曹 瓅， 羅 劍 朝，2

（1.西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌712100；2.西北農(nóng)林科技大學(xué) 農(nóng)村金融研究所，陜西 楊凌712100）

一、引 言

在經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化和貨幣化水平日益提高的今天，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)和農(nóng)民收入的提高都離不開(kāi)金融的支持［1］，農(nóng)村金融體系不發(fā)達(dá)、農(nóng)戶融資難，一直是制約“三農(nóng)”發(fā)展的瓶頸［2］。長(zhǎng)期以來(lái)，缺少金融機(jī)構(gòu)認(rèn)可的抵押物與農(nóng)村大量產(chǎn)權(quán)無(wú)法充當(dāng)?shù)盅何锶谫Y之間的矛盾導(dǎo)致我國(guó)農(nóng)村金融抑制、農(nóng)業(yè)信貸市場(chǎng)發(fā)育殘缺現(xiàn)象一直存在，成為農(nóng)民“貸款難、難貸款”的重要影響因素。自2008年以來(lái)連續(xù)6個(gè)“中央一號(hào)文件”明確提出要“穩(wěn)定農(nóng)村土地承包關(guān)系”、“建立健全土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)市場(chǎng)”、“創(chuàng)新符合農(nóng)村特點(diǎn)的抵（質(zhì)）押擔(dān)保方式和融資工具”，中國(guó)人民銀行也相繼出臺(tái)了相關(guān)文件及配套制度，這為我國(guó)農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)改革提供了新思路。在“中央一號(hào)文件”精神指引下，福建三明、遼寧法庫(kù)、寧夏同心等地陸續(xù)開(kāi)展了農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押試驗(yàn)，探索破除我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展困境和農(nóng)民增收難題。2013年11月，十八屆三中全會(huì)通過(guò)的《關(guān)于全面深化改革若干重大問(wèn)題的決定》明確指出，應(yīng)當(dāng)賦予農(nóng)戶承包土地的抵押和擔(dān)保權(quán)能，肯定了農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)的可抵押性，為破解農(nóng)村缺乏抵押擔(dān)保物難題提供了方向指引，為當(dāng)前我國(guó)進(jìn)一步開(kāi)展農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資提供了最直接和有效的政策依據(jù)［3］。

國(guó)外現(xiàn)有研究表明，農(nóng)村正規(guī)貸款一方面能夠提高農(nóng)戶的勞動(dòng)生產(chǎn)率、農(nóng)業(yè)支出及收入水平，在一定程度上可促進(jìn)農(nóng)村發(fā)展；另一方面能夠顯著改善農(nóng)戶福利水平，對(duì)增加農(nóng)戶收入、穩(wěn)定農(nóng)戶消費(fèi)具有重要作用［4］。國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于農(nóng)村借貸對(duì)農(nóng)戶收入及支出增長(zhǎng)的影響的研究結(jié)論分歧較大，周小斌、李秉龍、李銳、李寧輝、宮建強(qiáng)、張兵分析認(rèn)為農(nóng)村金融的發(fā)展對(duì)于農(nóng)民收入增長(zhǎng)具有顯著的正效應(yīng)，農(nóng)戶借貸顯著改善了農(nóng)民的福利狀況［5］［6］［7］；許 崇 正、高希武、丁志國(guó)等的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)貸款對(duì)農(nóng)戶收入及福利水平的改善收效甚微［8］［9］；溫濤等則利用年鑒數(shù)據(jù)論證了農(nóng)業(yè)貸款的增加與農(nóng)戶收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，認(rèn)為農(nóng)業(yè)貸款不利于農(nóng)民增收［10］。而作為一種新制度的產(chǎn)生，農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資在制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的框架內(nèi)滿足了農(nóng)民、金融機(jī)構(gòu)、地方政府三方的利益需求，在某種程度上緩解了農(nóng)戶“貸款難、難貸款”的問(wèn)題［11］；但由于各地產(chǎn)權(quán)抵押融資實(shí)施差異性較大且與農(nóng)戶異質(zhì)性關(guān)系密切，從農(nóng)戶視角對(duì)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押是否促進(jìn)農(nóng)戶增收的實(shí)施效果評(píng)價(jià)仍較少。

