發放筆數少、規模小、總量少、利潤低，難形成規模效應[5]；江蘇新沂農地抵押貸款試點則出現借款人違約，難以處置抵押農地的問題[6]。同時學者們在研究中發現農地的經營權抵押貸款政策的實施對提高農戶信貸可得性效果不顯著，尤其是針對小農戶的信貸[7-8]。

農地經營權抵押貸款政策設計的初衷是賦予農地抵押物屬性以提高農戶的信貸可得性，但如上所述，政策落地后效果不彰。究其原因可能是農地作為抵押物的抵押價值不足、高資產專用性以及農戶的有限理性與機會主義[9-10]。若農戶僅以農地為抵押物進行貸款申請會導致金融機構面臨著較高的交易成本與違約風險，尤其是違約后農地的處置風險[11]，限制了農地經營權抵押政策的執行效果。可見，抵押農地處置風險的解決是促進農地經營權抵押政策效果發揮的關鍵。

為降低農地處置風險，使得農地抵押物屬性發揮作用，多地因地制宜地探索和設計了農地經營權抵押的風險分擔機制，如寧夏同心的“土地股份合作社+農地經營權抵押”模式，江蘇東海的“土地流轉市場+農地經營權抵押”模式等。已有文獻大多基于個案分析，定性討論風險分擔機制的設計依據，及其對農地抵押物屬性作用發揮的效果[9-10,12]，但缺乏來自實證研究的證據。綜上，本文引入“農地經營權抵押+農地流轉市場”和“農地經營權抵押+第三方組織”兩種類型的風險分擔機制，基于風險分擔機制的調節作用，利用“中國家庭大數據庫”（China Family Database,CFD）全國范圍的大樣本數據，對農地經營權抵押政策影響農戶信貸可得性的作用機理及其效果進行檢驗。

如上文所述，本文首次實證檢驗風險分擔機制對農地經營權抵押貸款可得性的調節作用。此外，本文的創新之還在于：將農地抵押貸款中面臨的風險分為事前風險和事后風險，在功能角度明晰了農地作為抵押物在事前風險中可以發揮 “偵查員”的功能來降低信貸交易前的逆向選擇風險，在事后風險中發揮“監督員”功能降低交易后的道德風險。

2 理論分析與研究假說

由于金融機構面臨較高的農地處置風險，農戶僅以農地經營權為抵押物獲取貸款的可能性較低。因此，農地處置風險的解決是提高農地經營權抵押貸款可得性的關鍵之處。本文遵循“風險分擔機制—農地處置風險—農地經營權抵押貸款的可得性”的研究思路，分析農地經營權獲取抵押屬性后對農戶信貸可得性的影響，并在已有研究的基礎上，從治理結構角度出發，探討不同風險分擔機制降低農地的處置風險，對農地經營權抵押的貸款可得性有調節作用，最后根據理論分析提出假說。

2.1 農地經營權抵押貸款政策對農戶信貸可得性的影響

金融機構出于農戶缺少有效抵押物的顧慮，在信貸資源約束和利潤的驅動下會采取收緊信貸供給、抬高利率和加入繁瑣手續的策略[13]，很大程度上限制了農戶從金融機構獲取貸款的可能性。理論上，農地的位置固定且難以毀壞，可作為銀行等金融機構甄別潛在借款者、降低信貸交易過程中的逆向選擇、道德風險的理想抵押物。然而，當金融機構認為被抵押農地的產權是不安全且存在競爭債權時，是不愿意接受農地作為抵押物的[14]。農地經營權抵押政策的頒布，使得農地經營權的抵押權屬性在政策層面得到認可[15-16]，成為合格的抵押物，可以擴大農戶可使用的抵押物的范圍。

