農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值的溢價(jià)影響

于 赟,李 韜

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)

引 言

自2008年起,中國(guó)開始試點(diǎn)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款并相繼出臺(tái)多項(xiàng)相關(guān)政策和法律。2018年修正的《中華人民共和國(guó)農(nóng)村土地承包法》賦予了承包方抵押土地經(jīng)營(yíng)權(quán)的權(quán)利。2020年的《民法典》對(duì)土地使用權(quán)禁止抵押的規(guī)定進(jìn)行了修改,從法律意義上明晰了土地經(jīng)營(yíng)權(quán)作為抵押物的合法化。在農(nóng)戶向金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)抵押貸款時(shí),農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值是影響信貸雙方?jīng)Q策的重要因素[1]。為了保證抵押貸款業(yè)務(wù)的順利開展,科學(xué)合理地評(píng)估農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值至關(guān)重要[2]。

目前,中國(guó)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押實(shí)踐中常用的價(jià)值評(píng)估方法是收益法和市場(chǎng)法[3],收益法的實(shí)質(zhì)是將農(nóng)地未來各期預(yù)期收益折算為當(dāng)期現(xiàn)值,評(píng)估結(jié)果易被農(nóng)戶接受[4-5]。在技術(shù)水平短期內(nèi)不變的情況下,家庭農(nóng)地的預(yù)期收益取決于勞動(dòng)力要素的配置[6]。對(duì)抵押農(nóng)戶來說,其務(wù)農(nóng)人力資本稟賦直接關(guān)系著家庭勞動(dòng)力要素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中的配置[7],直接影響著農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收益[8]。因此,基于收益法評(píng)估的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值會(huì)將務(wù)農(nóng)人力資本稟賦創(chuàng)造的經(jīng)濟(jì)價(jià)值納入其中。市場(chǎng)法則是以農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)交易市場(chǎng)上近期成交的實(shí)例作為參照對(duì)象,通過比較抵押農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)與參照對(duì)象的異同并對(duì)其進(jìn)行修正,最終得到評(píng)估的抵押價(jià)值[9]。出于對(duì)抵押物處置風(fēng)險(xiǎn)的考量,金融機(jī)構(gòu)一般將農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格作為參照對(duì)象,采用市場(chǎng)法評(píng)估農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值[10-11]。顯然,采用市場(chǎng)法評(píng)估農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值忽視了務(wù)農(nóng)人力資本稟賦創(chuàng)造財(cái)富的價(jià)值作用。可見,在農(nóng)地金融市場(chǎng)中,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦的強(qiáng)弱影響著收益和市場(chǎng)兩種評(píng)估法核算出的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值的差值。

一般而言,采用收益法評(píng)估的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值要高于市場(chǎng)法評(píng)估價(jià)值,本文將這種情形定義為農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)。事實(shí)上,翟研寧分別采用收益法和市場(chǎng)法評(píng)估出河南宜陽縣、江蘇錫山區(qū)、寧夏原州區(qū)農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)的應(yīng)然價(jià)格和實(shí)際交易價(jià)格之間溢價(jià)差距較大,并且認(rèn)為這種溢價(jià)差值在全國(guó)范圍內(nèi)是常見的[4]。價(jià)值溢價(jià)的出現(xiàn)會(huì)極大抑制農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款業(yè)務(wù)的開展,主要原因在于,一是由于農(nóng)戶大多是風(fēng)險(xiǎn)厭惡者,當(dāng)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值發(fā)生溢價(jià)且溢價(jià)程度越高時(shí),部分農(nóng)戶會(huì)排斥并抑制其抵押貸款意愿[12]。二是會(huì)使得尋求發(fā)展的農(nóng)戶生產(chǎn)性融資需求難以在農(nóng)地抵押這一金融產(chǎn)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(nóng)戶貸款需求總數(shù)的31.21%[14],從而造成農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款業(yè)務(wù)的開展無法達(dá)到政策預(yù)期。這表明,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦未得到量化認(rèn)可可能是造成現(xiàn)階段農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款業(yè)務(wù)開展效果不如預(yù)期的一個(gè)重要原因。

本文研究的問題是,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響。具體而言,本文從農(nóng)地金融開展實(shí)踐的收益、市場(chǎng)兩種農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值評(píng)估方法出發(fā),試圖回答:當(dāng)農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資用于農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)時(shí),家庭務(wù)農(nóng)人力資本數(shù)量、質(zhì)量稟賦如何影響農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)?這兩種稟賦的溢價(jià)影響程度在不同戶主組群和農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模間是否存在結(jié)構(gòu)性差異?

