(1.武漢大學經(jīng)濟與管理學院，湖北武漢430072；2.西北農(nóng)林科技大學農(nóng)村金融研究所，陜西楊凌712100)

一、引言

隨著中國經(jīng)濟增速換擋和經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型，供給側(cè)改革成為引導“十三五”時期中國經(jīng)濟持續(xù)增長的基本政策。同時，我國正處于工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)，城市反哺農(nóng)村的關(guān)鍵時期，農(nóng)村健康發(fā)展的關(guān)鍵在于資金的持續(xù)穩(wěn)定供給。因此，作為經(jīng)濟主體之一的商業(yè)銀行應(yīng)加大供給側(cè)改革及創(chuàng)新力度，積極引導貸款資金遠離違約風險大、產(chǎn)能過剩的行業(yè)，合理分配城鄉(xiāng)金融資源，促進農(nóng)村地區(qū)農(nóng)業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展。

農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)抵押貸款(以下簡稱“農(nóng)地抵押貸款”)，是指以承包土地的經(jīng)營權(quán)作抵押、由銀行業(yè)金融機構(gòu)向符合條件的承包方農(nóng)戶或農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)放的、在約定期限內(nèi)還本付息的貸款*資料來源：《農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點暫行辦法》，http://www.gov.cn/zhengce/2016-05/24/content_5076149.htm.。作為一種金融創(chuàng)新方式，農(nóng)地抵押貸款實現(xiàn)了農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)到資本的轉(zhuǎn)化，對喚醒農(nóng)村“沉睡”資本，提高農(nóng)戶貸款可得性和便利性，緩解農(nóng)村地區(qū)金融排斥，解決農(nóng)民固有的“貸款抵押難、資金籌措難、農(nóng)村產(chǎn)權(quán)變現(xiàn)難”問題，做出了巨大貢獻[1]。

隨著農(nóng)地抵押貸款試點在中國30個省、自治區(qū)和直轄市(除上海和港澳臺)[注]資料來源：《全國人民代表大會常務(wù)委員會關(guān)于授權(quán)國務(wù)院在北京市大興區(qū)等232個試點縣(市、區(qū))、天津市薊縣等59個試點縣(市、區(qū))行政區(qū)域分別暫時調(diào)整實施有關(guān)法律規(guī)定的決定》， http://www.npc.gov.cn/npc/xinwen/2015-12/28/content_1957361_2.htm推廣開來。從供給側(cè)視角，農(nóng)地抵押貸款供給現(xiàn)狀逐漸引起了學者的關(guān)注。研究金融機構(gòu)對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿及影響因素，對提高金融機構(gòu)供給效果、擴大農(nóng)地抵押貸款覆蓋率、破解“三農(nóng)”融資難題具有重要價值和意義。李智軍(2014)對河南9縣的問卷調(diào)查表明，金融機構(gòu)業(yè)務(wù)經(jīng)理對農(nóng)地貸款的供給意愿較高。不僅開展農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)的熱情較高，金融機構(gòu)客戶經(jīng)理對農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)評價也較為滿意(曹瓅等，2015)。然而，也有學者并不認可農(nóng)地抵押貸款供給現(xiàn)狀。有學者認為，在農(nóng)地抵押貸款發(fā)放過程中，金融機構(gòu)會因控制風險而形成信貸配給[4]；還有學者認為農(nóng)地抵押貸款試點只有依賴于地方政府的制度支持、風險擔?；蜓a貼，才能激勵金融機構(gòu)增加供給，其商業(yè)可持續(xù)性不確定[5]；林建偉等(2014)的研究發(fā)現(xiàn)信貸供給不足是現(xiàn)階段農(nóng)地抵押貸款覆蓋率低、試點效果差的主要原因?，F(xiàn)階段，農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)開展過程中，金融機構(gòu)業(yè)務(wù)參與積極性如何？隨著時間推移和試點深入開展，金融機構(gòu)業(yè)務(wù)積極性是否發(fā)生改變？影響農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)開展的因素都有那些？農(nóng)地抵押貸款試點不同業(yè)務(wù)模式下[注]市場主導模式下，農(nóng)戶自發(fā)成立土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)合作社，農(nóng)戶以村為單位，以農(nóng)地經(jīng)營權(quán)入股成為合作社社員，貸款社員以其入股的土地經(jīng)營權(quán)價值為限提供反擔保，當?shù)卣唤槿氲盅簷?quán)操作的具體過程；政府主導模式下，地方政府以國家和地方出臺的相關(guān)文件為指導，與當?shù)亟鹑诓块T密切配合，引導、推動并監(jiān)督農(nóng)地抵押貸款試點的開展。，金融機構(gòu)對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿及影響因素是否存在差異？這是本文試圖研究的關(guān)鍵問題。