借貸雙方的信息不對稱會導致金融機構面臨貸款前的逆向選擇問題與貸款后的道德風險問題[17]。向金融機構提供抵押物可以降低借貸雙方的信息不對稱，弱化逆向選擇與道德風險的不良后果[18]。具體將農地經營權作為抵押物而言，在貸款交易達成之前，申請貸款需要經歷申請—審核—查驗（抵押物、擔保）—簽訂合同—批準貸款—結清貸款環節，能提供抵押物是優質借款者的信號，無疑為金融機構發揮了信貸交易前的“偵查員”的作用，金融機構可據此甄別信息，篩選出優質借款者，降低甄別借貸農戶和查驗抵押物等方面的交易成本，并在一定程度上消除由信息不對稱帶來的逆向選擇問題。此外，農地作為重要的生產資料，也可以為金融機構發揮貸款交易后“監督員”的作用，與金融機構監督存在替代作用[19]。借貸農戶為了不使抵押物被金融機構處置，會更加精細地管理后續農業生產，降低農戶的道德風險。因此，具有抵押屬性的農地可以降低交易前的逆向選擇問題及交易后的道德風險，從而可以降低金融機構的顧慮，提高農業信貸供給，增加農戶的信貸可得性（圖1路徑①）。

圖1 風險分擔機制對農地經營權抵押與農戶信貸可得性的調節效應Fig.1 The moderating effect of risk sharing mechanism on farmland operational right mortgage and farmers’ access to credit

農地抵押政策效果的發揮受金融機構對借貸農戶規模偏好的影響。首先，農戶經營規模的大小可以向金融機構傳遞識別性信息，規模大的農戶經營能力強，生產預期收益高。然而其投入成本也高，意味著其違約風險較低，更易受到金融機構的青睞[20]。其次，農戶將集中連片的規模農地作為抵押物，可以降低農地抵押的信息識別、監督費用，以及處置農地的交易成本[21]。據此可以判斷，當農戶的經營規模達到一定的門檻，使用農地經營權來抵押貸款，會對農戶信貸可得性的改善作用更明顯[14]。

綜上，農地抵押政策明晰了農地的抵押屬性，抵押農地可充當交易前的“偵查員”、交易后的“監督員”來降低交易前的交易成本、逆向選擇和交易后的道德風險，改善農戶的信貸可得性。另外由于金融機構對農地經營權抵押貸款存在規模偏好，所以大規模農戶的信貸可得性的改善作用更明顯。據此，提出假說1。

H1：農地抵押政策可以提高農戶的信貸可得性，但這一作用受到農戶經營規模的影響

2.2 抵押物處置風險分擔機制的調節作用

風險分擔機制是降低農地處置風險的重要途徑，其實質是通過有效的治理結構來降低農地處置風險[12，22]。結合目前農地經營權抵押試點已有的治理模式，本文選擇市場治理與第三方組織參與的混合治理兩類風險分擔機制來討論對農地處置風險的影響。

2.2.1 農地流轉市場的發育程度有助于農地抵押物進行再次流轉，進而可以降低抵押物的處置風險

從市場治理結構角度而言，農地流轉市場的發育程度有利于金融機構更好地處置抵押物。一方面，隨著正規農地流轉市場不斷完善，試點區域成立土地產權交易平臺，農地流轉程序的規范化使流轉交易更有保障，由平臺出具的抵押登記證書是農戶向金融機構進行貸款的重要依據，可證明借款者手中的抵押物權屬的合法性及經營權的評估價值。另一方面，農地流轉市場發育程度越高，越有利于尋找流轉對象以處置抵押物[16,23]。違約后金融機構可以獲得農地經營權，但由于金融機構并不具備經營農地的能力，需要在農地流轉市場尋找合適的流轉對象，由該流轉戶在一定期限內享有農地經營權并以償還欠款，至該筆農地抵押貸款結束，以有效避免借貸農戶因抵押農地處置難度大而產生的機會主義行為[10]。因此，農地流轉市場的發育程度越高，流轉交易程序越規范化，為抵押農地的處理提供充足的市場交易機會，降低借貸農戶的機會主義行為，進而降低抵押物的處置風險（圖1路徑②），據此提出假說2。

