項質(zhì)略，張德元，謝 雙

（1.南京工業(yè)職業(yè)技術(shù)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇 南京 210046；2.安徽大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，安徽 合肥 230601）

一、引言

農(nóng)戶生產(chǎn)的發(fā)展與生活的改善都離不開資金的支持，信貸可得性對提高農(nóng)戶收入水平、實現(xiàn)脫貧攻堅、促進小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機銜接都具有重要意義。長期以來我國農(nóng)戶貸款的主要渠道是民間的非正規(guī)信貸［1］，小額零散的業(yè)務(wù)特征及其對熟人社會的過度依賴，使其難以適應(yīng)規(guī)模經(jīng)營與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實要求。然而，我國農(nóng)戶的正規(guī)信貸可得性較低，農(nóng)村金融市場上信貸配給問題依然嚴(yán)重［2］。因此，提高農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性，加大對農(nóng)戶生產(chǎn)生活需要資金的支持力度，是當(dāng)前作好農(nóng)村金融工作亟待關(guān)注的一個問題。

現(xiàn)有研究成果表明，在信息不對稱的情況下，逆向選擇和道德風(fēng)險致使金融機構(gòu)對借款者實施信貸配給［3］，合格抵押品的匱乏、交易成本的畸高會加劇信貸配給［4］，而明晰產(chǎn)權(quán)使資產(chǎn)具備抵押物功能等措施會使信貸市場的運作績效得到改善［5］。按照國際經(jīng)驗，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)改革可以提高地權(quán)穩(wěn)定性，通過農(nóng)地確權(quán)和抵押可以增加土地資產(chǎn)的流動性，激發(fā)土地的金融屬性，緩解農(nóng)村信貸市場上的信貸配給［6］。由此可見，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性具有重要意義，是研究該問題的一個重要視角。

近年來我國陸續(xù)啟動了農(nóng)地確權(quán)登記頒證、賦予農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押擔(dān)保權(quán)能等一系列的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革，并在全國部分地區(qū)開展農(nóng)地抵押貸款試點。對此，國內(nèi)學(xué)者就土地確權(quán)及經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策背景下農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對信貸可得性的影響展開了相關(guān)研究。從農(nóng)村金融市場的全局視角來看，農(nóng)地確權(quán)提高了地權(quán)穩(wěn)定性，明晰產(chǎn)權(quán)歸屬及邊界劃分使得農(nóng)地產(chǎn)權(quán)可以“標(biāo)準(zhǔn)化”農(nóng)戶信用信息，促進農(nóng)村金融市場由人際信任向制度信任轉(zhuǎn)換［7］。在此基礎(chǔ)上，經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點使得農(nóng)地產(chǎn)權(quán)具備了作為抵押品的可能性，增加了農(nóng)戶獲得正規(guī)信貸的機會［8］?；诘盅嘿J款試點地區(qū)的調(diào)查結(jié)果顯示，農(nóng)地抵押對緩解農(nóng)戶信貸配給、提高農(nóng)戶信貸可得性有一定的作用［9］。盡管通過抵押擔(dān)保等形式將農(nóng)地產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)換為金融資產(chǎn)，在理論上具有切實的可行性和優(yōu)越性，在現(xiàn)實中對規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶的信貸獲取也有一定幫助；然而由于交易成本、產(chǎn)權(quán)完整性、退出機制等因素的影響，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)金融效應(yīng)的實現(xiàn)程度仍非常有限。農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的交易成本較高，難以對農(nóng)戶小額信貸形成有效支持，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)期限較短、抵押品處置困難等因素也限制了金融機構(gòu)的信貸意愿［10］。因此，這種抵押試點政策的信貸供給效應(yīng)呈現(xiàn)出較強的規(guī)模偏好特征，并且在很大程度上受到地方政府支持或擔(dān)保的影響［8，11］。

以上研究基于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)金融效應(yīng)的角度，就農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押擔(dān)保對農(nóng)戶信貸獲取的影響問題進行了有益的探索。研究結(jié)論說明農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的金融效應(yīng)在一定程度上存在并受諸多條件限制，然而就其效應(yīng)程度的大小以及在各種條件下的差異問題，現(xiàn)有研究結(jié)論并未達成一致。究其原因可以從農(nóng)地產(chǎn)權(quán)政策制度與市場環(huán)境兩個角度來分析。從農(nóng)地產(chǎn)權(quán)政策制度的視角來看，當(dāng)前全國各地農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度改革進度不一，各地農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例存在差距，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款相關(guān)配套政策、地方政府支持力度也有所不同。從市場環(huán)境的視角來看，全國各地農(nóng)村要素市場化差異較大。一方面，以土地為代表的農(nóng)村生產(chǎn)要素交易規(guī)模、市場主體參與程度以及相關(guān)交易機制的完善程度存在差異；另一方面，農(nóng)村金融資源要素的市場化配置存在差異。結(jié)合以上兩個視角來分析，基于地區(qū)性調(diào)查展開的相關(guān)研究容易導(dǎo)致一定的結(jié)論差異。同時，忽略地方市場化環(huán)境對農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)與其正規(guī)信貸可得性關(guān)系的影響將不利于研究結(jié)論的全面性和完整性。從全國范圍來看，研究農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)與其正規(guī)信貸可得性的關(guān)系并分析地方要素市場化環(huán)境在其中的影響作用，對進一步完善我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革及農(nóng)村金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有重要的啟示意義。有鑒于此，本文基于2016 年中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)，研究農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對正規(guī)信貸可得性的影響，并分析要素市場化環(huán)境在其中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，試圖為進一步推進農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革與農(nóng)村金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革建言獻策。

