农户土地承包经营权抵押贷款的行为响应&基于泊松跨径模型的微观实证研究_土地承包经营权论文

农户土地承包经营权抵押贷款的行为响应——基于Poisson Hurdle模型的微观经验考察，本文主要内容关键词为：经营权论文,农户论文,微观论文,抵押贷款论文,土地承包论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      随着中国农业从传统向现代转型不断加速，农户对金融服务的需求也越来越强烈，与此同时，贷款难、贷款贵问题就显得越来越突出，农村金融已成为整个金融体系中最为薄弱的环节之一①。研究发现(孙芙蓉，2007；韩俊等，2007)，形成这一问题的根本原因是现行的金融体制规定——贷款需要抵押而农民又缺乏有效的抵押品——与现实不吻合。从顺应农业适度规模经营趋势，创新农村抵押担保方式和政策走向来看，试行并开展农村土地承包经营权抵押贷款不失为化解农户贷款难、抵押难的一个努力方向。

      所谓农村土地承包经营权抵押贷款，是指“农户、企业法人及其他经济组织以其依法取得承包的荒山、荒沟、荒丘、荒滩等荒地土地使用权、家庭承包集体土地使用权以及通过转包、出租、互换、转让等流转方式取得的土地经营权作为债权担保取得的贷款”②。中国农村土地承包经营权抵押贷款试点始于2008年。宁夏同心、重庆开县、山东寿光等地于2009年陆续推出了农村土地承包经营权抵押贷款试点业务。近6年来，中国各地逐步加快了农村土地承包经营权抵押贷款试点进程，呈现出由点到面、由县级试点到省级试点的趋势。目前，全国已有19个省份的相关地区正在试点(陈锡文，2014)③。农村土地承包经营权抵押贷款在缓解农户信贷约束，实现金融供给与需求的有效对接方面被寄予厚望。农村土地承包经营权可抵押意味着“财产权属明晰化、物权向资本转化”，是一个依照政策规定确定某一范围内的土地所有权、使用权的隶属关系和他项权利，实现土地产权明晰化，并将土地经营权从所有权分离出来，实现农民土地承包经营权的物权化向资本化转移(罗叶，2009)，并最终形成贷款抵押品的过程。它将对农村金融市场供需双方的行为产生深远影响，缓解由于抵押品缺乏所致的信贷约束和信贷配给现象。而这正是提升农村金融服务覆盖面，改善农村金融体系发展薄弱面貌，促进农村金融信贷交易，增加信贷可获得性，实现农村金融服务的普惠性，实现农村经济转型与升级，实现农村金融与“三农”共赢发展，进而促进农村经济发展的微观基础。通过研究农户对土地承包经营权抵押贷款的行为响应，是检验土地承包经营权抵押政策实际效应的关键。

      所谓农户土地承包经营权抵押贷款行为响应，是指农户在一定时间内参与土地承包经营权抵押贷款的行为，即农户在一定时间内向正规金融机构以土地承包经营权做抵押申请贷款并获得贷款的行为。这种行为反映了农户在一定时间内获得金融机构给予的抵押贷款的次数(或笔数)。本文中，农户土地承包经营权抵押贷款行为响应有3层含义：一是选定时间段内(一定时间内)农户有融资需求；二是这些农户有参与土地承包经营权抵押贷款的行为；三是这些农户的参与行为的次数为一次或数次。农户对土地承包经营权抵押贷款的参与行为及具体的参与次数蕴含着农户对该项业务的政策理解及偏好。需要说明的是，本文中土地承包经营权属于土地产权的一部分，而土地产权则是指以土地所有权为核心的土地财产权利的总和。世界各国的土地产权制度由于其国情及历史原因而不尽相同，目前大多数国家实行土地私有制，中国及泰国、越南等部分国家实行的是土地公有制。因此，从论述方便考虑，本文对基于不同土地制度下内生的农村土地产权抵押贷款(含中国的土地承包经营权抵押贷款)不做区分，统称为土地产权抵押贷款④。围绕农村土地产权抵押贷款这一重要课题，学术界主要有两种观点。一种观点认为，土地产权抵押改善了农户正规信贷的可获得性，提高了农户正规融资行为的参与性(Kemper et al.，2013；Torero & Field，2005；Field & Torero，2002；Hayes et al.，1997；Lopez，1997；Feder & Feeny，1991；Feder et al.，1988；Feder & Onchan，1987)。另一种观点则认为，土地产权抵押对农户贷款可获得性改善具有显著的异质性或基本不显著，并未提高小规模农户正规融资行为的参与性(Menkhoff et al.，2012；Hare，2008；Do & Iyer，2008，2003；Boucher et al.，2005；Tassel，2004；Carter & Olinto，2003；Pender & Kerr，1999)。与国外学界研究类似，一部分国内研究倾向于支持前一种观点(郭忠兴等，2014；陈建新，2008；叶选平等，2005)；另一部分则支持后一种观点(张龙耀、杨军，2011；钟甫宁、纪月清，2009；罗剑朝等，2003)。一项近期针对中国江苏土地产权抵押贷款试点区新沂市农户的实证研究(黄惠春，2014)也支持后一种观点。

      从上述研究及其进展来看，分析农户土地产权抵押贷款的行为响应问题具有重要的理论价值与政策含义。国内这一领域目前的研究现状是：除少数研究(黄惠春，2014；张龙耀、杨军，2011；陈建新，2008)注重农户土地产权抵押贷款行为响应外，绝大部分研究更多地集中在农户土地产权抵押贷款的潜在参与行为(杨婷怡、罗剑朝，2014；于丽红等，2014；惠献波，2013；马鹏举、罗剑朝，2013；刘婷婷等，2013；肖轶等，2012；靳聿轩、张雷刚，2012；曾庆芬，2011)，主要原因是中国土地产权抵押贷款试点开展时间不长，研究农户土地产权抵押贷款潜在参与行为在研究方案设计、调研数据收集及研究方法选择等方面相对容易。其他少量实证研究则是基于试点地区农村信贷员或农村正规金融机构土地产权抵押贷款潜在供给意愿或行为的调查(兰庆高等，2013；林乐芬、王军，2011；王兴稳、纪月清，2007)。然而，即使是考察农户土地产权抵押贷款行为响应的少数研究，也仅仅侧重于农户的行为响应本身，而没有考虑到农户在选取时间段内行为响应的具体次数，这不免使得研究深度略显单薄，更有可能的原因是模型设计上的难点使得研究者无法找到适合的方法开展相关研究，如无法合理解决符合农户土地产权抵押贷款行为响应具体次数的数值特征所对应的计量模型、无法选取合适的具有严格外生性变量以避免研究中出现变量内生性问题等难题。结合近期农村土地产权抵押贷款实践以及下文的文献回顾，本文认为，已有研究结论值得商榷，研究方向需要拓展，研究内容需要深入。这些问题的出现很大程度上来自已有研究所使用的方法与数据有一定的局限性，而若要推进该领域研究，则必须在方法与样本数据上寻求突破：首先，需要运用科学严谨的研究方法。目前大多数研究对一些重要计量问题——如样本选择偏差、数据特征分析以及变量内生性问题——并未给予足够的重视，而这些问题的存在将严重影响到实证结果的可靠性。其次，合理选择样本地区与考察期。这方面的研究结论还受到所考察的样本地区与时间范围的影响。若是选择土地产权抵押贷款开展时间短、业务发展不够活跃的地区，或者考察期仅收集一个特定时间内(如2011年)的农户土地产权抵押贷款行为的数据，研究者就很有可能得出农户土地产权抵押贷款行为响应不积极的结论。从这个角度来看，只有在土地承包经营权抵押贷款开展历史较长且覆盖面较广的地区，并且选取一个较长时间段(如2009-2013年)作为调查数据收集时限，才能摸清并考察农户土地产权抵押贷款行为响应的命题。

