于 赟,李 韜

(西北農林科技大學 經濟管理學院,陜西 楊凌 712100)

引 言

自2008年起,中國開始試點農地經營權抵押貸款并相繼出臺多項相關政策和法律。2018年修正的《中華人民共和國農村土地承包法》賦予了承包方抵押土地經營權的權利。2020年的《民法典》對土地使用權禁止抵押的規(guī)定進行了修改,從法律意義上明晰了土地經營權作為抵押物的合法化。在農戶向金融機構申請抵押貸款時,農地經營權抵押價值是影響信貸雙方決策的重要因素[1]。為了保證抵押貸款業(yè)務的順利開展,科學合理地評估農地經營權抵押價值至關重要[2]。

目前,中國農地經營權抵押實踐中常用的價值評估方法是收益法和市場法[3],收益法的實質是將農地未來各期預期收益折算為當期現(xiàn)值,評估結果易被農戶接受[4-5]。在技術水平短期內不變的情況下,家庭農地的預期收益取決于勞動力要素的配置[6]。對抵押農戶來說,其務農人力資本稟賦直接關系著家庭勞動力要素在農業(yè)生產經營中的配置[7],直接影響著農戶家庭農業(yè)生產經營收益[8]。因此,基于收益法評估的農地經營權抵押價值會將務農人力資本稟賦創(chuàng)造的經濟價值納入其中。市場法則是以農村土地承包經營權交易市場上近期成交的實例作為參照對象,通過比較抵押農地經營權與參照對象的異同并對其進行修正,最終得到評估的抵押價值[9]。出于對抵押物處置風險的考量,金融機構一般將農地流轉價格作為參照對象,采用市場法評估農地經營權抵押價值[10-11]。顯然,采用市場法評估農地經營權抵押價值忽視了務農人力資本稟賦創(chuàng)造財富的價值作用?？梢?在農地金融市場中,農戶務農人力資本稟賦的強弱影響著收益和市場兩種評估法核算出的農地經營權抵押價值的差值。

一般而言,采用收益法評估的農地經營權抵押價值要高于市場法評估價值,本文將這種情形定義為農地經營權抵押價值溢價。事實上,翟研寧分別采用收益法和市場法評估出河南宜陽縣、江蘇錫山區(qū)、寧夏原州區(qū)農地承包經營權的應然價格和實際交易價格之間溢價差距較大,并且認為這種溢價差值在全國范圍內是常見的[4]。價值溢價的出現(xiàn)會極大抑制農地經營權抵押貸款業(yè)務的開展,主要原因在于,一是由于農戶大多是風險厭惡者,當農地經營權抵押價值發(fā)生溢價且溢價程度越高時,部分農戶會排斥并抑制其抵押貸款意愿[12]。二是會使得尋求發(fā)展的農戶生產性融資需求難以在農地抵押這一金融產品上得到滿足[13],有研究顯示,未被滿足的信貸需求缺口占農戶貸款需求總數的31.21%[14],從而造成農地經營權抵押貸款業(yè)務的開展無法達到政策預期。這表明,農戶務農人力資本稟賦未得到量化認可可能是造成現(xiàn)階段農地經營權抵押貸款業(yè)務開展效果不如預期的一個重要原因。

本文研究的問題是,農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價的影響。具體而言,本文從農地金融開展實踐的收益、市場兩種農地經營權抵押價值評估方法出發(fā),試圖回答:當農戶農地經營權抵押融資用于農業(yè)經營時,家庭務農人力資本數量、質量稟賦如何影響農地經營權抵押價值溢價?這兩種稟賦的溢價影響程度在不同戶主組群和農地經營規(guī)模間是否存在結構性差異?

上述問題頗具中國特色,迄今鮮有研究,原因在于:農戶務農人力資本稟賦涉及農戶的教育水平、技能水平、健康狀況、工作經驗等多個方面,其復雜性使其不易量化;在傳統(tǒng)農業(yè)生產經營中,農戶的農業(yè)生產行為一般被視為集體活動,其個體的勞動以及務農人力資本稟賦創(chuàng)造的經濟價值往往被忽視,導致由于評估方法不同產生的農地經營權抵押價值溢價問題鮮有研究。因此,針對農地經營權抵押價值溢價問題的研究對挖掘、量化并最終認可農戶務農人力資本稟賦價值,提升農地經營權抵押價值水平,滿足農戶生產性融資需求,推動農地經營權抵押貸款業(yè)務更好開展等方面具有重要的理論價值與現(xiàn)實意義。

