陳 鳴，呂利蘭

(南華大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理與法學(xué)學(xué)院，湖南 衡陽 421001)

改革開放以來，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)多樣化特征。農(nóng)民收入來源主要包括這四個(gè)方面：家庭經(jīng)營性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入[1]。其中，家庭經(jīng)營性收入在農(nóng)民收入中占據(jù)著重要地位，但是隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，農(nóng)民的工資性收入在農(nóng)民收入中的比重增加。然而，財(cái)產(chǎn)性收入在農(nóng)民收入比重很小，相對(duì)來說穩(wěn)定，并且增長(zhǎng)趨勢(shì)并不明顯[2]。土地作為農(nóng)民重要財(cái)產(chǎn)之一，由于各種制約因素，土地的收益性很小[3]，這就導(dǎo)致農(nóng)村大部分土地資源嚴(yán)重荒廢。減輕農(nóng)村土地資本的浪費(fèi)，盤活荒廢的土地資源，促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)，是“三權(quán)分置”背景下實(shí)施農(nóng)村土地制度改革的任務(wù)之一。

農(nóng)民部分收入來源于農(nóng)業(yè)，而現(xiàn)代農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展離不開金融的支持，但長(zhǎng)期以來因?yàn)槿狈τ行У牡盅何镆约稗r(nóng)村金融發(fā)展相對(duì)滯后，農(nóng)民信貸普遍受到約束[4]。農(nóng)地抵押貸款其實(shí)是農(nóng)地“三權(quán)分置”制度的一項(xiàng)配套政策，“三權(quán)分置”制度是“兩權(quán)分置”制度的發(fā)展，是中國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)變遷的突破和創(chuàng)新之舉，它使中國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)呈現(xiàn)不斷明晰的改進(jìn)狀態(tài)[5]?！叭龣?quán)分置”對(duì)所有權(quán)、承包權(quán)、經(jīng)營權(quán)進(jìn)行了界定和區(qū)分，其中“經(jīng)營權(quán)”是指農(nóng)民土地的經(jīng)營權(quán)擁有抵押權(quán)和擔(dān)保權(quán)；“承包權(quán)”是指農(nóng)戶享有土地占有、使用、獲益和轉(zhuǎn)讓權(quán)。這一制度的改革賦予了農(nóng)民更加完整的土地權(quán)能。中央一號(hào)文件(2014)也明確指出了“在落實(shí)農(nóng)村土地集體所有權(quán)的基礎(chǔ)上，穩(wěn)固農(nóng)戶承包權(quán)、放松土地的經(jīng)營權(quán)，承包土地的經(jīng)營權(quán)可以向金融機(jī)構(gòu)抵押進(jìn)行融資”，這一舉措解決農(nóng)戶向金融機(jī)構(gòu)抵押貸款的難題。

為了不浪費(fèi)土地資源，促進(jìn)農(nóng)民增收和推動(dòng)農(nóng)業(yè)發(fā)展現(xiàn)代化，有必要引導(dǎo)金融資源投入農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民，滿足農(nóng)民金融需求，解決農(nóng)民融資需求。2015年《國務(wù)院關(guān)于開展農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)和農(nóng)民住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》中規(guī)定，“要落實(shí)農(nóng)村土地的用益物權(quán)，穩(wěn)妥推進(jìn)‘兩權(quán)’抵押貸款業(yè)務(wù)”。中國人民銀行、中國銀行保險(xiǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)等相關(guān)部門2016年印發(fā)了《農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點(diǎn)暫行辦法》，對(duì)農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)試點(diǎn)范圍、借款條件和用途、貸款利率和期限、土地經(jīng)營權(quán)價(jià)格評(píng)估、土地抵押風(fēng)險(xiǎn)管理和處置等相關(guān)問題進(jìn)行了規(guī)范，并提出政策要求。

全國各地區(qū)在相關(guān)政策的推動(dòng)下積極參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款，試點(diǎn)取得明顯效果。在2018年9月末，全國232個(gè)試點(diǎn)地區(qū)農(nóng)地抵押貸款余額520億元，同比增長(zhǎng)76.3%，累計(jì)發(fā)放964億元。在農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)的情況下，不僅地方農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)得到了發(fā)展和農(nóng)民收入實(shí)現(xiàn)了增長(zhǎng)，農(nóng)村金融服務(wù)支持鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的發(fā)展也得到了推動(dòng)。土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款在全國各地開展，由于各試點(diǎn)區(qū)地域多樣性以及農(nóng)業(yè)發(fā)展、經(jīng)濟(jì)制度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)地經(jīng)營方式等差異，因此政策在各試點(diǎn)區(qū)的效果可能有差異。本文利用2013—2019年湖南省88個(gè)縣域面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分方法研究農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的效應(yīng)。