      为此，本文试图在中国土地承包经营权抵押贷款试点改革提速的背景下，利用2013年宁夏回族自治区土地承包经营权抵押贷款试点区同心县农户实地调研数据和计量模型，实证考察有融资需求的农户在2009-2013年间采用土地产权进行抵押贷款的行为响应。通常，在选定的时间段内(2009-2013年)，有融资需求的农户对正规金融机构提供的土地产权抵押贷款合约会产生3种行为响应结果：一是没有响应；二是仅响应一次；三是响应数次。从农户土地产权抵押贷款的行为响应结果来看，由于每个农户在选定的时间段内，其对土地产权抵押贷款的行为响应都是随机且独立发生的，因此，这些数据不能连续取值，只能得到0或1，2，3……，N自然数，无疑，这些数据属于计数数据(count data)。然而，计数数据的特征使得本文要准确估计有融资需求的农户是否对土地产权抵押贷款具有行为响应就不得不面对一个关键难题——如何处理有融资需求但对土地产权抵押贷款无行为响应(“0”)和有融资需求且对土地产权抵押贷款至少有一次行为响应(“1，2，3……，N正整数”)两种行为响应结果。显然，这种结果的数据特征并不符合离散二元选择变量模型(例如logit或probit模型)所要求的“0”和“1”这种非此即彼的简单二元选择变量的数据特征，因此采用传统的离散双选择变量的probit或logit模型并不合适。此外，对这一关键性问题的处理也是进一步考察农户土地产权抵押贷款行为响应具体次数及其影响因素的前提条件。在已有研究(李韬等，2014)的基础上，本文将采用Poisson Hurdle模型来解决上述难题。具体思路如下：通过直接诱导性的调查摸清农户在2009-2013年间土地产权抵押贷款的行为响应结果，在此基础上采用Complementary Log-log模型处理有融资需求的农户是否有土地产权抵押贷款的行为响应，形成农户是否对土地产权抵押贷款有行为响应的估计方程，以达到考察农户土地产权抵押贷款行为响应本身及其影响因素的目的；接下来，利用Truncated Poisson Regression模型考察农户土地产权抵押行为响应次数及其影响因素，即构建了农户土地产权抵押行为响应次数模型。从后文的分析可以看出，由Complementary Log-log模型和Truncated Poisson Regression模型构成的Poisson Hurdle模型不仅解决了对计数数据的计量分析处理，同时，也很好地“刻画”了农户土地产权抵押贷款行为响应的特征。

      与已有研究相比，本文的边际贡献主要体现在研究角度、研究方法和数据方面：(1)研究角度。本文在研究时限上进行了新的尝试，选取一个较长时间段(2009-2013年)农户土地产权抵押贷款行为响应，这既可以考察农户是否对土地产权抵押贷款有行为响应本身，又可以考察农户土地产权抵押贷款行为响应的具体次数。同时，这一尝试有助于对农户土地产权抵押贷款行为响应的有效刻画。(2)研究方法。本文在直接诱导性调查的基础上运用Poisson Hurdle模型妥善处理了具有计数数据特征的数据截尾、样本选择偏差、变量内生性等问题，并提出了处理多次行为响应问题的新思路。其中，需要强调的是，构成Poisson Hurdle模型第一部分的Complementary Log-log模型——这一模型适合处理“零”和“非零”值两种类型构成的数据(Greene，2011)——提高了研究结论的稳健性。(3)数据。本文所使用的数据具有两个独有优势：一是时效性强。数据包含2009-2013年度农户土地承包经营权抵押贷款活动信息，能够反映农村土地产权抵押市场的近期特征。二是针对性强。2006年9月，宁夏同心县就开始探索对农户以土地承包经营权为抵押进行贷款，也是中国最早试点开展土地产权抵押贷款的地区之一。截至2014年1月末，主办该业务的同心县农村信用联社土地产权抵押贷款余额2.2亿元，6500余户，涉及5个乡镇的37个行政村，农户抵押土地5.3万余亩，户均贷款3.38万元⑤。可见，无论从土地产权抵押贷款发展水平来看，还是从土地产权抵押贷款市场活跃程度来看，同心县可以说是目前检验农户土地产权抵押贷款行为响应最为理想的经验场所之一。

      本文取得的最重要发现是：土地产权抵押贷款缓解了小农户贷款难的问题，小农户对土地产权抵押贷款的行为响应较大农户更为积极。该发现与土地产权抵押贷款对解决小农户的融资难题无显著作用的主流观点形成了鲜明对照，为土地产权抵押贷款试点改革提速背景下深入探讨这一金融业务对缓解贫困地区小农户融资难问题提供了全新的经验证据。本文还得出了其他结论：农户对土地产权抵押贷款的行为响应应包含行为响应本身与行为响应具体次数两个层面，对行为响应本身的考察要比对行为响应具体次数的考察更有价值，同时，影响这两个层面的农户特征也存在显著差异。

      基于上述经验发现，本文认为，政府应继续坚持并不断完善以普惠金融为目标的农村土地产权抵押贷款试点改革，缓解贫困地区有融资需求农户抵押难、贷款难的困境。此外，本文考察的是经济欠发达但农村土地产权抵押贷款业务开展活跃的宁夏同心县农户土地产权抵押贷款行为响应及其影响因素问题，其主要结论及政策启示对于制定、调整中国东、中、西部试点地区农村土地产权抵押贷款政策具有较好的借鉴价值。

      本文余下部分的结构安排如下：第二部分从国外与国内研究两个方面展开文献回顾；第三部分介绍调查方法及样本概况；第四部分给出本文的理论分析与说明；第五部分提出Poisson Hurdle模型的设定与说明；第六、七部分介绍变量设置、说明及基于Poisson Hurdle模型的估计结果对农户土地产权抵押贷款行为响应的经验考察；最后一部分是主要结论及政策启示。

      二、文献回顾

      本部分将主要围绕农户土地产权抵押贷款行为响应的实证研究展开文献回顾。考虑到国内外研究在关注重点、研究方法及模型选用方面存在较大差异，本文将分别从国外研究和国内研究两个方面展开。其中，国外研究部分侧重讨论与本文密切相关的农户土地产权抵押贷款行为响应的问题；国内研究则侧重于对计量模型及估计方法的应用，以及影响农户土地产权抵押贷款行为响应因素的考察。

      (一)国外研究

      农村金融市场中广泛存在的信息不对称现象使得金融机构将抵押品视为一种甄别潜在借款人和降低信贷风险的主要工具。在农村地区，土地固定存在且难以毁坏的特性使其具备理想抵押品的特性(张龙耀、杨军，2011)。理论研究表明，土地产权抵押可以提高农户的贷款可获得性，推动土地要素流动和农村经济增长(Besley，1995)，从而成为降低发展中国家农村信贷约束，增加农户信贷参与行为的一项较为普遍的政策措施(Binswanger & Deininger，1999)。但是，来自一些允许土地产权抵押的发展中国家的经验观察和实证研究表明，土地产权抵押对农户信贷参与行为的影响是不确定的，表现为研究者对不同国家或同一国家不同时期的研究产生了截然不同的结论。总体而言，对农户土地产权抵押贷款行为响应的研究主要形成了两种观点(参见上文)。Feder等(1988)以20世纪80年代早期泰国为例的研究发现，土地产权抵押可以降低金融机构对农户的信用评估成本，有利于提高农户的贷款可获性，因而提高了农户信贷参与性；Lopez(1997)对洪都拉斯、Hayes等(1997)对赞比亚、Field和Torero(2002)、Torero和Field(2005)对秘鲁、Kemper等(2013)对越南的研究也得出了类似的结论。Pender和Kerr(1999)通过对印度两个村庄的研究表明，印度土地产权制度改革对农村金融市场的影响是由于没有增加金融机构对贷款的供给意愿，因而农户对正规信贷的参与性也未能得到提高。Carter和Olinto(2003)的研究表明，巴拉圭土地产权制度改革的受益者是中等规模和大规模农户，他们无论在贷款的可获得性，还是参与性均比小规模农户高。Tassel(2004)发现，在玻利维亚和墨西哥，由于金融机构与农户之间对土地价值评估的不对称性，导致许多信贷低风险的农户退出土地产权抵押市场，因而农户不仅对土地产权抵押贷款不热衷，甚至出现抵制土地产权作为贷款抵押品的现象。Boucher等(2005)通过对洪都拉斯和尼加拉瓜20世纪90年代土地自由化改革前后农户贷款情况进行对比研究发现，土地产权制度改革并未使大多数农户的获贷能力和获贷参与性得到提高。与Feder和Onchan(1987)、Feder等(1988)使用泰国早期数据(20世纪80年代初期)、Kemper等(2013)使用越南近期的数据(2004-2008年)分别得出泰国、越南土地产权制度改革提高了农户对土地产权抵押贷款行为响应程度的结论不同，Menkhoff(2012)使用泰国东北部近期数据(2007年)、Do和Iyer(2008，2003)使用越南早期的数据(1992-1997年)分别得出了泰国、越南农村土地产权改革并未提高农户参与土地产权抵押贷款的行为。上述针对不同国家或同一国家不同时期样本农户的经验研究表明，学术界对农户土地产权抵押贷款能否提高其信贷行为响应程度的认识尚未取得一致结论。