二、農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)影響信貸可得性的機理分析

基于信貸配給理論，在信息不對稱的情境下，金融市場會出現(xiàn)逆向選擇和道德風(fēng)險，金融機構(gòu)將對資質(zhì)信息難以甄別或潛在道德風(fēng)險較高的貸款申請者實施信貸配給［3］。而農(nóng)村金融市場是一個典型的信息不對稱市場，且存在較大的道德風(fēng)險。因此，解決農(nóng)戶信貸可得性問題的關(guān)鍵在于尋找信貸風(fēng)險的信息甄別載體，構(gòu)建有效的信貸風(fēng)險補償機制。一般來說，各種類型的信用擔(dān)保是鑒別信貸風(fēng)險的有效信號［12］，可認為是降低借款人道德風(fēng)險的一種有效工具［13］，在一定程度上能夠緩解信息不對稱［14］。具體就土地而言，完善的土地產(chǎn)權(quán)是一種良好的信用展示，也是有效的擔(dān)保品，對解決農(nóng)戶信貸可得性問題至關(guān)重要。一方面，土地產(chǎn)權(quán)具有信號效應(yīng)，正式的土地產(chǎn)權(quán)能夠改善借貸雙方信息流的交互，對農(nóng)戶獲得信貸具有積極影響［15］。另一方面，土地產(chǎn)權(quán)具有風(fēng)險補償效應(yīng)，完善土地產(chǎn)權(quán)的抵押功能作為貸款風(fēng)險的補償機制有助于緩釋信貸中的道德風(fēng)險和逆向選擇［16］。

結(jié)合我國當(dāng)前農(nóng)村土地制度改革政策環(huán)境及實際情況，如圖1 所示，可以從信號甄別與風(fēng)險補償兩個方面分析土地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)戶信貸可得性的影響。一方面，自2008 年起我國開始新一輪農(nóng)村土地制度改革，確權(quán)頒證之后土地的產(chǎn)權(quán)權(quán)能得到強化，轉(zhuǎn)入并擁有一定數(shù)量的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)自身是一種顯性的財富證明。同時，從事農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營代表農(nóng)戶具備一定的種田能力與經(jīng)營能力，春耕秋收的固定經(jīng)營模式下農(nóng)產(chǎn)品收獲期相對穩(wěn)定的現(xiàn)金流意味著確定的還款來源。在正規(guī)信貸機構(gòu)與貸款農(nóng)戶之間，土地產(chǎn)權(quán)作為農(nóng)戶的資信與能力證明，連同確定的還款預(yù)期，有助于實現(xiàn)信貸風(fēng)險信息的交互。另一方面，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策的實施使得農(nóng)地產(chǎn)權(quán)具備了成為貸款抵押品的可能性。理論上，金融機構(gòu)通過土地流轉(zhuǎn)出讓抵押物權(quán)實現(xiàn)信貸風(fēng)險補償?shù)穆窂降靡猿醪綐?gòu)建；現(xiàn)實中，雖然農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的處置存在多方面困難，但部分試點地方政府通過設(shè)立擔(dān)?；鸬确绞綖檗r(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款業(yè)務(wù)提供支持，強化了該風(fēng)險補償機制的政策保障；此外，在政策預(yù)期的影響下，非試點地區(qū)的農(nóng)地經(jīng)營權(quán)也存在成為風(fēng)險補償?shù)臐撛陬A(yù)期。土地產(chǎn)權(quán)在農(nóng)地抵押試點地區(qū)作為信貸抵押品，受益于地方政府的政策性擔(dān)保，也對非試點地區(qū)的農(nóng)貸市場產(chǎn)生正向的政策預(yù)期，有利于在正規(guī)信貸機構(gòu)與貸款農(nóng)戶之間構(gòu)建信貸風(fēng)險補償機制?；谝陨戏治?，提出本文研究假說1。

圖1 機理分析框架

假說1：在當(dāng)前的政策環(huán)境與現(xiàn)實背景之下，農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對其正規(guī)信貸可得性有正向促進作用。