鑒于此,本文聚焦評估法視角分析農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價的影響問題。先在理論層面上分析農戶務農人力資本稟賦影響農地經營權抵押價值溢價的機理,然后根據筆者現(xiàn)實觀察的數據,對農戶務農人力資本稟賦與其農地經營權抵押價值溢價進行描述性分析,并運用Heckman兩階段模型實證探究農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價的影響。

一、文獻評述、理論分析與研究假說

(一)文獻評述

1.關于農地經營權抵押價值溢價影響因素的研究。現(xiàn)有文獻并未就農地經營權抵押價值溢價開展相關研究,因此,與本文主題密切相關的研究主要圍繞農地經營權抵押價值評估的影響因素展開,主要包括三個方面。首先,抵押物農地經營權權屬的完整性影響農地經營權抵押價值評估,完備且穩(wěn)定的農地經營權抵押效力更高[15],在地權穩(wěn)定效應下,抵押價值更高[12]。其次,在權屬完備的情況下,農地的資源特征對農地經營權抵押價值評估的影響至關重要。已有研究表明用于抵押的農地經營規(guī)模越大[11]、耕作質量越高[16]、距離主路越近[17],農戶增加農業(yè)投入的可能性越大,農地的預期收益就越可能增加,進而提高抵押農地的價值。最后,評估農地經營權抵押價值時還要考慮農戶家庭特征的影響。家庭特征可以反映其還款能力,其中家庭戶主年齡越大、健康水平越差、農業(yè)勞動力文化程度越低、家庭成員外出就業(yè)能力越弱,家庭的還款能力就越低,因此,抵押農地的價值越低[18]。另外,農地流轉市場價格和農地產權交易市場也決定著抵押農地經營權價值。當農地流轉價格越高、農地產權交易市場的建設越完善時,在保持農地剩余經營期限不變的情況下,農地經營權抵押價值越高[19]。金融機構面臨的抵押農地處置風險也影響抵押價值評估,并且抵押農地處置風險越小,評估的農地經營權抵押價值越高[18, 20]。

2.關于農戶務農人力資本稟賦量化的研究。已有研究表明,農戶務農人力資本稟賦通常從數量和質量兩個方面衡量[21],在務農人力資本數量稟賦層面,主要選取家庭務農勞動力占比作為代理變量[22]。教育和健康是務農人力資本質量稟賦層面的重要投資形式[23-24],具體地,教育投資主要用家庭教育支出、學雜費用[25]、受教育年限[8]等表示。Grossman最早涉及健康領域的務農人力資本[26],已有研究中健康投資主要用自我健康評價指標、發(fā)病率指標及人體測量指標等表示[27]。此外,務農人力資本稟賦的內涵還包括家庭勞動力工作經驗、技能培訓等[8],并且豐富的工作經驗和技能培訓可以提高勞動力工作效率,從而使其收入增長[28]。

通過對已有文獻的梳理,可以發(fā)現(xiàn),現(xiàn)有研究雖然從農地產權完整性、農地資源特征、農戶家庭特征、農地經營權抵押處置風險等方面關注了農地經營權抵押價值的影響因素,也注意到了探究農戶的務農人力資本稟賦。但是,鮮有文獻關注評估方法的不同會導致農地經營權抵押價值溢價的情形。同時,已有文獻也未探究農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價的影響,以及深入剖析這種影響究竟會抑制還是促進現(xiàn)階段農地經營權抵押貸款業(yè)務。鑒于此,本文將在理論分析的基礎上,從評估法視角探究農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價的影響。

(二)理論分析與研究假說

如上文所述,一般而言,當采用收益法評估的農地經營權抵押價值高于市場法評估價值時,農地經營權抵押價值發(fā)生溢價。由于村莊單位農地流轉價格、農地規(guī)模和農地剩余經營期限均是課題組實地調研的第一手資料,因此,采用市場法評估的農地經營權抵押價值是既定的,農地經營權抵押價值溢價情況主要取決于收益法評估的農地各期預期收益的現(xiàn)值。根據理性經濟人假設,當一個從事經濟活動的人在采取經濟行為時,更傾向追求自身利益最大化。因此,理性小農認可并接受的農地經營權抵押價值為收益法評估的農地生產預期收益最大值。在生產技術水平短期不變的情況下,家庭農地生產預期收益最大值取決于農戶行為能力對生產要素的配置[29]。具體地,根據柯布-道格拉斯生產函數(簡稱C-D生產函數),技術、勞動力、資本和土地是農業(yè)生產經營投入的要素,由于在短期內,技術、土地和資本要素很難進行快速調整和變化,因此對抵押農戶來說,當農業(yè)生產經營的資本存量要素不足需要向金融機構申請抵押貸款時,決定其農業(yè)產量的是家庭勞動力要素的配置[6]。