      (二)国内研究

      1.农户土地产权抵押贷款行为响应研究

      中国农村土地产权抵押贷款(以下简称“抵押贷款”)试点开展已有6年时间，围绕农户对抵押贷款行为响应等试点成效问题，相对于学者们更多关注农户对抵押贷款潜在需求或融资意愿的研究，仅极个别学者探讨了农户抵押贷款行为响应。一项针对江苏省农村土地产权抵押贷款试点地区新沂市379个农户的近期研究(黄惠春，2014)表明，在当前的农村法律、经济与社会条件下，抵押贷款的合约交易成本较高，大农户和优质的存量客户是正规金融机构(农商行)贷款的主要瞄准对象，抵押贷款对解决小农户的融资困境作用不显著，因而农户对抵押贷款行为响应存在异质性的差异。

      2.模型使用

      由于国内研究者更多关注农户抵押贷款响应行为本身、潜在需求或融资意愿，因而多使用双变量Probit(黄惠春，2014)、Logit(惠献波，2013)或广义定序logit模型(如杨婷怡和罗剑朝，2014)。然而，采用上述模型存在一个共同缺陷：无法对一定时间段内农户的多次抵押贷款行为响应进行估计，只能估计农户是否对抵押贷款有响应、是否有需求或意愿，或者更进一步，对不同程度的需求或意愿进行考察，因而解决不了对农户抵押贷款行为响应深入考察的问题。

      3.农户抵押贷款行为响应的影响因素

      关于农户抵押贷款行为响应的影响因素，基于本文研究的需要，主要从农户个人及家庭特征方面归纳已有发现。

      (1)农户个人特征。已有研究主要考察了如下农户个人特征对其抵押贷款行为响应的影响：一是性别。已有研究普遍认为，性别对农户抵押贷款行为响应具有统计显著性，其中，男性呈现正向影响。惠献波(2013)认为，男性具有较强的开拓思维能力，较高的改革政策认知水平，较好的新事物接受能力以及较清晰的家庭信贷需求判断，因此男性对抵押贷款意愿较强。杨婷怡和罗剑朝(2014)也发现，男性相对于女性参与抵押贷款的意愿及行为的概率更高。二是年龄。肖轶等(2012)、惠献波(2013)研究认为，年龄较大的农户思想观念趋于保守，风险承受能力较弱，一般不愿意再扩大生产，因此抵押贷款参与意愿及行为较低。三是受教育程度。于丽红等(2014)发现，农户受教育程度对农户抵押贷款参与意愿及行为存在正向影响。

      (2)农户家庭特征。已有研究主要考察了如下农户家庭特征对其抵押贷款行为响应的影响：一是土地面积。于丽红等(2014)、黄惠春(2014)研究发现，土地面积对农户抵押贷款参与行为或需求有显著正向影响。二是家庭生产经营类型。杨婷怡和罗剑朝(2014)发现，农户家庭生产经营类型对农户抵押贷款的参与行为或意愿存在显著的正向影响。三是家庭收入比重。已有研究关于这一变量对农户抵押贷款行为响应的影响存在分歧。例如，肖轶等(2012)发现，农业收入占家庭总收入比例越大，农户抵押贷款的意愿越强；而惠献波(2013)、黄惠春(2014)的研究则表明，非农收入比重或工资性收入比重越大，对农户抵押贷款的行为响应存在正向影响。

      综上所述，已有研究特别是基于调查数据的实证研究在研究设计、模型设定、变量选取等方面积累了大量成果，本文从中得到了极大的启发。同时，结合实地调研以及对已有研究的比较分析，本文认为，在进一步推进农户土地产权抵押贷款行为响应这一主题的研究过程中需要从以下方面做出努力：(1)就研究设计而言，突破以往仅考察农户抵押贷款行为响应自身研究是必要的，而且，现有研究方法也为深入研究农户抵押贷款行为响应次数提供了必要条件。(2)Poisson Hurdle模型是基于非实验数据实证考察农户抵押贷款行为响应的一个基本框架，它可用来解决具有计数数据特征的行为响应次数的计量问题。(3)在变量选取及经验解释方面，国内学者的做法与研究成果同样值得借鉴，具体参见后文。(4)国内研究之所以对农户抵押贷款行为响应研究较少，除计量模型设定困难外，主要原因在于其所考察的时间范围或样本地区。例如，黄惠春(2014)仅考察江苏试点区新沂市2011年379个农户抵押贷款情况。从时间范围来看，2009年7月，新沂市才出台土地承包经营权抵押贷款的《试行意见》，可见在2年多的时间里(2009.7-2011.12)很少有农户有多次抵押贷款行为响应的记录。从样本地区来看，相对而言，新沂市的抵押模式较缺乏典型性和代表性，试点效果及社会反响表现一般。从这些角度来看，在土地承包经营权抵押贷款试点提速的新背景下，收集试点历史悠久、试点效果良好、社会反响强烈地区农户抵押贷款行为响应的经验数据对已有研究结论进行再检验，显得尤为重要与迫切。

      三、样本区概况、调查方法及数据概况

      (一)样本区概况

      宁夏同心县是国家级贫困县，距省会银川223公里。2012年总人口39.80万，其中，农业人口占75.88%，人均GDP约0.90万元。全县总面积4662平方公里，其中，丘陵、沟壑、山地、沙漠等地貌类型占总面积的65.40%。同心县农业自然条件较差，农业经济基础薄弱，为解决农民发展农业生产“贷款难”的问题，2006年，同心县农信社在辖内河西和城关两镇推行“土地承包经营权抵押贷款”试点，即“以村为单位成立农户土地承包经营权流转合作社，村民以部分承包地的土地经营权为资本自愿加入合作社，当农户搞经营项目需要贷款时，先将“入社的”土地经营权抵押给合作社，然后由合作社进行担保，正式向信用社提出贷款申请，信用社凭《担保协议》办理贷款手续”⑥(徐运平等，2014)。到2009年，土地产权抵押贷款模式在同心县全面推行，已形成了由农户主导、地域特色鲜明的农村土地产权抵押贷款的“同心模式”，因而成为中国最早探索试行农村土地承包经营权抵押贷款的地区之一，具有一定的典型性和代表性。从开展抵押贷款试点至今，主办该业务的同心县农村信用联社未发生过一笔不良贷款，试点成效明显，反响强烈(杨婷怡、罗剑朝，2014)。

      关于“同心模式”，需要进一步说明的是：在现阶段土地用途管制(农地农用)和农地处置权的法律管制的背景下(郭忠兴等，2014)，“同心模式”通过增加中介组织——“土地承包经营权流转合作社(以下简称土地流转合作社)”——成功实现了贷款农户的土地产权抵押及资产资本化。因此，对希望以土地产权作抵押向农信社贷款的农户而言，有两点至为关键：一是必须加入“土地流转合作社”——这是其能否有资格申请贷款的充分条件，但不是能否获得贷款的必要条件。二是贷款能否获得“土地流转合作社”的担保——这不仅是其能否最终获得贷款的必要条件，也是农信社(金融机构)贷款供给的先决条件。

      (二)调查方法及数据概况

      本文使用的数据来自课题组2013年8月在宁夏同心县3个镇开展的农户调查，这3个镇分别是河西、兴隆和丁塘。调查收集了样本农户2009年1月至2013年7月间(简称2009-2013年，下同)的抵押贷款行为相关信息。

