可資本化下宅基地稟賦對農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)影響研究

李國正 王浩宇 查紫振 田雅敏 艾小青

摘要?農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款政策有助于發(fā)揮農(nóng)戶土地資產(chǎn)“產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟屬性”和緩解農(nóng)戶因缺乏合意抵押品而面臨的融資困境。對于在城市中的農(nóng)戶而言，不僅能夠有效利用其戶籍地的宅基地，還能緩解其創(chuàng)業(yè)所面臨的信貸約束。然而，當(dāng)前關(guān)于這一政策的實施效果以及對農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)的影響還缺乏深入的定量分析。本文基于2017年CMDS數(shù)據(jù)，綜合運用多元Logit、傾向得分匹配（PSM）和分位數(shù)回歸（QR）等方法，對宅基地抵押融資與農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)的作用機理進行了深入的理論分析和計量研究。研究發(fā)現(xiàn)：①相比非試點地區(qū)，試點地區(qū)農(nóng)戶選擇創(chuàng)業(yè)的概率會更高，其中機會型創(chuàng)業(yè)概率又高于生存型創(chuàng)業(yè);②同樣有宅基地的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶，試點地區(qū)比非試點地區(qū)家庭月收入平均提高926.6元，試點地區(qū)內(nèi)有宅基地的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶比沒有宅基地的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶家庭月收入平均提高348.74元;③隨著宅基地面積增加，單位宅基地面積對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶收入提升的影響呈現(xiàn)出先減后升的趨勢;④從地緣上看，單位面積宅基地價值從東往西呈現(xiàn)出先減后增的U型變化趨勢。進一步通過調(diào)查研究和理論推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)：前期征信評估和信譽調(diào)查是金融機構(gòu)降低經(jīng)營風(fēng)險的重要保障措施。研究認為，宅基地抵押貸款對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)具有顯著促進作用，合理的評估和對沖機制有助于防范潛在社會風(fēng)險，完善對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的保險和支持政策，有助于降低農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險。

關(guān)鍵詞?宅基地資產(chǎn)資本化;農(nóng)戶住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款;信貸約束;農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)

中圖分類號?F832.43文獻標(biāo)識碼?A文章編號?1002-2104（2020）09-0146-10?DOI：10.12062/cpre.20200425

創(chuàng)業(yè)不但能夠推動創(chuàng)新和經(jīng)濟增長 [1-5]，而且還能夠提供大量的工作崗位、解決社會中的就業(yè)問題 [6-8]。改革開放以來，農(nóng)民進城為經(jīng)濟發(fā)展做出了巨大的貢獻，農(nóng)民不僅進入各行各業(yè)尋找工作，同時也開展了各式各樣的創(chuàng)業(yè)活動。然而，任何創(chuàng)業(yè)活動都有一個最低的資本要求，包括中國在內(nèi)的發(fā)展中國家，資本不足導(dǎo)致的流動性約束是創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)前期普遍面臨的難題，即便是自我雇傭也需要滿足最低的資金門檻，特別是當(dāng)前以財富為基礎(chǔ)的有限責(zé)任信貸體系會使低收入群體受到信貸約束而不能實現(xiàn)有效規(guī)模的資本投資 [9-13]。鑒于此，2016年3月出臺的《農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點暫行辦法》為緩解農(nóng)戶信貸約束提供了潛在可能。所謂農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款是指在不改變宅基地所有權(quán)性質(zhì)的前提下，以農(nóng)民住房所有權(quán)及所占宅基地使用權(quán)作為抵押，由貸款機構(gòu)向符合條件的農(nóng)民發(fā)放貸款。因此，本文重點關(guān)注流入城市的異地農(nóng)民，考察農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款政策對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇、創(chuàng)業(yè)績效的影響，對于今后政策優(yōu)化以及潛在社會風(fēng)險防控具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

1 ?文獻綜述

由于農(nóng)民住房除了農(nóng)民自住很難開拓其他的用途，符合開發(fā)為民宿條件的比例極低，因此，在實踐中金融機構(gòu)主要以住房的建設(shè)成本作為抵押評估標(biāo)準(zhǔn)，加之農(nóng)民住房的同質(zhì)化程度比較高，宅基地面積就成為決定融資規(guī)模的重要因素。因此，本文選擇“宅基地抵押”來整體指代“農(nóng)民住房所有權(quán)及所占宅基地使用權(quán)抵押”。