一 文獻(xiàn)綜述

農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)開展后，許多學(xué)者積極參與研究并發(fā)表了大量研究成果。關(guān)于農(nóng)地抵押貸款模式，從抵押品功能的視角，可以分為“直接型”和“間接型”兩種模式[6]。“直接型”農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款[7]是將農(nóng)地經(jīng)營權(quán)作為唯一抵押物抵押給金融機(jī)構(gòu)的貸款模式，金融機(jī)構(gòu)與借款人之間同時(shí)存在債權(quán)債務(wù)關(guān)系和抵押關(guān)系；“間接型”農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款是在農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押基礎(chǔ)上，輔以附加擔(dān)保等增信方式獲取貸款的模式[6]。

關(guān)于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押貸款需求的研究，從農(nóng)戶視角，陳晉麗等采用遼寧省對(duì)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用二元Logit回歸方法檢驗(yàn)農(nóng)戶土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款需求意愿與特點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民的教育程度、貸款經(jīng)歷、土地面積、家庭年收入和對(duì)政策的認(rèn)知對(duì)土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款需求意愿有顯著的正向影響[8]。曹瓅和羅劍朝利用Logit模型分析土地規(guī)模、收入水平對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款需求的影響，研究表明農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款需求極大受到土地規(guī)模和農(nóng)戶自身收入水平的影響[9]。林樂芬和沈一妮采用logistic模型，利用江蘇省東海縣2 640戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體與傳統(tǒng)小農(nóng)戶對(duì)地方政府頂層設(shè)計(jì)的現(xiàn)行農(nóng)地抵押貸款的響應(yīng)意愿及影響因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)特征因素、地理位置、農(nóng)地流轉(zhuǎn)特征等因素都是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體與傳統(tǒng)小農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押貸款行為導(dǎo)向的重要因素，并且經(jīng)濟(jì)因素和土地流轉(zhuǎn)因素對(duì)兩類異質(zhì)性農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的影響具有顯著差異[10]。

對(duì)于農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款融資的研究，學(xué)者牛曉冬等利用實(shí)地調(diào)研的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，分別采用OLogit、二元Logit和Poisson-Hurdle模型，通過對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資意愿、響應(yīng)決策及可得性的分析，發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)戶參與意愿的主要因素是農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押融資的認(rèn)知程度以及農(nóng)村的金融環(huán)境；影響農(nóng)戶決策的主要因素是農(nóng)戶經(jīng)營類型和生產(chǎn)投資比；阻礙農(nóng)戶獲取農(nóng)地抵押融資的關(guān)鍵因素是農(nóng)戶社會(huì)資本、貸款經(jīng)歷、是否購買保險(xiǎn)和主辦金融機(jī)構(gòu)數(shù)目[11]。

上述文獻(xiàn)主要側(cè)重于農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款模式，農(nóng)戶對(duì)土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的需求影響因素和農(nóng)戶參與農(nóng)地抵押融資意愿、響應(yīng)決策研究，而未探究不同農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款模式下試點(diǎn)政策能發(fā)揮的具體效果，以及農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點(diǎn)政策本身對(duì)農(nóng)戶收入的影響。部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策有促進(jìn)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的效應(yīng)，這彌補(bǔ)了農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶收入影響研究領(lǐng)域的不足。根據(jù)學(xué)者武麗娟和劉瑞明的農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)民收入影響的研究，認(rèn)為農(nóng)地抵押貸款撬動(dòng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)可以通過信貸渠道實(shí)現(xiàn)，還可以通過推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和促進(jìn)勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移等多個(gè)影響機(jī)制來實(shí)現(xiàn)[12]?；莴I(xiàn)波運(yùn)用傾向得分匹配法和固定效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款收入效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款收入效應(yīng)具有顯著且持續(xù)的推動(dòng)作用，并且推動(dòng)作用隨著貸款周期越長(zhǎng)越大；然而與市場(chǎng)主導(dǎo)的農(nóng)地抵押貸款相比，政府主導(dǎo)的農(nóng)地抵押貸款促進(jìn)農(nóng)戶增收的效果更好[13]。