      为了利用有限资金对农户抵押贷款行为响应问题有一个相对准确地把握，并使样本更具有代表性，本文调查采取两次抽样法。第一次采用非概率抽样，以确定调查地点。在此环节，按照抵押贷款普及程度选择了3个调研镇，分别是河西、兴隆和丁塘；相比较，河西的普及程度最高，兴隆次之，丁塘最低，因而这三镇能够代表当前同心县土地产权抵押贷款业务试点水平。此外，考虑到调研的便利性，在每个镇抽取3个村庄作为样本村，共调查了9个样本村。可以认为，这种点面结合的抽样方式所获得的样本数据对了解同心县农户抵押贷款行为响应情况应具有一定的代表性。第二次采用随机抽样法，在确定的调查村随机抽取30～35个农户作为样本户进行调查。

      调查的主要内容包括：农户家庭特征及户主个人特征，所在村庄基本情况、土地流转合作社情况、农户的资金需求、入社时间、贷款担保、收入支出、资产储蓄、借贷参保等情况，其中重点询问了农户申请、参与土地产权抵押情况。调查采取了调查员与农户当面访谈并填写问卷方式。调查收回问卷共285份，剔除在2009-2013年无资金需求、信息不真实、奇异值等情况，最终获得有效样本245份。需要说明的是，本文研究的目的是通过随机抽样调查，获取样本农户在选定时间段内的借贷行为信息，并以此分析其对土地产权抵押贷款的行为响应及影响因素。但是，并非所有农户在调查设定时间段内都有融资需求，因而只能研究有融资需求农户的样本数据。从理论上说，决定农户是否有融资需求的因素是外生的，它不影响本文所要研究的问题。因此，将无融资需求的农户从样本总体中剔除出去不会引起因样本选择的非随机性而导致结论存在偏差的问题，即样本选择偏差(sample selection bias)问题。

      在调查中，调查组特别注意两方面信息：一是被调查农户的户主身份在2009-2013年间是否发生变化；二是被调查农户的家庭类型在2009-2013年间是否发生变化。之所以如此，是因为这两方面信息涉及本文计量分析中解释变量的正确选取。经确认，所有受访农户这两方面信息未曾改变。这样的调查结果一方面有利于本文的研究分析，另一方面也说明调查地区农户家庭结构、经营情况等较为稳定。

      样本数据所包含的农户参与抵押贷款次数的信息进一步证实了本文选择宁夏同心县作为调研地点是恰当的。表1给出了受访农户在2009-2013年对农信社(正规金融机构)抵押贷款行为响应次数的基本情况。在全部245个有效样本农户中，53.88%的农户在2009-2013年间有融资意愿但未对抵押贷款有响应，分别有20.01%、8.57%、4.08%、12.24%、1.22%的农户在同一时间对抵押贷款有1至5次行为响应。如上文所述，农户土地产权抵押贷款行为响应次数符合计数数据特征。此外，每个农户在2009-2013年内，参与抵押贷款次数是随机且独立发生的，且这245个参与次数的样本均值(1.04)和样本方差(1.44)较接近，从统计学意义上来看，可以认为基本没有显著性差异。因而从数据分布特征上讲，这样的数据就近似地服从泊松分布(poisson distribution)。

      

      四、理论分析与说明

      (一)单次行为响应模型

      在正规金融机构愿意为有融资需求的农户提供抵押贷款的条件下，根据舒尔茨(1987)的“理性小农假说”，作为一个经济决策主体的农户存在对抵押贷款有行为响应的可能性，也就是说，作为一个独立的、理性的农业经营者，当其需要进行融资且正规金融机构也愿意提供土地产权抵押贷款时，农户是否参与抵押贷款，取决于农户对未来收益的判断。当农户参与抵押贷款预期的生产经营收益(设为

)在扣除获取贷款所发生的成本(

)(例如，往返金融机构的交通费用或信息收集费用)后的收益大于其未参与抵押贷款(参与其他正规融资，如信用贷款等；或者参与非正规融资，如亲朋借贷等)的预期生产收益(设为

)在扣除获取贷款所产生的成本(

)后的收益⑦，农户就会参与抵押贷款；相反，农户就不会参与抵押贷款。因此，通过建立一个简单模型就可以描述农户对抵押贷款的单次行为响应：

      

      公式(1)中，U表示在正规金融机构愿意提供土地产权抵押贷款这一金融产品时，农户i做出的是否参与抵押贷款的决策选择结果(即行为响应与行为不响应)。

      (二)单位时间内行为响应次数模型

      为了从农户的视角描述其在单位时间内(例如2009-2013年)对抵押贷款的行为响应次数，本文通过建立一个简单模型予以说明。假设农户i在单位时间内根据其融资需求参与了正规金融机构一次或数次抵押贷款，同时假定正规金融机构提供包括土地产权抵押贷款在内的多元化金融产品。由这两个假设，可以确定存在一些外生因素在单位时间内影响了农户i是否对正规金融机构提供的抵押贷款有行为响应以及响应的具体次数，这是因为农户做出这样行为并非是一个随机行为，而是基于自身的某些特性和其他相关外部因素做出的经济理性的自我选择。出于简化和方便研究，本文不考虑农户每次行为响应所要求的贷款数量可能存在差异的情况。本文只简单地假定单位时间内农户对抵押贷款的行为响应本身及行为响应的具体次数都能满足其最大的期望收益。为此，如果单位时间内农户i有抵押贷款行为响应(

)，则其最大总期望收益方程如下：

      

      公式(2)中

是农户i对抵押贷款有S次行为响应所产生的期望总收益，bs是对抵押贷款有S次行为响应所付的全部成本；

是农户i对其他全部贷款(正规金融机构提供的信用贷款、亲朋借贷等)有行为响应所产生的期望总收益，

则是对应的全部成本。在农村金融市场存在着多种融资渠道的情况下，有融资需求的农户在单位时间内既可以选择参与抵押贷款，也可以选择参与其他贷款，所以对有多次参与行为的抵押贷款农户而言，要实现期望收益单位时间内最大化，一个充分必要条件是：参与抵押贷款的总期望收益与总贷款成本及放弃其他贷款产生的机会成本之差要最大。因此，式(2)中Max(

-

)反映了农户参与抵押贷款的总期望净收益，这样的净收益与假定农户未参与抵押贷款而选择其他融资方式所产生的净收益(

-

，即机会成本)⑧之差的最大化(Max EU)便构成了单位时间内农户参与抵押贷款最大化的总期望收益。因此，从经济学意义来看公式(2)，它是各变量构成的成本—收益原则高度抽象概念的最大化目标模型。在现实中，这一模型是存在的且反映了一个重要事实：农户抵押贷款真实的行为响应一定是其边际总收益大于边际总成本(李韬等，2014)。

      接下来，既然式(2)是单位时间内农户i对抵押贷款行为响应所产生期望的最大收益的方程表达，那么，农户i的期望收益的实现则取决于一些因素。这些因素不同于那些影响农户单次参与抵押贷款的因素，而是建立在单位时间的基础上，具有相对严格的外生性，也就是说，这些因素不会由于部分农户多次参与抵押贷款而发生改变，例如，户主的受教育年限、农户的家庭类型、农户家庭自有土地面积的大小等。因此，这些因素也被称为外生变量。基于这些外生变量，农户i在单位时间对抵押贷款是否具有行为响应(

=0或

=1)和行为响应的具体次数(S)同这些变量的变量集x和y的相关关系可分别用下式表示：

      

      公式(3)和公式(4)式中η’和k'是外生变量集x和y对应的系数，

分别是影响农户是否在单位时间内对抵押贷款有行为响应(

)和行为响应的具体次数(S)的未观察到的因素。需要注意的是：一方面，考虑到2009-2013年系相对较短时期，且样本调查地区——宁夏同心县——属于传统农区，因而对同一农户而言，其能够保持较为稳定的生产经营方式，加之国家“三农”扶持政策具有稳定性和连续性。因此，构成公式(3)和公式(4)中外生变量集x和y中的一些外生变量发生根本性变化的概率比较低(例如户主的受教育年限等反映农户基本特征的一些变量)。所以，在单位时间内，x和y中部分变量是相同的。另一方面，依据前文所述有融资需求农户参与土地承包经营权抵押贷款需具备的两个关键要素来看，影响农户是否有抵押贷款行为响应(