上述問題頗具中國(guó)特色,迄今鮮有研究,原因在于:農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦涉及農(nóng)戶的教育水平、技能水平、健康狀況、工作經(jīng)驗(yàn)等多個(gè)方面,其復(fù)雜性使其不易量化;在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中,農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為一般被視為集體活動(dòng),其個(gè)體的勞動(dòng)以及務(wù)農(nóng)人力資本稟賦創(chuàng)造的經(jīng)濟(jì)價(jià)值往往被忽視,導(dǎo)致由于評(píng)估方法不同產(chǎn)生的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)問題鮮有研究。因此,針對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)問題的研究對(duì)挖掘、量化并最終認(rèn)可農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦價(jià)值,提升農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值水平,滿足農(nóng)戶生產(chǎn)性融資需求,推動(dòng)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款業(yè)務(wù)更好開展等方面具有重要的理論價(jià)值與現(xiàn)實(shí)意義。

鑒于此,本文聚焦評(píng)估法視角分析農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響問題。先在理論層面上分析農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦影響農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的機(jī)理,然后根據(jù)筆者現(xiàn)實(shí)觀察的數(shù)據(jù),對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦與其農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)進(jìn)行描述性分析,并運(yùn)用Heckman兩階段模型實(shí)證探究農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響。

一、文獻(xiàn)評(píng)述、理論分析與研究假說

(一)文獻(xiàn)評(píng)述

1.關(guān)于農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)影響因素的研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)并未就農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)開展相關(guān)研究,因此,與本文主題密切相關(guān)的研究主要圍繞農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值評(píng)估的影響因素展開,主要包括三個(gè)方面。首先,抵押物農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)權(quán)屬的完整性影響農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值評(píng)估,完備且穩(wěn)定的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押效力更高[15],在地權(quán)穩(wěn)定效應(yīng)下,抵押價(jià)值更高[12]。其次,在權(quán)屬完備的情況下,農(nóng)地的資源特征對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值評(píng)估的影響至關(guān)重要。已有研究表明用于抵押的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大[11]、耕作質(zhì)量越高[16]、距離主路越近[17],農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)投入的可能性越大,農(nóng)地的預(yù)期收益就越可能增加,進(jìn)而提高抵押農(nóng)地的價(jià)值。最后,評(píng)估農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值時(shí)還要考慮農(nóng)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(nóng)業(yè)勞動(dòng)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(nóng)地的價(jià)值越低[18]。另外,農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)價(jià)格和農(nóng)地產(chǎn)權(quán)交易市場(chǎng)也決定著抵押農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)價(jià)值。當(dāng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格越高、農(nóng)地產(chǎn)權(quán)交易市場(chǎng)的建設(shè)越完善時(shí),在保持農(nóng)地剩余經(jīng)營(yíng)期限不變的情況下,農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值越高[19]。金融機(jī)構(gòu)面臨的抵押農(nóng)地處置風(fēng)險(xiǎn)也影響抵押價(jià)值評(píng)估,并且抵押農(nóng)地處置風(fēng)險(xiǎn)越小,評(píng)估的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值越高[18, 20]。

2.關(guān)于農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦量化的研究。已有研究表明,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦通常從數(shù)量和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)方面衡量[21],在務(wù)農(nóng)人力資本數(shù)量稟賦層面,主要選取家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力占比作為代理變量[22]。教育和健康是務(wù)農(nóng)人力資本質(zhì)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(xué)雜費(fèi)用[25]、受教育年限[8]等表示。Grossman最早涉及健康領(lǐng)域的務(wù)農(nóng)人力資本[26],已有研究中健康投資主要用自我健康評(píng)價(jià)指標(biāo)、發(fā)病率指標(biāo)及人體測(cè)量指標(biāo)等表示[27]。此外,務(wù)農(nóng)人力資本稟賦的內(nèi)涵還包括家庭勞動(dòng)力工作經(jīng)驗(yàn)、技能培訓(xùn)等[8],并且豐富的工作經(jīng)驗(yàn)和技能培訓(xùn)可以提高勞動(dòng)力工作效率,從而使其收入增長(zhǎng)[28]。

通過對(duì)已有文獻(xiàn)的梳理,可以發(fā)現(xiàn),現(xiàn)有研究雖然從農(nóng)地產(chǎn)權(quán)完整性、農(nóng)地資源特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押處置風(fēng)險(xiǎn)等方面關(guān)注了農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值的影響因素,也注意到了探究農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)人力資本稟賦。但是,鮮有文獻(xiàn)關(guān)注評(píng)估方法的不同會(huì)導(dǎo)致農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的情形。同時(shí),已有文獻(xiàn)也未探究農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響,以及深入剖析這種影響究竟會(huì)抑制還是促進(jìn)現(xiàn)階段農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款業(yè)務(wù)。鑒于此,本文將在理論分析的基礎(chǔ)上,從評(píng)估法視角探究農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響。