綜上所述，已有部分文獻(xiàn)研究了農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點(diǎn)對(duì)農(nóng)戶收入的影響，但所研究的都是該政策在試點(diǎn)地區(qū)的一般平均效應(yīng)，并未考察農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策在個(gè)體地區(qū)的具體效應(yīng)，本文則采用了合成控制法探究該政策具體影響了哪個(gè)試點(diǎn)區(qū)的農(nóng)戶收入。另外，對(duì)于該政策除了影響試點(diǎn)地區(qū)農(nóng)戶收入外，是否會(huì)對(duì)試點(diǎn)地區(qū)周邊相鄰區(qū)縣農(nóng)戶收入增長(zhǎng)產(chǎn)生影響？即農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策的空間溢出效應(yīng)，目前少有研究文獻(xiàn)考慮并研究這一點(diǎn)。還有，上述文獻(xiàn)研究中雖然分析了農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策能通過信貸渠道、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移等影響機(jī)制來實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)，但是這些影響機(jī)制本身又對(duì)試點(diǎn)政策有何效應(yīng)呢？各試點(diǎn)地區(qū)自身的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和地理位置等因素存在較大差異，是否會(huì)使得試點(diǎn)政策存在異質(zhì)性？基于已有的農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策研究理論基礎(chǔ)，本文對(duì)這些問題利用實(shí)際數(shù)據(jù)和計(jì)量模型方法進(jìn)行量化研究。

二 研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文擬采用2013—2019年湖南省縣域面板數(shù)據(jù)來評(píng)估農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的效應(yīng)。數(shù)據(jù)來源為《中國縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于一些指標(biāo)數(shù)據(jù)的缺失，本文通過插值法補(bǔ)全。考慮到通貨膨脹的影響，本文通過GDP指數(shù)換算得到縣域?qū)嶋HGDP，這里以2013年為基期。

(二)變量和描述性統(tǒng)計(jì)

變量選取說明如下：

1.被解釋變量。參考李波和張春燕[14]、朱曉杰[15]、于琴和劉亞相[16]的做法。本文選取“農(nóng)村居民人均可支配收入”對(duì)數(shù)值(lnincome)來表示農(nóng)民收入的變化。

2.核心解釋變量。本文構(gòu)建的核心解釋變量是農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)區(qū)交互項(xiàng)DIDit(DIDit=treatmenti×postt)，treatmenti和postt分別為政策組別虛擬變量和時(shí)間虛擬變量。如果該區(qū)縣被設(shè)為試點(diǎn)區(qū)，則treatmenti=1，否則為0；postt=1表示該區(qū)縣試點(diǎn)年份，否則為0。

3.控制變量。除了農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策會(huì)影響農(nóng)民收入外，還需要控制其他影響因素的干擾。借鑒李波和張春燕[14]、武麗娟和劉瑞明[12]、甘天琦等[17]、張國建等[18]的相關(guān)研究。本文所選取的控制變量包括：利用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)單位數(shù)(lnfirm)來反映工業(yè)化水平；用第一產(chǎn)業(yè)增加值占縣域?qū)嶋HGDP比重(lngis1)和第二產(chǎn)業(yè)增加值占縣域?qū)嶋HGDP比重(lngis2)來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；選取居民儲(chǔ)蓄存款余額(lnsave)來控制儲(chǔ)蓄的影響；利用社會(huì)福利性單位床位數(shù)(lnwel)來反映社會(huì)福利水平。

4.其他變量。為了檢驗(yàn)農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策的溢出性和異質(zhì)性，分別設(shè)置是否與政策試點(diǎn)區(qū)縣為周邊鄰近區(qū)縣的虛擬變量near,若與試點(diǎn)區(qū)縣為周邊鄰近區(qū)縣，則near=1,否則為0；是否為貧困區(qū)縣虛擬變量poor，若為貧困區(qū)縣，則poor=1，否則為0。為探究農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策影響農(nóng)民收入水平的作用機(jī)制，采用如下變量檢驗(yàn)分析作用機(jī)制：選取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)值(lnagri)來體現(xiàn)地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平；利用年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額占縣域?qū)嶋HGDP比重(fin)和人均固定資產(chǎn)投資(pinv)來反映地區(qū)金融發(fā)展水平。

變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

(三)模型設(shè)定

本文使用雙重差分方法估計(jì)農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響，在控制其他因素的條件下，設(shè)置實(shí)驗(yàn)組與控制組，檢驗(yàn)這項(xiàng)政策施行前后該地區(qū)農(nóng)村居民收入是否存在顯著差異。因此，設(shè)定模型如下形式：

Yit=β0+β1DIDit+β2controlit+ηi+εit

(1)