在以上農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)信號甄別與風(fēng)險補償效應(yīng)的形成過程中，農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化具有重要作用。一方面，土地產(chǎn)權(quán)成為農(nóng)村信貸市場上的財富信號依賴于有“價”有“市”的土地產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)市場。其中，土地流轉(zhuǎn)價格是衡量財富多寡的價值尺度，土地流轉(zhuǎn)市場交易的活躍程度是財富信號強弱的重要標(biāo)志。而土地流轉(zhuǎn)價格的形成與交易的實現(xiàn)依賴于交易機制的完善程度、供需參與主體的數(shù)量、市場交易的頻率（次）等市場化因素。因此，農(nóng)村生產(chǎn)要素的市場化程度越高，則農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)的財富信號越強，農(nóng)戶越容易通過信號甄別機制獲取正規(guī)信貸。另一方面，土地產(chǎn)權(quán)成為貸款的風(fēng)險補償要素依賴于土地抵押擔(dān)保權(quán)能的價值實現(xiàn)。其中，土地流轉(zhuǎn)交易市場是被抵押擔(dān)保土地產(chǎn)權(quán)的交易場所，構(gòu)成土地產(chǎn)權(quán)風(fēng)險補償機制的硬件保障；土地產(chǎn)權(quán)受讓方是正規(guī)金融機構(gòu)實現(xiàn)土地抵押擔(dān)保權(quán)能的潛在交易對象，是土地產(chǎn)權(quán)風(fēng)險補償機制的軟件基礎(chǔ)。農(nóng)村生產(chǎn)要素流動有利于土地流轉(zhuǎn)交易市場的形成，也有利于培育潛在的土地產(chǎn)權(quán)交易主體。由此可見，農(nóng)村生產(chǎn)要素的市場化程度越高，則農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)的風(fēng)險補償效應(yīng)越強?；谝陨戏治?，提出本文研究假說2。

假說2：農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化對農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)與正規(guī)信貸可得性的影響具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。要素市場化程度越高，農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對其正規(guī)信貸可得性的影響作用越大。

在農(nóng)戶通過土地產(chǎn)權(quán)的信號甄別與風(fēng)險補償效應(yīng)成為信貸市場上的“合格”借款人之后，能否順利獲取信貸，還涉及到農(nóng)村正規(guī)金融機構(gòu)貸款意愿問題。市場化環(huán)境中的正規(guī)金融機構(gòu)，在選擇發(fā)放貸款時會著重考察貸款項目的安全性與盈利性。在有限的信貸資源約束條件下，正規(guī)金融機構(gòu)出于貸款安全性與盈利性的考慮，會將資金優(yōu)先貸給具備有效抵押擔(dān)保措施且收益率高的部門。安全性方面，首先，農(nóng)業(yè)經(jīng)營容易受到天氣、災(zāi)害等偶然性因素影響，經(jīng)營風(fēng)險較高。其次，雖然農(nóng)地“三權(quán)分置”改革以及經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策的實施，已經(jīng)為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)風(fēng)險補償機制的實現(xiàn)奠定了制度基礎(chǔ)，但現(xiàn)實中農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的處置涉及到農(nóng)戶生活保障落空、交易成本過高等問題而舉步維艱。綜合來看農(nóng)業(yè)部門信貸的安全性與工商業(yè)部門仍存在差距。盈利性方面，長期以來我國政府采取壓低農(nóng)民出售的糧食等農(nóng)產(chǎn)品價格來補貼工業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略，農(nóng)業(yè)部門投資回報水平偏低，相應(yīng)地農(nóng)業(yè)部門信貸業(yè)務(wù)盈利水平普遍低于工商業(yè)部門。隨著金融市場化程度的提高，正規(guī)金融機構(gòu)在利潤最大化的激勵下，將會在信貸業(yè)務(wù)中愈發(fā)存在“離農(nóng)”“棄農(nóng)”傾向。由此可見，農(nóng)村金融要素市場化程度越高，則農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)的金融權(quán)益越不容易實現(xiàn)。基于以上分析，提出本文研究假說3。

假說3：農(nóng)村金融要素市場化對農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)與正規(guī)信貸可得性的影響具有負向調(diào)節(jié)效應(yīng)。金融市場化程度越高，農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對其正規(guī)信貸可得性的影響作用越小。