因此，為了深入探討農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資實(shí)施效果，總結(jié)試點(diǎn)地區(qū)經(jīng)驗(yàn)，本文選擇從農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)著眼，分析農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)抵押借貸的福利效應(yīng)，對(duì)評(píng)價(jià)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資試點(diǎn)效果及各地差異具有一定的借鑒意義，為進(jìn)一步完善和推廣農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資業(yè)務(wù)，為相關(guān)政策制定和農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資相關(guān)問(wèn)題的深入研究提供可參考的依據(jù)。

二、研究設(shè)計(jì)

1.研究假設(shè)

農(nóng)戶既是獨(dú)立的生產(chǎn)實(shí)體，又是基本的消費(fèi)單元［12］；農(nóng)戶擁有生產(chǎn)者和消費(fèi)者雙重身份，在理性人假說(shuō)下，其行為決策目標(biāo)是家庭效用最大化，生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)投資和家庭消費(fèi)決策都是根據(jù)家庭生產(chǎn)初始條件、家庭資本積累、資源稟賦等進(jìn)行的。

在農(nóng)戶生產(chǎn)中，我們將農(nóng)戶的借貸資金作為一種生產(chǎn)的要素投入，當(dāng)農(nóng)戶的資金與人力資本進(jìn)行組合后將擴(kuò)大其技術(shù)邊界，促進(jìn)其產(chǎn)出的增加，進(jìn)而提高農(nóng)戶收入；在農(nóng)戶生活消費(fèi)中，農(nóng)戶將借貸資金用于穩(wěn)定消費(fèi)；二者都促進(jìn)了農(nóng)戶福利水平的增加。因此，本文提出第一個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)1：產(chǎn)權(quán)抵押借貸提升了農(nóng)戶的福利水平。

目前，西北地區(qū)產(chǎn)權(quán)抵押融資已初步形成了地域特色鮮明的兩種農(nóng)村抵押融資制度，并主要以土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押進(jìn)行前期試點(diǎn)，現(xiàn)在已初具規(guī)模，且覆蓋面較廣。其中陜西省高陵縣、楊凌區(qū)，寧夏平羅縣是以政府主導(dǎo)、自上而下引導(dǎo)土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資試點(diǎn)，主要以國(guó)家和地方出臺(tái)的相關(guān)文件為指導(dǎo)，地方協(xié)同當(dāng)?shù)亟鹑诓块T(mén)建立全套制度支持、完善土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資涉及的資產(chǎn)確權(quán)、評(píng)估、登記、交易、處置等制度，實(shí)現(xiàn)土地產(chǎn)權(quán)直接抵押融資。以寧夏平羅縣為例，當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平較高，農(nóng)戶普遍貸款額度較高，最大單戶貸款額達(dá)300萬(wàn)元。而寧夏同心縣則是以農(nóng)戶自發(fā)、自下而上推動(dòng)土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押試點(diǎn)，成立農(nóng)戶土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款協(xié)會(huì)，農(nóng)戶以土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)入股成為會(huì)員，建立“土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)合作社”來(lái)承擔(dān)擔(dān)保中介職能，通過(guò)土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)反擔(dān)保抵押間接實(shí)現(xiàn)融資，由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平相對(duì)較低，在貸款過(guò)程中，最大單戶貸款額一般為5萬(wàn)元，絕大多數(shù)為1萬(wàn)元～3萬(wàn)元［13］。

兩種模式均受到了試驗(yàn)區(qū)農(nóng)戶的廣泛支持，但差異也較為明顯，楊婷怡、羅劍朝通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，同心縣在實(shí)施中通過(guò)設(shè)立土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款協(xié)會(huì)自下而上開(kāi)展融資試點(diǎn)，實(shí)現(xiàn)了農(nóng)戶和信用社的有效對(duì)接，農(nóng)戶參與產(chǎn)權(quán)抵押融資的意愿明顯高于其他地區(qū)農(nóng)戶［13］。在此基礎(chǔ)上，本文提出第二個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)2：不同土地經(jīng)營(yíng)承包權(quán)抵押融資主導(dǎo)模式的福利效果不同。