其中，Yit是被解釋變量，表示農(nóng)村居民人均可支配收入對(duì)數(shù)；DIDit為核心解釋變量，DIDit=treatmenti×postt，在樣本期間，虛擬變量treatmenti=1表示該區(qū)縣是試點(diǎn)地區(qū)，否則為0；虛擬變量postt=1表示試點(diǎn)年份，否則為0；controlit為可能影響農(nóng)民收入的控制變量，包含工業(yè)化程度、儲(chǔ)蓄、產(chǎn)業(yè)化結(jié)構(gòu)和社會(huì)福利水平。i和t分別表示試點(diǎn)區(qū)縣和試點(diǎn)時(shí)間，ηi代表區(qū)縣固定效應(yīng)，控制了不隨時(shí)間變動(dòng)但影響農(nóng)民收入的個(gè)體因素；εit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。在上述模型中，估計(jì)系數(shù)β1度量了農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的效應(yīng)，是本文研究的政策效應(yīng)，β1顯著且為正表明試點(diǎn)政策有效。

檢驗(yàn)政策異質(zhì)性，設(shè)定模型如下：

lnincomeit=β0+β1DIDit×poori+β2DIDit+

β3poori+β4controlit+ηi+εit

(2)

其中，式(2)中的poori為貧困區(qū)縣虛擬變量，如果i為貧困區(qū)縣，則poori=1，否則為0，式(2)主要檢驗(yàn)是否為貧困區(qū)縣對(duì)政策效果的影響。

為了檢驗(yàn)試點(diǎn)區(qū)相鄰區(qū)縣(非試點(diǎn)區(qū))是否受到農(nóng)地抵押貸款的影響，即政策的溢出效應(yīng)。因此本文設(shè)置neari虛擬變量，在所有樣本內(nèi)，如果i是農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)區(qū)相鄰區(qū)縣，則為neari=1，否則為0。設(shè)定DID1it=neari×postt,構(gòu)建模型如下：

lnincomeit=κ0+κ1DID1it+κ2controlit+ηi+εit

(3)

其中，實(shí)驗(yàn)組為農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)區(qū)的相鄰區(qū)縣，控制組是原來的控制組排除了農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)區(qū)相鄰區(qū)縣之后的區(qū)縣。式(3)中，如果κ1顯著為正，則說明該政策對(duì)試點(diǎn)區(qū)的相鄰區(qū)縣有正向溢出效應(yīng)。

三 實(shí)證結(jié)果

農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策評(píng)估的主要實(shí)證結(jié)果分為三部分：第一，使用DID方法估計(jì)農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)對(duì)農(nóng)民收入的影響；第二，分析政策效果是否存在異質(zhì)性和溢出性；第三，為了排除遺漏變量所帶來的估計(jì)偏誤而進(jìn)行多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)回歸分析結(jié)果

本文利用雙重差分法(DID)估計(jì)農(nóng)地抵押貸款政策對(duì)農(nóng)民增收的效應(yīng)，對(duì)式(1)進(jìn)行估計(jì)回歸，回歸結(jié)果見表2。第(1)、(2)列都控制了可能會(huì)影響農(nóng)民收入的其他因素，第(2)列加入了控制區(qū)縣個(gè)體固定效應(yīng)。可以發(fā)現(xiàn)，無論是否控制個(gè)體效應(yīng)，農(nóng)地抵押貸款都顯著促進(jìn)了農(nóng)民收入增長(zhǎng)。根據(jù)第(1)列，農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策在1%置信水平上顯著，第(2)列農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策在5%置信水平上顯著，并且顯著水平有所下降，可能是控制個(gè)體效應(yīng)吸收了部分影響效果。上述結(jié)果表明，農(nóng)地抵押貸款確實(shí)能提高農(nóng)民收入，且影響效應(yīng)顯著為正。以上回歸中，標(biāo)準(zhǔn)誤均聚類到縣級(jí)層面。

表2 農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)民收入效應(yīng)

(二)溢出性和異質(zhì)性檢驗(yàn)

政策效果會(huì)因試點(diǎn)區(qū)要素稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地理位置和環(huán)境等因素的不同而存在異質(zhì)性，因此必須對(duì)政策進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。本文從兩個(gè)角度進(jìn)行探究，即是否為貧困區(qū)縣和試點(diǎn)政策是否具有溢出效應(yīng)。