三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)來源

為了實現(xiàn)研究目的，本文綜合使用了微觀數(shù)據(jù)與宏觀數(shù)據(jù)。微觀數(shù)據(jù)來源于“中國家庭追蹤調(diào)查”（China Family Panel Studies，CFPS），CFPS 由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實施，自2010 年開始每兩年執(zhí)行一次追蹤調(diào)查，目標(biāo)樣本規(guī)模為16 000戶，問卷共有社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷四種主體問卷類型。結(jié)合研究實際，本文采用CFPS2016 年①的家庭問卷作為研究樣本，該問卷覆蓋了全國25 個?。▍^(qū)、市）共14 019 戶城鄉(xiāng)家庭樣本，在剔除城市家庭及關(guān)鍵變量缺失樣本后，最終本文采用的微觀樣本包括6 481 戶農(nóng)村家庭。由于CFPS 采用分層隨機抽樣的方式開展大規(guī)模微觀樣本調(diào)查，基本可以排除數(shù)據(jù)的“樣本選擇偏誤”問題，以上微觀農(nóng)戶樣本可以對本文的實證研究形成有效的數(shù)據(jù)支持。除了以上微觀數(shù)據(jù)之外，本文還收集了CFPS 調(diào)查所涉及省（區(qū)、市）的相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)：一是農(nóng)村信用社存貸款余額、農(nóng)戶儲蓄存款余額數(shù)據(jù)②，用于衡量測度區(qū)域農(nóng)村金融要素市場化程度；二是市場化指數(shù)數(shù)據(jù)③，該指數(shù)包括了各?。▍^(qū)、市）要素市場的發(fā)育程度。

（二）變量定義及描述性統(tǒng)計

本文因變量為農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性，根據(jù)正規(guī)金融部門對農(nóng)戶的信貸存量情況來考察該變量。數(shù)據(jù)取自CFPS 調(diào)查家庭問卷中“金融資產(chǎn)與債權(quán)債務(wù)”專欄，參照現(xiàn)有研究對正規(guī)金融的相關(guān)定義［17］，本文用農(nóng)戶從銀行及小額貸款公司等非銀行正規(guī)金融機構(gòu)獲得的貸款本息余額來衡量農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性，存在正規(guī)信貸余額則取值為1，不存在正規(guī)信貸余額則取值為0。

本文自變量為農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值。數(shù)據(jù)取自CFPS 調(diào)查家庭問卷數(shù)據(jù)庫中的構(gòu)造變量（Constructed Variable）土地價值，土地價值的具體數(shù)值由CFPS 根據(jù)McKinley［18］對中國農(nóng)村地區(qū)財富分配的研究方法估算得到。這種估算方法是一種將土地產(chǎn)權(quán)視為永續(xù)債券式資產(chǎn)的理想化估計，通過對在土地上獲得的農(nóng)業(yè)經(jīng)營預(yù)期收益進行貼現(xiàn)求值，來對農(nóng)戶土地進行資產(chǎn)評估?，F(xiàn)實中我國農(nóng)地所有權(quán)屬于村集體，承包權(quán)在一定的承包期限內(nèi)屬于農(nóng)戶，農(nóng)戶之間通過租賃等方式流轉(zhuǎn)的僅為土地經(jīng)營權(quán)，且一般情況下土地流轉(zhuǎn)租賃協(xié)議期限并不長；理論上農(nóng)戶所擁有的農(nóng)地經(jīng)營權(quán)價值與以上這種理想化估計方式的結(jié)果存在一定差距。盡管如此，一方面，這種理想化的土地價值估計結(jié)果與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的市場價格及其所能產(chǎn)生的預(yù)期收益價值是高度相關(guān)的；另一方面，農(nóng)村信貸實務(wù)中正規(guī)金融機構(gòu)往往基于農(nóng)地流轉(zhuǎn)總值以及農(nóng)戶所經(jīng)營的農(nóng)業(yè)項目盈利性來評估農(nóng)地價值。基于以上兩方面的原因，本文選擇該變量作為衡量農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值的自變量。

調(diào)查樣本農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性及農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值情況如表1 所示。總共6 481 戶樣本農(nóng)戶中，獲取正規(guī)信貸的農(nóng)戶數(shù)量為506 戶，占比7.81%，該部分農(nóng)戶平均的農(nóng)地價值7.14 萬元；未獲取正規(guī)信貸的農(nóng)戶數(shù)量為5 975 戶，占比92.19%，該部分農(nóng)戶平均的農(nóng)地價值3.34 萬元。同時，獲取正規(guī)信貸與未獲取正規(guī)信貸農(nóng)戶兩組樣本的差異性T 檢驗顯示，平均值差異為3.803 7，且在1%的統(tǒng)計水平上保持顯著。以上數(shù)據(jù)表明農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值與農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性獲取具有較強的相關(guān)性，針對這一統(tǒng)計現(xiàn)象，后文將通過實證分析進一步進行驗證。