二、文獻回顧

在制約金融機構(gòu)農(nóng)地抵押貸款供給意愿的影響因素方面，學者們做了大量研究。土地作為金融機構(gòu)的抵押物，王興穩(wěn)等(2007)認為其所提供的經(jīng)濟收益是影響農(nóng)地抵押貸款發(fā)放的關(guān)鍵因素。更進一步的討論發(fā)現(xiàn)，抵押品處置困難等也會制約農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)的發(fā)展[8]。運用博弈論理論，李善民(2015)發(fā)現(xiàn)地方政府的支持政策對推行農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)具有必要性和可行性。農(nóng)地抵押貸款的供應(yīng)很大程度上取決于地方政府的支持程度[10]。在實證研究方面，蘭慶高等(2013)、高勇(2016)運用Probit模型研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶性質(zhì)和農(nóng)地規(guī)模等農(nóng)戶特征是影響信貸員開展農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)的重要因素?；贚ogistic、Probti、OProbit模型的研究結(jié)果顯示：農(nóng)地抵押權(quán)評估問題、贖回農(nóng)地權(quán)利難易、農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性、抵押品估值難易、處置抵押物收益彌補貸款違約本息程度等抵押土地特征也是影響信貸員開展農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)的重要因素[3,11-13]。農(nóng)戶違約后抵押品收回難度對信貸員的供給意愿也有重要影響，規(guī)范土地流轉(zhuǎn)市場對農(nóng)地抵押貸款的開展具有較大的推動作用[14]。此外，相關(guān)法規(guī)健全程度和地方政策導向變更風險等政府特征也顯著影響信貸員開展農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)的積極性[11-12]，地方政府支持措施正向影響金融機構(gòu)對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿[3,15-16]。

已有研究從理論與實踐方面對金融機構(gòu)農(nóng)地抵押貸款供給意愿做了大量研究。然而，已有研究還存在值得改進之處：(1)農(nóng)地抵押貸款供給意愿的研究主要集中于單一模式，沒有針對不同試點模式下對金融機構(gòu)農(nóng)地抵押貸款供給意愿影響因素的研究。(2)在變量選取上，已有實證研究納入了農(nóng)戶性質(zhì)和農(nóng)地規(guī)模等變量，但未考慮金融機構(gòu)網(wǎng)點服務(wù)范圍內(nèi)農(nóng)戶經(jīng)濟特征(農(nóng)戶家庭收入、家庭支出、家庭生產(chǎn)性支出)[注]現(xiàn)有文獻主要集中于試點開始時期對農(nóng)地抵押貸款金融機構(gòu)供給意愿的研究，那時農(nóng)地抵押貸款實施風險尚未集中爆發(fā)，本文選取較長時間內(nèi)開展過農(nóng)地抵押貸款的地區(qū)，隨著試點的開展，此類地區(qū)在農(nóng)地抵押貸款實施過程中出現(xiàn)許多新風險，本文用時間變量來統(tǒng)一衡量農(nóng)地抵押貸款中的新風險。對金融機構(gòu)供給意愿的影響，也未考慮金融機構(gòu)信貸員個人特征、農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)本身特征和時間因素 對金融機構(gòu)供給意愿的影響。(3)在模型分析上，已有研究中較多采用的Probit、Logit模型是非線性模型，變量前系數(shù)值大小無法準確反映自變量對因變量影響程度；此外，對影響因素進行分析時，未采用回歸后估計方法揭示在自變量影響下，因變量不同類別取值的概率及其變化情況。

針對以上不足，本文引入農(nóng)戶特征、信貸員特征、抵押土地特征、業(yè)務(wù)特征、地方政府特征和時間變量，建立OLogit模型，并做總回歸、政府和市場主導模式下的分類回歸，以期深入分析不同業(yè)務(wù)模式下農(nóng)地抵押貸款供給意愿影響因素的差異。在此基礎(chǔ)上，本文列出自變量的OR(幾率比)[注]OR值是概率的比，OR值大于1，表示自變量對事件的發(fā)生概率有正向作用，供給意愿提高的可能性會增加；OR值小于1，表示自變量對事件的發(fā)生概率有負向作用，供給意愿提高的可能性會減少。值，描述自變量對因變量影響程度，并采用回歸后估計方法中的概率預(yù)測和平均邊際效應(yīng)兩種方法，對金融機構(gòu)農(nóng)地抵押貸款供給意愿取值的發(fā)生概率進行估計，深入解釋自變量對金融機構(gòu)農(nóng)地抵押貸款供給意愿的影響程度及兩者之間的相關(guān)關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)來源和供給現(xiàn)狀

農(nóng)村金融機構(gòu)在規(guī)避信用風險上實施了嚴格的問責制度，信貸員在決定貸款的發(fā)放上具有一定的獨立決策權(quán)，其不僅負責收回發(fā)放的貸款，而且貸款收回質(zhì)量直接與其經(jīng)濟利益掛鉤。結(jié)合已有研究經(jīng)驗，本文用信貸員對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿來衡量農(nóng)村金融機構(gòu)的供給意愿[7，11,14]。