H2：農地流轉市場的發育程度可以強化農地抵押政策對農戶信貸可得性的正向影響。

2.2.2 第三方組織的參與有助于降低農地處置的交易成本，進而可以降低抵押物的處置風險

第三方組織參與的混合治理結構可以降低農地處置的交易成本。實踐表明，混合治理結構是大部分地區推進農地抵押貸款的方式[18,24]。在“市場+科層”混合治理結構的原理下，第三方組織通過信息優勢降低處置農地的交易成本，包括搜尋交易對象、談判和簽約、合約執行三方面的交易成本[6]。如寧夏同心縣通過“農地經營權+土地股份合作社+信用社”的混合治理模式解決了農地抵押物處置風險問題，農戶將農地經營權入股土地合作社，抵押關系發生在農戶與合作社之間，再由合作社為農戶擔保向金融機構進行貸款[9]。合作社作為第三方組織，在農戶到期無法償還貸款的時候，由合作社及社員償還貸款，降低借貸農戶償貸行為的不確定性。在這個過程中，土地股份合作社享有違約借貸農戶的農地經營權，合作社內部成員擁有進行農業生產的能力，在合作社內部可以以極低的交易成本尋找到合適的流轉對象，且同為合作社社員，也會以較低的談判簽約成本達成合約；最后，合作社內部聲譽機制的約束也可以降低合約監督與執行方面的交易成本。綜上，第三方組織參與通過降低處置農地的搜尋對象、談判簽約與執行等方面的交易成本，來降低抵押物的處置風險，提高農戶的信貸可得性（圖1路徑③），據此提出假說3。

H3：第三方組織的參與可以強化農地抵押政策對農戶信貸可得性的正向影響。

3 數據來源與研究設計

3.1 數據來源

本文使用的數據來自浙江大學社會科學研究基礎平臺提供的“中國家庭大數據庫”（China Family Database, CFD），該數據庫包含浙江大學及其合作高校提供的農戶數據與村級數據，統一并入到一個數據處理平臺中。其中，農戶層面數據來自浙江大學“中國家庭大數據庫”及西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心的“中國家庭金融調查”（China Household Finance Survey, CHFS）。村級層面數據來自浙江大學“中國家庭大數據庫”①浙江大學“中國家庭大數據庫”數據開放說明. http://ssec.zju.edu.cn/sites/main/template/news.aspx?id=51026。、西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心的“中國社區治理調查”（China Community Governance Survey, CCGS），及南京審計大學的“中國基層治理調查”（China Grassroots Governance Survey, CGGS），包括中國農村家庭和中國基層單位（村委會）比較完整的信息。分析過程均在浙江大學CFD工作平臺中完成。本文使用的原始數據為2015年和2017年農村家庭情況，初始數據分別包含了22 451戶和40 011戶農戶數據，涉及全國29個省（市、縣），具有全國、省級、市級和縣級的代表性，抽樣方法是多階段規模比例抽樣。數據處理過程如下：首先，分年度對農戶數據和村級數據進行匹配，匹配后2015年仍保留724個村莊的15 166戶、2017年為608個村莊的12 239戶農戶數據。其次，由于本文關注農地抵押政策對農戶農業信貸可得性的影響，因此使用數據庫中從事農業生產的農戶數據，剔除了沒有農業生產行為的農戶數據，剔除關鍵變量缺失及存在異常值（如回答不知道、不適用等）的家庭。2015年和2017年分別剩余716個村莊的10 332戶與603個村莊的9 166戶樣本數據。最后，將兩年的農戶村莊數據合成面板數據，合并后為來自546個村的兩期面板數據，共14 078戶。