表1 樣本農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性及農(nóng)地價值情況

控制變量方面，參考汪昌云等［19］對農(nóng)戶信貸獲取影響因素的研究，本文從農(nóng)戶經(jīng)濟情況、受教育程度維度選取控制變量。根據(jù)胡新艷等［20］關(guān)于社會資本對農(nóng)戶抵押貸款可得性影響的相關(guān)結(jié)論，需要控制農(nóng)戶社會資本對模型產(chǎn)生的影響，本文借鑒馬光榮等［21］的相關(guān)研究方法，選取CFPS 調(diào)查中涉及農(nóng)戶禮金支出作為社會資本的代理變量。此外，為了控制家庭人口特征和地區(qū)條件差異對模型產(chǎn)生的影響，加入了農(nóng)戶家庭人口總數(shù)用以控制家庭人口特征，加入現(xiàn)代化供水方式、現(xiàn)代化能源使用變量用以控制地方條件。表2 列出了因變量、自變量及各控制變量的相關(guān)情況，為了實證分析的平穩(wěn)性，本文對個別數(shù)值較大的變量進行了取對數(shù)處理。

表2 各變量定義及取值

四、農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)與正規(guī)信貸可得性關(guān)系的實證檢驗

（一）計量模型與方法

本文擬用Logit 模型來估計農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對其正規(guī)信貸可得性的影響，計量模型設(shè)定如下：

式（1）中，Crediti代表農(nóng)戶的正規(guī)信貸可得性，Landi代表農(nóng)戶土地價值，Xi為控制變量，α 為常數(shù)項，εi為誤差項。

在計量方法方面，首先，采取Logit 模型就農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對其正規(guī)信貸可得性的影響進行初步回歸，同時運用幾率比（odds ratio）分析自變量與控制變量變動對因變量產(chǎn)生的邊際效應(yīng)。其次，考慮到現(xiàn)實中可能存在農(nóng)戶在信貸刺激下主動擴大土地經(jīng)營規(guī)模的情況，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值與正規(guī)信貸可得性之間可能存在互為因果的關(guān)系，加上模型設(shè)置中不可避免地會存在遺漏變量問題。為使實證估計結(jié)果更加可靠，本文進一步選取工具變量進行內(nèi)生性檢驗。

（二）估計結(jié)果與分析

依次把農(nóng)戶的經(jīng)濟情況、經(jīng)營特征、社會資本、受教育程度、人口特征和地區(qū)條件等控制變量納入模型進行實證檢驗，估計結(jié)果如表3 所示。表3 模型（1）～（5）中，農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)的回歸系數(shù)均為正，在加入家庭經(jīng)濟情況、經(jīng)營特征、社會資本等控制變量的情況下估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上保持顯著。由此可見，在控制了農(nóng)戶家庭各方面情況和特征的條件下，農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對其正規(guī)信貸可得性存在正向的影響。至此本文假說1 得到了驗證。模型（5）中還使用幾率比測算了自變量每變化一個單位所帶來的因變量變化的邊際效應(yīng)，農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對正規(guī)信貸可得性的幾率比為1.01，表示農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值每增加1 萬元，則農(nóng)戶獲取正規(guī)信貸的概率能夠增加1%。

表3 農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對正規(guī)信貸可得性的影響

控制變量方面，農(nóng)戶存款余額與正規(guī)信貸可得性顯著負相關(guān)，說明農(nóng)戶信貸同樣遵循融資啄序理論，在有融資需求的情況下將優(yōu)先使用自有資金。農(nóng)戶社會資本的代理變量禮金支出與正規(guī)信貸可得性存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系，根據(jù)幾率比分析可以發(fā)現(xiàn)，禮金支出的對數(shù)值增加一個單位，可以使農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性概率提高32.6%，這說明社會資本對于農(nóng)戶獲取正規(guī)信貸相當(dāng)重要，這一結(jié)論與胡新艷等的研究結(jié)論相一致，說明我國農(nóng)村信貸市場存在市場理性與人情感性的雙重特性［20］。農(nóng)戶最高學(xué)歷水平與正規(guī)信貸可得性顯著相關(guān)，幾率比顯示農(nóng)戶家庭的最高學(xué)歷提升一個層次，農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性提高27.8%，這與借款者申請正規(guī)信貸需要通過較為復(fù)雜的手續(xù)流程這一現(xiàn)實情況相印證，具備一定的文化水平有助于順利完成正規(guī)信貸業(yè)務(wù)的辦理。此外，現(xiàn)代化供水方式與現(xiàn)代化能源使用兩個地區(qū)生活條件變量系數(shù)也顯著為正，具備現(xiàn)代化的生活條件意味著當(dāng)?shù)剞r(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況良好，或者當(dāng)?shù)鼐嚯x城鎮(zhèn)距離較短，顯然這有益于農(nóng)戶對外往來與自身各方面狀況的改善，便于其正規(guī)信貸的獲取。