)和行为响应具体次数(S)的因素也存在一定的差异，即公式(3)和公式(4)中的外生变量集x和y中部分变量是不同的。此外，需要说明的是，公式(3)和公式(4)分别是农户是否有抵押贷款行为响应和行为响应具体次数的高度抽象的数理模型，这些模型符合现实中土地产权抵押贷款试点区农户的借贷行为及其决策过程。现实中，农户从抵押贷款的可获得性、融资的成本、未来经营项目的预期收益、是否为土地流转合作社社员、能否获得金融机构的贷款供给等角度出发，结合自身的禀赋特征，判断出抵押贷款融资方式是农村金融市场众多融资渠道中成本—收益比最小的，因而农户自身的禀赋特征、是否为土地流转合作社社员以及能否获得金融机构的贷款供给成为影响其对抵押贷款行为响应的关键要素。

      五、计量模型的设定与说明

      本文旨在考察有融资需求的农户在选定单位时间内对抵押贷款的行为响应，这就要求所使用的计量模型能够描述农户行为响应的特征。如前文所述，农户在选定的单位时间内对抵押贷款行为响应的过程包括农户是否有行为响应，以及行为响应的具体次数。农村金融市场存在多元化的融资渠道的事实表明，考察试点区有融资需求农户土地产权抵押贷款行为响应要特别注意农户借贷行为的差异性，即农户在选定时间段内，一部分农户没有选择抵押贷款进行融资(无抵押贷款的行为响应，0)，一部分农户选择一次甚至数次抵押贷款(有抵押贷款一次或数次的行为响应，1，2，3……，N正整数)。有融资需求农户对抵押贷款借贷行为的差异性表明采用随机抽样调查方法获取的样本总体必然产生符合计数特征的行为结果(参见上文)，这一结果使得研究者将面临数据截断(data truncation)问题(Iqbal，1983；Swain，2007)。所谓数据截断，是指由于数据收集方式或制度约束等原因，被解释变量低于或高于某一特定值的部分被截取掉了(刘西川等，2014)。数据截断问题出现的根源在于有融资需求的农户对抵押贷款的行为未响应的存在，因而可以归结为被解释变量受到限值。因此，按照前述的理论模型，如果要对总样本中“正整数”值的行为响应次数进行计量分析，必然要对“零”值数据进行数据截断。

      为解决上述问题，本文遵循Mullahy(1986)、李韬等(2014)提出的研究思路，运用Poisson Hurdle模型(简称PH模型，下文同)来估计有融资需求的农户抵押贷款的行为响应。PH模型可以对审查样本进行一致和有效的估计，并有效解决被解释变量的受限问题。在效用最大化理论框架下，PH模型由两部分构成：第一部分是分析外生变量(也即解释变量)如何影响有融资需求的农户i在选定时间内是否对抵押贷款产生行为响应(

)；如果农户i有行为响应，则第二部分就分析外生变量如何影响农户行为响应的具体次数(S)。从审查样本的计数特征出发，PH模型第一部分采用Complementary Log-log模型(简称CLL模型，下文同)处理农户i在选定时间段内对抵押贷款是否产生行为响应(用“零”和“非零”值分别代表“行为响应”和“行为未响应”)。当第一部分带有“零”值的数据截断工作完成后，第二部分拟处理变量是具有计数特征的正整数(“非零”值)。因此，需用Truncated Poisson Regression模型(简称TPR模型，下文同)处理。为使PH模型成立，本文假定第一部分模型和第二部分模型彼此独立。如果农户在选定时间段内对抵押贷款没有行为响应(

=0)，则有S=0；相反，如果

=1，则有S＞0。进一步，如果

=0，则有P(

=0)；如果

=1，则有P(

=1)×f(S｜

=1)=P(

=1)×f(S＞0)，其中，P(·)为概率方程，f(·)为密度方程(李韬等，2014)。

      本文首先采用CLL模型估计农户在选定时间段内对抵押贷款有行为响应(

)，模型如下所示：

      

      公式(5)和公式(6)中，x是影响农户i在选定时间段内对抵押贷款有行为响应的外生变量集，η则是对应的系数向量。

      如果农户在选定时间段内对抵押贷款有行为响应(

=1)，则确定抵押贷款行为响应的具体次数(S＞0)的TPR模型的方程如下所示：

      

      从公式(8)中，可以看出，CLL模型与TPR模型的对数似然方程之和共同构成了PH模型的对数似然方程。前面本文已假定CLL模型和TPR模型彼此独立，因此对PH模型的估计就可以分别估计CLL模型和TPR模型。这样的估计方式所产生的结果对本文的研究具有非常关键的作用：一方面降低了估计难度，因为两个模型的分别独立估计等同于对PH模型的整体估计；另一方面，估计过程不会造成估计信息的损失和估计效率的降低(Mullahy，1986)。

      如前所述，利用非实验数据估计选定时间段内农户对抵押贷款的行为响应需要妥善处理样本选择偏差、数据分布、数据截断、变量内生性4个问题。本文第三部分已对样本选择偏差问题做出了解释和说明，而这一部分的分析和讨论表明，本文在直接诱导性询问调查的基础上运用PH模型能够较好地处理上述第2、3两个问题，后1个问题将在第六部分中讨论。

      六、变量设置及说明

      本文采用PH模型来估计有融资需求的农户在选定时间段内对抵押贷款的行为响应，该模型包括2个子方程，分别为是否有抵押贷款行为响应方程和抵押贷款行为响应的具体次数方程。接下来，介绍这两个方程的变量设置情况。

      (一)被解释变量

      从理论上讲，本文两个子方程的存在意味着所用的被解释变量应有两个：一是衡量有融资需求的农户在选定时间段(2009-2013年)内是否对抵押贷款有行为响应，二是在有行为响应的前提下，具体的行为响应次数。由于有融资需求的农户对抵押贷款的行为响应次数是计数数据，所以对全体样本采用CLL模型就可直接处理并区分“零”行为响应值和“正整数”行为响应值，而TPR模型则仅对样本中的“正整数”行为响应次数进行处理。因此本文使用的PH模型第一部分(CLL模型)的被解释变量为在选定时间内全体样本农户对抵押贷款的行为响应值，用Number1表示；第二部分(TPR模型)的被解释变量则为全体样本农户中对抵押贷款有过至少一次的行为响应值，用Number2表示。这种处理简化了实证分析的程序，降低了采用极大似然估计法(maximum likelihood methods)对PH模型的估计难度(李韬等，2014)。

      (二)解释变量

      考虑到有融资需求的农户在有多元化金融产品或融资渠道的背景下，其对抵押贷款行为响应的次数是单位时间内发生的独立随机事件。因此，适用于计量模型分析的解释变量必须要具有严格的外生性，否则就会产生计量分析的内生性问题——这必将影响实证研究结果的可靠性(李韬等，2014)。例如，对那些对抵押贷款有多次行为响应的农户，如果将其在2009-2013年间任何一年的家庭年收入或者年平均收入作为解释变量纳入实证分析当中，就会产生非常严重的“反向因果关系”的内生性问题，因为这些行为响应都获得了金融机构的正面回应(即贷款获批)，每次参与的行为响应的结果都有可能影响到农户的家庭年收入的变动。此外，CLL和TPR模型中影响因素的差异性存在也要求两个模型有不同的解释变量，即应至少有一个解释变量不同时出现在两个模型中。为此，在计量分析中，本文采用的解释变量主要分为：一是以样本农户的户主自身特征形成的外生变量。课题组的调研结果表明户主自身特征在研究选定的时间段内(2009-2013年)没有发生变化，所以可以认为由这些特征所构成的外生变量具有严格的外生性。二是农户家庭承包的土地规模、农户类型、农户前往正规金融机构的交通是否便利等具有严格外生性的解释变量。因为从调查结果的反馈以及经验事实判断，这些变量基本不会受到农户在选定时间段内多次参与抵押贷款行为的影响而发生改变。三是农户加入土地流转合作社的时间以及选定时间段内农户所申请的抵押贷款是否都获得土地流转合作社的担保两个解释变量。农户入社时间的长短相对于其抵押贷款行为响应具有严格的外生性，因为在“同心模式”下：一方面，只有社员才有资格申请并获得抵押贷款；另一方面，一般来讲，社员入社时间越长，越倾向于土地产权抵押贷款。所以，该变量是影响农户是否对抵押贷款有行为响应的关键因素；农户在选定时间段内所申请的抵押贷款是否都获得土地流转合作社的担保相对于农户抵押贷款具体响应次数具有严格的外生性，因为在“同心模式”下，农户能否获得担保是其抵押贷款具体响应次数的原因，也是影响金融机构是否提供金融供给的关键。