(二)理論分析與研究假說

如上文所述,一般而言,當(dāng)采用收益法評(píng)估的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值高于市場(chǎng)法評(píng)估價(jià)值時(shí),農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值發(fā)生溢價(jià)。由于村莊單位農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格、農(nóng)地規(guī)模和農(nóng)地剩余經(jīng)營(yíng)期限均是課題組實(shí)地調(diào)研的第一手資料,因此,采用市場(chǎng)法評(píng)估的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值是既定的,農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)情況主要取決于收益法評(píng)估的農(nóng)地各期預(yù)期收益的現(xiàn)值。根據(jù)理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè),當(dāng)一個(gè)從事經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的人在采取經(jīng)濟(jì)行為時(shí),更傾向追求自身利益最大化。因此,理性小農(nóng)認(rèn)可并接受的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值為收益法評(píng)估的農(nóng)地生產(chǎn)預(yù)期收益最大值。在生產(chǎn)技術(shù)水平短期不變的情況下,家庭農(nóng)地生產(chǎn)預(yù)期收益最大值取決于農(nóng)戶行為能力對(duì)生產(chǎn)要素的配置[29]。具體地,根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(簡(jiǎn)稱C-D生產(chǎn)函數(shù)),技術(shù)、勞動(dòng)力、資本和土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)投入的要素,由于在短期內(nèi),技術(shù)、土地和資本要素很難進(jìn)行快速調(diào)整和變化,因此對(duì)抵押農(nóng)戶來說,當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的資本存量要素不足需要向金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)抵押貸款時(shí),決定其農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的是家庭勞動(dòng)力要素的配置[6]。

人力資本理論最早由Schultz提出,他認(rèn)為人力資本是勞動(dòng)力等方面價(jià)值的集合,包括知識(shí)程度、技術(shù)水平、勞動(dòng)能力等[30],其稟賦強(qiáng)弱直接關(guān)系著家庭勞動(dòng)力要素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中的配置,同時(shí)也決定了農(nóng)村家庭的預(yù)期收益[31]。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中,務(wù)農(nóng)人力資本稟賦高的農(nóng)戶家庭通常擁有更高的知識(shí)和技能,可以更高效地利用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素,獲得農(nóng)地生產(chǎn)預(yù)期收益最大值,從而增加農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)差值。

農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦通常從數(shù)量和質(zhì)量?jī)蓚€(gè)方面衡量。首先,在務(wù)農(nóng)人力資本數(shù)量稟賦方面,充足的家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量有利于家庭將更多的勞動(dòng)力要素投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。因此,在其他要素不變的情形下,按照C-D生產(chǎn)函數(shù),務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量越多,家庭農(nóng)業(yè)產(chǎn)出就越多,農(nóng)地生產(chǎn)的預(yù)期收益也就越高[6]。然而,務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量占比家庭勞動(dòng)力總數(shù)越高,表明此類家庭的收入來源越有可能主要依靠農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入?，F(xiàn)實(shí)中,由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)易受到自然災(zāi)害的影響(譬如2023年麥?zhǔn)占娟兾鳌⒑幽系鹊匦←溤馐車?yán)重爛場(chǎng)雨),使得農(nóng)戶家庭的農(nóng)地預(yù)期收益通常面臨較大的不確定性[32]。在這種情況下,農(nóng)戶家庭過高的務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力占比會(huì)降低其采用收益法評(píng)估的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值,進(jìn)而降低農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)發(fā)生的概率和程度。其次,按照Schultz的人力資本理論[30],務(wù)農(nóng)人力資本的核心是提高人口質(zhì)量,教育和健康是務(wù)農(nóng)人力資本質(zhì)量稟賦層面的重要投資形式[23-24],家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力受教育年限越長(zhǎng)、身體越健康,其務(wù)農(nóng)人力資本質(zhì)量稟賦越高。具體地,家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力受教育年限越長(zhǎng),則在農(nóng)業(yè)種植、經(jīng)營(yíng)、生產(chǎn)等方面擁有更先進(jìn)的知識(shí)和技能,能夠更好地利用現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)和管理方法提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和增加值[33]。理論上講,務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力的健康狀況好,可以向同等土地上投入更多的機(jī)會(huì)成本,創(chuàng)造出更高的價(jià)值,這將提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力[34],進(jìn)而增加農(nóng)地產(chǎn)出和預(yù)期收益;同時(shí)家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力的健康狀況越好,越有利于其接受教育并提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力,確保農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力高質(zhì)量持續(xù)供給[28, 35],從而通過提高務(wù)農(nóng)勞動(dòng)生產(chǎn)力回報(bào)率促進(jìn)農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)。所以,高質(zhì)量的務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力有利于增加收益法評(píng)估的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值,進(jìn)而增加農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)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(wù)農(nóng)人力資本稟賦會(huì)增加農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)發(fā)生的概率和程度。