2.模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)前文提出的假設(shè)，本文借鑒Khandker提出的福利模型來(lái)分析農(nóng)村參與產(chǎn)權(quán)抵押融資借貸的福利效應(yīng)［14］，即：

其中，Yi表示農(nóng)戶的福利水平；B表示樣本農(nóng)戶土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款額；Xi表示可以觀測(cè)到的樣本農(nóng)戶的特征；D為虛擬變量，表示土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押試點(diǎn)中的兩種不同主導(dǎo)模式；c表示觀測(cè)不到的影響因子；u為非系統(tǒng)誤差，反映農(nóng)戶異質(zhì)性差異，且；α、β和γ為未知參數(shù)。若所有變量都可觀測(cè)得到，則β是農(nóng)戶借款福利效果的無(wú)偏估計(jì)量，但是，由于c是觀測(cè)不到的變量，在考察農(nóng)戶借款對(duì)收入的影響時(shí)，可能存在不可觀測(cè)的因素同時(shí)影響借款數(shù)額和收入，導(dǎo)致對(duì)借款福利效應(yīng)的估計(jì)偏誤，因此本文引入工具變量解決這一問(wèn)題。

直接回歸測(cè)算農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)抵押貸款對(duì)農(nóng)戶家庭的福利效應(yīng)可能會(huì)存在內(nèi)生性，如農(nóng)戶的資產(chǎn)價(jià)值越高，其獲得的貸款機(jī)會(huì)和貸款數(shù)額也會(huì)增加，因此為排除資產(chǎn)等特征變量對(duì)農(nóng)戶借款額的干擾，本文在分析農(nóng)戶借貸效應(yīng)之前對(duì)借款進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。模型如下：

其中，Z為影響農(nóng)戶借款但并不直接影響農(nóng)戶收入水平的其他農(nóng)戶的信用狀況及社會(huì)關(guān)系，控制變量X的選取與模型（1）相同，θ、β、r為未知參數(shù)，ε為誤差值。

在對(duì)農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)抵押貸款與農(nóng)戶家庭收入的內(nèi)生性檢驗(yàn)中，首先將B及工具變量進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)二者相關(guān)性，判斷其作為本文工具變量的可行性；然后加入農(nóng)戶特征變量及虛擬變量，代入模型（2），通過(guò)回歸得出誤差的擬合值；再將代入模型（1），判斷是否顯著影響收入，如果借款存在內(nèi)生性，則影響借款數(shù)額的無(wú)法觀測(cè)因子也將影響收入［15］。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及變量選擇

1.數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自教育部創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)2013～2014年對(duì)陜西省高陵縣、楊凌區(qū)，寧夏同心縣、平羅縣1155戶農(nóng)戶的入戶調(diào)查，本文選取的樣本縣均是西部地區(qū)農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資先行試驗(yàn)區(qū)，具有典型性和代表性。調(diào)查采用四階段分層抽樣方法（省－縣區(qū)－鎮(zhèn)－村），在當(dāng)?shù)剞r(nóng)村信用社和村委會(huì)的共同協(xié)助下隨機(jī)選取農(nóng)戶進(jìn)行實(shí)地入戶調(diào)研，獲取農(nóng)戶2013年家庭生活、生產(chǎn)及收入數(shù)據(jù)，并調(diào)查農(nóng)戶的貸款經(jīng)歷、產(chǎn)權(quán)抵押貸款情況、家庭經(jīng)濟(jì)、福利等基本情況，既保證了樣本的代表性，又不失覆蓋率。調(diào)查累計(jì)發(fā)放1231份問(wèn)卷，回收問(wèn)卷1231份，回收率為100%。除去內(nèi)容填寫(xiě)不全、有邏輯錯(cuò)誤且無(wú)法最終核實(shí)的廢卷，最終有效問(wèn)卷為1155份，其中陜西高陵縣366份，楊凌區(qū)42份，寧夏同心縣270份，平羅縣477份。