目前，關(guān)于宅基地抵押貸款的研究主要集中在宅基地抵押意愿、抵押融資效果和社會風(fēng)險三個方面：①從宅基地抵押意愿來看，農(nóng)戶群體具有顯著異質(zhì)性。鄒偉等 [14]基于江蘇省典型地區(qū)的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶分化的視角出發(fā)，利用多元logit模型分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對宅基地使用權(quán)抵押融資的現(xiàn)實需求整體比重較高，職業(yè)分化程度越高，農(nóng)戶參與抵押融資意愿較強;而經(jīng)濟分化程度越高，農(nóng)戶抵押意愿越弱。此外，惠獻波 [15]基于對河南省824戶農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用結(jié)構(gòu)方程模型研究發(fā)現(xiàn)，戶主年齡、戶主文化程度、職業(yè)類別、信貸政策的了解情況、社會保障是否完善等變量對農(nóng)戶參與農(nóng)村宅基地使用權(quán)抵押貸款意愿具有顯著性影響。②從宅基地抵押貸款效果來看，朱曉杰 [16]基于2015—2017年河南省農(nóng)村宅基地使用權(quán)抵押貸款試點縣調(diào)研數(shù)據(jù)，運用雙重差分傾向得分匹配法（PSM-DID）研究發(fā)現(xiàn)，宅基地使用權(quán)抵押貸款能夠顯著提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素收入，從而提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。③從宅基地抵押的風(fēng)險來看，林超等 [17]基于專家調(diào)查問卷數(shù)據(jù)，運用風(fēng)險矩陣和Borda序值法研究認為，如果宅基地允許自由流轉(zhuǎn)，會引發(fā)農(nóng)民權(quán)益受侵害和宏觀調(diào)控受削弱的風(fēng)險。

總體而言，目前學(xué)界對于宅基地抵押貸款意愿的研究較多，但是對于宅基地抵押貸款政策效果還缺乏深入的探討。具體而言，目前關(guān)于宅基地抵押貸款的相關(guān)研究主要存在以下三個方面的問題：①由于政策試點還比較短，相關(guān)的數(shù)據(jù)還比較缺乏，目前的研究主要是區(qū)域性的，缺乏全國范圍內(nèi)的政策效果評估;②關(guān)注的人群較為寬泛，既包括在戶籍地也就是在農(nóng)村的農(nóng)戶，也包括異地也就是流入城市的農(nóng)戶，研究對象的異質(zhì)性就被掩蓋了;③現(xiàn)有宅基地抵押對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響的研究主要是從對創(chuàng)業(yè)類型影響的角度來闡明的，例如開辦家庭農(nóng)場還是發(fā)展旅游農(nóng)業(yè)等。因此，本文選擇以流入城市的異地創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶為研究對象，考察農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款政策對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇、創(chuàng)業(yè)績效的影響。

2 ?研究設(shè)計、變量選取與描述性統(tǒng)計

2.1?研究設(shè)計

鑒于當(dāng)前研究的不足，本文基于2017中國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，通過農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點地區(qū)與非試點地區(qū)流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)狀況的對比，檢驗宅基地抵押貸款政策效果（宅基地資產(chǎn)資本化狀況）。由于農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點自2015年底開始，并且各試點地區(qū)政策基本一致，所以通過對比試點地區(qū)與非試點地區(qū)流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)選擇，進而檢驗試點政策對宅基地資產(chǎn)資本化的影響具有可行性，也具有一定的創(chuàng)新性。同時，本文按照國家統(tǒng)計局標(biāo)準(zhǔn)，將經(jīng)濟區(qū)劃分為中部、東部和西部，以期對區(qū)域間差異進行對比。

文章的論證邏輯如下：從創(chuàng)業(yè)受信貸約束的假設(shè)出發(fā)，①在不考慮地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差異的情況下（經(jīng)濟發(fā)展水平對宅基地資產(chǎn)價格有一定影響），對比試點地區(qū)與非試點地區(qū)擁有宅基地的流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)選擇狀況。在都擁有宅基地資產(chǎn)的情況下，如果試點地區(qū)流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)概率高于非試點地區(qū)流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)概率，那么可以間接說明是農(nóng)地抵押貸款政策推動了宅基地資產(chǎn)資本化、緩解了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)信貸約束狀況，從而推動了農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)選擇。②考慮到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對宅基地資產(chǎn)價格的影響，本文進一步對比試點地區(qū)內(nèi)部流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)選擇狀況，在控制其他影響因素的情況下，分析宅基地資產(chǎn)狀況（包括“有無”與“面積大小”）對農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)選擇的影響。如果試點地區(qū)擁有更多宅基地資產(chǎn)的農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)概率高于其他的農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)概率，那么可以間接說明是宅基地資產(chǎn)資本化起到了推動作用。③在不考慮地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差異的情況下（經(jīng)濟發(fā)展水平對宅基地資產(chǎn)價格有一定影響），對比試點地區(qū)與非試點地區(qū)擁有宅基地的流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)績效狀況。在都擁有宅基地資產(chǎn)的情況下，如果試點地區(qū)流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)績效高于非試點地區(qū)流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)績效，那么可以間接說明是農(nóng)地抵押貸款政策推動了宅基地資產(chǎn)資本化，緩解了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)信貸約束狀況，從而提高了農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)績效。④考慮到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對宅基地資產(chǎn)價格的影響，進一步對比試點地區(qū)內(nèi)部流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)績效狀況，在控制其他影響因素的情況下，分析宅基地資產(chǎn)狀況（包括“有無”與“面積大小”）對農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)績效的影響，如果試點地區(qū)擁有更多宅基地資產(chǎn)的農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)績效高于其他的農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)績效，那么可以間接說明是宅基地資產(chǎn)資本化起到了推動作用。