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自課題組2014年11月、2015年7月、2016年8月年對寧夏同心(市場主導模式)、平羅(政府主導模式)兩縣的調(diào)研，調(diào)研分問卷調(diào)查和金融機構(gòu)人員座談會兩部分，問卷又分信貸員問卷和農(nóng)戶問卷[注]農(nóng)戶問卷通過對機構(gòu)網(wǎng)點內(nèi)調(diào)研農(nóng)戶進行統(tǒng)計，從而得出某一網(wǎng)點附近的農(nóng)戶特征，將其與網(wǎng)點內(nèi)信貸員問卷相結(jié)合，得出每個信貸員服務(wù)范圍內(nèi)農(nóng)戶的特征數(shù)據(jù)。。對農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)信社和農(nóng)商行[注]同心信用聯(lián)社是同心縣開展農(nóng)地抵押貸款的唯一機構(gòu)。平羅農(nóng)商行是平羅縣發(fā)放農(nóng)地抵押貸款的主要機構(gòu)，農(nóng)地抵押貸款的市場占有率達到了90%。因此，在平羅縣，課題組將農(nóng)商行作為重點了解對象。，調(diào)研組采用普查法，對網(wǎng)點逐個調(diào)研；對其它涉農(nóng)金融機構(gòu)，調(diào)研組隨機抽樣，選取個別網(wǎng)點進行問卷調(diào)研；對農(nóng)戶問卷，調(diào)研組在機構(gòu)網(wǎng)點附近的農(nóng)村選擇農(nóng)戶進行隨機抽樣調(diào)查。共收回信貸員問卷229份、農(nóng)戶問卷1 663份，其中農(nóng)商行和農(nóng)信社信貸員問卷共191份，樣本數(shù)據(jù)具有較強時效性和代表性，可以較好地反映涉農(nóng)金融機構(gòu)對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿。

(二)信貸員供給意愿

信貸員對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿是一個主觀行為，為了研究方便，本文對信貸員供給意愿進行定序量化，從小到大，將信貸員對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿采用Likert五級量表法進行賦值，即非常消極=1、消極=2、一般=3、積極=4、非常積極=5，數(shù)值越大，代表信貸員對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿越高。

信貸員對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿情況見表1，其Likert值為3.843，70.8%的信貸員表示愿意積極開展農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)，僅有5.2%的信貸員對開展農(nóng)地抵押貸款持消極態(tài)度，說明在西部地區(qū)，信貸員對農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)的熱情總體較高。比較不同業(yè)務(wù)模式可以發(fā)現(xiàn)，平羅(政府主導)模式下信貸員的供給意愿稍高于同心(市場主導)模式，平羅模式下73.3%的信貸員開展業(yè)務(wù)的積極性較高，而這一比例在同心模式下僅有61.2%。此外，隨著時間推移，信貸員對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿正在逐年降低，3年來，其Likert值分別為3.985、3.735和3.533。

表1信貸員對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿

地區(qū)非常消極(%)消極(%)一般(%)積極(%)非常積極(%)Likert值同心04.134.744.916.33.735平羅1.73.921.152.221.13.87220140.73.717.851.925.93.985201504.134.744.916.33.73520164.54.531.153.36.63.533總樣本縣1.33.924.050.720.13.843

四、研究方法和變量選擇

(一)研究方法

1.模型選擇

由于因變量“信貸員對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿”是一個有序變量，所以本文采用排序模型(OProbit/OLogit模型)來分析相關(guān)因素對意愿的影響。對于排序模型，選擇哪個模型沒有明確定論，模型選取大多隨研究者偏好而定[17]。本文數(shù)據(jù)滿足OLogit模型假設(shè)的隨機變量服從邏輯概率分布[18]，且所選自變量以分類變量為主，故OLogit模型更合適[19]。

2.模型構(gòu)建

(1)

(2)

式(2)中，β1<β2<β3<β4是待估參數(shù)，稱之為切點。

所以回歸方程可以設(shè)定如下

(3)

式(3)中，j=1、2、3、4、5，表示Likert量表中信貸員供給意愿等級；xi為影響信貸員意愿的指標；γj為模型的截距參數(shù)；δi為與xi對應(yīng)的回歸系數(shù)，表示解釋變量對被解釋變量的影響方向。

(二)變量選擇

本文的被解釋變量是信貸員對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿。在解釋變量選取上，本文選取網(wǎng)點附近農(nóng)戶特征變量、信貸員特征變量、抵押土地特征變量、業(yè)務(wù)特征變量、地方政府特征變量、時間變量等六大類變量作為解釋變量[注]本文沒有選取業(yè)務(wù)模式變量作為本文的自變量。原因在于：市場主導模式、政府主導模式是各地區(qū)結(jié)合當?shù)貙嶋H情況因地制宜發(fā)展的結(jié)果[20]，理論上而言，業(yè)務(wù)模式本身也不應(yīng)是影響地方金融機構(gòu)供給意愿的重要變量。盡管統(tǒng)計結(jié)果顯示，相比同心模式，金融機構(gòu)在平羅模式下?lián)碛懈叩墓┙o意愿，但這并不足以成為判斷兩種業(yè)務(wù)模式優(yōu)劣的依據(jù)。后面的分類模型中，本文也只是討論了農(nóng)戶特征、業(yè)務(wù)特征和政府特征等變量對不同模式下金融機構(gòu)貸款供給意愿的差異性影響。本文也嘗試加入業(yè)務(wù)模式變量，模型結(jié)果并不顯著，限于篇幅，文中沒有給出加入業(yè)務(wù)模式變量后的模型結(jié)果。，具體的變量說明、統(tǒng)計性描述和預(yù)期作用方向見表2。