在控制其他自變量的情況下，對(duì)式(2)、(3)進(jìn)行回歸處理，結(jié)果見表3，第(1)列的回歸結(jié)果表明試點(diǎn)政策交叉項(xiàng)在1%置信水平下顯著為正，試點(diǎn)政策交叉項(xiàng)與貧困區(qū)縣虛擬變量的交叉項(xiàng)在1%置信水平下顯著為負(fù)，表明政策試點(diǎn)區(qū)與非貧困區(qū)縣相比，貧困區(qū)縣的政策被削弱了，約為-4.8%(效應(yīng)為DID和DID×poor兩變量系數(shù)之和)。因此貧困區(qū)縣對(duì)農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策存在抑制作用，原因可能貧困區(qū)縣經(jīng)濟(jì)水平較低、農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點(diǎn)政策及一系列法律政策認(rèn)知度低且農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地依賴程度大，這就可能導(dǎo)致農(nóng)戶對(duì)轉(zhuǎn)讓、抵押，或者退出農(nóng)地經(jīng)營權(quán)意愿較低。

關(guān)于政策溢出效應(yīng)，如表3第(2)列所示，DID1的系數(shù)在5%置信水平下顯著為正，溢出效應(yīng)約為11.42%，說明試點(diǎn)區(qū)鄰近區(qū)縣(非試點(diǎn)區(qū))也受到農(nóng)地抵押貸款的影響，即政策存在明顯的溢出效應(yīng)。因此，農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策不僅能促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)，而且存在正向溢出效應(yīng)，能夠很好輻射周邊，帶動(dòng)周邊鄰近區(qū)縣參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款，從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。

表3 異質(zhì)性及溢出效應(yīng)分析

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)能夠有效提升農(nóng)民收入，為了排除該結(jié)論可能受到遺漏變量影響，本文通過平行趨勢(shì)檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)保證結(jié)論的穩(wěn)健性。

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。驗(yàn)證在政策實(shí)施前試點(diǎn)區(qū)與非試點(diǎn)區(qū)趨勢(shì)，我們需要檢驗(yàn)試點(diǎn)區(qū)縣與未試點(diǎn)區(qū)縣的變動(dòng)趨勢(shì)在試點(diǎn)之前是否存在顯著差異。借鑒Jacobson等[19]、Li等[20]的做法，本文采用動(dòng)態(tài)DID的方法(事件研究法)檢驗(yàn)平行趨勢(shì)是否滿足，設(shè)定如下回歸模型：

(4)

其中，Yit代表農(nóng)村居民可支配收入對(duì)數(shù)(lnincome)，Ds是農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策實(shí)施前、實(shí)施當(dāng)年及實(shí)施后相對(duì)應(yīng)各年份的虛擬變量，如果樣本觀測(cè)到政策實(shí)施的第i年的數(shù)據(jù)，則Ds=1，否則為0，并以此類推。這里我們將2013年作為基準(zhǔn)對(duì)照年，圖1匯報(bào)了估計(jì)參數(shù){β-2,β-1,β0,β1,β2,β3}的動(dòng)態(tài)變化。

圖1 農(nóng)民收入的平行趨勢(shì)動(dòng)態(tài)檢驗(yàn)

由圖1可知，政策試點(diǎn)前系數(shù)為負(fù)且不顯著，政策試點(diǎn)后系數(shù)顯著為正，并且效果隨著年份增大，政策效果呈現(xiàn)上揚(yáng)持續(xù)性狀態(tài)。因此可知政策實(shí)施后，試點(diǎn)區(qū)和未試點(diǎn)區(qū)存在顯著差異，農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)效應(yīng)顯著為正。

(5)

圖2 安慰劑檢驗(yàn)

(四)傾向得分匹配

1.為了確保上述回歸結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了PSM-DID回歸。首先通過Logit回歸采用控制變量預(yù)測(cè)各個(gè)區(qū)縣可能為農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)區(qū)縣的概率，再利用近鄰匹配、核匹配、半徑匹配方法給農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)區(qū)的實(shí)驗(yàn)組匹配對(duì)照組，使得實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)實(shí)施之前盡可能沒有明顯的差異，目的是減少農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)區(qū)自選擇偏誤造成的內(nèi)生性問題。然后在此基礎(chǔ)上，使用雙重差分法檢驗(yàn)農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)民的增收效應(yīng)。因?yàn)镻SM能夠最大程度地解決可觀測(cè)協(xié)變量的偏差問題，而雙重差分法能夠排除隨時(shí)間同步變化和隨時(shí)間不變等未觀測(cè)到的變量影響，因此，PSM和DID的結(jié)合能夠更好地檢驗(yàn)政策效應(yīng)[18]。回歸估計(jì)結(jié)果見表4所示，第(1)列是半徑匹配、第(2)列是核匹配、第(3)列是近鄰匹配。從表4的三種匹配結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)估計(jì)系數(shù)都顯著為正，所以本文估計(jì)農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策促進(jìn)農(nóng)民增收的結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.控制變量滯后一期。本文所選取的變量與農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)區(qū)之間可能會(huì)產(chǎn)生反向的影響，因此將所有控制變量都滯后一期減少可能存在的內(nèi)生性問題?；貧w結(jié)果如表4第(4)列所示，估計(jì)系數(shù)和符號(hào)與表2回歸結(jié)果相一致。