所采集樣本數(shù)據(jù)中，農(nóng)戶年齡集中在30歲～59歲范圍內(nèi)，占樣本總數(shù)的81.7%；戶主學(xué)歷在初中及以上文化程度占71.1%。在調(diào)查的樣本區(qū)域內(nèi)，各地區(qū)農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，但也具有明顯的地域特征。其中陜西高陵縣、楊凌區(qū)主要農(nóng)業(yè)類(lèi)型為種植業(yè)；寧夏同心縣、平羅縣農(nóng)戶不僅進(jìn)行種植業(yè)生產(chǎn)，還發(fā)展了牛羊養(yǎng)殖等副業(yè)，兼業(yè)經(jīng)營(yíng)農(nóng)戶較多；農(nóng)戶家庭的經(jīng)營(yíng)類(lèi)型為純農(nóng)業(yè)或以農(nóng)業(yè)為主兼業(yè)經(jīng)營(yíng)，占比51.1%。樣本農(nóng)戶基本特征情況如表1所示。

表1 農(nóng)戶基本特征統(tǒng)計(jì)

2.變量選擇

根據(jù)前文分析的福利模型對(duì)涉及的具體變量進(jìn)行定義，模型中Yi表示農(nóng)戶的福利水平，在本文研究中我們選擇家庭收入、支出情況來(lái)代表，兩者都能較好地反映借款對(duì)農(nóng)戶家庭的經(jīng)濟(jì)影響；B表示樣本農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)抵押貸款額；Xi表示可以觀測(cè)到的樣本農(nóng)戶的特征，譬如，戶主的性別、年齡、文化程度等；D為虛擬變量，表示土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押試點(diǎn)中的兩種不同主導(dǎo)模式，即以農(nóng)戶自發(fā)、自下而上的推動(dòng)模式或以政府主導(dǎo)、自上而下的引導(dǎo)模式；具體定義見(jiàn)如表2所示。

表2 變量定義及賦值

四、實(shí)證分析

由于在調(diào)查中，樣本農(nóng)戶中存在較多農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)抵押貸款額、家庭收入支出數(shù)額為0，且總體數(shù)據(jù)均大于等于0，擁有典型截尾數(shù)據(jù)特征，因此本文選擇Tobit模型進(jìn)行分析。

1.數(shù)據(jù)信度分析

問(wèn)卷數(shù)據(jù)的可靠性可通過(guò)信度指數(shù)（Cronbach’s Alpha）指標(biāo)衡量。為了確保問(wèn)卷的可靠性，本文首先采用SPSS20.0軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行信度分析。一般對(duì)于探索性研究，Cronbach’sα系數(shù)的值在0.6以上即可接受，在0.7以上即表示數(shù)據(jù)信度較好。測(cè)算得出本文樣本數(shù)據(jù)的可信度Cronbach’sα系數(shù)值為0.71，因此認(rèn)為本文使用的樣本數(shù)據(jù)是可靠的。

2.工具變量判別

選擇合適的工具變量對(duì)本文模型準(zhǔn)確估計(jì)借款的福利效應(yīng)十分重要。在實(shí)際調(diào)查中我們發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對(duì)產(chǎn)權(quán)抵押融資政策的了解程度對(duì)農(nóng)戶是否向金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)參加產(chǎn)權(quán)抵押融資獲取貸款具有重要影響，同時(shí)這一因素也對(duì)金融機(jī)構(gòu)選擇貸款方具有重要參照作用，其他農(nóng)戶的該項(xiàng)特征也對(duì)金融機(jī)構(gòu)的放貸決策產(chǎn)生影響，但該變量并不對(duì)農(nóng)戶的收入情況產(chǎn)生影響。因此，理論分析認(rèn)為農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資政策的了解程度適合作為本文的工具變量。

將借款額B對(duì)前文所選的待選工具作變量回歸，考察它們與借款的相關(guān)性，結(jié)果顯示，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資政策的了解程度對(duì)借貸的影響系數(shù)為0.768，在1%的顯著水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這表明農(nóng)戶對(duì)抵押融資政策的了解程度能顯著促進(jìn)農(nóng)戶的借貸，農(nóng)戶對(duì)政策的了解程度越深，其借款額也會(huì)增加，因此其作為工具變量是合適的。