表2變量說明

變量名稱變量定義均值標準差方向被解釋變量信貸員對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿1=非常消極,2=消極,3=一般,4=積極,5=非常積極3.8430.833解釋變量農(nóng)戶特征變量家庭土地經(jīng)營面積(畝)1=(0,10],2=(10,15],3=(15,20],4=(20,30],5=(30,∞)3.4021.306+ 家庭收入(萬元)連續(xù)變量16.9879.976+/- 家庭支出(萬元)連續(xù)變量9.8974.196+/-家庭生產(chǎn)性支出(萬元)連續(xù)變量4.4403.005+/-信貸員特征變量 文化水平1=高中及以下,2=大專,3=大學本科,4=碩士研究生2.5980.603+ 工作年限1=5年及以下,2=6～10年,3=11～15年,4=15～20年,5=20年以上2.8211.404+ 所屬機構(gòu)類型1=農(nóng)商行或農(nóng)信社,0=其它0.8380.369+抵押土地特征變量 抵押土地估值難易1=非常困難,2=困難,3=一般,4=容易,5=非常容易3.4890.814+ 處置抵押權(quán)的難易1=非常困難,2=困難,3=一般,4=容易,5=非常容易2.4670.906+貸款違約后處置抵押土地彌補貸款本息程度1=非常低,2=低,3=一般,4=高,5=非常高2.8910.833+業(yè)務(wù)特征變量 貸款業(yè)務(wù)量1=非常小,2=小,3=一般,4=大,5=非常大3.5980.846+ 業(yè)務(wù)前景1=非常差,2=差,3=一般,4=好,5=非常好3.7730.738+ 業(yè)務(wù)風險1=非常低,2=低,3=一般,4=高,5=非常高2.5411.057- 辦理手續(xù)1=非常繁雜,2=繁雜,3=一般,4=簡便,5=非常簡便3.4060.916+政府特征變量 政策措施健全程度1=非常缺乏,2=缺乏,3=一般,4=健全,5=非常健全3.2360.998+ 政府部門的扶持1=是,0=否0.7380.441+時間特征變量 時間因素1=2014,2=2015,3=20161.6070.796-

表3模型結(jié)果

變量回歸1回歸2回歸3同心模式平羅模式家庭土地經(jīng)營面積系數(shù)0.458 3***0.519 9***0.525 4***-1.867 50.359 9**OR值(1.581 4)(1.681 9)(1.691 1)(0.154 5)(1.433 2)家庭收入系數(shù)-0.073 0***-0.079 6***-0.079 4***-0.948 3**-0.070 1***OR值(0.929 6)(0.923 5)(0.923 7)(0.387 4)(0.931 8)家庭支出系數(shù)-0.216 8***-0.156 8**-0.168 6**1.987 3**-0.254 2***OR值(0.805 1)(0.854 9)(0.844 9)(7.295 6)(0.775 5)家庭生產(chǎn)性支出系數(shù)0.287 1***0.233 7**0.250 9**1.562 80.327 6***OR值(1.332 6)(1.263 3)(1.285 2)(4.772 3)(1.387 6)文化水平系數(shù)0.102 50.177 40.214 82.612 8*-0.124 7OR值(1.107 9)(1.194 2)(1.239 7)(13.637 2)(0.882 7)工作年限系數(shù)0.227 8*0.230 8*0.285 0**0.698 20.244 7*OR值(1.255 9)(1.259 6)(1.329 8)(2.010 2)(1.277 3)所屬機構(gòu)類型系數(shù)-0.067 1-0.326 9-0.429 8—0.102 5OR值(0.935 1)(0.721 2)(0.650 6)—(1.108 0)抵押土地估值難易系數(shù)0.306 40.325 10.375 7*-0.711 10.422 6*OR值(1.358 6)(1.384 1)(1.456 1)(0.491 1)(1.525 9)處置抵押權(quán)難易系數(shù)0.482 8**0.533 7***0.553 2***0.962 10.428 2*OR值(1.620 6)(1.705 3)(1.738 8)(2.617 1)(1.534 5)違約后處置土地彌補貸款損失程度系數(shù)0.350 80.321 70.261 92.238 4**0.214 3OR值(1.420 2)(1.379 5)(1.299 5)(9.378 4)(1.239 0)貸款業(yè)務(wù)量系數(shù)0.798 0***0.857 4***0.853 8***1.837 1**0.635 0***OR值(2.221 1)(2.357 0)(2.348 5)(6.278 6)(1.887 0)業(yè)務(wù)前景系數(shù)0.560 6**0.522 0**0.575 9**0.944 80.817 7***OR值(1.751 7)(1.685 3)(1.778 8)(2.572 2)(2.265 3)業(yè)務(wù)風險系數(shù)-0.760 1***-0.769 4***-0.773 8***-1.514 7*-0.392 3*OR值(0.467 6)(0.463 3)(0.461 3)(0.219 9)(0.675 5)辦理手續(xù)系數(shù)0.385 3*0.428 4**0.535 6***-0.485 10.471 2**OR值(1.470 1)(1.534 8)(1.708 5)(0.615 6)(1.601 9)政策措施健全程度系數(shù)0.084 80.148 8—2.001 5**-0.316 8OR值(1.088 5)(1.160 4)—(7.400 1)(0.728 5)政府部門的扶持系數(shù)0.758 4**0.788 6**—-0.145 51.016 0**OR值(2.134 9)(2.200 3)—(0.864 6)(2.762 2)時間因素系數(shù)-0.529 4**———-0.712 8***OR值(0.589 0)———(0.490 2)Prob0.000 00.000 00.000 00.000 00.000 0LR chi2214.69208.96203.0374.41169.97Pseudo0.392 80.382 30.371 40.658 40.396 6