H2:務(wù)農(nóng)人力資本數(shù)量稟賦降低農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)發(fā)生的概率及程度。

H3:務(wù)農(nóng)人力資本質(zhì)量稟賦增加農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)發(fā)生的概率及程度。

二、現(xiàn)實(shí)觀察和數(shù)據(jù)描述

本文研究所使用的數(shù)據(jù)來自課題組于2022年7-8月對(duì)陜西省、甘肅省、寧夏回族自治區(qū)和內(nèi)蒙古自治區(qū)中國(guó)西部4省(區(qū))進(jìn)行的實(shí)地調(diào)研。為了確保調(diào)研對(duì)象的代表性和典型性,課題組采用分層抽樣與隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法。首先,確定調(diào)研對(duì)象的區(qū)域。在綜合考慮農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款業(yè)務(wù)推廣情況、地區(qū)差異、農(nóng)業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的基礎(chǔ)上,課題組選取4省(區(qū))原國(guó)務(wù)院、地方政府確定的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)縣(區(qū))作為調(diào)研區(qū)域。其次,試點(diǎn)縣(區(qū))樣本容量按照統(tǒng)計(jì)學(xué)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(gè)樣本縣(區(qū)),共抽取8個(gè)。再次,在各樣本縣(區(qū))隨機(jī)抽取2～5個(gè)樣本鄉(xiāng)(鎮(zhèn)),并在每個(gè)樣本鄉(xiāng)(鎮(zhèn))中隨機(jī)抽取2～5個(gè)樣本村。最后,在每個(gè)樣本村選取10～15個(gè)有過農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款經(jīng)歷的農(nóng)戶作為調(diào)查對(duì)象。本次調(diào)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(wù)農(nóng)人力資本稟賦的數(shù)據(jù)描述

依據(jù)現(xiàn)實(shí)觀察數(shù)據(jù),對(duì)樣本農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦特征作進(jìn)一步的詳細(xì)分析,其中務(wù)農(nóng)人力資本稟賦綜合指數(shù)由因子分析法計(jì)算得出,具體計(jì)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(shù)分布情況詳見表1)。由表1可知,農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)人力資本稟賦綜合指數(shù)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(wù)農(nóng)人力資本數(shù)量稟賦層面看(見表2),家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)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(nóng)戶家庭有充足的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力進(jìn)行生產(chǎn)。表3匯報(bào)了務(wù)農(nóng)人力資本質(zhì)量稟賦具體分布情況,家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力健康水平的均值為2.567,其中不健康的農(nóng)戶家庭占比僅有11.11%,這說明絕大部分家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力身體素質(zhì)較好,這為他們經(jīng)營(yíng)農(nóng)地和增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出提供了良好的條件。家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力受教育年限的均值為7.209,小學(xué)及以下的農(nóng)戶家庭占比46.07%,接受過高中及以上教育的農(nóng)戶家庭僅占12.60%,這說明樣本務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力整體受教育水平偏低。

表1 農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦綜合指數(shù)分布情況

表2 農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本數(shù)量稟賦分布情況

表3 農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本質(zhì)量稟賦分布情況

(二)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的數(shù)據(jù)描述

表4展示了農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)“未發(fā)生”和“發(fā)生”兩組分樣本農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦組間均值差異的t檢驗(yàn)結(jié)果?？芍?t檢驗(yàn)結(jié)果均在1%的顯著性水平上拒絕“兩組樣本的農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦沒有差異”的原假設(shè)。在農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)發(fā)生的農(nóng)戶家庭中務(wù)農(nóng)人力資本稟賦綜合指數(shù)更高、務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力占比更低、務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力健康水平更高及受教育年限更長(zhǎng)。雖然組間均值差異檢驗(yàn)簡(jiǎn)單證明了農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)“未發(fā)生”和“發(fā)生”兩組分樣本的農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦存在著組間差異,但要分析農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)發(fā)生的具體影響,仍需要合適的計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析。

表4 農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)未發(fā)生與溢價(jià)發(fā)生樣本農(nóng)戶務(wù)農(nóng)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(píng)估的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值高于市場(chǎng)法評(píng)估價(jià)值,占比45.22%,即接近50%的農(nóng)戶家庭發(fā)生農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)。在這些農(nóng)戶家庭中,農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)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(jià)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(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值的溢價(jià)程度較高。通過圖1中的散點(diǎn)圖和OLS擬合線可知,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦綜合指數(shù)、務(wù)農(nóng)人力資本質(zhì)量稟賦與農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)程度的關(guān)系是正向的,而務(wù)農(nóng)人力資本數(shù)量稟賦與農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)程度的關(guān)系是負(fù)向的,這一結(jié)果與理論分析相吻合,但二者之間具體的影響程度還需進(jìn)行實(shí)證分析。