      总之，对于解释变量，本文有以下几点说明。

      首先，为了考察与农户家庭生命周期有关的因素对其抵押贷款行为响应的影响，引入了农户家庭结构变量。对于农户家庭结构变量，根据户主在2009-2013年间的平均年龄，本文将农户家庭分为青年家庭(29岁及以下)，中青年家庭(30～39岁)，中年家庭(40～49岁)，中老年家庭(50～59岁)，老年家庭(60岁以上)5个分类变量。其中，以老年家庭为参照类，本文将这些分类变量转化成4个虚拟变量。从家庭生命周期来看，一般认为，年轻的家庭思想观念较开放，富有冒险精神，投资意愿及风险承受能力较强，同时期扩大投资以及增加家庭福利的倾向越强，因此其对抵押贷款这一新的贷款产品行为响应会更积极。

      其次，为了考察户主个人特征对抵押贷款行为响应的影响，引入了户主的性别和受教育水平2个变量。作为家庭融资行为的主要决策者，户主对其家庭的借贷行为会有显著影响。体现在性别方面：一般认为，男性思想较开放，同时也面临着相比于女性更多的维持家庭生计与提高家庭生活水平的压力，所以其对土地承包经营权抵押贷款行为响应更积极。体现在受教育水平方面：通常而言，农户的受教育程度越高，视野就更开阔，接受新事物和新知识的速度越快，获取贷款信息的困难相对较低，进入正规金融市场的成本较小，因而其对抵押贷款的行为响应也会更积极。为了仔细考察户主受教育水平变量的影响，本文对其进行了分段处理，即将户主受教育水平分成没有上学，小学文化，初中文化，高中文化，大专及以上文化5个分类变量，其中，以大专及以上文化为参照类将这些分类变量转化成4个虚拟变量。

      第三，为了考察农业生产经营对农户抵押贷款行为响应的影响，引入农户家庭承包耕地面积和家庭经营类型两个变量。一般来说，耕地面积越大，说明家庭经营规模大，有利于进行规模化和产业化农业经营，这促使了更多的资金需求，而较多的耕地面积也为实现以土地承包经营权进行抵押融资获取更多的生产资金提供可能，因而有更多耕地面积的农户对抵押贷款的行为响应会更积极。此外，理论上一般认为，家庭经营以农业为主就意味着家庭的主要资源(生产资料、劳动力)更多的投入到农业生产中，对土地的依赖度与重视程度也就更高，因而更愿意通过土地承包经营权抵押贷款来增加农业生产、特别是农业产业化投入。为了仔细考察这两个变量的影响，本文对其进行分段处理，其中，将耕地面积分成5亩以下、5～10亩、10～20亩、20亩以上4个分类变量，同时，以20亩以上为参照类将这些分类变量转化为3个虚拟变量。将家庭经营类型分成纯农业、农业为主兼营其他、非农业为主兼营农业、非农业4个分类变量，同时，以非农业为参照类将这些分类变量转化为3个虚拟变量。

      第四，引入农户家庭所在地到达最近正规金融机构(农信社)的交通便利程度的变量来考察正规金融机构的地理位置对农户抵押贷款行为响应的影响。一般认为，便利的交通能降低农户获得正规贷款的成本，有助于提高农户对抵押贷款行为响应的积极性。为了仔细考察这个变量的影响，本文对其进行分段处理，即将交通的便利程度划分为交通非常不方便、交通不方便、交通一般、交通方便、交通非常方便5个分类变量，同时，以交通非常方便为参照类将这些分类变量转化为4个虚拟变量。

      最后，引入农户加入土地流转合作社时间的变量来考察有融资需求的农户在选定时间段(2009-2013年)内是否有抵押贷款的行为响应。正如前文所述，相对于非土地流转合作社社员，合作社社员更倾向于土地承包经营权抵押贷款。此外，一般认为，社员入社时间越长，对抵押贷款运作模式及相关政策理解就越全面(有利于降低交易费用)，也就越倾向于土地承包经营权抵押贷款。为了仔细考察这个变量的影响，本文对其进行分段处理，其中，将入社时间分为没有加入、5年以下、5年及以上3个分类变量，并以没有加入为参照类将这些分类变量转化为2个虚拟变量。由于本文试图将该变量作为“农户是否为土地流转合作社社员”的代理变量，且在“同心模式”下，“是否为社员”恰恰是识别农户是否对产权抵押贷款有行为响应的重要因素，所以，这2个虚拟变量仅被纳入CLL模型进行经验分析。另外，一般认为，金融机构能否提供金融供给也是影响农户抵押贷款行为响应的重要因素，但金融机构的供给行为并不能被直接观察到，因此，需要引入一个代理变量以反映金融机构的供给行为。正如前文所述，在“同心模式”下，土地流转合作社——这一中介组织——能否为贷款农户提供担保成为金融机构提供金融供给的关键，也就是说，土地流转合作社愿意为社员贷款提供担保，金融机构就愿意进行金融供给，反之亦然。为此，引入农户(合作社社员)在选定时间段(2009-2013年)内所有申请的抵押贷款是否都获得土地流转合作社担保的变量作为金融机构供给行为的代理变量，来考察农户抵押贷款行为响应的次数。从理论上分析，选定时间段内，农户多次抵押贷款申请获得土地流转合作社担保的次数越多，其抵押贷款行为响应次数也就越多，反之亦然⑨。所以，该“二元”解释变量仅进入TPR模型进行经验分析。

      以上详细介绍了本文使用的变量，表2列出了上述变量的定义及描述性统计。

      (三)样本农户的基本特征

      在计量分析之前，本文先对样本农户的基本特征进行一些初步分析，以期得到一些直观性的判断和认识。根据样本农户2009-2013年间主要变量的频数进行分析⑩，从中可以得到如下有关宁夏同心县有融资需求样本农户的重要信息：(1)户主以男性为主，占88.98%；同时户主的受教育程度普遍不高，其中，没上过学、小学文化程度以及初中文化程度占样本总数的88.16%；(2)农户的家庭结构处于生命周期中的黄金时段，也是容易产生资金需求的时段，以中青年家庭(占26.12%)和中年家庭(占31.84%)为主；(3)农户的耕地面积不大，主要介于5亩至20亩之间，占53.88%；(4)农户家庭经营类型以兼业为主，其中，农业为主兼营其他占35.51%，非农业为主兼营农业占40.82%；(5)农户家庭居住地前往最近正规金融机构的交通都较便利，其中，感到方便的占80.82%。

      

      

      上述特征反映了样本地区有融资需求农户的特征，这些特征会对农户抵押贷款行为响应产生什么样的影响及影响的程度如何则是需要在后文估计中予以深入研究并剖析的。

      七、经验考察

      在对PH模型的CLL和TPR两个子方程的回归纳入解释变量(均为虚拟变量)的过程中，有19个反映样本农户基本特征的变量同时被纳入两个子方程，2个反映农户加入土地流转合作社时间的变量仅纳入CLL模型，1个反映农户设定时间内所有申请的抵押贷款是否都获得土地流转合作社担保的变量仅纳入TPR模型。变量被纳入两个子方程后，本文采用后向逐步变量选择法(backward stepwise selection)进行逐步回归。后向逐步变量选择法是一种变量选择方法，其目的是在解释变量过多的情况下，寻找出具有显著影响的变量；其基本原理是先设定方程中自变量显著性概率P值的大小，然后通过反复将自变量放入计量模型中并形成不同方程组合并进行综合比较，最终剔除掉那些显著性概率P值大于设定P值的自变量。经过变量筛查(P值设定为0.3)，最终分别有11个变量被选入CLL模型、10个变量被选入TPR模型(见表3)。比较而言，表3中CLL模型(模型1)讨论的是相关因素对有融资需求的农户在2009-2013年间是否有抵押贷款行为响应的影响，TPR模型(模型2)则是讨论在有抵押贷款行为响应的基础上，农户行为响应具体次数的方程。