2.2?變量選取

（1）被解釋變量。根據(jù)本文研究內(nèi)容，選取被解釋變量為：①創(chuàng)業(yè)選擇。即是否創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)業(yè)類型。就是否創(chuàng)業(yè)而言，本文將就業(yè)身份為“有固定雇主”和“無固定雇主”的樣本確立為未進行創(chuàng)業(yè)，將就業(yè)身份為“雇主”和“自營勞動者”的樣本確立為進行創(chuàng)業(yè);就創(chuàng)業(yè)類型而言，借鑒尹志超等[18]的研究，將就業(yè)身份為雇主的農(nóng)戶定義為機會型創(chuàng)業(yè)，將就業(yè)身份為自營的農(nóng)戶定義為生存型創(chuàng)業(yè)。②創(chuàng)業(yè)績效。從理論上講，利潤表、資產(chǎn)負債表、現(xiàn)金流量表等是反映創(chuàng)業(yè)績效的重要參考指標(biāo)，但是，由于農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)規(guī)模普遍偏小，大多數(shù)沒有完整的會計制度，基于數(shù)據(jù)可得性，同時考慮到大多數(shù)農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)是家庭共同參與經(jīng)營，因此，選擇使用“家庭月收入”來衡量農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)績效。

（2）核心解釋變量。由于農(nóng)戶貸款參與行為、宅基地抵押貸款數(shù)額等數(shù)據(jù)在問卷中沒有直接體現(xiàn)，基于數(shù)據(jù)可得性，我們選擇①“是否有宅基地”，以及②“宅基地面積大小”，作為農(nóng)戶住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款參與行為與貸款數(shù)量的代理變量。其理由在于：通過非試點地區(qū)與試點地區(qū)對比，在控制其他影響因素的情況下，試點地區(qū)流出農(nóng)戶與非試點地區(qū)流出農(nóng)戶之間的創(chuàng)業(yè)表現(xiàn)差異可以歸因于農(nóng)戶住房財產(chǎn)權(quán)狀況（即是否有宅基地以及宅基地面積）。

（3）控制變量。對創(chuàng)業(yè)選擇和創(chuàng)業(yè)績效的檢驗選取共同的控制變量，根據(jù)陳昭玖等[19]、李祖民等[20]和胡俊波[21]等的研究，對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)有較大影響的因素主要包括三個方面：農(nóng)戶的人力資本、社會資本和經(jīng)濟資本。故而，對控制變量做出如下選擇：①人力資本：性別、年齡、婚姻狀況、教育狀況、子女個數(shù);②社會資本：是否是黨員/團員、是否參加黨/團活動、業(yè)余來往對象、是否參加商會;③經(jīng)濟資本：月儲蓄額。

2.3 ?數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文使用2017年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)（CMDS），其數(shù)據(jù)不但可以全面呈現(xiàn)進城農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)狀況、住房財產(chǎn)權(quán)狀況、人力資本狀況、社會資本狀況等相關(guān)信息，而且覆蓋了全國所有農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點地區(qū)，為本文開展準(zhǔn)自然實驗研究提供了可靠的數(shù)據(jù)支撐。通過數(shù)據(jù)整理，選取87 515份有效樣本，其中試點地區(qū)樣本2 651份。

（1）從就業(yè)選擇來看，總體樣本試點地區(qū)創(chuàng)業(yè)者比例較非試點地區(qū)高0.09%，其中試點地區(qū)機會型創(chuàng)業(yè)比例較非試點地區(qū)高2.80%，生存型創(chuàng)業(yè)比例低2.73%，說明在試點地區(qū)更多農(nóng)戶由生存型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)型為機會型創(chuàng)業(yè)，可以判斷政策確實對創(chuàng)業(yè)選擇存在影響。東部地區(qū)試點地區(qū)創(chuàng)業(yè)者比例較非試點地區(qū)高4%，其中試點地區(qū)機會型創(chuàng)業(yè)比例較非試點地區(qū)高4.94%，生存型創(chuàng)業(yè)比例低0.94%;中部地區(qū)試點地區(qū)創(chuàng)業(yè)者比例較非試點地區(qū)低5.17%，其中試點地區(qū)機會型創(chuàng)業(yè)比例較非試點地區(qū)低0.2%，生存型創(chuàng)業(yè)比例低4.97%;西部地區(qū)試點地區(qū)創(chuàng)業(yè)者比例較非試點地區(qū)高0.26%，其中試點地區(qū)機會型創(chuàng)業(yè)比例較非試點地區(qū)高0.76%，生存型創(chuàng)業(yè)比例低0.5%。

（2）從創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶家庭月收入來看，總體樣本試點地區(qū)收入均值8 707.99元，非試點地區(qū)收入均值7 740.04元，試點地區(qū)較非試點地區(qū)創(chuàng)業(yè)者家庭月收入高967.95元，可以據(jù)此判斷宅基地抵押融資政策確實對提高創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶收入存在正向影響。東部地區(qū)試點地區(qū)較非試點地區(qū)創(chuàng)業(yè)者家庭月收入高813.92元;中部地區(qū)試點地區(qū)較非試點地區(qū)創(chuàng)業(yè)者家庭月收入高765.06元;西部地區(qū)試點地區(qū)較非試點地區(qū)創(chuàng)業(yè)者家庭月收入高453.1元。

（3）從農(nóng)戶宅基地狀況來看，75.3%的農(nóng)戶具有宅基地，有宅基地的農(nóng)戶宅基地面積的均值為69.04m2，宅基地面積的標(biāo)準(zhǔn)差為78.96，可見不同農(nóng)戶宅基地面積差異較大。