人力資本理論最早由Schultz提出,他認為人力資本是勞動力等方面價值的集合,包括知識程度、技術水平、勞動能力等[30],其稟賦強弱直接關系著家庭勞動力要素在農業(yè)生產經營中的配置,同時也決定了農村家庭的預期收益[31]。在農業(yè)生產中,務農人力資本稟賦高的農戶家庭通常擁有更高的知識和技能,可以更高效地利用農業(yè)生產要素,獲得農地生產預期收益最大值,從而增加農地經營權抵押價值溢價差值。

農戶務農人力資本稟賦通常從數量和質量兩個方面衡量。首先,在務農人力資本數量稟賦方面,充足的家庭務農勞動力數量有利于家庭將更多的勞動力要素投入農業(yè)生產。因此,在其他要素不變的情形下,按照C-D生產函數,務農勞動力數量越多,家庭農業(yè)產出就越多,農地生產的預期收益也就越高[6]。然而,務農勞動力數量占比家庭勞動力總數越高,表明此類家庭的收入來源越有可能主要依靠農業(yè)經營收入?，F(xiàn)實中,由于農業(yè)生產經營易受到自然災害的影響(譬如2023年麥收季陜西、河南等地小麥遭受嚴重爛場雨),使得農戶家庭的農地預期收益通常面臨較大的不確定性[32]。在這種情況下,農戶家庭過高的務農勞動力占比會降低其采用收益法評估的農地經營權抵押價值,進而降低農地經營權抵押價值溢價發(fā)生的概率和程度。其次,按照Schultz的人力資本理論[30],務農人力資本的核心是提高人口質量,教育和健康是務農人力資本質量稟賦層面的重要投資形式[23-24],家庭務農勞動力受教育年限越長、身體越健康,其務農人力資本質量稟賦越高。具體地,家庭務農勞動力受教育年限越長,則在農業(yè)種植、經營、生產等方面擁有更先進的知識和技能,能夠更好地利用現(xiàn)代農業(yè)技術和管理方法提升農業(yè)生產效率,提高農業(yè)總產值和增加值[33]。理論上講,務農勞動力的健康狀況好,可以向同等土地上投入更多的機會成本,創(chuàng)造出更高的價值,這將提高農業(yè)生產能力[34],進而增加農地產出和預期收益;同時家庭務農勞動力的健康狀況越好,越有利于其接受教育并提高農業(yè)生產經營能力,確保農業(yè)勞動力高質量持續(xù)供給[28, 35],從而通過提高務農勞動生產力回報率促進農業(yè)收入的增長。所以,高質量的務農勞動力有利于增加收益法評估的農地經營權抵押價值,進而增加農地經營權抵押價值溢價的發(fā)生概率和程度。

基于以上分析,提出以下研究假說。

H1:務農人力資本稟賦會增加農地經營權抵押價值溢價發(fā)生的概率和程度。

H2:務農人力資本數量稟賦降低農地經營權抵押價值溢價發(fā)生的概率及程度。

H3:務農人力資本質量稟賦增加農地經營權抵押價值溢價發(fā)生的概率及程度。

二、現(xiàn)實觀察和數據描述

本文研究所使用的數據來自課題組于2022年7-8月對陜西省、甘肅省、寧夏回族自治區(qū)和內蒙古自治區(qū)中國西部4省(區(qū))進行的實地調研。為了確保調研對象的代表性和典型性,課題組采用分層抽樣與隨機抽樣相結合的方法。首先,確定調研對象的區(qū)域。在綜合考慮農地經營權抵押貸款業(yè)務推廣情況、地區(qū)差異、農業(yè)和經濟發(fā)展水平的基礎上,課題組選取4省(區(qū))原國務院、地方政府確定的農地經營權抵押貸款試點縣(區(qū))作為調研區(qū)域。其次,試點縣(區(qū))樣本容量按照統(tǒng)計學方法確定,通過概率與規(guī)模成比例抽樣方法在4省(區(qū))中各抽取2個樣本縣(區(qū)),共抽取8個。再次,在各樣本縣(區(qū))隨機抽取2～5個樣本鄉(xiāng)(鎮(zhèn)),并在每個樣本鄉(xiāng)(鎮(zhèn))中隨機抽取2～5個樣本村。最后,在每個樣本村選取10～15個有過農地經營權抵押貸款經歷的農戶作為調查對象。本次調研最終得到1 550份問卷,在采用樣本清潔法剔除11份無效問卷后,共獲得有效問卷1 539份。