3.內(nèi)生性檢驗(yàn)

為排除資產(chǎn)等特征變量對(duì)農(nóng)戶貸款額的干擾，在測(cè)算農(nóng)戶獲得農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資福利變化前，先對(duì)貸款內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)。選取工具變量，加入控制變量，檢驗(yàn)借款和農(nóng)戶的家庭年收入之間是否存在內(nèi)生性。按照模型介紹中的檢驗(yàn)步驟，加入農(nóng)戶特征變量及虛擬變量代入模型（2）進(jìn)行回歸，通過(guò)回歸得出誤差的擬合序列，再將作為自變量代入模型（1），判斷是否顯著影響農(nóng)戶家庭年收入Y，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，誤差序列的估計(jì)系數(shù)為－1.004，相應(yīng)的p值為0.51，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此認(rèn)為農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押借貸不存在內(nèi)生性問(wèn)題。

4.福利效應(yīng)分析

由于農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)抵押貸款與農(nóng)戶家庭福利之間不存在內(nèi)生性，因此我們直接引入農(nóng)戶特征變量與農(nóng)戶借款數(shù)額，運(yùn)用模型（1）進(jìn)行Tobit回歸，測(cè)算農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)抵押融資借款對(duì)農(nóng)戶收入、支出的影響效果，具體模型結(jié)果如表3所示。

表3 農(nóng)戶借款的福利效果

由農(nóng)戶福利變化模型結(jié)果來(lái)看，農(nóng)村抵押貸款額在1%的顯著性水平下對(duì)農(nóng)戶的家庭年收入、非農(nóng)收入、生活消費(fèi)支出和生產(chǎn)性支出具有顯著的正向影響，而借款額對(duì)農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)并不顯著，這表明農(nóng)戶將產(chǎn)權(quán)抵押貸款用于家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、家庭其他投資和資金流轉(zhuǎn)等方面，增加了家庭的生活消費(fèi)支出和生產(chǎn)性支出，從而促進(jìn)了農(nóng)戶家庭的收入增長(zhǎng)，而由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)回收期較長(zhǎng)，因此其農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)相對(duì)非農(nóng)收入增長(zhǎng)并不顯著?？傮w而言，農(nóng)村產(chǎn)權(quán)借款對(duì)農(nóng)戶家庭福利具有顯著的拉動(dòng)效應(yīng)，從而驗(yàn)證了前文提出的假設(shè)1。

從兩種不同土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資模式對(duì)農(nóng)戶收入、支出的影響來(lái)看，抵押融資模式對(duì)于農(nóng)戶的家庭年收入、農(nóng)業(yè)收入及生產(chǎn)性支出的增長(zhǎng)影響為正，并分別在5%、5%和10%的顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn)，對(duì)于農(nóng)戶的非農(nóng)收入的增長(zhǎng)影響為負(fù)，并在10%的顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn)。可見(jiàn)，農(nóng)戶主導(dǎo)、自下而上推動(dòng)的抵押融資模式則對(duì)于農(nóng)戶的家庭年收入、農(nóng)業(yè)收入和生產(chǎn)性支出具有顯著的促進(jìn)作用，而政府主導(dǎo)、自上而下引導(dǎo)的抵押融資模式對(duì)于農(nóng)戶的非農(nóng)收入的增長(zhǎng)具有顯著的拉動(dòng)作用。這表明，在目前我國(guó)西部地區(qū)形成的兩種產(chǎn)權(quán)抵押融資模式對(duì)于農(nóng)戶福利水平的影響是不同的，其中以寧夏同心為典型代表的農(nóng)戶主導(dǎo)、自下而上推動(dòng)的抵押融資下，農(nóng)戶更多地將借款用于農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)支出，從而增加了農(nóng)戶的家庭農(nóng)業(yè)收入及年收入；而以陜西高陵、楊凌和寧夏平羅為典型代表的政府主導(dǎo)、自上而下引導(dǎo)的抵押融資模式下，農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)貸款對(duì)于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的促進(jìn)作用有限，而農(nóng)戶將貸款更多地用于資金周轉(zhuǎn)和家庭其他投資項(xiàng)目，從而對(duì)農(nóng)戶的非農(nóng)收入的增長(zhǎng)具有顯著的拉動(dòng)作用。這一研究結(jié)果也驗(yàn)證了前文的假設(shè)2，即不同主導(dǎo)模式對(duì)于產(chǎn)抵押借貸的福利影響也不同。