（三）內(nèi)生性處理

模型（1）～（5）中的估計結(jié)果可能因為遺漏變量和逆向因果而存在內(nèi)生性問題，因此本文擬選取工具變量進行內(nèi)生性問題處理。一般來說，選擇工具變量需要滿足相關(guān)性與外生性，即工具變量要與內(nèi)生解釋變量相關(guān)，且要與被解釋變量的擾動項不相關(guān)［22］。結(jié)合我國農(nóng)村的生產(chǎn)實際情況來看，農(nóng)戶灌溉費用是一個較為合適的工具變量，主要有以下三個方面的理由：一是農(nóng)戶灌溉費用反映了農(nóng)戶土地經(jīng)營面積的大小，這在很大程度上反映了農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值的高低，與自變量具有一定的相關(guān)性；二是灌溉費用在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)費用支出類別中屬于數(shù)額較小的支出種類，占農(nóng)戶收入的比重極?、埽蝗菀资艿睫r(nóng)戶自身經(jīng)濟實力或者信貸可得性的影響，且在生產(chǎn)實際中灌溉費用存在較強的支出剛性，綜合來看具有較好的外生性；三是基于數(shù)據(jù)可獲得性的考慮，CFPS問卷中絕大多數(shù)農(nóng)戶均回答了灌溉費用問題，數(shù)據(jù)缺失較少。在內(nèi)生性檢驗的模型選取方面，本文除了選取含工具變量的二元選擇IV-Probit 模型以外還選取了2SLS 模型。原因一是在回歸分析中采用OLS 或者Probit 模型對于系數(shù)的顯著性及方向并沒有明顯的影響，2SLS 模型對二元選擇問題依然有效；二是2SLS 模型支持在第一階段回歸中進行工具變量的系列檢驗，提高內(nèi)生性問題處理的可靠性。

表4 模型（6）為IV-Probit 估計結(jié)果，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值的外生性Wald 檢驗結(jié)果表明，可以在1%的顯著性水平上拒絕自變量為外生變量的假設(shè)，說明了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值存在內(nèi)生性。第一步回歸的結(jié)果表明工具變量灌溉費用與自變量農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值的相關(guān)性顯著，其回歸系數(shù)較小的原因在于灌溉費用單位設(shè)置為元，而農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值單位設(shè)置為萬元。第二步回歸結(jié)果表明以灌溉費用作為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值的工具變量，得到的回歸結(jié)果仍然說明農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值對其正規(guī)信貸可得性有顯著影響。表4 模型（7）為2SLS 估計結(jié)果，一階段不可識別檢驗結(jié)果Anderson LM 統(tǒng)計量在1%水平上拒絕了“工具變量不可識別”的原假設(shè)，其直觀意義在于再一次證明工具變量灌溉費用與自變量農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值的相關(guān)關(guān)系。一階段弱工具變量檢驗Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量大于Stock et al.［23］提供的10%偏誤水平下的臨界值16.38，故可以強烈拒絕弱工具變量假設(shè)。通過以上檢驗，本文認為選取農(nóng)戶灌溉費用作為工具變量是合適的。2SLS 模型以階段回歸系數(shù)同樣說明了工具變量與自變量的相關(guān)性，二階段回歸結(jié)果說明在考慮內(nèi)生性問題之后，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值對其正規(guī)信貸可得性有顯著影響。

表4 農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對正規(guī)信貸可得性影響的內(nèi)生性檢驗

（四）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗研究結(jié)論的可靠性，在以上實證分析的基礎(chǔ)上，按照農(nóng)戶經(jīng)營行業(yè)類別分樣本回歸，進行穩(wěn)健性檢驗。估計結(jié)果如表5 所示：模型（8）中加入控制變量后，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值的估計系數(shù)為正，且在5%的顯著性水平上保持穩(wěn)健，說明估計結(jié)果在種植業(yè)經(jīng)營農(nóng)戶中保持穩(wěn)健；模型（9）中農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值的估計系數(shù)為正，且在1%的顯著性水平上保持穩(wěn)健，說明估計結(jié)果在養(yǎng)殖業(yè)經(jīng)營農(nóng)戶中保持穩(wěn)健。由此可見，農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對其正規(guī)信貸可得性存在正向影響的實證檢驗結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。

表5 農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)對正規(guī)信貸可得性影響的穩(wěn)健性檢驗

此外，為消除樣本農(nóng)戶中個別極端數(shù)值對實證檢驗的影響，本文還采用縮尾處理的方法，再次進行穩(wěn)健性檢驗。具體做法為在樣本中對農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值變量作1%的縮尾處理，消除極端值，之后重新按照前文的方法，運用計量模型進行二次穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果也證明是穩(wěn)健有效的。

五、要素市場化的調(diào)節(jié)效應(yīng)實證檢驗

（一）檢驗方法設(shè)計

前文通過計量模型驗證了農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值對其正規(guī)信貸可得性存在正向影響關(guān)系。根據(jù)本文機理分析及研究假說，良好的農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化環(huán)境可以通過強化信號甄別與風(fēng)險補償作用機制，對以上關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用；而金融要素市場化則會通過影響農(nóng)村正規(guī)金融機構(gòu)的信貸投放意愿對以上關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。調(diào)節(jié)作用的存在與否可以通過在計量模型中設(shè)置交互項的方法進行檢驗，對此本文分別設(shè)置農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值與所在地農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化水平交互項、農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值與農(nóng)村金融要素市場化水平交互項的方法加以檢驗。