圖1 農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦與農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)程度的散點(diǎn)圖與OLS擬合線

三、模型設(shè)定與變量選取

(一)計(jì)量模型設(shè)定

在收益法和市場(chǎng)法兩種評(píng)估方法下,農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)是兩個(gè)互不獨(dú)立的過程。第一階段是溢價(jià)是否發(fā)生,第二階段是溢價(jià)發(fā)生的程度。在農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)發(fā)生的條件下,計(jì)算溢價(jià)程度,此時(shí)的溢價(jià)程度必為正值。如果農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)沒有發(fā)生,此時(shí)計(jì)算的溢價(jià)程度為零(1)市場(chǎng)法評(píng)估是以農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格為參照對(duì)象,而農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格是農(nóng)戶向農(nóng)地生產(chǎn)中的投入成本,亦是農(nóng)地經(jīng)營(yíng)收益的最低值,即依據(jù)市場(chǎng)法計(jì)算的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)價(jià)值是抵押價(jià)值的最低值。因此,當(dāng)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)未發(fā)生時(shí),此時(shí)采用收益法和市場(chǎng)法評(píng)估的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值相等,計(jì)算的溢價(jià)程度為零,不會(huì)出現(xiàn)負(fù)值。。而本文所研究的溢價(jià)程度為正值,這意味著當(dāng)溢價(jià)沒有發(fā)生時(shí),溢價(jià)程度無法觀測(cè)到。只有溢價(jià)發(fā)生時(shí),才能準(zhǔn)確觀測(cè)到第二階段的情況。在這種情況下,那些溢價(jià)程度為正值的樣本并不能隨機(jī)地從總體中被挑選出來,存在自選擇偏誤問題,這使得農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)程度的回歸結(jié)果受到選擇偏誤影響。為了解決該問題,Heckman提出了“兩步估計(jì)法”,這也是目前學(xué)術(shù)界普遍采用的方法[36]?；诖?本文選擇Heckman二階段模型進(jìn)行計(jì)量分析。模型如下所示:

(1)

(2)

(3)

(4)

根據(jù)樣本選擇機(jī)制,可建立相應(yīng)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(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)發(fā)生的概率模型,Φ(·)代表標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累積函數(shù)。式(6)為農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)程度的條件期望模型,E(·)代表?xiàng)l件期望,λ(·)為逆米爾斯比率函數(shù),λ(·)=φ(·)/Φ(·),其中φ(·)代表標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù);ρ=Corr(μ1i,μ2i),如果ρ=0,則Y1i和Y2i相互獨(dú)立,如果ρ≠0,存在樣本選擇偏誤問題;σ代表截?cái)嗾龖B(tài)分布的標(biāo)準(zhǔn)差。本文使用最大似然估計(jì)法(MLE)對(duì)樣本選擇模型進(jìn)行估計(jì)。為了保證選擇方程可以被識(shí)別,同時(shí)也為了避免兩個(gè)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(gè)對(duì)選擇變量產(chǎn)生重要影響但不會(huì)對(duì)結(jié)果變量造成直接影響的識(shí)別變量,本文選取“是否參加農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)”作為識(shí)別變量。

(二)變量選取

1.被解釋變量:農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)觀察,分別用農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)發(fā)生和溢價(jià)程度兩個(gè)變量來衡量農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)情況。其中溢價(jià)發(fā)生是一個(gè)二值變量,若采用收益法評(píng)估的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值高于市場(chǎng)法評(píng)估的抵押價(jià)值,則取值為1,否則取值為0。溢價(jià)程度用收益法評(píng)估的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值高于市場(chǎng)法評(píng)估抵押價(jià)值的程度表示,是取值范圍在0～1(百分化小數(shù))之間的連續(xù)變量。

2.核心解釋變量:農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦。農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦主要從數(shù)量稟賦和質(zhì)量稟賦兩方面進(jìn)行量化,其中務(wù)農(nóng)人力資本數(shù)量稟賦用家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量占家庭總勞動(dòng)力數(shù)量的比例進(jìn)行衡量,務(wù)農(nóng)人力資本質(zhì)量稟賦用家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力健康水平和受教育年限衡量[22, 24]。為了探究農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦整體層面的強(qiáng)弱,使用其數(shù)量稟賦和質(zhì)量稟賦層面的3個(gè)指標(biāo),采用因子分析法構(gòu)建務(wù)農(nóng)人力資本稟賦綜合指數(shù)。具體地求解分為三步。首先,采用歸一法(MMS)分別對(duì)務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力占比、務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力健康水平、受教育年限3個(gè)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,使其取值范圍在0～1之間,消除指標(biāo)單位不同對(duì)務(wù)農(nóng)人力資本稟賦綜合指數(shù)的影響。其次,利用主成分分析法得到兩個(gè)主成分因子,其累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為81.52%,高于基準(zhǔn)貢獻(xiàn)率80%,KMO均值為0.831,說明指標(biāo)數(shù)據(jù)適合做因子分析,且通過基礎(chǔ)檢驗(yàn)。最后,根據(jù)主成分因子得分與其方差貢獻(xiàn)率計(jì)算務(wù)農(nóng)人力資本稟賦的綜合得分(2)限于篇幅,文中未詳細(xì)給出因子分析結(jié)果,感興趣讀者可聯(lián)系作者。。