（4）從農(nóng)戶受人力資本特征來看，男性占比較女性多出15.1%;年齡均值為40歲，標(biāo)準(zhǔn)差為9.12，說明大部分農(nóng)戶年齡都在30～50歲之間;受教育程度均值為3.13，標(biāo)準(zhǔn)差為0.95，說明大部分農(nóng)戶的受教育程度都集中在小學(xué)到高中階段，未接受過教育和接受過高等教育的較少;從婚姻狀況來看，96.5%的農(nóng)戶都已婚;從子女個數(shù)來看，均值為1.54，標(biāo)準(zhǔn)差為1.54，說明大部分農(nóng)戶的子女個數(shù)都在三個及以內(nèi)。

（5）從農(nóng)戶的社會資本特征來看，只有5.8%是黨/團員并只有極少部分參加黨團活動;業(yè)余來往對象集中在同鄉(xiāng)和其他本地人，只有4.1%的農(nóng)戶參加了商會，說明農(nóng)戶受社會資本方面的影響主要來源于其日?；顒又姓J識的人，而較少來源于各種活動中形成的人際關(guān)系。

（6）從農(nóng)戶經(jīng)濟資本特征來看，月儲蓄額的均值為512.92元，標(biāo)準(zhǔn)差為369.34，說明大部分農(nóng)戶的月儲蓄額在900元以內(nèi)。

各變量統(tǒng)計情況如表1、表2、表3所示。根據(jù)表1描述性統(tǒng)計判斷，就創(chuàng)業(yè)選擇而言，試點地區(qū)創(chuàng)業(yè)多于非試點地區(qū)。根據(jù)表2描述性統(tǒng)計判斷，就創(chuàng)業(yè)績效而言，試點地區(qū)要高于非試點地區(qū)?？傮w上試點地區(qū)較非試點地區(qū)平均高出943.89元，據(jù)此可以初步判斷宅基地抵押融資政策對創(chuàng)業(yè)績效確實存在收入效應(yīng)。此外，各控制變量情況如表3所示。

3?宅基地抵押與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇分析

在不考慮地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差異且都擁有宅基地資產(chǎn)的情況下，通過對比試點地區(qū)與非試點地區(qū)擁有宅基地的流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)選擇狀況，可以間接得到宅基地抵押政策對創(chuàng)業(yè)選擇的影響。如果試點地區(qū)流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)概率高于非試點地區(qū)流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)概率，那么可以間接說明是農(nóng)地抵押貸款政策推動了宅基地資產(chǎn)資本化、緩解了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)信貸約束狀況，從而推動了農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)選擇。在考慮到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對宅基地資產(chǎn)價格的影響時，如果試點地區(qū)擁有更多宅基地資產(chǎn)的農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)概率高于其他的農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)概率，那么可以間接說明是宅基地資產(chǎn)資本化起到了推動作用。

3.1?多元logit回歸模型

多元邏輯回歸模型（Multinomial Logistic Regression）適用于分析因變量是分類變量且水平數(shù)大于2的情況，根據(jù)因變量水平是否有序又分為多元有序和多元無序邏輯回歸。根據(jù)研究內(nèi)容，使用多元無序logit回歸來研究宅基地抵押政策對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇的影響。模型設(shè)定如下：

3.2?多元logit回歸結(jié)果分析

在均有宅基地的條件下，是否為試點地區(qū)對創(chuàng)業(yè)選擇影響的多元logit回歸結(jié)果如表4所示。從樣本回歸結(jié)果來看，政策運行確實如同初步分析的一樣是有效的。

總體樣本下，試點地區(qū)農(nóng)戶選擇機會型創(chuàng)業(yè)概率比值較非試點地區(qū)提升了44.77%，選擇生存型創(chuàng)業(yè)的概率比值較非試點地區(qū)11.22%下降了，總體創(chuàng)業(yè)概率比值上升了28.53%，說明試點地區(qū)農(nóng)戶會更多地進行創(chuàng)業(yè)活動，并且從生存型創(chuàng)業(yè)概率下降和機會型創(chuàng)業(yè)概率上升的情況可以知道，宅基地抵押融資緩解了農(nóng)戶信貸約束，使更多農(nóng)戶選擇了初始資本要求更高的機會型創(chuàng)業(yè)。

東部地區(qū)是否為試點地區(qū)對農(nóng)戶選擇機會型創(chuàng)業(yè)具有顯著影響，生存型創(chuàng)業(yè)未通過顯著性檢驗。東部試點地區(qū)農(nóng)戶選擇機會型創(chuàng)業(yè)的概率比值較非試點地區(qū)提升了88.51%，說明試點地區(qū)總體較非試點農(nóng)戶會更多進行機會型創(chuàng)業(yè)。

中部地區(qū)是否為試點地區(qū)對農(nóng)戶選擇機會型創(chuàng)業(yè)未通過顯著性檢驗，對選擇生存型創(chuàng)業(yè)具有顯著影響。中部試點地區(qū)較非試點地區(qū)農(nóng)戶選擇生存型創(chuàng)業(yè)的概率比值下降了23.13%，說明試點地區(qū)較非試點地區(qū)會更少進行生存型創(chuàng)業(yè)。