(一)務農人力資本稟賦的數據描述

依據現(xiàn)實觀察數據,對樣本農戶務農人力資本稟賦特征作進一步的詳細分析,其中務農人力資本稟賦綜合指數由因子分析法計算得出,具體計算步驟詳見下文變量說明,其均值為0.606,最小值為0.020,最大值為0.940(綜合指數分布情況詳見表1)。由表1可知,農戶的務農人力資本稟賦綜合指數集中分布40%～80%之間,40%及以下分布占比8.90%,80%以上分布僅占比4.88%。而從務農人力資本數量稟賦層面看(見表2),家庭務農勞動力占比主要集中于60%～90%之間,均值為0.677,最小值為0,最大值為1,這表明,樣本農戶家庭有充足的農業(yè)勞動力進行生產。表3匯報了務農人力資本質量稟賦具體分布情況,家庭務農勞動力健康水平的均值為2.567,其中不健康的農戶家庭占比僅有11.11%,這說明絕大部分家庭務農勞動力身體素質較好,這為他們經營農地和增加農業(yè)產出提供了良好的條件。家庭務農勞動力受教育年限的均值為7.209,小學及以下的農戶家庭占比46.07%,接受過高中及以上教育的農戶家庭僅占12.60%,這說明樣本務農勞動力整體受教育水平偏低。

表1 農戶務農人力資本稟賦綜合指數分布情況

表2 農戶務農人力資本數量稟賦分布情況

表3 農戶務農人力資本質量稟賦分布情況

(二)農地經營權抵押價值溢價的數據描述

表4展示了農地經營權抵押價值溢價“未發(fā)生”和“發(fā)生”兩組分樣本農戶務農人力資本稟賦組間均值差異的t檢驗結果。可知,t檢驗結果均在1%的顯著性水平上拒絕“兩組樣本的農戶務農人力資本稟賦沒有差異”的原假設。在農地經營權抵押價值溢價發(fā)生的農戶家庭中務農人力資本稟賦綜合指數更高、務農勞動力占比更低、務農勞動力健康水平更高及受教育年限更長。雖然組間均值差異檢驗簡單證明了農地經營權抵押價值溢價“未發(fā)生”和“發(fā)生”兩組分樣本的農戶務農人力資本稟賦存在著組間差異,但要分析農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價發(fā)生的具體影響,仍需要合適的計量模型進行實證分析。

表4 農地經營權抵押價值溢價未發(fā)生與溢價發(fā)生樣本農戶務農人力資本稟賦的組間均值差異

在1 539戶總樣本中,有696戶家庭收益法評估的農地經營權抵押價值高于市場法評估價值,占比45.22%,即接近50%的農戶家庭發(fā)生農地經營權抵押價值溢價。在這些農戶家庭中,農地經營權抵押價值溢價差值的最小值為1.250,最大值為6 144.440,均值為1 852.300,且溢價程度的最小值為0.16%,最大值為94.60%,均值為63.50%,多集中于70%～85%之間,說明農地經營權抵押價值的溢價程度較高。通過圖1中的散點圖和OLS擬合線可知,農戶務農人力資本稟賦綜合指數、務農人力資本質量稟賦與農地經營權抵押價值溢價程度的關系是正向的,而務農人力資本數量稟賦與農地經營權抵押價值溢價程度的關系是負向的,這一結果與理論分析相吻合,但二者之間具體的影響程度還需進行實證分析。