      首先，来看PH模型的第一部分CLL模型的估计结果。影响有融资需求农户对抵押贷款行为响应的显著变量共有7个，分别是户主受教育水平为初中文化、农户家庭结构为中青年家庭、农户的耕地面积为小于等于5亩、农户的经营类型为纯农业，农户家庭前往最近正规金融机构的交通便利程度为不方便、农户加入土地流转合作社时间为5年以下以及5年及以上。其中，以户主受教育水平为大专及以上为参照，户主偏低的受教育水平(初中文化)正向影响农户对抵押贷款的行为响应，表明户主文化程度低的农户倾向于参与土地产权抵押贷款，这和本文前述预期理论相反，对此，可能的解释：一是样本地区户主文化程度普遍不高(高中以下文化程度占样本总数近九成)，其中，初中文化程度占比最大，从而会对这一结果产生显著影响；二是上述现象也反映了这样一个事实，即样本区的低文化程度的农户寻求其他融资渠道更为艰难。反过来，这一发现也意味着文化程度高的户主其家庭收入可能也较高，从而会缓解其家庭的资金流动性约束，降低其采用土地产权进行抵押贷款的行为概率。以农户耕地面积大于20亩为参照，农户耕地面积小于等于5亩正向影响农户对抵押贷款的行为响应，表明小规模农户对抵押贷款的参与意愿及需求更强。对此，可能的解释是：相比大农户，小农户农业生产自我资金积累不足，因而从事农业再生产的资金更需要通过外部融资予以满足，但其有效抵押物的缺乏使其融资备感困难，而土地承包经营权可抵押为其向正规金融机构融资提供了一种有效的途径，因此，其对抵押贷款行为响应更积极。需要注意的是，这一发现同已有部分国内外研究结果相反(黄惠春，2014；Cater & Olinto，2003；具体参见上文)，本文的这一结论也再次印证了当前学术界对此问题研究依旧充满争议。以农户家庭所在地前往最近金融机构的交通非常便利为参照，农户家庭所在地前往最近正规金融机构(农信社)的交通便利程度为不方便负向影响农户对抵押贷款行为响应，这比较容易理解：农户前往正规金融机构的交通不便利的话，一方面，其贷款申请的交易成本较高，另一方面，其对于抵押贷款这一金融产品的信息获取及其方式、程序的了解都变得不容易，以至于难以相应地做出充分的准备来增加获得此类产品的可能性。以农户没有加入土地流转合作社为参照，农户加入土地流转合作社时间为“5年以下”以及“5年及以上”均显著正向影响着农户对抵押贷款的行为响应，且时间越长影响程度越高，这和本文的预期理论相一致，表明在“同心模式”下，土地流转合作社社员才是土地产权抵押贷款的行为响应主体。

      接下来，再看PH模型第二部分TPR模型的估计结果。在农户有抵押贷款行为响应的前提下，影响其行为响应次数的显著变量有2个，分别是户主家庭结构为中青年家庭、农户选定时间段内所有申请的抵押贷款均获得土地流转合作社的担保。以变量老年家庭为参照，变量“农户家庭结构为中青年家庭”不仅正向显著影响农户对抵押贷款的行为响应(CLL模型)，而且也正向显著影响农户对抵押贷款的行为响应次数(TPR模型)，这种正向双重显著影响和本文的预期理论相一致，表明这类农户家庭相对投资机会更多，且对机会的把握能力和风险判断及控制能力更强，因而对抵押贷款行为响应更积极，也更愿意多次参与此类贷款。变量“农户选定时间段所有申请的抵押贷款均获土地流转合作社担保”正向显著影响农户对抵押贷款的行为响应次数，这和本文的预期理论相一致，表明在“同心模式”下，金融机构土地产权抵押贷款的供给行为更依赖于承担了“贷款担保公司职能”的土地流转合作社。此外，需要注意的是，除农户家庭结构为中青年家庭外，模型中其他农户个人、家庭特征变量及不可观测变量都不显著，表明差异性的样本农户特征在对抵押贷款行为响应的具体次数上并未得到体现，这也从侧面揭示出在宁夏同心县农村地区，具有较强资金需求意愿的中青年农户家庭资金匮乏，缺乏金融机构认可的传统有效抵押物，融资渠道不畅，因而更频繁地参与土地产权抵押贷款。

      综合来看，除仅进入CLL模型(影响农户对抵押贷款行为响应本身)和仅进入TPR模型(农户抵押贷款行为响应的具体次数)的3个变量外，PH模型两部分的估计结果反映出3个特点：一是在PH模型中，模型的第一部分(CLL模型)和模型第二部分(TPR模型)的影响因素是不同的。这一特点有助于正规金融机构在土地产权抵押贷款产品的市场营销、申请人申贷审批以及贷款的管理等方面给予足够的重视。二是部分同一影响因素在PH模型中对农户在单位时间内是否对抵押贷款有行为响应和具体的行为响应次数有着不同的显著性影响，甚至影响方向也相反，例如，相对于户主受教育水平为大专及以上，户主受教育水平为初中文化对农户在选定时间内是否对抵押贷款有行为响应产生正向影响，而对农户在选定时间内对抵押贷款行为响应的具体次数产生负向影响，并且该变量只显著影响着农户是否对抵押贷款有行为响应本身。这一特点是本文的一个重要贡献，这说明同一影响因素在PH模型的两个分析阶段存在着不同的权重，因此结合第一个特点，对正规金融机构而言，有必要对贷款申请人的贷款申请的审查、批准及管理采取差异化的经营管理模式；同时，这一特点也反映了本文的研究价值和计量分析的优越性。也就是说，在对农户抵押贷款行为响应的估计中，若对有融资需求的农户是否参与抵押贷款的行为不进行妥善处理，则会忽略掉一些有价值的信息。三是模型中反映农户特征的显著性解释变量，第一部分个数(5个)多于第二部分的个数(1个)。这一特点表明CLL模型是PH模型的主要影响部分，即对农户抵押贷款行为响应本身的考察比对其行为响应的具体次数考察更重要。这也提醒正规金融机构在推行多元化金融产品中，应重点关注哪些类型的农户会更倾向于采用土地产权进行抵押贷款。

      八、结论及启示

      宁夏回族自治区同心县是中国最早开展土地承包经营权抵押贷款试点地区之一，从开展农村土地承包经营权抵押贷款试点至今，无不良贷款纪录，试点成效明显，社会反响强烈，形成了独具特色的“同心模式”，这为实证检验农户土地承包经营权抵押贷款行为响应提供了绝佳机会。本文基于2013年宁夏同心县农户调研数据，采用直接诱导性调查和Poisson Hurdle模型等方法实证分析了试点地区农户对抵押贷款的行为响应及其影响因素问题。

      经严格实证分析，本文主要得出如下结论。

      第一，农户对土地承包经营权抵押贷款的行为响应应包含行为响应本身与行为响应具体次数两个层面，对行为响应本身的考察要比对行为响应具体次数的考察更有价值，同时，影响这两个层面的农户基本特征也存在显著差异。户主受教育水平为初中文化、农户家庭结构为中青年家庭、农户的耕地面积为小于等于5亩、农户的经营类型为纯农业、农户家庭前往最近正规金融机构的交通便利程度为不方便5个农户基本特征变量显著影响农户抵押贷款行为响应本身，而仅有农户家庭结构为中青年家庭这1个农户基本特征变量显著影响农户抵押贷款行为响应具体次数。