注：*、**、***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。

五、模型結(jié)果

(一)模型結(jié)果

1.模型回歸結(jié)果

表3中，回歸1為信貸員對農(nóng)地抵押貸款供給意愿影響因素基準模型的估計結(jié)果，考察了六大類變量對農(nóng)村金融機構(gòu)信貸員開展農(nóng)地抵押貸款意愿的影響?；貧w2在回歸1的基礎(chǔ)上減少了調(diào)研時間控制變量，回歸3則在回歸2的基礎(chǔ)上進一步減少了地方政府控制變量。模型結(jié)果顯示，在進一步調(diào)整控制變量后，模型變量的顯著性和系數(shù)值基本不變，說明模型估計結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性；同時，計算自變量的方差膨脹因子，最大值為5.20，小于10，平均值為1.88，小于2，模型不存在多重共線性問題；經(jīng)過檢驗，模型也不存在異方差問題；link檢驗時，hatsq的p值為0.319，沒有拒絕hatsq系數(shù)為0的假設(shè)，所以模型設(shè)定也沒有遺漏重要解釋變量。為了深入研究，本文還在業(yè)務(wù)主導模式差異的基礎(chǔ)上研究同心(市場主導)模式和平羅(政府主導)模式下信貸員對農(nóng)地抵押貸款供給意愿的影響因素差異。

2.概率預(yù)測結(jié)果

表4是某一自變量取特定值，其它自變量不變時因變量的取值概率。

表4自變量取特定值時對信貸員供給意愿概率的預(yù)測

變量取值類別Pr(y=1)Pr(y=2)Pr(y=3)Pr(y=4)Pr(y=5)家庭土地經(jīng)營面積(畝)3.41.44***2.90***23.44***53.27***18.96***家庭收入(萬元)17.00.76*3.67***24.20***51.97***19.39***家庭支出(萬元)9.90.96*3.80***24.25***51.00***19.98***家庭生產(chǎn)性支出(萬元)4.41.68***3.55***24.68***49.27***20.82***文化水平31.25**4.00***23.25***50.82***20.68***工作年限31.11*3.85***22.82***52.43***19.79***所屬機構(gòu)類型01.27*3.96***23.03***50.96***20.78***11.33**4.09***23.52***50.90***20.16***抵押土地估值難易31.38**4.16***24.36***51.74***18.36***處置抵押權(quán)的難易21.33**4.11***24.87***52.65***17.03***貸款違約后處置抵押土地彌補貸款本息程度30.99*3.85***23.22***52.01***19.92***貸款業(yè)務(wù)量40.433.13***21.18***53.40***21.85***業(yè)務(wù)前景40.83*3.39***22.46***53.41***19.91***業(yè)務(wù)風險31.13*3.87***26.39***53.68***14.94***辦理手續(xù)31.07*4.31***24.80***51.58***18.24***政策措施健全程度31.30**4.01***23.55***51.29***19.85***政府部門的扶持01.51**5.24***27.91***50.49***14.85***10.89*3.56***22.02***52.02***21.51***時間因素21.26*4.69***24.66***51.49***17.90***

注：*、**、***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。

3.邊際效應(yīng)結(jié)果

表5是模型平均邊際效應(yīng)估計結(jié)果，邊際效應(yīng)是用于分析某一自變量變化而其它自變量保持不變時，對個體選擇因變量某個特定類別概率的影響[21]。估計自變量取均值時對信貸員選擇各意愿類別概率的邊際效應(yīng)和自變量在每個樣本觀測值上對信貸員各意愿類別概率的邊際效應(yīng)平均值(平均邊際效應(yīng))，揭示了隨自變量取值的變動，信貸員選擇各意愿類別概率的變化情況[22]。鑒于在非線性模型中，樣本均值處的個體行為并不等于個體的平均行為[23]。本文使用平均邊際效應(yīng)研究在自變量影響下，因變量不同類別取值的變化情況。若自變量影響因素為正，則受自變量取值變動的影響，信貸員選擇“積極”、“非常積極”的概率增大(平均邊際效應(yīng)為正)，選擇“非常消極”、“消極”和“一般”的概率減小(平均邊際效應(yīng)為負)。