3.剔除貧困區(qū)縣。在本文的樣本中，實(shí)驗(yàn)組中有樣本既是農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)區(qū)又是貧困區(qū)縣，在控制組中也存在貧困區(qū)縣。為了消除政策效果受到是否為貧困區(qū)縣的影響，本文將樣本中的貧困區(qū)縣剔除掉，然后用雙重差分法估計(jì)農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)區(qū)的政策效果，回歸結(jié)果見表4第(5)列。結(jié)果表明，與表2回歸結(jié)果相比，剔除貧困區(qū)縣后DID系數(shù)明顯變大了，農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策效果增強(qiáng)了，這驗(yàn)證了前文異質(zhì)性分析中政策效果非貧困區(qū)縣強(qiáng)于貧困區(qū)縣的結(jié)論。

表4 PSM-DID回歸結(jié)果

四 基于政策效應(yīng)的影響機(jī)制檢驗(yàn)

農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策通過因地、因時(shí)、因戶精準(zhǔn)實(shí)施，為了更好地理解農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策效果，本文采用農(nóng)業(yè)扶持、產(chǎn)業(yè)扶持、金融扶持、城市化提升等一系列措施來識(shí)別該政策的有效性，評(píng)估這些措施是否使政策達(dá)到預(yù)期效果。上文實(shí)證分析已經(jīng)驗(yàn)證了農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)，且對(duì)試點(diǎn)地區(qū)相鄰區(qū)縣的情況進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)試點(diǎn)相鄰區(qū)縣農(nóng)民收入在政策實(shí)施后受到了影響，說明了政策具有溢出效應(yīng)。但是農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的中間機(jī)制是什么呢?是否通過一些扶持措施促進(jìn)了農(nóng)民收入增長(zhǎng)?這是本文接下來所要探究的問題。從兩個(gè)方面考慮：(1)檢驗(yàn)試點(diǎn)區(qū)具體農(nóng)民收入增長(zhǎng)成效以及相應(yīng)扶持措施對(duì)政策的效應(yīng)；(2)探討農(nóng)地抵押貸款提高農(nóng)民收入是否是通過各項(xiàng)扶持措施間接實(shí)現(xiàn)的。

檢驗(yàn)第一步的結(jié)果見表5，表5第(1)、(2)列代表農(nóng)業(yè)扶持的政策效應(yīng)，農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)提高了當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)水平，從而相應(yīng)提高了農(nóng)業(yè)的產(chǎn)值，說明農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)有利于提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)量。第(3)、(4)列表示產(chǎn)業(yè)扶持的政策效果，表明農(nóng)地抵押貸款提高了第一產(chǎn)業(yè)增加值和第二產(chǎn)業(yè)增加值，原因可能是農(nóng)業(yè)扶持提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和生產(chǎn)值，而且農(nóng)地的抵押、流轉(zhuǎn)讓農(nóng)村剩余勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門流向工業(yè)部門，使工業(yè)得到了進(jìn)一步發(fā)展。第(5)、(6)列估計(jì)結(jié)果表明在其他情況不變的情況下，試點(diǎn)區(qū)利用金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額對(duì)數(shù)(lnincome)和人均固定資產(chǎn)投資(pinv)衡量的金融發(fā)展水平都提高了，說明金融扶持效果明顯。第(7)列表明了城市化提升的政策效應(yīng)，可以看出DID系數(shù)在1%置信水平下顯著為正，且系數(shù)值較大，說明政策顯著促進(jìn)了城市化水平的提高。

表5 試點(diǎn)政策有效性分析

檢驗(yàn)第二步，探討農(nóng)地抵押貸款提高農(nóng)民收入是否是通過各項(xiàng)扶持措施間接實(shí)現(xiàn)的。參考陳飛和劉宣宣[26]的中介效應(yīng)分析做法，在式(1)的基礎(chǔ)上，本文設(shè)定如下模型：

lnincomeit=β0+β1DID+β2controlit+ηi+εit

(6)

Mit=α0+α1DIDit+α2controlit+ηi+εit

(7)

lnincomeit=φ0+φ1DIDit+φ2Mit+φ3controlit+

ηi+εit

(8)