（二）要素市場化水平的測度

通常一個地區(qū)的要素市場化水平可以通過該地區(qū)的市場化指數(shù)⑤來反映（以下簡稱樊綱指數(shù)）。其中包括了勞動力流動性方面的內(nèi)容，與本文研究所需的生產(chǎn)要素市場化水平存在一定的相關(guān)性；還包括了金融業(yè)市場化方面的內(nèi)容，與本文研究所需的金融要素市場化水平存在一定的相關(guān)性。然而從樊綱指數(shù)的總指標(biāo)或二級指標(biāo)中剝離關(guān)于勞動力流動性與金融業(yè)市場化方面的內(nèi)容存在較大難度。并且農(nóng)村的所有制制度及要素流通情況與城市有很大差別，若直接引用該指數(shù)恐將難以準(zhǔn)確反映我國農(nóng)村的要素市場化水平。因此，本文認為需要重新尋找并測度可以反映農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化與金融要素市場化的相關(guān)指標(biāo)。

農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化方面，土地是農(nóng)村地區(qū)最重要的生產(chǎn)要素與最有價值的資源，而且農(nóng)村土地要素的流動也會引起人力、資金等生產(chǎn)要素聯(lián)動［24］，因此本文設(shè)置村莊平均土地流轉(zhuǎn)率⑥作為農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化水平的代理變量。農(nóng)村金融要素市場化方面，本文借鑒汪昌云等［19］對于農(nóng)村金融市場化的測度方法，選取農(nóng)村資金外流情況作為反映農(nóng)村金融要素市場化的代理變量，具體計算方法為農(nóng)村信用社存貸差額占農(nóng)戶儲蓄總額的比例。然而，由于近年來部分地區(qū)的農(nóng)信社完成了股份制改制，單獨通過農(nóng)信社存貸差占比恐怕難以全面反映農(nóng)村資金外流情況。結(jié)合農(nóng)村金融改革的實際來看，農(nóng)信社由合作制經(jīng)營向股份制轉(zhuǎn)變的過程也是農(nóng)村金融市場化改革的重要體現(xiàn)，一個地區(qū)農(nóng)戶儲蓄總額與農(nóng)信社存款的比值反映了農(nóng)信社改制的完成程度，比值越大則該地區(qū)農(nóng)信社改制的完成程度越高。因此本文將地區(qū)農(nóng)戶儲蓄總額與農(nóng)信社存款總額的比值設(shè)置為農(nóng)信社改制變量，作為反映地區(qū)農(nóng)村金融要素市場化程度的代理變量。

（三）檢驗結(jié)果與分析

在模型中加入交互項、交互子項及控制變量后進行Logit 回歸，檢驗結(jié)果如表6 模型（10）～（13）所示。模型（10）中，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)價值與樊綱指數(shù)的交互項為正，但并不存在統(tǒng)計意義上的顯著性，這也與前文的分析預(yù)判保持一致，樊綱指數(shù)包含的市場化指標(biāo)維度較多，且不同維度的市場化指標(biāo)對于農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值與正規(guī)信貸可得性之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用存在相互影響甚至抵消的可能性，因此本文著重分析模型（11）～（13）中交互項的檢驗結(jié)果。

模型（11）中，農(nóng)地價值與村莊土地流轉(zhuǎn)率的交互項符號為正，且在5%的統(tǒng)計水平上保持顯著，說明以土地為代表的農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化對農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值與正規(guī)信貸可得性之間的影響關(guān)系存在正向的調(diào)節(jié)作用，農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化程度越高，則農(nóng)戶土地金融權(quán)益越容易實現(xiàn)。這一實證結(jié)果的現(xiàn)實啟示在于，農(nóng)村生產(chǎn)要素的有序流動有利于農(nóng)村生產(chǎn)要素市場的構(gòu)建以及市場參與主體的培育，實現(xiàn)市場的價格發(fā)現(xiàn)與要素交換功能，進而強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的信號甄別與風(fēng)險補償作用機制。至此，本文假說2 得到驗證。

表6 農(nóng)村要素市場化環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)

模型（12）與模型（13）中，農(nóng)地價值與農(nóng)村資金外流、農(nóng)地價值與農(nóng)信社改制的交互項均為負數(shù)，且在1%的統(tǒng)計水平上保持顯著，說明農(nóng)村資金外流與農(nóng)信社改制兩個維度代表的農(nóng)村金融要素市場化對農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值與正規(guī)信貸可得性之間的影響關(guān)系存在負向的調(diào)節(jié)作用，農(nóng)村金融要素市場化程度越高，則農(nóng)戶土地金融權(quán)益的實現(xiàn)越困難。這一檢驗結(jié)果反映了市場化環(huán)境下商業(yè)性信貸資本的逐利本質(zhì)，隨著金融要素市場化程度的提升，信貸市場上資源配置的天平在“效率”與“公平”之間會因本性使然而傾向前者，由于農(nóng)業(yè)天然的弱質(zhì)性及農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的非完整性等原因，農(nóng)地金融權(quán)益的實現(xiàn)也將受制于此。至此，本文假說3 得到驗證。