西部地區(qū)生存型創(chuàng)業(yè)和機會型創(chuàng)業(yè)均未通過顯著性檢驗。

試點地區(qū)內(nèi)，是否有宅基地對創(chuàng)業(yè)選擇的回歸結(jié)果如表5所示。從回歸結(jié)果可以看到，總體樣本下是否有宅基地對創(chuàng)業(yè)選擇具有顯著影響，有宅基地的農(nóng)戶較沒有宅基地的農(nóng)戶選擇機會型創(chuàng)業(yè)概率比值提高了86.82%，選擇生存型創(chuàng)業(yè)概率的對數(shù)發(fā)生比高了2.74%。東部地區(qū)是否有宅基地對選擇機會型創(chuàng)業(yè)有顯著影響，有宅基地的農(nóng)戶較沒有宅基地的農(nóng)戶選擇機會型創(chuàng)業(yè)概率比值提高了

90.79%;中部地區(qū)是否有宅基地對選擇生存型創(chuàng)業(yè)具有顯著影響，有宅基地的農(nóng)戶較沒有宅基地的農(nóng)戶選擇生存型創(chuàng)業(yè)概率比值提高了20.2%;西部地區(qū)未通過顯著性檢驗。

試點地區(qū)內(nèi)，宅基地面積對創(chuàng)業(yè)選擇的回歸接軌如表6所示。從回歸結(jié)果可以看到，宅基地面積對選擇機會型創(chuàng)業(yè)和生存型創(chuàng)業(yè)均有顯著影響，農(nóng)戶擁有宅基地面積越大，越有可能創(chuàng)業(yè)?？傮w樣本下，每單位面積宅基地使農(nóng)戶選擇機會型創(chuàng)業(yè)的概率比值提高了0.1%，使農(nóng)戶選擇生存型創(chuàng)業(yè)的概率比值提高了0.2%。東部地區(qū)每單位面積使農(nóng)戶選擇創(chuàng)業(yè)的概率比值提高了0.1%。中部地區(qū)宅基地面積對農(nóng)戶選擇機會型創(chuàng)業(yè)具有顯著影響，每單位面積對農(nóng)戶選擇機會型創(chuàng)業(yè)的概率比值提高了0.1%。西部地區(qū)每單位宅基地面積對農(nóng)戶選擇機會型創(chuàng)業(yè)的概率比值提高了0.3%，使農(nóng)戶選擇生存型創(chuàng)業(yè)的概率比值提高了0.2%。

4?宅基地抵押貸款與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)績效分析

在不考慮地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差異且都擁有宅基地資產(chǎn)的情況下，通過對比試點地區(qū)與非試點地區(qū)擁有宅基地的流出農(nóng)戶異地創(chuàng)業(yè)績效狀況，可以間接得到宅基地抵押政策對創(chuàng)業(yè)績效的影響。如果控制其余變量后，試點地區(qū)和非試點地區(qū)的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)績效具有顯著差異，那么可以間接說明是農(nóng)地抵押貸款政策推動了宅基地資產(chǎn)資本化、緩解了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)信貸約束狀況，從而提高了農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)績效。在考慮到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對宅基地資產(chǎn)價格的影響下，如果控制其他變量后，試點地區(qū)內(nèi)擁有宅基地資產(chǎn)的農(nóng)戶較試點地區(qū)內(nèi)未擁有宅基地資產(chǎn)的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)績效有所提高，那么可以間接說明是宅基地資產(chǎn)資本化起到了推動作用。

4.1?傾向得分匹配（PSM）

本文使用傾向得分匹配方法來評估宅基地抵押融資政策對創(chuàng)業(yè)績效的影響。

Rosembaum & Rubin 提出了傾向性得分匹配 ?（Propensity Score） 方法。模擬實驗表明，在一系列假定條件下平均處理效應(yīng)（ATT）可以得到無偏估計結(jié)果，其可定義為“既定可觀測特征條件下，基于參與者條件概率即傾向得分來匹配處理組和控制組的一種算法”。傾向性得分定義為：

在滿足相應(yīng)假定情形下，特別是在處理組、控制組變量均值無差異狀態(tài)下，傾向得分匹配方法是能夠得到ATT的，并且可以得到一個“干凈的”政策處理效應(yīng)。

4.2?試點地區(qū)與非試點地區(qū)傾向得分匹配結(jié)果分析

一般來說，不存在適用于一切情形的最優(yōu)方法，需要根據(jù)具體數(shù)據(jù)來選擇匹配方法。各類方法對偏差和效率間的權(quán)衡存在差異，因此不同匹配方法的結(jié)果可能不同。本文將嘗試不同的匹配方法，并將匹配結(jié)果進行比較。如果不同方法的結(jié)果相似，則說明結(jié)果是穩(wěn)健的，不依賴于具體方法。因此選擇近鄰匹配、核匹配、半徑匹配、局部線