3.2 模型設定與估計方法

農地抵押政策于2016年初在全國232個試點縣區展開。該政策推行以縣區為單位，基于這個特征，以某個時間點為準，政策的執行區域與不執行區域具備了天然的對比條件，使對這項政策效果的研究更接近“準實驗”的條件。因此，本文選擇雙重差分方法（DID）檢驗抵押政策的影響，以2016年為政策是否執行作為時間虛擬變量，研究政策執行前后，實驗組與控制組農戶信貸可得性的差異。但是考慮到“自選擇問題”會導致實驗組與控制組無法滿足共同趨勢的假設，因此選擇傾向得分匹配法（PSM）來解決這一問題。

具體步驟如下：首先，運用PSM方法對實驗組與控制組進行匹配，盡可能地使試點區域的農戶和非試點區域的農戶在其他資源稟賦特征上無差別，使得比較政策前后農戶獲取貸款的差異具有可行性。參考前人的做法[25]，選取影響農戶抵押貸款的變量進行核匹配，得到與實驗組樣本特征相近的控制組樣本。其次，運用DID驗證農地抵押對農戶信貸可得性的影響，并進一步識別不同風險分擔機制對農地抵押政策與信貸可得性關系的調節作用。

3.2.1 農地抵押貸款政策對農戶信貸可得性的影響機制驗證

本文設定農戶信貸可得性是農地抵押政策和其他控制變量的函數。具體方程如下：

式（1）—式（2）中：因變量Yi為農戶是否獲取了正規渠道的貸款，是賦值為1，否則為0；核心自變量Du是政策虛擬變量，即該區域是否為農地抵押貸款試點，是賦值為1，否則為0；Dt為時間虛擬變量，政策執行前一年為0，政策執行后一年為1；Scale為規模經營變量，構建該變量時將農戶規模經營面積按中位數劃分為兩組，大于中位數為大規模組，賦值為1，否則為0；控制變量集合Xi主要包含農戶的個人特征、家庭特征、其他特征和村級特征等；α0和β0為常數項，α1、α2、α3、α4、β1、β2、β3、β4為待估系數；ζit和εit為隨機殘差項。變量定義及統計性描述見表1。

表1 變量定義及描述性統計Tab.1 Variable definition and descriptive statistics

農戶的個人特征變量主要包括農戶的年齡、性別、受教育程度與身體健康情況等變量。農戶的年齡意味著其農業生產經驗豐富，進行農業生產獲得利潤的可能性更高，償還能力更有保障，因此獲得貸款的可能性更高[8]。男性戶主相較于女性戶主而言，更容易獲取貸款。受教育程度越高的農戶，在衡量和理解貸款信息、貸款過程的成本更為容易，因此貸款交易雙方面臨的交易成本較低，有利于促進貸款交易的達成。身體狀況越好的農戶，生產能力越強，如有貸款行為，其償還能力也更強。家庭特征變量中主要包括轉入耕地面積、農業勞動力數量、農業收入狀況、家庭生產機械總值、農業補貼、是否有民間借貸、農業技術指導和社會資本等變量。轉入耕地面積大說明著其生產規模大，還款可能性更高，更容易獲得貸款[20]，為了消除異方差性，在實證中對其取對數。農業勞動力數越多，其在農業生產方面的生產是可持續的，因此會更容易獲得貸款。農業收入狀況能很好地反映具有農業生產活動借貸農戶的償還能力，因此對農戶信貸可得性有正向影響，在實證中取對數。生產性機械總值越大，表示其還款源充足，獲得貸款的可能性更高，在實證中取對數[8,26-27]。農戶獲取的農業補貼數量的多少一定程度上能反映其生產能力的強弱，一般生產能力越強，農戶獲取的補貼越多。有民間借貸行為會影響農戶從正規渠道獲取信貸的意愿與可能性。有過農業技術指導的農戶的生產能力更強，償貸能力也更高。如果農戶有親朋好友是村干部，其獲得貸款的可能性更高[8]。本文還控制了作物結構和村莊確權、村莊耕地面積、村鎮信貸機構數量和村莊經濟發展水平等村級控制變量。