3.控制變量?；趯W(xué)者的已有研究[18, 22],控制了戶主個(gè)體特征、家庭特征、土地特征及政策特征等變量對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響。詳細(xì)的變量說明見表5。

表5 變量定義及其描述性統(tǒng)計(jì)

四、模型估計(jì)結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在實(shí)證回歸之前,考慮到所選變量之間可能存在內(nèi)部相關(guān)性,從而導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果出現(xiàn)偏差,本文采取方差膨脹因子法(variance inflation factor,VIF)對(duì)所有解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示:VIF的最大值為1.340,平均值為1.150,遠(yuǎn)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(jìn)行下一步的實(shí)證分析。從基準(zhǔn)回歸結(jié)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(shí)對(duì)模型相關(guān)系數(shù)ρ值進(jìn)行似然比檢驗(yàn),結(jié)果均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn),拒絕ρ=0的原假設(shè),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(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)影響的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示,在控制了其他因素的可能影響后,農(nóng)戶家庭務(wù)農(nóng)人力資本稟賦綜合指數(shù)在1%顯著性水平下正向增加農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)影響概率和影響程度,證實(shí)了假說H1,并且農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦綜合指數(shù)每增加1%,農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值的溢價(jià)影響程度平均提高36.40%,這意味著農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦在農(nóng)地生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中可以創(chuàng)造極大的經(jīng)濟(jì)價(jià)值,而金融機(jī)構(gòu)在評(píng)估抵押農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)價(jià)值時(shí)往往忽視了此價(jià)值,將務(wù)農(nóng)人力資本稟賦看成一種“沉睡的資本”,對(duì)農(nóng)戶而言是一種“損失”,其生產(chǎn)性融資需求得不到滿足,這與農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款政策初衷相背離。

表6 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

具體地,第一,務(wù)農(nóng)人力資本數(shù)量稟賦顯著降低農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)影響概率和影響程度,系數(shù)分別為-0.522和-0.073,這表明家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力占比每增加1%,農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)影響概率平均降低52.20%,影響程度平均降低7.30%,這一結(jié)果證實(shí)了假說H2?？赡艿慕忉屖?家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力占比越大一方面意味著家庭有更多的勞動(dòng)力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn),一般采用傳統(tǒng)耕種技術(shù),農(nóng)業(yè)機(jī)械對(duì)勞動(dòng)力的替代作用不明顯,生產(chǎn)效率相對(duì)較低,農(nóng)地的生產(chǎn)價(jià)值難以提升。此外,過多的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入到有限的農(nóng)地規(guī)模中,可能導(dǎo)致農(nóng)地過度利用和環(huán)境惡化,降低農(nóng)地的生產(chǎn)價(jià)值,從而降低了農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)影響概率和影響程度。

第二,家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力平均健康水平和受教育年限在5%或1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著,且每增加1%,農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響程度分別增加10.30%和12.90%,說明務(wù)農(nóng)人力資本質(zhì)量稟賦顯著增加農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)影響概率和影響程度,這一結(jié)果證實(shí)了假說H3。其原因在于,一方面,受教育年限越長(zhǎng)的務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中具備更好的技術(shù)和管理能力,能夠更好地運(yùn)用現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)和管理方法,提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和產(chǎn)量,同時(shí)也有更廣泛的視野和思維方式,能夠更好地了解市場(chǎng)需求,從而增加生產(chǎn)多樣性,提高農(nóng)地產(chǎn)出。另一方面,身體健康的務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力可以更長(zhǎng)時(shí)間地從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn),提高農(nóng)地產(chǎn)出,從而增加農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)影響概率和影響程度。

(二)內(nèi)生性檢驗(yàn)