圖1 農戶務農人力資本稟賦與農地經營權抵押價值溢價程度的散點圖與OLS擬合線

三、模型設定與變量選取

(一)計量模型設定

在收益法和市場法兩種評估方法下,農戶農地經營權抵押價值溢價是兩個互不獨立的過程。第一階段是溢價是否發(fā)生,第二階段是溢價發(fā)生的程度。在農地經營權抵押價值溢價發(fā)生的條件下,計算溢價程度,此時的溢價程度必為正值。如果農地經營權抵押價值溢價沒有發(fā)生,此時計算的溢價程度為零(1)市場法評估是以農地流轉價格為參照對象,而農地流轉價格是農戶向農地生產中的投入成本,亦是農地經營收益的最低值,即依據市場法計算的農地經營權價值是抵押價值的最低值。因此,當農地經營權抵押價值溢價未發(fā)生時,此時采用收益法和市場法評估的農地經營權抵押價值相等,計算的溢價程度為零,不會出現(xiàn)負值。。而本文所研究的溢價程度為正值,這意味著當溢價沒有發(fā)生時,溢價程度無法觀測到。只有溢價發(fā)生時,才能準確觀測到第二階段的情況。在這種情況下,那些溢價程度為正值的樣本并不能隨機地從總體中被挑選出來,存在自選擇偏誤問題,這使得農地經營權抵押價值溢價程度的回歸結果受到選擇偏誤影響。為了解決該問題,Heckman提出了“兩步估計法”,這也是目前學術界普遍采用的方法[36]?；诖?本文選擇Heckman二階段模型進行計量分析。模型如下所示:

(1)

(2)

(3)

(4)

根據樣本選擇機制,可建立相應的概率模型和期望模型:

P(Y1i=1|X1i)=Φ(αX1i)

(5)

(6)

=βX2i+E(μ2i|μ1i>-αX1i)

=βX2i+ρσλ(-αX1i)

式(5)為農地經營權抵押價值溢價發(fā)生的概率模型,Φ(·)代表標準正態(tài)分布的累積函數。式(6)為農地經營權抵押價值溢價程度的條件期望模型,E(·)代表條件期望,λ(·)為逆米爾斯比率函數,λ(·)=φ(·)/Φ(·),其中φ(·)代表標準正態(tài)分布的概率密度函數;ρ=Corr(μ1i,μ2i),如果ρ=0,則Y1i和Y2i相互獨立,如果ρ≠0,存在樣本選擇偏誤問題;σ代表截斷正態(tài)分布的標準差。本文使用最大似然估計法(MLE)對樣本選擇模型進行估計。為了保證選擇方程可以被識別,同時也為了避免兩個階段解釋變量相同引起的多重共線性問題,需要引入至少一個對選擇變量產生重要影響但不會對結果變量造成直接影響的識別變量,本文選取“是否參加農業(yè)保險”作為識別變量。

(二)變量選取

1.被解釋變量:農地經營權抵押價值溢價。根據樣本數據觀察,分別用農地經營權抵押價值溢價發(fā)生和溢價程度兩個變量來衡量農地經營權抵押價值溢價情況。其中溢價發(fā)生是一個二值變量,若采用收益法評估的農地經營權抵押價值高于市場法評估的抵押價值,則取值為1,否則取值為0。溢價程度用收益法評估的農地經營權抵押價值高于市場法評估抵押價值的程度表示,是取值范圍在0～1(百分化小數)之間的連續(xù)變量。

2.核心解釋變量:農戶務農人力資本稟賦。農戶務農人力資本稟賦主要從數量稟賦和質量稟賦兩方面進行量化,其中務農人力資本數量稟賦用家庭務農勞動力數量占家庭總勞動力數量的比例進行衡量,務農人力資本質量稟賦用家庭務農勞動力健康水平和受教育年限衡量[22, 24]。為了探究農戶務農人力資本稟賦整體層面的強弱,使用其數量稟賦和質量稟賦層面的3個指標,采用因子分析法構建務農人力資本稟賦綜合指數。具體地求解分為三步。首先,采用歸一法(MMS)分別對務農勞動力占比、務農勞動力健康水平、受教育年限3個指標進行標準化處理,使其取值范圍在0～1之間,消除指標單位不同對務農人力資本稟賦綜合指數的影響。其次,利用主成分分析法得到兩個主成分因子,其累計方差貢獻率為81.52%,高于基準貢獻率80%,KMO均值為0.831,說明指標數據適合做因子分析,且通過基礎檢驗。最后,根據主成分因子得分與其方差貢獻率計算務農人力資本稟賦的綜合得分(2)限于篇幅,文中未詳細給出因子分析結果,感興趣讀者可聯(lián)系作者。。