3.2.2 風險分擔機制的調節作用

為驗證農地流轉市場與第三方組織在農地抵押貸款與農戶信貸可得性關系中的調節作用，在雙重差分模型中引入調節變量trans和organi。借鑒溫忠麟對調節效應的定義與張涵和楊曉昕的做法，做農地抵押政策影響mort×time和農地流轉市場trans與第三方組織organi的交互項[28-29]，來檢驗二者的調節作用，模型如下：

式（3）—式（4）中：trans為農地流轉市場發育程度變量，參考王曉兵等[30]、馬賢磊等[31]、張明輝等[32]對農地流轉市場發育程度的理解，用村莊農地轉入率來表征農地流轉市場發育程度，變量類型為連續變量。考慮到農戶的信貸可得性的增加可能會激勵農戶的農地轉入行為，即調節變量與因變量之間存在內生性。為了消除這種內生性，選擇除本農戶之外村莊其他農戶的土地轉入率作為工具變量，該變量作為工具變量是合理的，因為其他農戶的土地轉入率會影響該農戶的土地轉入行為，但是不會影響該農戶的信貸可得性。organi為第三方組織變量，選取代理變量為是否與合作社有資金往來或與接受合作社在土地流轉方面的服務，變量類型為二值變量。δ0和γ0為常數項；δ1、δ2、δ3、δ4、δ5、γ1、γ2、γ3、γ4、γ5為待估系數；θit和σit為隨機殘差項。

4 計量結果與分析

4.1 PSM匹配結果及平衡性檢驗

為了防止自選擇問題對實證結果產生的偏誤，使用Logit模型對樣本數據進行核匹配，保證樣本實驗組和控制組之間無顯著差異。匹配結果顯示，t值檢驗結果顯示實驗組和控制組的各個變量在統計意義上不存在顯著的差異性，達到了兩組變量之間樣本特征相似的目的。表2展示了PSM匹配前后各變量的t值檢驗結果。

表2 PSM匹配前后各變量t值檢驗結果Tab.2 T-value test results of each variable before and after PSM matching

4.2 農地抵押貸款對農戶信貸可得性的檢驗

表3中的模型1對應列為全樣本的DID回歸結果，可以看出農地抵押貸款政策的影響并不顯著，說明可能由于選擇偏差的問題，不能正確地反映出農地抵押的政策效果。模型2為進行PSM匹配后進行DID的回歸結果，農地抵押貸款政策的凈效應雖然方向為正，但不顯著。可能的原因是：農地具有抵押屬性后，雖然會替金融機構發揮“偵查員”的甄別作用和“監督員”的監督作用，但這兩種作用的發揮會受到農戶經營規模的影響。結合金融機構的規模偏好對農地抵押貸款政策對農戶信貸可得性關系影響的結果來看（模型3），加入規模經營變量后，結果顯示農地抵押政策的凈效應在5%的水平上顯著為正。農地抵押政策的凈效應與規模交乘項的結果系數為4.376，在1%的水平上顯著為正，說明農地抵押政策能顯著提高經營規模較大農戶的信貸可得性。原因是，一方面經營規模大的農戶可能會以手中集中連片的轉入農地作為標的物，集中連片的大規模農地較分散的小面積農地，其甄別作用的邊際成本更低，使得抵押農地的“偵查員”作用得到發揮，這在汪險生和郭忠興的研究中也得到了證明[21]。另一方面經營規模大戶由于其土地經營面積大、投入成本高（如大額的土地轉入費用、土地平整費用，生產投入費用等），一旦違約其所面臨的成本較高。因此，當農地經營規模較大，抵押農地能夠發揮監督作用，替代金融機構監督農戶，以降低違約風險。綜上，抵押農地作為金融機構的“偵查員”和“監督員”，其甄別和監督的作用針對不同經營規模農戶存在異質性。本文結果顯示，農地抵押貸款政策會顯著提高經營規模大戶的信貸可得性。據此，假說1得到驗證。