表5平均邊際效應(yīng)估計結(jié)果

變量pr(y=1)pr(y=2)pr(y=3)pr(y=4)pr(y=5)家庭土地經(jīng)營面積-0.003 7*-0.009 2**-0.033 4***0.004 30.042 2***家庭收入0.000 6**0.001 5**0.005 3***-0.0007-0.0067***家庭支出0.001 8*0.004 4**0.015 8***-0.002 0-0.0199***家庭生產(chǎn)性支出-0.002 3*-0.005 8**-0.021 0***0.002 70.026 4**文化水平-0.000 8-0.002 1-0.007 50.001 00.009 4工作年限-0.001 8-0.004 6-0.016 7*0.002 10.021 0*所屬機構(gòu)類型0.000 50.001 30.004 9-0.000 6-0.006 2抵押土地估值難易-0.002 5-0.006 2-0.022 40.002 80.028 2處置抵押權(quán)難易-0.003 9*-0.009 7**-0.035 3**0.004 50.044 4**貸款違約后處置抵押土地彌補貸款本息程度-0.002 8-0.007 0-0.025 60.003 30.032 3貸款業(yè)務(wù)量-0.006 5**-0.016 0***-0.058 3***0.007 40.073 4***業(yè)務(wù)前景-0.004 6*-0.011 3*-0.041 0**0.005 20.051 6**業(yè)務(wù)風險0.006 2**0.015 3***0.055 5***-0.007 1-0.069 9***辦理手續(xù)-0.003 1-0.007 7-0.028 2**0.003 60.035 4*政策措施健全程度-0.000 7-0.001 7-0.006 20.000 80.007 8政府部門的扶持-0.006 2*-0.015 2*-0.055 4**0.007 10.069 8**時間因素0.004 3*0.010 6*0.038 7**-0.004 9-0.048 7**

注：*、**、***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平。

(二)模型結(jié)果解釋

本文以同心模式和平羅模式下回歸結(jié)果和平均邊際效應(yīng)結(jié)果為例，分析不同模式下各因素對信貸員農(nóng)地抵押貸款供給意愿的影響。

1.農(nóng)戶特征

(1)平羅模式下，農(nóng)戶家庭土地經(jīng)營面積的OR值為1.433 2，通過了5%的顯著性檢驗。土地經(jīng)營面積大，抵押土地評估價格相應(yīng)提高，信貸員供給意愿也越積極，農(nóng)戶土地經(jīng)營面積提高一個層次，信貸員選擇較高水平意愿的幾率比提高了43.32%。同心模式中的農(nóng)地抵押貸款是一種“抵押+擔保+信用”的間接抵押模式，農(nóng)戶貸款時以“團體信用”做擔保，對土地經(jīng)營面積的依賴相對較輕。表4顯示，農(nóng)戶平均土地經(jīng)營面積為3.4畝時，信貸員選擇“非常消極”、“消極”、“一般”、“積極”和“非常積極”的概率分別為1.44%、2.90%、23.44%、53.27和18.96%。表5顯示，農(nóng)戶土地經(jīng)營面積提高一個層次，信貸員選擇“非常消極”、“消極”、“一般”的概率分別降低0.37%、0.92%和3.34%，選擇“非常積極”的概率提高4.22%(其余變量的結(jié)果解釋與此類同)。

(2)農(nóng)戶家庭收入水平分別在同心模式和平羅模式下通過了5%和1%的顯著性檢驗，并且影響方向為負。農(nóng)地抵押貸款的主要服務(wù)對象為一般農(nóng)戶，一般農(nóng)戶土地經(jīng)營面積有限，土地評估價值低，農(nóng)地抵押貸款額度小，一般以3萬或4萬為主。在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的村鎮(zhèn)，較低的貸款額無助于滿足農(nóng)戶的生產(chǎn)性投資需求，農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押貸款意愿低，信貸員對農(nóng)地抵押貸款的發(fā)放意愿較低。

(3)農(nóng)戶家庭支出在兩種模式下均通過了1%的顯著性檢驗，在同心模式下的方向為正，在平羅模式下的方向為負。收入一定的情況下，農(nóng)戶開支越少，農(nóng)戶家庭儲蓄就越多，農(nóng)戶還款能力就越強，在平羅，信貸員供給農(nóng)地抵押貸款的意愿與農(nóng)戶支出成反比。而在同心，生活支出較高地區(qū)，農(nóng)戶對貸款的需求較旺盛，同心模式下農(nóng)戶的還款意識較高，其獨特的“抵押+擔保+信用”模式也增加了信貸員收回貸款的信心，在降低對借款人限制和經(jīng)濟要求的前提下，信貸員會增加農(nóng)地抵押貸款的筆數(shù)。

(4)農(nóng)戶家庭生產(chǎn)性支出在平羅模式下通過了1%的顯著性檢驗。對生產(chǎn)性投資旺盛的農(nóng)戶而言，其投入生產(chǎn)的資金越多，未來可預(yù)見的家庭經(jīng)濟收入越高，還款能力越值得期待，信貸員的貸款發(fā)放意愿隨之增強。