性回歸匹配、樣條匹配五種匹配方法進行綜合分析。

最終，各個匹配方法結(jié)果見表7和表8，共同支撐假設(shè)和平衡性檢驗結(jié)果良好，限于篇幅在此略去。從表中可知，近鄰匹配的ATT為916.35，核匹配的ATT為974.195，半徑匹配的ATT為939.502，局部線性匹配的ATT為900.932，樣條匹配的ATT為902.034，且t值都大于2.58，可見各個匹配法都證明宅基地抵押融資政策在1%顯著性水平上產(chǎn)生影響，各匹配法所得ATT均值為926.6，也即意味著宅基地抵押融資政策帶來的平均處理效應(yīng)約為926.6元左右。

不同地區(qū)的核匹配傾向得分匹配結(jié)果如表9所示?？梢钥吹?，東部地區(qū)在5%水平上有顯著影響，其ATT為927.018，說明較未進行抵押的農(nóng)戶，進行抵押的農(nóng)戶的收入要高927.018元。中部地區(qū)在未通過顯著性檢驗，其ATT為289.232，推測是由于樣本值太少導(dǎo)致產(chǎn)生了偏差。西部地區(qū)在10%水平上有顯著影響，其ATT值為608.607，說明較未抵押農(nóng)戶，抵押農(nóng)戶的收入要高608.607元?？偟膩砜?，單位面積宅基地價值在地緣上從東往西呈現(xiàn)出先減后增的U型變化趨勢。

4.3?試點地區(qū)是否有宅基地內(nèi)傾向得分匹配分析

對于試點地區(qū)內(nèi)，由于大部分創(chuàng)業(yè)者都具有宅基地，因此選擇以卡尺匹配作為匹配方法來處理，最終匹配結(jié)果見表10?？梢钥吹?，平均處理效應(yīng)的 t值為2.25，即在5%水平上有顯著影響。平均處理效應(yīng)的值為348.739，即較試點地區(qū)內(nèi)沒有宅基地的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶，有宅基地的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶收入要高348.739元。

4.4?宅基地面積對創(chuàng)業(yè)績效的影響分析

從理論上分析，農(nóng)戶的宅基地面積越大，就能通過抵押獲得更多的信貸，從而更大程度緩解信貸約束，增加其初始創(chuàng)業(yè)資本，從而其能獲得的收入也就越高，提高其創(chuàng)業(yè)績效。因此農(nóng)戶宅基地面積越大，所產(chǎn)生的效應(yīng)也將越顯著，對此按照宅基地面積四分位數(shù)進行分組，并用“是否有宅基地”對試點地區(qū)內(nèi)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶分別進行傾向得分匹配檢驗，從而考察不同面積的宅基地對創(chuàng)業(yè)績效的影響。

最終計量結(jié)果如表11所示。可以觀察到，除31～50 m2組外，其余分組t值均大于1.96，說明均在5%水平上顯著，同時，隨著宅基地面積的增大，ATT值呈現(xiàn)出先下降后上升的U型曲線，說明單位面積宅基地價值先減小后增大。具體而言，當(dāng)宅基地面積小于31 m2時，平均處理效應(yīng)為1 635.732元;宅基地面積大于30 m2小于51 m2時，平均處理效應(yīng)為-579.480元;宅基地面積大于50 m2小于80 m2時，其平均處理效應(yīng)為1 108.528元;宅基地面積大于80 m2時，其平均處理效應(yīng)為1 614.884元，總體來看，平均處理效應(yīng)隨著宅基地面積先減少再增加，說明宅基地的價值決定并非是線性的。

4.5?對創(chuàng)業(yè)績效的穩(wěn)健性檢驗

選擇通過分位數(shù)回歸對創(chuàng)業(yè)績效進行檢驗，被解釋變量仍然為創(chuàng)業(yè)績效，核心解釋變量為是否有宅基地，對試點地區(qū)和非試點地區(qū)以及試點地區(qū)內(nèi)分別進行回歸，選擇分位點為0.25，0.5，0.75?；貧w結(jié)果如表12所示。

從回歸結(jié)果可以看到，各個分位回歸結(jié)果通過了1%顯著性水平的檢驗?？傮w樣本試點地區(qū)與非試點地區(qū)差額的系數(shù)估計值為487.601，即試點地區(qū)較非試點地區(qū)的

收入增加為487.601元。試點地區(qū)內(nèi)總體樣本的系數(shù)估計值為610.533，即試點地區(qū)內(nèi)有宅基地的創(chuàng)業(yè)者較沒有宅基地的創(chuàng)業(yè)者收入增加為610.533元。同時可以觀察到，在兩個維度上，隨著分位點的增加，系數(shù)估計值也在不斷增大，說明隨著收入的上升宅基地抵押融資帶來的收入增加也在上升，也即意味著宅基地抵押融資所帶來的效應(yīng)隨著收入的上升變得更加顯著，這進一步支撐了結(jié)論。

5??結(jié)論與政策建議

本文使用2017年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，深入分析了宅基地抵押融資政策對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇和創(chuàng)業(yè)績效的影響，得出如下結(jié)論：①宅基地抵押融資政策有效緩解了農(nóng)戶的信貸約束，促進了農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)活動;②宅基地抵押融資政策有效提高了創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)績效，同時研究發(fā)現(xiàn)，從東部到西部，單位面積宅基地價值從東往西呈現(xiàn)出先減后增的變化趨勢;③宅基地面積對創(chuàng)業(yè)選擇具有顯著性影響，并隨著宅基地面積增大，抵押所帶來的收入效應(yīng)呈先下降后上升的U型變化趨勢。