其中，Mit為中介變量，在中介分析模型中分別表示金融水平fin(金融機(jī)構(gòu)貸款余額占區(qū)縣實(shí)際GDP比重)、人均固定資產(chǎn)投資pinv、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)值對(duì)數(shù)lnagri。β1為政策的總效應(yīng)，φ1為直接效應(yīng)，變量Mit的間接效應(yīng)(中介效應(yīng))為α1φ2。前文回歸結(jié)果β1顯著為正，按照中介效應(yīng)模型的檢驗(yàn)步驟，所得到的結(jié)果根據(jù)表6進(jìn)行判定。

表6 中介變量判定標(biāo)準(zhǔn)

對(duì)式(8)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表7所示。結(jié)果表明，不加入任何中介變量情況下，第(1)列的回歸結(jié)果政策效應(yīng)為3.84%，加入中介變量后第(2)、(3)、(4)列φ1和φ2都顯著為正且φ1的系數(shù)有所下降，表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)值(lnagri)和金融發(fā)展水平(pinv、fin)在農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)中起到了部分中介作用。

表7 政策作用機(jī)制

五 進(jìn)一步探究

前文的異質(zhì)性分析表明，與貧困區(qū)縣相比，非貧困區(qū)縣政策效果更好。然而政策效果在不同區(qū)縣是否存在差異性?農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)具體影響了哪個(gè)區(qū)縣?本文實(shí)驗(yàn)組包括洞口縣、岳陽縣、漢壽縣、慈利縣、桃源縣、新田縣、沅陵縣、雙峰縣8個(gè)區(qū)縣的數(shù)據(jù)，通過雙重差分法分析，一般而言我們所得到的是平均處理效應(yīng)，無法得知政策在各區(qū)縣的具體效應(yīng)。為了估計(jì)農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策在不同區(qū)縣的具體效果，本文借鑒Bulte等[27]的做法采用合成控制法識(shí)別政策效應(yīng)的策略，將實(shí)驗(yàn)組中的每個(gè)區(qū)縣和非相鄰區(qū)縣分別進(jìn)行合成控制。利用實(shí)驗(yàn)組的每個(gè)區(qū)縣和其合成控制區(qū)縣的農(nóng)民收入的對(duì)數(shù)來表示農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策效果。合成控制法最初由Abadie和Gardeazabal[28]提出，最初目的是采用合成控制法來研究西班牙巴斯克地區(qū)(Basque country)恐怖活動(dòng)的經(jīng)濟(jì)成本。合成控制法與其他評(píng)估政策方法相比的一大優(yōu)勢(shì)是可以根據(jù)數(shù)據(jù)來選擇線性組合的最優(yōu)權(quán)重，排除了研究者主觀選擇控制組的隨意性。

為了檢驗(yàn)政策具體影響了哪個(gè)區(qū)縣，本文使用合成控制法檢驗(yàn)農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策效應(yīng)。將2016年實(shí)施的農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策的8個(gè)區(qū)縣設(shè)為實(shí)驗(yàn)組，實(shí)驗(yàn)組中每個(gè)區(qū)縣的非相鄰區(qū)縣設(shè)為控制組。Abadie等[29]合成控制法僅適合于對(duì)實(shí)驗(yàn)組單個(gè)個(gè)體進(jìn)行分析,不適合于實(shí)驗(yàn)組中包含多個(gè)分析個(gè)體，或者說只適合對(duì)每個(gè)分析個(gè)體分別進(jìn)行合成控制[27]。為了準(zhǔn)確評(píng)估農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策究竟對(duì)哪個(gè)區(qū)縣農(nóng)民收入產(chǎn)生了影響，本文將實(shí)驗(yàn)組分為8組，將每個(gè)目標(biāo)區(qū)縣與其合成區(qū)縣比較。圖3分別展示了洞口縣、岳陽縣、漢壽縣、慈利縣、桃源縣、新田縣、沅陵縣、雙峰縣的實(shí)際和合成的農(nóng)民收入增長(zhǎng)路徑圖，圖中實(shí)線代表實(shí)驗(yàn)組個(gè)體區(qū)縣的實(shí)際農(nóng)民收入增長(zhǎng)路徑，虛線表示合成的農(nóng)民收入增長(zhǎng)路徑，年份軸垂直的虛線表示農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策開始年份(2016年)?？梢园l(fā)現(xiàn)，農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)前，實(shí)際與合成的農(nóng)民收入增長(zhǎng)路徑幾乎完全重合，說明農(nóng)民收入增長(zhǎng)路徑擬合程度較好；而試點(diǎn)之后，各區(qū)縣實(shí)際和合成的農(nóng)民收入增長(zhǎng)路徑呈現(xiàn)差異性。