2.信貸員特征

(1)文化水平水平在10%的顯著性水平上對同心模式下信貸員辦理農(nóng)地抵押貸款的意愿產(chǎn)生正向影響；工作年限在10%的顯著性水平上對平羅模式下信貸員意愿產(chǎn)生正向影響。信貸員的文化水平越高、工作年限越長，對農(nóng)地抵押貸款的理解也越深入、越清楚農(nóng)地抵押貸款的支農(nóng)意義與優(yōu)勢，開展此項業(yè)務(wù)的積極性越高。文化水平較低、工作年限較短的信貸員，對農(nóng)地抵押貸款的了解不足、顧慮較重，開展意愿較低。

(2)機構(gòu)類型在平羅模式下沒有通過顯著性檢驗，說明金融機構(gòu)是否為農(nóng)商行(農(nóng)信社)不是影響信貸員辦理農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)的主要原因。

3.抵押土地特征

(1)抵押土地估值難易和處置抵押權(quán)難易在平羅模式下分別通過了10%和5%的顯著性檢驗。對信貸員而言，土地價值難以評估，抵押土地難以處置、變現(xiàn)，會增加信貸員辦理業(yè)務(wù)的風險和時間成本，進而降低其對農(nóng)地抵押貸款的意愿。而同心地區(qū)獨特的抵押模式對抵押土地價值的要求較低，抵押土地最終由土地合作社代為處置并償還不良貸款，信貸員對抵押土地估值難易和處置抵押權(quán)難易不敏感。

(2)貸款違約后處置抵押土地彌補貸款本息程度在同心模式下通過了5%的顯著性檢驗。作為盈利性組織，金融機構(gòu)處置抵押土地的收益越高，金融機構(gòu)面臨的盈利損失越低，開展農(nóng)地抵押貸款的意愿也就越強烈。

4.業(yè)務(wù)特征

(1)貸款業(yè)務(wù)量分別在同心模式和平羅模式下通過了5%和1%的顯著性檢驗。貸款業(yè)務(wù)量大意味著較佳的經(jīng)濟效益，信貸員的開展意愿也比較強烈。

(2)業(yè)務(wù)前景在平羅模式下通過了5%的顯著性檢驗。說明在平羅地區(qū)，信貸員對業(yè)務(wù)前景的預(yù)期是影響其辦理農(nóng)地抵押貸款的重要因素。

(3)業(yè)務(wù)風險分別在同心模式和平羅模式下通過了10%和5%的顯著性檢驗。根據(jù)銀行經(jīng)營的安全性原則和問責制度，信貸員要負責收回其對外發(fā)放的每一筆貸款，并且貸款收回質(zhì)量高低與其經(jīng)濟利益掛鉤，所以信貸員對農(nóng)地抵押貸款的風險判斷會影響其供給意愿。

(4)辦理手續(xù)在平羅模式下通過了5%的顯著性檢驗。說明辦理手續(xù)越簡便，平羅模式下信貸員對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿越強烈。業(yè)務(wù)前景和辦理手續(xù)不是影響同心模式下信貸員農(nóng)地抵押貸款供給意愿的主要因素。

5.政府特征

(1)政策措施健全程度在同心模式下通過了10%的顯著性檢驗。說明在同心模式下，健全的政策措施可以更好地提高金融機構(gòu)農(nóng)地抵押貸款的供給意愿。

(2)政府的扶持在平羅模式下通過了5%的顯著性檢驗。政府主導模式下，農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)的直接推動力量是地方政府，地方政府的支持力度對信貸員農(nóng)地抵押貸款供給意愿的影響較大。

6.時間特征

時間因素在總模型和平羅模式下均通過了顯著性檢驗，并且方向為負。說明隨著時間推移，信貸員對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿在逐步下降。其原因眾多，首先，抵押農(nóng)地評估價格下行壓力大。在現(xiàn)存農(nóng)地估值制度下，抵押土地的價值是未來收益流量的現(xiàn)值之和，現(xiàn)有法律規(guī)定土地承包期2027年年底到期，抵押土地的評估價格為第二年到2027年間土地承包收益的現(xiàn)值之和。而隨著土地承包期接近，抵押農(nóng)地評估價值在逐年降低，信貸員的意愿受此影響較大。其次，財政支持的相關(guān)配套政策難以落實到位。以平羅風險補償基金為例，平羅縣財政承諾風險補償基金額度將從300萬增資到1 000萬，然而，后期資金一直未能如期注入，對應(yīng)著3億多元的貸款余額，風險補償基金的風險分擔作用大大弱化。同時，在銀行農(nóng)地抵押不良貸款出現(xiàn)時，風險補償基金也沒有真正動用 ，嚴重打擊了信貸員發(fā)放農(nóng)地抵押貸款的意愿。最后，涉農(nóng)金融機構(gòu)客戶結(jié)構(gòu) 的不合理再次制約了農(nóng)地抵押貸款的供給。

六、結(jié)論與建議

基于寧夏229份信貸員微觀數(shù)據(jù)，本文對政府與市場不同主導模式下農(nóng)地抵押貸款供給意愿及影響因素進行了分析，得出以下主要結(jié)論。