從上述結(jié)論可以看到，宅基地抵押政策確實有效緩解了農(nóng)戶的信貸約束，實現(xiàn)了幫助農(nóng)戶工創(chuàng)業(yè)的政策目的。但仍值得討論的是，這一過程的具體機制是怎么樣的呢？對此，本文以對試點地區(qū)湖南瀏陽H鎮(zhèn)的調(diào)研來做進一步剖析。

根據(jù)調(diào)研，農(nóng)戶宅基地抵押貸款的運行過程如下：①地方金融機構(gòu)派出專員對農(nóng)戶的征信情況和在當(dāng)?shù)氐目诒龀鲈u估，若農(nóng)戶相關(guān)測評不達標(biāo)，那么金融機構(gòu)將不會同意信貸。②金融機構(gòu)以房屋重置成本作為住房抵押貸款規(guī)模的參考標(biāo)準(zhǔn)，一般在10萬～20萬之間。③若農(nóng)戶不能及時還款，則可以由同村村民暫還或進行擔(dān)保，如果最后成為壞賬，那么金融機構(gòu)將會視情況將宅基地在當(dāng)?shù)亓鬓D(zhuǎn)或者閑置;由于前期征信評估和信譽調(diào)查等風(fēng)控措施較好，加之當(dāng)前失信人懲戒機制越來越健全，不能及時還款的情況較少發(fā)生。與此同時，由于當(dāng)?shù)毓ど虡I(yè)發(fā)展?fàn)顩r較高，產(chǎn)業(yè)鏈較為健全，極大提高了創(chuàng)業(yè)成功率、降低了貸款違約現(xiàn)象的發(fā)生。

宅基地抵押融資政策的有效運行，離不開農(nóng)戶、政府部門、金融機構(gòu)三方的共同努力和配合。不論是宅基地的資產(chǎn)化還是土地的資產(chǎn)化，本質(zhì)上都是增加農(nóng)戶初始資本的一種手段，從而提高農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的成功率和存活率，進而促進地方經(jīng)濟發(fā)展、增加政府財政收入、解決農(nóng)戶就業(yè)問題，這就需要三方的密切配合，共同塑造有利于宅基地抵押貸款的政策環(huán)境 [22-30]。

最后，根據(jù)本文的主要研究結(jié)果，提出如下建議：

（1）建立健全宅基地價值評估體系和流轉(zhuǎn)市場。在借鑒城市房屋抵押貸款成熟經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，進一步確立現(xiàn)有的農(nóng)村土地價值評價的基準(zhǔn)價格，加快建立完善的宅基地價值評估體系，尤其要完善中等及以上規(guī)模宅基地價值評估體系。建立并完善農(nóng)村房地產(chǎn)流轉(zhuǎn)市場，讓農(nóng)村宅基地使用權(quán)和房屋所有權(quán)實現(xiàn)市場交易，以此推動農(nóng)村房地產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)，并對轉(zhuǎn)讓過程中的違法行為進行打擊，規(guī)范農(nóng)村房地產(chǎn)流轉(zhuǎn)市場。

（2）完善宅基地抵押貸款機制。權(quán)屬清晰的土地產(chǎn)權(quán)制度是開展農(nóng)村宅基地抵押貸款相關(guān)業(yè)務(wù)的首要條件。國家應(yīng)盡快督促各地方政府落實與宅基地抵押流轉(zhuǎn)相對應(yīng)的農(nóng)村宅基地產(chǎn)權(quán)登記及頒證工作，建立科學(xué)合理、產(chǎn)權(quán)清晰的農(nóng)村宅基地產(chǎn)權(quán)管理制度和評估體系。同時，建議準(zhǔn)許受讓人為金融機構(gòu)或其他不屬于房屋所在地農(nóng)村集體經(jīng)濟組織成員的單位或者個人，并給予登記。此外，需要進一步完善扶持政策，精簡審批流程，提高辦事效率，促進更多農(nóng)戶進行創(chuàng)業(yè)活動。

（3）提高農(nóng)村金融機構(gòu)對宅基地抵押的風(fēng)控能力。對于農(nóng)村金融機構(gòu)而言，部分農(nóng)戶因無法償還貸款失去宅基地時，金融機構(gòu)直接參與經(jīng)營不符合規(guī)范要求，也不可能從他們手中取得土地權(quán)利，這對于金融機構(gòu)有效開展相關(guān)業(yè)務(wù)形成很大障礙。政府有關(guān)部門要給予金融機構(gòu)適當(dāng)?shù)膬?yōu)惠政策支持，對于提取此類貸款撥備適當(dāng)放寬，減免相關(guān)稅費，為農(nóng)村抵押貸款營造良好的市場環(huán)境，調(diào)動農(nóng)村金融機構(gòu)的積極性。

（4）完善對短期創(chuàng)業(yè)項目的保險體系和支持政策。對農(nóng)戶而言，其創(chuàng)業(yè)項目存活期限越短所面臨的風(fēng)險也就越大，這就要求職能部門完善有關(guān)補助和支持政策，降低專項貸款利率，建立農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)專項補貼，促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)更健康更持久的發(fā)展。此外，還應(yīng)與金融機構(gòu)協(xié)同建立專項保險機制，對創(chuàng)業(yè)活動所可能面臨的風(fēng)險進行緩釋和對沖，盡量減少可能產(chǎn)生的各方面社會影響。

（編輯：劉照勝）

參考文獻

[1]BAUMOL W J. Entrepreneurship in economic theory[J].American economic review，1968， 58（2）：64-71.