六、研究結(jié)論與政策啟示

本文從理論上揭示了農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值影響其正規(guī)信貸可得性的內(nèi)在邏輯，分析了農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化及金融要素市場化程度對這一影響關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用機理，并通過CFPS2016 年數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，在當(dāng)前的政策環(huán)境與現(xiàn)實條件下，農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值對其正規(guī)信貸可得性存在顯著的正向影響。農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化對以上影響關(guān)系存在正向的調(diào)節(jié)作用，而農(nóng)村金融要素市場化對以上影響關(guān)系存在負向的調(diào)節(jié)作用。背后的原因在于農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值在信貸市場上存在信號甄別與風(fēng)險補償?shù)淖饔?，緩釋農(nóng)村信貸市場上的信息不對稱與農(nóng)戶貸款的道德風(fēng)險；生產(chǎn)要素的市場化有利于農(nóng)村生產(chǎn)要素市場的構(gòu)建以及市場參與主體的培育，實現(xiàn)市場的價格發(fā)現(xiàn)與要素交換功能，進而強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的信號甄別與風(fēng)險補償作用；而金融要素市場化程度的提升釋放了信貸資本的逐利沖動，促使信貸資源配置向非農(nóng)領(lǐng)域傾斜，抑制了正規(guī)金融機構(gòu)向農(nóng)戶的信貸投放意愿?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，本文得出如下幾個方面的政策啟示：

第一，基于全國范圍內(nèi)農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值對正規(guī)信貸可得性存在正向影響作用的研究結(jié)論，說明在當(dāng)前的土地產(chǎn)權(quán)政策環(huán)境與現(xiàn)實背景之下，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的金融屬性初步得到體現(xiàn)。對此，還需要進一步推進農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度改革，通過還權(quán)賦能增強農(nóng)村土地的金融屬性，為進一步深化農(nóng)村金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革奠定牢固的產(chǎn)權(quán)制度基礎(chǔ)。

第二，基于農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化對農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值與正規(guī)信貸可得性這一影響關(guān)系存在正向調(diào)節(jié)作用的研究結(jié)論，可見農(nóng)戶土地金融權(quán)益的實現(xiàn)不僅需要在制度層面上推進農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)的還權(quán)賦能，也依賴于外部的農(nóng)村生產(chǎn)要素市場化環(huán)境。據(jù)此，需要進一步完善相關(guān)政策，提高包括土地在內(nèi)各種農(nóng)村生產(chǎn)要素的市場化水平，為農(nóng)戶土地金融權(quán)益的實現(xiàn)及農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的發(fā)展構(gòu)建良好的市場生態(tài)環(huán)境。

第三，基于農(nóng)村金融要素市場化對農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)價值與正規(guī)信貸可得性這一影響關(guān)系存在負向調(diào)節(jié)作用的研究結(jié)論，可見當(dāng)前以農(nóng)信社改制等為代表的農(nóng)村金融市場化改革在提升經(jīng)營效率的同時并未充分兼顧金融普惠性。因此，需要在發(fā)揮市場作用的基礎(chǔ)上加強對信貸資源配置的科學(xué)引導(dǎo)，通過深化農(nóng)村金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提升金融服務(wù)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的能力，為農(nóng)戶生產(chǎn)的發(fā)展及生活的改善提供有力的金融支持。

注釋：

①本文選擇CFPS2016 年數(shù)據(jù)的主要原因在于CFPS 并未發(fā)布2018 年數(shù)據(jù)的正式版本（目前發(fā)布的為測試版），部分變量仍然缺失，CFPS2016 年數(shù)據(jù)為符合研究需要的最新一期CFPS 數(shù)據(jù)。

②來源于中國人民銀行、中國銀保監(jiān)會。

③來自于樊綱、王小魯?shù)鹊摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告（2016）》。

④CFPS2016 家庭問卷中農(nóng)戶戶均年灌溉費用僅為246.88 元，小于化肥種子、雇工、機械租賃、飼料等其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)費用種類支出的平均值，而國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示2016年我國農(nóng)村居民人均可支配收入為12 363 元，按照CFPS2016家庭問卷中戶均人口4 人計算，農(nóng)戶戶均可支配收入為49 452元，灌溉費用占戶均可支配收入比重不到0.5%。

⑤指樊綱、王小魯?shù)染幹摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告》，該指數(shù)包括了政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟的發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境幾個方面。

⑥計算方式為村莊參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶數(shù)量/村莊總戶數(shù)。