表3 農地經營權抵押貸款政策對農戶信貸可得性影響的回歸結果Tab.3 Regression results of the impact of farmland operational right mortgage policy on farmers’ access to credit

4.3 風險分擔機制對農地抵押貸款政策與農戶信貸可得性關系的調節作用

為了驗證不同風險分擔機制在農地抵押政策與農戶信貸可得性關系的促進作用，表4在模型2的基礎上添加村莊農地流轉市場發育程度、第三方組織和抵押政策影響的交互項。模型4為農地流轉程度的調節作用檢驗結果，可以看出，農地抵押貸款對農戶信貸可得性的凈效應的結果系數為0.04，但不顯著。模型5對應的列為加入工具變量后的結果，農地抵押貸款政策對農戶信貸可得性的凈效應的結果系數為0.092，在10%的水平上顯著為正，農地抵押貸款政策的凈效應與農地流轉市場發育程度交互項的系數為12.929，且在1%的水平上顯著為正，說明農地流轉市場發育程度越高，越能增強農地抵押貸款政策促進農戶信貸可得性的作用。模型6為第三方組織參與的調節作用檢驗結果，結果顯示，農地抵押貸款政策對農戶信貸可得性的凈效應的結果系數為0.089，在10%的水平上顯著為正，農地抵押貸款政策的凈效應與第三方組織參與的交互項結果系數為4.349，且在10%的水平上顯著為正，說明農戶參與第三方組織可以強化農地抵押政策對農戶信貸可得性的增加作用。這與姜美善等的研究結果[6]相一致，證實了組織創新在農地抵押貸款交易中的重要性。據此，假說2和假說3得到驗證。

表4 農地流轉市場與第三方組織的調節效應回歸結果Tab.4 Regression results of moderating effects between farmland transfer market and the third-party organization

5 結論與政策建議

5.1 結論

本文使用來自 “中國家庭大數據庫（CFD）”的兩期面板數據，運用PSM-DID方法考察農地經營權抵押貸款政策對農戶信貸可得性的改善程度，并通過調節效應模型，實證檢驗風險分擔機制對農地經營權抵押貸款政策效果發揮的調節作用。得出主要結論為：（1）農地抵押政策可以提高大規模農戶的信貸可得性。（2）農地作為抵押物的處置風險是影響農地抵押政策執行效果的重要原因之一，“農地抵押+農地流轉市場”和“農地抵押+第三方組織”兩種風險分擔機制均能有效降低農地經營權作為抵押物的處置風險，進而可以強化農地抵押政策對農戶信貸可得性的改善作用。

5.2 政策建議

本文認為農地經營權抵押貸款政策的出臺，從法律層面釋放了農地的抵押物功能，一定程度上改善了部分農戶的信貸可得性。然而由于我國農地市場在處于薄市場的狀態下，其改善程度還取決于相應的風險分擔機制的完善。基于以上研究結論，提出以下政策建議:（1）因地制宜地探索符合區域經濟發展水平的風險分擔機制。健全的風險分擔機制可以降低農地作為抵押物的處置風險，進而抵消金融機構決定放貸與否的顧慮。相關部門需要完善與農地抵押政策實施相關的風險分擔機制，同時也需要關注政策創新中的交易成本問題，避免風險分擔機制的創新帶來更高的交易成本。（2）農地抵押政策效果的發揮存在一定的滯后性，因此，需要客觀評價農地經營權抵押貸款政策的影響。同時，在相應治理機制與保障機制尚不完善的情況下，相關部門需要充分考慮可能產生的農民失地和危及農村金融體系等社會后果，有效結合自上而下的頂層制度設計與自下而上的探索式創新，完善與推行農地經營權抵押貸款政策。