前文采用Heckman模型雖然解決了樣本選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,然而仍可能存在遺漏變量或反向因果的內(nèi)生性問題。例如,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦與農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)之間可能存在反向因果關(guān)系:農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)發(fā)生概率和溢價(jià)程度越高,意味著用收益法評(píng)估的農(nóng)地各期預(yù)期收益的現(xiàn)值越高,此時(shí)家庭可以獲得更高的農(nóng)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(wù),同時(shí)也更有可能支付子女高質(zhì)量的學(xué)校教育和培訓(xùn)課程費(fèi)用,最終提高家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)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(nèi)生性問題。具體而言,參照已有學(xué)者的做法[37-38],選取同一個(gè)村莊其他樣本農(nóng)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(xí)俗、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等因素的影響,同一村莊內(nèi)部不同農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦的形成具有共同的基礎(chǔ),基于“同伴效應(yīng)”,單個(gè)農(nóng)戶的健康水平和受教育年限會(huì)受到同一村莊內(nèi)其他農(nóng)戶的影響,滿足工具變量的相關(guān)性,而農(nóng)戶家庭農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)與其他農(nóng)戶的健康水平和受教育年限并沒有直接的關(guān)系,滿足工具變量的外生性。

表7展示了內(nèi)生性及弱工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果,其中弱工具變量檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)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(shè)[39]。Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果說明,檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒邮芩薪忉屪兞烤峭馍脑僭O(shè),即農(nóng)戶家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)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(jì)結(jié)果與工具變量的估計(jì)量是一致的。綜上,上述實(shí)證結(jié)果沒有顯著的內(nèi)生性問題,這表明本文研究結(jié)論是可靠的。

表7 內(nèi)生性及弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.自變量增加的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。增加自變量是為了控制基準(zhǔn)回歸分析中未考慮到的遺漏變量,在原有控制變量的基礎(chǔ)上,加入以本村居民人均收入表示的村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量。由表8的回歸結(jié)果可知,提高村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)影響有顯著的促進(jìn)作用,將該變量進(jìn)行控制后,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響方向和顯著程度基本一致,表明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.數(shù)據(jù)縮尾的穩(wěn)健性檢驗(yàn)?？s尾處理是將超過設(shè)定百分位之外的數(shù)值用百分位處的數(shù)值代替,其特點(diǎn)是不改變樣本容量,是穩(wěn)健性檢驗(yàn)常用的方法。為了進(jìn)一步消除極端值影響,首先對(duì)所有變量進(jìn)行上下5%的縮尾處理,然后使用縮尾后的變量數(shù)值重新進(jìn)行回歸。從表8經(jīng)過縮尾處理的回歸結(jié)果來看,務(wù)農(nóng)人力資本稟賦估計(jì)系數(shù)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(shù)據(jù)極端值的影響后,基準(zhǔn)回歸結(jié)果仍然表現(xiàn)穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(自變量增加和數(shù)據(jù)縮尾)

(四)異質(zhì)性分析

1.戶主年齡導(dǎo)致的異質(zhì)性。農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款作為一種新型融資產(chǎn)品,具有一系列屬性的特征,如在抵押時(shí)金融機(jī)構(gòu)為了降低風(fēng)險(xiǎn),常常使用農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)或擔(dān)?！袄墶?但由于農(nóng)戶存在高度的異質(zhì)化,使得其務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)異質(zhì)性農(nóng)戶的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響存在差異。在中國(guó)家庭中戶主掌握著家庭的經(jīng)濟(jì)決策權(quán),尤其是在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策中更是這樣[40]。本文以戶主年齡進(jìn)行分組處理,并參照世界衛(wèi)生組織對(duì)年齡的劃分標(biāo)準(zhǔn)(3)聯(lián)合國(guó)世界衛(wèi)生組織對(duì)年齡的劃分標(biāo)準(zhǔn):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(zhǎng)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(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)影響的組群差異,實(shí)證結(jié)果詳見表9。

表9 戶主年齡異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

針對(duì)年齡組群差異結(jié)果,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)戶主為青年和中年家庭的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響概率產(chǎn)生正向顯著性影響,但是對(duì)于戶主為老年群體的農(nóng)戶家庭來說,這種影響未通過顯著性檢驗(yàn),并且相比老年群體,戶主處在青年和中年兩個(gè)年齡組的務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)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(nóng)戶家庭成員正處于年富力強(qiáng)的狀態(tài),從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)會(huì)有更好的收益,也更容易學(xué)習(xí)和接受新的農(nóng)業(yè)技術(shù)和方法,因此農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)該類家庭農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響更具參考價(jià)值;另一方面戶主為老年群體的家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力平均年齡通常偏大,健康狀況和受教育程度相對(duì)較低,其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力下降,同時(shí)老年群體較低的務(wù)農(nóng)人力資本稟賦使其有較少的外出務(wù)工機(jī)會(huì),對(duì)農(nóng)地的保障依賴性更強(qiáng)[41],出于“失地”的考慮,對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款產(chǎn)品需求降低。因此,老年群體家庭務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響不顯著。