3.控制變量?；趯W者的已有研究[18, 22],控制了戶主個體特征、家庭特征、土地特征及政策特征等變量對農地經營權抵押價值溢價的影響。詳細的變量說明見表5。

表5 變量定義及其描述性統(tǒng)計

四、模型估計結果與分析

(一)基準回歸結果

在實證回歸之前,考慮到所選變量之間可能存在內部相關性,從而導致實證結果出現(xiàn)偏差,本文采取方差膨脹因子法(variance inflation factor,VIF)對所有解釋變量進行多重共線性檢驗。結果顯示:VIF的最大值為1.340,平均值為1.150,遠小于10,證明本文所選解釋變量之間不存在多重共線性,可進行下一步的實證分析。從基準回歸結果看,模型的Wald卡方值均在1%的水平上顯著,表明模型整體擬合效果較好。同時對模型相關系數ρ值進行似然比檢驗,結果均通過了1%的顯著性水平檢驗,拒絕ρ=0的原假設,表明存在樣本選擇偏誤問題。模型的逆米爾斯比率均不為零且顯著,再次說明樣本選擇偏誤問題的存在,也表明本文選取Heckman模型是合理的。

表6展示了農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價影響的回歸結果。結果顯示,在控制了其他因素的可能影響后,農戶家庭務農人力資本稟賦綜合指數在1%顯著性水平下正向增加農地經營權抵押價值溢價影響概率和影響程度,證實了假說H1,并且農戶務農人力資本稟賦綜合指數每增加1%,農地經營權抵押價值的溢價影響程度平均提高36.40%,這意味著農戶務農人力資本稟賦在農地生產經營中可以創(chuàng)造極大的經濟價值,而金融機構在評估抵押農地經營權價值時往往忽視了此價值,將務農人力資本稟賦看成一種“沉睡的資本”,對農戶而言是一種“損失”,其生產性融資需求得不到滿足,這與農地經營權抵押貸款政策初衷相背離。

表6 基準回歸結果

具體地,第一,務農人力資本數量稟賦顯著降低農地經營權抵押價值溢價影響概率和影響程度,系數分別為-0.522和-0.073,這表明家庭務農勞動力占比每增加1%,農地經營權抵押價值溢價影響概率平均降低52.20%,影響程度平均降低7.30%,這一結果證實了假說H2?？赡艿慕忉屖?家庭務農勞動力占比越大一方面意味著家庭有更多的勞動力從事農業(yè)生產,一般采用傳統(tǒng)耕種技術,農業(yè)機械對勞動力的替代作用不明顯,生產效率相對較低,農地的生產價值難以提升。此外,過多的農業(yè)勞動力投入到有限的農地規(guī)模中,可能導致農地過度利用和環(huán)境惡化,降低農地的生產價值,從而降低了農地經營權抵押價值溢價影響概率和影響程度。

第二,家庭務農勞動力平均健康水平和受教育年限在5%或1%的統(tǒng)計水平上顯著,且每增加1%,農地經營權抵押價值溢價的影響程度分別增加10.30%和12.90%,說明務農人力資本質量稟賦顯著增加農地經營權抵押價值溢價影響概率和影響程度,這一結果證實了假說H3。其原因在于,一方面,受教育年限越長的務農勞動力在農業(yè)生產中具備更好的技術和管理能力,能夠更好地運用現(xiàn)代農業(yè)技術和管理方法,提高農業(yè)生產效率和產量,同時也有更廣泛的視野和思維方式,能夠更好地了解市場需求,從而增加生產多樣性,提高農地產出。另一方面,身體健康的務農勞動力可以更長時間地從事農業(yè)生產,提高農地產出,從而增加農地經營權抵押價值溢價影響概率和影響程度。

(二)內生性檢驗

前文采用Heckman模型雖然解決了樣本選擇偏誤導致的內生性問題,然而仍可能存在遺漏變量或反向因果的內生性問題。例如,農戶務農人力資本稟賦與農地經營權抵押價值溢價之間可能存在反向因果關系:農地經營權抵押價值溢價發(fā)生概率和溢價程度越高,意味著用收益法評估的農地各期預期收益的現(xiàn)值越高,此時家庭可以獲得更高的農業(yè)收入,可以用于改善生活條件,以獲得更好的醫(yī)療保健服務,同時也更有可能支付子女高質量的學校教育和培訓課程費用,最終提高家庭務農勞動力的健康水平和受教育年限。因此,本文采用工具變量法解決模型中可能存在的內生性問題。具體而言,參照已有學者的做法[37-38],選取同一個村莊其他樣本農戶(除自家外)健康水平和受教育年限的均值作為工具變量。原因如下:受到村莊文化習俗、經濟發(fā)展等因素的影響,同一村莊內部不同農戶務農人力資本稟賦的形成具有共同的基礎,基于“同伴效應”,單個農戶的健康水平和受教育年限會受到同一村莊內其他農戶的影響,滿足工具變量的相關性,而農戶家庭農地經營權抵押價值溢價與其他農戶的健康水平和受教育年限并沒有直接的關系,滿足工具變量的外生性。