由圖3可知，洞口縣、岳陽縣、雙峰縣實(shí)際農(nóng)民收入增長(zhǎng)路徑均高于合成農(nóng)民收入增長(zhǎng)路徑，即農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)顯著促進(jìn)了區(qū)縣農(nóng)民收入增長(zhǎng)，相比較而言岳陽縣政策效果在2018年后更加顯著；漢壽縣、桃江縣、新田縣、沅陵縣政策效果并不顯著；慈利縣的擬合不太理想，在政策實(shí)施后，合成的農(nóng)民收入增長(zhǎng)路徑明顯高于實(shí)際農(nóng)民收入增長(zhǎng)路徑，且在2018年后，差距更加明顯。

圖3 目標(biāo)區(qū)縣和合成區(qū)縣農(nóng)民收入增長(zhǎng)路徑對(duì)比

綜上分析，控制其他因素不變，實(shí)驗(yàn)組與控制組對(duì)比，農(nóng)地抵押貸款促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)效應(yīng)顯著，但政策效果在不同地區(qū)存在差異性?？赡茉蚴遣煌瑓^(qū)縣存在抵押融資、金融資金分配和資源配置等相關(guān)問題，導(dǎo)致政策在不同區(qū)縣存在異質(zhì)性；或者由于一些區(qū)縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和要素稟賦更好，使得政策在這些區(qū)縣的效應(yīng)更大。

六 結(jié)論與政策建議

以農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)為核心抵押物的涉農(nóng)信貸產(chǎn)品是農(nóng)村金融產(chǎn)品的一個(gè)重大創(chuàng)新，為促進(jìn)農(nóng)民增收致富和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化加快發(fā)展，湖南省開展期限兩年的農(nóng)村承包的土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點(diǎn)。本文將農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)作為“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，通過雙重差分方法、中介效應(yīng)模型和合成控制法驗(yàn)證了農(nóng)地抵押貸款促進(jìn)農(nóng)民增收的效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：(1)試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)效應(yīng)顯著為正，效果提高約3.84%，通過多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)此結(jié)論依然成立。并且農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)區(qū)還通過對(duì)農(nóng)業(yè)扶持、產(chǎn)業(yè)扶持、金融扶持、城市化提升等措施對(duì)試點(diǎn)區(qū)農(nóng)民收入產(chǎn)生間接影響。(2)異質(zhì)性和溢出性分析表明農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)具有正向溢出效應(yīng)，而政策效應(yīng)非貧困區(qū)縣強(qiáng)于貧困區(qū)縣。(3)政策通過農(nóng)業(yè)扶持、產(chǎn)業(yè)扶持、金融扶持、城市化提升等一系列扶持措施促進(jìn)了政策效應(yīng)。

基于以上農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)效應(yīng)的研究結(jié)論，我們提出以下幾點(diǎn)政策建議：第一，要全面盤活農(nóng)村土地資源，提高農(nóng)民收入，因時(shí)因地因戶精準(zhǔn)施策。農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策效果在不同區(qū)縣存在差異，雖然試點(diǎn)政策效果整體來看顯著促進(jìn)了農(nóng)民增收，但在一些區(qū)縣中政策促進(jìn)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)效果并不明顯。因此農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)需要根據(jù)各地實(shí)際發(fā)展情況，做到“對(duì)癥下藥，精準(zhǔn)施策”。第二，降低農(nóng)地抵押融資壁壘，通過合成控制法識(shí)別政策在各區(qū)縣的具體效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，政策效應(yīng)會(huì)受到抵押融資壁壘的影響。因此，必須打破金融市場(chǎng)的抵押融資壁壘從而發(fā)揮相應(yīng)的政策效應(yīng)，促進(jìn)金融市場(chǎng)農(nóng)地抵押融資。第三，推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化和機(jī)械化，探索農(nóng)業(yè)扶持和產(chǎn)業(yè)扶持新方式。第四，充分利用金融資金，探索農(nóng)村金融扶持的新方式。農(nóng)地抵押貸款需要依賴信貸資金，創(chuàng)新農(nóng)村金融投資、融資的模式，對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地抵押信貸進(jìn)行擔(dān)保和補(bǔ)貼的方式，可以將更多的金融資金引入到農(nóng)地抵押貸款。第五，城市化提升是幫助農(nóng)戶脫貧的重要推手。具體原因可能是農(nóng)民轉(zhuǎn)移到城市，能享受到更好的住房、醫(yī)療、社會(huì)保障以及教育資源，并且城市就業(yè)、創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)更多，農(nóng)民就業(yè)問題能夠得到更好的解決。