2.農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模導(dǎo)致的異質(zhì)性。已有研究表明農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)?？梢杂行Оl(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng),是評(píng)估農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值的關(guān)鍵影響因素[42],但無法揭示農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響是否在農(nóng)地經(jīng)營(yíng)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(shù)大小對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的劃分標(biāo)準(zhǔn)[22],將家庭承包經(jīng)營(yíng)的農(nóng)地劃分為小、中和大規(guī)模組(見表10),對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。在中和大規(guī)模組的農(nóng)戶家庭中,其務(wù)農(nóng)人力資本稟賦顯著增加農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響概率,然而這種影響在小規(guī)模組的農(nóng)戶家庭中不顯著。相較于小規(guī)模組的農(nóng)戶家庭而言,中、大規(guī)模組的農(nóng)戶家庭的務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)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(nóng)戶家庭通常市場(chǎng)化程度低、抵御風(fēng)險(xiǎn)和自然災(zāi)害的能力較弱,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要以自給自足為主,剩余勞動(dòng)力選擇外出務(wù)工,使得家庭對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的投資欲望減弱,從而對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款這一金融產(chǎn)品需求不強(qiáng)。隨著農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大,勞動(dòng)力、資金等生產(chǎn)要素投入增加,家庭有更高的融資需求,更有可能參與農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款,因此在農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模大的家庭中,探究農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響更具有參考意義。

表10 農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

本文基于2022年中國(guó)西部四省的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù),在結(jié)合收益和市場(chǎng)兩種評(píng)估法核算出農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)差值的基礎(chǔ)上,應(yīng)用Heckman模型實(shí)證研究了農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值的溢價(jià)影響。主要結(jié)論有三點(diǎn)。第一,在控制其他因素后,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)具有顯著的正向影響,即務(wù)農(nóng)人力資本稟賦越強(qiáng)的農(nóng)戶,其對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響概率和影響程度越高。第二,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本數(shù)量稟賦顯著降低農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)影響概率和影響程度,而農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本質(zhì)量稟賦的影響則與之相反,且經(jīng)內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)后,該結(jié)論依然成立。第三,組群差異研究表明,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的正向影響在戶主為青年、中年與農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模大的家庭中更顯著。

基于上述結(jié)論,本文得到三點(diǎn)政策啟示。第一,在農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押實(shí)踐中,政府應(yīng)充分認(rèn)識(shí)到農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的影響作用,建立務(wù)農(nóng)人力資本稟賦評(píng)價(jià)制度,構(gòu)建多元風(fēng)險(xiǎn)分散機(jī)制,創(chuàng)新“抵押+務(wù)農(nóng)人力資本稟賦”評(píng)估方法。為了量化并變現(xiàn)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦在農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款中的經(jīng)濟(jì)價(jià)值,需建立務(wù)農(nóng)人力資本稟賦評(píng)價(jià)制度,對(duì)農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)人力資本稟賦作資格認(rèn)證。具體地,可將學(xué)歷證書、新型職業(yè)農(nóng)民資格證書、技能考核證書、工作經(jīng)歷證明等納入農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)中,委托專業(yè)評(píng)估機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦進(jìn)行評(píng)估。根據(jù)評(píng)估結(jié)果,對(duì)符合條件的農(nóng)戶頒發(fā)務(wù)農(nóng)人力資本稟賦資格證書,并對(duì)證書作等級(jí)劃分,代表農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中創(chuàng)造不同的經(jīng)濟(jì)價(jià)值,進(jìn)而將這種經(jīng)濟(jì)價(jià)值作價(jià)納入農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值的評(píng)估過程中,提升農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值,緩解部分農(nóng)戶面臨的生產(chǎn)性融資約束。第二,利用各種渠道提升農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦。一方面,政府應(yīng)大力提高農(nóng)戶繼續(xù)教育再培訓(xùn)和數(shù)字素養(yǎng)水平,對(duì)其進(jìn)行農(nóng)業(yè)種植、生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)、融資等方面的農(nóng)村數(shù)字化繼續(xù)教育培訓(xùn),同時(shí)制定中長(zhǎng)期的教育培訓(xùn)計(jì)劃。另一方面,應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)村衛(wèi)生保健服務(wù),進(jìn)而提高農(nóng)戶的健康水平。第三,加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?jīng)營(yíng),促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力向新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體轉(zhuǎn)型。研究發(fā)現(xiàn),無論是農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押價(jià)值溢價(jià)的概率還是溢價(jià)程度,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)人力資本稟賦對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模大的家庭影響更大,這意味著務(wù)農(nóng)人力資本稟賦如果要充分發(fā)揮作用,就需要農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?向新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體轉(zhuǎn)型。