從研究結(jié)果來(lái)看，土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)于農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入、家庭年收入的增長(zhǎng)均具有顯著的正向影響，且在1%的水平上通過(guò)檢驗(yàn)，這表明在一定程度上，土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大能顯著促進(jìn)農(nóng)戶收入的增加。

五、結(jié)論及建議

本文以我國(guó)西北地區(qū)產(chǎn)權(quán)抵押試點(diǎn)地區(qū)1155戶農(nóng)戶2013年的調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本研究分析農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)抵押融資借貸及其福利效應(yīng)，通過(guò)研究分析，得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：（1）西北地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押借款對(duì)于農(nóng)戶家庭的福利效應(yīng)顯著，農(nóng)戶借款促進(jìn)了農(nóng)戶家庭收入的增長(zhǎng)并帶動(dòng)了農(nóng)戶家庭生產(chǎn)支出的增加。（2）目前我國(guó)西部地區(qū)形成的兩種土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資模式對(duì)于農(nóng)戶福利水平的影響也不同，以寧夏同心為典型代表的農(nóng)戶主導(dǎo)、自下而上推動(dòng)的抵押融資下，農(nóng)戶更多地將貸款用于農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)支出，從而增加了農(nóng)戶的家庭農(nóng)業(yè)收入及年收入；而以陜西高陵、楊凌和寧夏平羅為典型代表的政府主導(dǎo)、自上而下引導(dǎo)的抵押融資模式下，農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)貸款對(duì)于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的促進(jìn)作用有限，對(duì)非農(nóng)收入具有顯著拉動(dòng)作用。（3）土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)模式能有效促進(jìn)農(nóng)民增收。

基于以上結(jié)論，為進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資業(yè)務(wù)開(kāi)展，緩解農(nóng)戶融資難，提高農(nóng)民福利水平，各級(jí)政府及相關(guān)部門(mén)應(yīng)做好以下幾方面工作：（1）加大支持力度，完善農(nóng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)及配套制度，扎實(shí)推進(jìn)農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)確權(quán)頒證工作，加快建設(shè)完善農(nóng)村產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，建立財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償基金，積極穩(wěn)妥地推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押貸款工作的深入開(kāi)展。（2）積極探索地域特色鮮明的農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資模式。各地應(yīng)結(jié)合自身經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化發(fā)展特征，因地制宜，找準(zhǔn)市場(chǎng)定位，避免“一刀切”，在充分尊重農(nóng)民意愿的基礎(chǔ)上，設(shè)計(jì)地域特色鮮明的土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資業(yè)務(wù)模式，逐步形成尊重需求、內(nèi)涵豐富且富有地區(qū)特色的農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資模式。（3）開(kāi)展土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資，堅(jiān)持市場(chǎng)化運(yùn)作和政策引導(dǎo)相結(jié)合，政府在規(guī)范頂層設(shè)計(jì)、建設(shè)金融基礎(chǔ)設(shè)施、優(yōu)化金融生態(tài)的同時(shí)，盡量減少行政干預(yù)，充分發(fā)揮市場(chǎng)的主導(dǎo)作用，充分尊重農(nóng)戶、金融機(jī)構(gòu)意愿，發(fā)揮市場(chǎng)主體的積極性和創(chuàng)造性，提高農(nóng)村金融服務(wù)效率。（4）培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，扶持農(nóng)戶適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，鼓勵(lì)家庭農(nóng)場(chǎng)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體參與產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)、抵押融資。同時(shí)，加大農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資宣傳力度，組織人員進(jìn)村入戶，深入開(kāi)展政策宣傳，提高農(nóng)戶認(rèn)知，穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資的發(fā)展。

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