表7展示了內生性及弱工具變量的檢驗結果,其中弱工具變量檢驗的F統(tǒng)計量均大于10,且大于15%偏誤水平下的臨界值8.96,拒絕存在弱工具變量的原假設[39]。Hausman檢驗的結果說明,檢驗模型接受所有解釋變量均是外生的原假設,即農戶家庭務農勞動力健康水平和受教育年限是模型的外生解釋變量,模型估計結果與工具變量的估計量是一致的。綜上,上述實證結果沒有顯著的內生性問題,這表明本文研究結論是可靠的。

表7 內生性及弱工具變量檢驗結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.自變量增加的穩(wěn)健性檢驗。增加自變量是為了控制基準回歸分析中未考慮到的遺漏變量,在原有控制變量的基礎上,加入以本村居民人均收入表示的村莊經濟發(fā)展水平變量。由表8的回歸結果可知,提高村莊經濟發(fā)展水平對農地經營權抵押價值溢價影響有顯著的促進作用,將該變量進行控制后,農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價的影響方向和顯著程度基本一致,表明本文基準回歸結果是穩(wěn)健的。

2.數據縮尾的穩(wěn)健性檢驗。縮尾處理是將超過設定百分位之外的數值用百分位處的數值代替,其特點是不改變樣本容量,是穩(wěn)健性檢驗常用的方法。為了進一步消除極端值影響,首先對所有變量進行上下5%的縮尾處理,然后使用縮尾后的變量數值重新進行回歸。從表8經過縮尾處理的回歸結果來看,務農人力資本稟賦估計系數的方向和顯著性并未有較大變化。因此,在使用縮尾處理消除數據極端值的影響后,基準回歸結果仍然表現(xiàn)穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗結果(自變量增加和數據縮尾)

(四)異質性分析

1.戶主年齡導致的異質性。農地經營權抵押貸款作為一種新型融資產品,具有一系列屬性的特征,如在抵押時金融機構為了降低風險,常常使用農業(yè)保險或擔?！袄墶?但由于農戶存在高度的異質化,使得其務農人力資本稟賦對異質性農戶的農地經營權抵押價值溢價的影響存在差異。在中國家庭中戶主掌握著家庭的經濟決策權,尤其是在農業(yè)生產決策中更是這樣[40]。本文以戶主年齡進行分組處理,并參照世界衛(wèi)生組織對年齡的劃分標準(3)聯(lián)合國世界衛(wèi)生組織對年齡的劃分標準:44歲及以下為青年,45～59歲為中年人,60～74歲為年輕的老年人,75～89歲為老年人,90歲以上為長壽老年人[40],本文將60歲及以上的人均定義為老年人。,將戶主劃分為青年、中年和老年(見表9),探究農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價影響的組群差異,實證結果詳見表9。

表9 戶主年齡異質性檢驗結果

針對年齡組群差異結果,農戶務農人力資本稟賦對戶主為青年和中年家庭的農地經營權抵押價值溢價的影響概率產生正向顯著性影響,但是對于戶主為老年群體的農戶家庭來說,這種影響未通過顯著性檢驗,并且相比老年群體,戶主處在青年和中年兩個年齡組的務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值影響程度的正向作用更明顯?？赡艿慕忉屖?一方面,戶主為青年和中年群體的農戶家庭成員正處于年富力強的狀態(tài),從事農業(yè)生產會有更好的收益,也更容易學習和接受新的農業(yè)技術和方法,因此農戶務農人力資本稟賦對該類家庭農地經營權抵押價值溢價的影響更具參考價值;另一方面戶主為老年群體的家庭務農勞動力平均年齡通常偏大,健康狀況和受教育程度相對較低,其農業(yè)生產能力下降,同時老年群體較低的務農人力資本稟賦使其有較少的外出務工機會,對農地的保障依賴性更強[41],出于“失地”的考慮,對農地經營權抵押貸款產品需求降低。因此,老年群體家庭務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價的影響不顯著。