(1)現(xiàn)階段西部地區(qū)金融機構(gòu)對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿總體較高，絕大部分信貸員愿意積極開展農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)，僅有5.2%的信貸員對開展農(nóng)地抵押貸款持消極態(tài)度。通過對不同主導模式的深入分析發(fā)現(xiàn)，平羅(政府主導)模式下金融機構(gòu)的供給意愿要高于同心(市場主導)模式。并且隨著時間推移，抵押農(nóng)地評估貶值、農(nóng)地抵押貸款風險暴露，金融機構(gòu)對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿正在逐年降低。

(2)農(nóng)戶特征(家庭土地經(jīng)營面積、家庭收入、家庭支出和家庭生產(chǎn)性支出)和業(yè)務(wù)特征(貸款業(yè)務(wù)量、業(yè)務(wù)前景、業(yè)務(wù)風險和辦理手續(xù))在回歸1中顯著通過了穩(wěn)健性檢驗，說明已有研究中被忽視的農(nóng)戶特征和業(yè)務(wù)特征是制約農(nóng)地抵押貸款供給意愿的重要因素。

(3)不同業(yè)務(wù)主導模式下，影響農(nóng)地抵押貸款供給意愿的因素存在顯著差異。家庭收入、家庭支出、文化水平、貸款違約后處置抵押土地彌補貸款本息的程度、貸款業(yè)務(wù)量、業(yè)務(wù)風險、政策措施健全程度對市場主導模式下農(nóng)地抵押貸款供給意愿有顯著影響；政府主導模式下，農(nóng)戶特征(家庭土地經(jīng)營面積、家庭收入、家庭支出和家庭生產(chǎn)性支出)、工作年限、抵押土地特征(抵押土地估值難易、處置抵押權(quán)的難易)、業(yè)務(wù)特征(貸款業(yè)務(wù)量、業(yè)務(wù)前景、業(yè)務(wù)風險和辦理手續(xù))、政府部門的扶持和時間因素顯著影響農(nóng)地抵押貸款供給意愿。

基于上述研究結(jié)論，本文得出如下政策啟示。

第一，因地制宜地開展農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)。模型結(jié)果顯示，在農(nóng)戶家庭收入低、支出少、生產(chǎn)性支出多、土地經(jīng)營面積大的地區(qū)，金融機構(gòu)開展農(nóng)地抵押貸款的邊際效益高、供給意愿強，應(yīng)該重點推動農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)發(fā)展。分類模式中，政府主導模式下農(nóng)地抵押貸款供給意愿較高，所以地方政府應(yīng)積極出臺相關(guān)支持政策，建全農(nóng)地抵押配套設(shè)施，提供財政支持，發(fā)揮財政支農(nóng)資金的杠桿作用，為農(nóng)地抵押貸款的開展“保駕護航”。而在一些抵押農(nóng)地價值低、農(nóng)戶信用水平高、土地流轉(zhuǎn)市場不發(fā)達、政府財力弱的地區(qū)，可以借鑒同心模式中“抵押+擔保+信用”的農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)模式，為抵押土地“增信”，分擔農(nóng)地抵押貸款風險。

第二，完善政策措施，加大政府財政支持力度。市場主導模式下，政府應(yīng)該完善農(nóng)地抵押貸款的相關(guān)政策措施，從而減輕金融機構(gòu)對法律法規(guī)不健全的憂慮。政府主導模式下，政策措施相對健全，政府應(yīng)加大財政貼息、稅收減免、風險補償基金等的支持力度，從而更好促進農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)發(fā)展。

第三，針對抵押農(nóng)地評估價值逐年降低的問題，還可以改善農(nóng)地估值方法。一方面可以用存量評估法代替流量評估法，摒棄用未來收益之和確定農(nóng)地評估價值的流量評估法，把農(nóng)地每年的承包收入看作“利息收入”，通過除以一定的利率，計算出農(nóng)地現(xiàn)階段的真正價值。另一方面，金融機構(gòu)也可以更靈活地運用政策，創(chuàng)新農(nóng)地評估方法，比如固定用10年、15年或20年的期限為準確定農(nóng)地未來承包價值，并加總計算農(nóng)地評估價值，而不是拘泥于農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)的到期時間。

本研究還存在以下不足。第一，盡管進行了穩(wěn)健性檢驗、遺漏變量檢驗，然而，受限于樣本數(shù)據(jù)中工具變量選取困難，本文沒能最終解決變量的內(nèi)生性問題。通過工具變量或其它計量方法，解決模型中存在的內(nèi)生性問題，這是下一步研究要解決的關(guān)鍵問題。第二，本文使用寧夏地區(qū)平羅縣和同心縣信貸員微觀數(shù)據(jù)，僅能反映西部地區(qū)金融機構(gòu)對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿及影響因素。隨著農(nóng)地抵押貸款試點在全國推廣，從東、中、西和東北不同試點地區(qū)全面搜集數(shù)據(jù)，研究不同業(yè)務(wù)模式下金融機構(gòu)對農(nóng)地抵押貸款的供給意愿和影響因素顯得尤為重要和迫切。