      第二，土地承包经营权抵押贷款缓解了小农户贷款难的问题，小农户对抵押贷款的行为响应较大农户更为积极。这一发现向土地承包经营权抵押贷款对解决小农户的融资难题无显著作用的主流观点提出了挑战。本文认为，支持这一结论的现实依据主要是：调查地区采用的是土地承包经营权反担保贷款模式(具体贷款流程参见前文“样本区概况”部分)，这一带有农户间互助担保性质的创新抵押模式既降低了金融机构的信贷风险，也降低了其信息搜集的成本，同时，受制于自身生产条件，小农户资金需求规模相对有限，彼此间互助担保向金融机构抵押贷款均在自身风险承受能力范围内。因此，这些因素综合起来使得小农户采用这一抵押贷款模式交易成本较低，从而缓解了其所受的金融排斥。此外，与东、中部地区农村不同，调查地区系传统西部贫困农区，大部分农户主要从事细碎化、零散化的小规模农业生产，其与要素市场、产品市场联系不甚紧密，也就是说，农户与市场的整体融合度不高，主要为维持和满足家庭基本生计需要，很少存在或几乎不存在能够实现规模化、产业化且利润率显著高于贷款利率的盈利项目。从这方面来说，农村经济市场化低程度决定了融资有困难的小农户对抵押贷款行为响应相比大农户更积极。

      本文认为，中国农村金融市场正处在一个逐步构建制度、完善市场、创新产品的关键时期。一方面，政府主导的农村金融制度变迁已取得明显进展，随着政策的进一步放宽，符合农村经济发展需要、以普惠金融为目标、重点解决农村金融供给主体不足、金融产品稀缺、市场竞争不充分、农村资金大量外流、与城市金融发展差距扩大等问题的现代农村金融制度、农村金融市场和新型农村金融产品得以逐步建立、完善和面世；另一方面，家庭联产承包制度(含现行的法律法规)的实施限制了单个农村金融需求的规模扩张，农民拥有不完全地权的农地制度制约了农村土地的融资功能，从而需要进一步加快农村金融制度建立、推进农村金融市场改革、创新农村金融产品以打通现有金融瓶颈。

      立足于本文的经验观察与研究结论，以及上述对中国农村金融市场正处于关键时期的基本判断，本文对进一步促进中国农村土地承包经营权抵押贷款试点改革的政策建议是：应继续坚持并不断完善以普惠金融为目标的农村金融改革。长期以来，中国政府农村金融改革的首要目标是提高农户，特别是小微农户正规贷款覆盖率以及改进其正规信贷可得性。因为过去的理论与实践表明，小微农户缺乏金融机构认可的有效抵押品，且贷款金额小风险大使得农村正规金融机构将其排除在市场之外，而本文的研究发现，通过土地承包经营权抵押金融模式的改革创新，这一农村金融难题得到了有效缓解。有鉴于此，政府应继续坚持推进农村土地承包经营权抵押贷款试点改革，强化农村土地承包经营权的抵押权能，提升农户，特别是小微农户土地承包经营权抵押融资的行为响应程度，缓解贫困地区有融资需求农户抵押难、贷款难的困境。具体的做法可包括：一是加快加大推进农村土地确权的进度和力度，构建规范化、规模化、制度化的土地产权流转市场并积极推动农地流转，提高农户对土地承包经营权抵押贷款的需求。二是有选择性地放宽农村土地承包经营权抵押所面临的法律限制，可以参考上海自贸区“先行先试”的做法对改革中所有涉及修法的内容在经过人大常委会授权后在试点区开展，经过一段时间后对试点成效进行检验来作为是否修法的依据和参考(11)。三是对参与试点的正规金融机构予以政策扶持和财政支持以提高其业务试点的积极性。2014年中以来，受经济下行周期的影响，金融机构(商业银行)资产质量下降压力较为突出，金融机构倾向于在抵押方式上创新，加上政府信贷资金定向支持“小微”、“三农”的政策信号愈发明确，金融机构开展土地承包经营权抵押贷款业务的积极性较高，且这项业务的开展也是当前金融机构的一个重要选项，因此，政府应不失时机地从政策支持和财政支持两个层面制定金融机构参与农村土地承包经营权抵押贷款扶持和激励政策，例如，建立和完善土地承包经营权抵押贷款服务奖励制度；建立专门的农地产权资产经营管理公司或托管机构，提高土地处置效率；建立和完善风险保障机制，防范和化解农地抵押物价值波动风险。

      最后，需要指出的是，本研究今后至少应在以下3个方面继续推进：一是数据方面。本文使用的是宁夏土地承包经营权抵押贷款试点区同心县农户的数据。随着中国土地承包经营权抵押贷款试点改革提速，试点范围不断扩大，加之中国农村情况千差万别，农村经济发展很不平衡，有必要尝试在兼顾东、中、西不同区域并利用全国层面的试点区农户数据进一步验证本文所得出的主要结论。二是社会资本因素对农户土地承包经营权抵押贷款行为响应的影响。本文在分析中出于对变量内生性控制的考虑，没有将农户“是否有家庭成员或亲戚朋友在2009-2013年担任(过)村干部”等反映农户社会资本变量的因素纳入经验分析中，后续研究中应在仔细辨别这些因素是否具有严格外生性的基础上，认真考察这些因素对农户土地承包经营权抵押贷款行为响应的影响。三是参与农户抵押贷款可满足性方面。对农户土地承包经营权抵押贷款的行为响应更偏重于农户对此项贷款的可获得性研究，且本文研究也表明小农户对这类金融产品积极性较高，有一定的期盼度，但这类金融产品能解决多少农业资金缺口，或者说这类金融产品能在多大程度上满足农户农业生产资金需求，仍然需要在后续研究中予以关注。

      ①参见《国务院办公厅关于金融服务“三农”发展的若干意见》，国发办[2014]17号。

      ②参见中国农业银行2014年7月出台的《中国农业银行农村土地承包经营权抵押贷款管理办法(试行)》。

      ③数据转引自2014年10月22日出版的《经济参考报》记者林远和梁倩对中央农村工作领导小组副组长、办公室主任陈锡文的采访报道——《央行酝酿农地抵押试点整体方案》。

      ④世界上大多数发展中国家和经济转型国家都实行土地私有制，在谈及“土地抵押贷款”时，一般采用土地产权(land property rights)的概念。而只有少数实行土地公有制的国家(例如，中国、越南和泰国)，一般采用土地经营权或使用权(land use rights)的概念。

      ⑤数据转引自国研网：宁夏试点土地经营权抵押贷款。http://www.chinairn.com/print/3533134.html。

      ⑥同心县“土地承包经营权流转合作社”的前身是由该县农民自组织的“土地协会”改制而来。之所以改制，是因为：与具有法人地位的“土地承包经营权流转合作社”相比，“土地协会”出具的担保协议不具备法律效力，存在着“法律隐患”。

      ⑦需要强调的是，有融资需求的农户的融资渠道并非只有土地承包经营权抵押贷款一种渠道，民间融资也为其提供了更多选择，况且正规金融机构提供的金融产品也是多元化的。

      ⑧在农村金融市场中，融资渠道多元化的存在，意味着如果农户参与土地承包经营权抵押贷款，就会失去参与其他融资方式所带来预期收益，这种预期收益扣除必要成本后的最大值就是机会成本。

      ⑨实地调研发现，土地流转合作社并非对社员(农户)每一次的抵押贷款申请都予以担保，原因包括对社员拟开展的经营项目不认同、贷款金额过大等。

      ⑩为节约篇幅，本文没有列出样本农户基本特征的频数分布表。有兴趣的读者，可以向作者索要。

      (11)为解决有关法律规定在试验区内的实施问题，十二届全国人大常委会《关于授权国务院在中国(上海)自由贸易试验区等国务院决定的试验区内暂时停止实施有关法律规定的决定(草案)》规定上海自贸区3年内对负面清单之外的外商投资暂时停止实施外资企业法、中外合资经营企业法、中外合作经营企业法等3部法律的有关规定，暂时停止实施文物保护法的有关规定。3年后要检验授权的效果，如果实践证明可行的就是未来修法的重要依据，如果实践证明不宜停止实施的就及时提出恢复施行有关法律法规，再另思良策。

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