[2]SCHUMPETER J A .The theory of economic development[M].Cambridge：Harvard University Press，1934.

[3]ANDERSSON L， HAMMARSTEDT M. Intergenerational transmissions

in immigrant self-employment： evidence from three generations[J]. Small business economics， 2010，34（3）：261-276.

[4]柳禮泉，楊葵.精神貧困：貧困群眾內(nèi)生動力的缺失與重塑[J].湖湘論壇，2019，32（1）：106-113.

[5]唐瓊.鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下穩(wěn)妥推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展研究[J].湖湘論壇，2020，33（2）：88-98.

[6]BANERJEE A V， NEWMAN A F. Occupational choice and the process of development[J]. Journal of political economy，1993，101（2）：274-298.

[7]張廣勝，柳延恒.人力資本、社會資本對新生代農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)型就業(yè)的影響研究——基于遼寧省三類城市的考察[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2014（6）：4-13.

[8]王春超，馮大威.中國鄉(xiāng)-城移民創(chuàng)業(yè)行為的決定機制——基于社會關(guān)系網(wǎng)的分析視角[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2018，17（1）：355-382.

[9]HURST E， LUSARDI A. Liquidity constraints， household wealth， and entrepreneurship[J]. Journal of political economy，2004，112（2）：319-347.

[10]ARDAGNA S，LUSARDI A.Heterogeneity in the effect of regulation on entrepreneurship and entry size[J]. Journal of the European economic association，2010，8（2-3）：594–605.

[11]XAVIER O E， LAPLUME A O， PATHAK S. What motivates

entrepreneurial entry under economic inequality？ the role of human and financial capital[J]. Human relations， 2015， 68（7）：1183-1207.

[12]SARKAR S， RUFIN C， HAUGHTON J. Inequality and entrepreneurial thresholds[J]. Journal of business venturing，2018，33（3）：278-295.

[13]羅納德·麥金農(nóng).經(jīng)濟發(fā)展中的貨幣與資本[M].上海：上海人民出版社，1997.

[14]鄒偉，徐博，王子坤.農(nóng)戶分化對宅基地使用權(quán)抵押融資意愿的影響——基于江蘇省1 532個樣本數(shù)據(jù)[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2017（8）：33-39.

[15]惠獻波.農(nóng)戶參與農(nóng)村宅基地使用權(quán)抵押貸款意愿及其影響因素分析[J].現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2017（5）：56-60.

[16]朱曉杰.農(nóng)村宅基地使用權(quán)抵押貸款對農(nóng)戶收入影響：實證與解釋[J].金融理論與實踐，2019（9）：112-118.

[17]林超，陳泓冰.農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)制度改革風(fēng)險評估研究[J].經(jīng)濟體制改革，2014（4）：90-94.

[18]尹志超，宋全云，吳雨，等.金融知識、創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)動機[J].管理世界，2015（1）：87-98.

[19]陳昭玖，朱紅根.人力資本、社會資本與農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)政府支持的可獲性研究——基于江西1 145份調(diào)查數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2011，32（5）：54-59，111.

[20]李祖民，張忠梅.返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)成功度EHSP影響實證分析[J].統(tǒng)計與決策，2017（7）：103-105.

[21]胡俊波.職業(yè)經(jīng)歷、區(qū)域環(huán)境與農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿——基于四川省的混合橫截面數(shù)據(jù)[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2015（7）：111-115.

[22]基于農(nóng)村空心化背景的農(nóng)村宅基地制度研究課題組.城鎮(zhèn)化過程中農(nóng)村宅基地的功能重構(gòu)[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2016（4）：15-19.

[23]張克俊，付宗平.基于功能變遷的宅基地制度改革探索[J].社會科學(xué)研究，2017（6）：47-53.

[24]羅瑞芳.農(nóng)村宅基地產(chǎn)權(quán)制度變遷的方向和路徑分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2011（9）：11-14.

[25]朱新華，柴濤修，陳利根.宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)制度改革的制度經(jīng)濟學(xué)解析[J].中國土地科學(xué)，2009（4）：34-37.

[26]朱新華，陳利根，付堅強.農(nóng)村宅基地制度變遷的規(guī)律及啟示[J].中國土地科學(xué)，2012（7）：39-43.

[27]孟勤國.物權(quán)法開禁農(nóng)村宅基地交易之辯[J].法學(xué)評論，2005（4）：25-30.

[28]張義博.我國農(nóng)村宅基地制度變遷研究[J].宏觀經(jīng)濟研究，2017（4）：35-42.

[29]劉守英，熊雪鋒.經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變革、村莊轉(zhuǎn)型與宅基地制度變遷——四川省瀘縣宅基地制度改革案例研究[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2018（6）：2-20.

[30]李國正.城鄉(xiāng)二元體制、生產(chǎn)要素流動與城鄉(xiāng)融合[J].湖湘論壇，2020，33（1）：24-32.