2.農地經營規(guī)模導致的異質性。已有研究表明農地經營規(guī)?？梢杂行Оl(fā)揮規(guī)模經濟效應,是評估農地經營權抵押價值的關鍵影響因素[42],但無法揭示農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價的影響是否在農地經營規(guī)模不同的家庭中存在差異。為了回答這一問題,參考Zhang 等按照畝數大小對農地經營規(guī)模的劃分標準[22],將家庭承包經營的農地劃分為小、中和大規(guī)模組(見表10),對其進行檢驗。在中和大規(guī)模組的農戶家庭中,其務農人力資本稟賦顯著增加農地經營權抵押價值溢價的影響概率,然而這種影響在小規(guī)模組的農戶家庭中不顯著。相較于小規(guī)模組的農戶家庭而言,中、大規(guī)模組的農戶家庭的務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價影響程度的正向作用更明顯。可能的解釋是,小規(guī)模組的農戶家庭通常市場化程度低、抵御風險和自然災害的能力較弱,農業(yè)生產主要以自給自足為主,剩余勞動力選擇外出務工,使得家庭對農業(yè)生產經營的投資欲望減弱,從而對農地經營權抵押貸款這一金融產品需求不強。隨著農地經營規(guī)模的擴大,勞動力、資金等生產要素投入增加,家庭有更高的融資需求,更有可能參與農地經營權抵押貸款,因此在農地經營規(guī)模大的家庭中,探究農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價的影響更具有參考意義。

表10 農地經營規(guī)模異質性檢驗結果

五、結論與政策建議

本文基于2022年中國西部四省的實地調研數據,在結合收益和市場兩種評估法核算出農地經營權抵押價值溢價差值的基礎上,應用Heckman模型實證研究了農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值的溢價影響。主要結論有三點。第一,在控制其他因素后,農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價具有顯著的正向影響,即務農人力資本稟賦越強的農戶,其對農地經營權抵押價值溢價的影響概率和影響程度越高。第二,農戶務農人力資本數量稟賦顯著降低農地經營權抵押價值溢價影響概率和影響程度,而農戶務農人力資本質量稟賦的影響則與之相反,且經內生性和穩(wěn)健性檢驗后,該結論依然成立。第三,組群差異研究表明,農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價的正向影響在戶主為青年、中年與農地經營規(guī)模大的家庭中更顯著。

基于上述結論,本文得到三點政策啟示。第一,在農地經營權抵押實踐中,政府應充分認識到農戶務農人力資本稟賦對農地經營權抵押價值溢價的影響作用,建立務農人力資本稟賦評價制度,構建多元風險分散機制,創(chuàng)新“抵押+務農人力資本稟賦”評估方法。為了量化并變現(xiàn)農戶務農人力資本稟賦在農地經營權抵押貸款中的經濟價值,需建立務農人力資本稟賦評價制度,對農戶的務農人力資本稟賦作資格認證。具體地,可將學歷證書、新型職業(yè)農民資格證書、技能考核證書、工作經歷證明等納入農戶務農人力資本稟賦評估標準中,委托專業(yè)評估機構對農戶務農人力資本稟賦進行評估。根據評估結果,對符合條件的農戶頒發(fā)務農人力資本稟賦資格證書,并對證書作等級劃分,代表農戶務農人力資本稟賦在農業(yè)生產經營中創(chuàng)造不同的經濟價值,進而將這種經濟價值作價納入農地經營權抵押價值的評估過程中,提升農戶農地經營權抵押價值,緩解部分農戶面臨的生產性融資約束。第二,利用各種渠道提升農戶務農人力資本稟賦。一方面,政府應大力提高農戶繼續(xù)教育再培訓和數字素養(yǎng)水平,對其進行農業(yè)種植、生產、經營、融資等方面的農村數字化繼續(xù)教育培訓,同時制定中長期的教育培訓計劃。另一方面,應加強農村衛(wèi)生保健服務,進而提高農戶的健康水平。第三,加強農業(yè)生產規(guī)?；洜I,促進農村勞動力向新型農業(yè)經營主體轉型。研究發(fā)現(xiàn),無論是農地經營權抵押價值溢價的概率還是溢價程度,農戶務農人力資本稟賦對農地經營規(guī)模大的家庭影響更大,這意味著務農人力資本稟賦如果要充分發(fā)揮作用,就需要農戶家庭農業(yè)生產規(guī)?；?向新型農業(yè)經營主體轉型。