農地抵押貸款促進農戶創業決策了嗎？
——農地抵押貸款政策預期與執行效果的偏差檢驗

蘇嵐嵐，孔 榮

(西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西 楊凌 712100)

一、引言

鄉村振興背景下以六次產業理論引領農村創業實踐，不斷優化農戶創業的政策支持體系，加快農村一二三產業深度融合、推進農業產業化經營，既是當今世界現代農業發展的普遍趨勢，也是中國提升農業產業市場競爭力、促進農民持續增收的必然選擇[1]。農戶創業融資約束始終是理論界和實踐界關注的重要話題，盡管諸多研究尚未就金融約束與農戶創業的關系達成一致結論[2-4]，相關政策實踐仍持續加大金融支農力度，但毋庸質疑，創業金融抑制仍然是當前和今后一段時期制約中國農戶創業提檔升級的關鍵因素，因而迫切需要深化農村金融產品和服務供給的創新。推進農村產權抵押融資，充分盤活農戶存量資產是近些年中國農村金融改革創新的重要方向。因此，農村產權抵押融資試點和“大眾創業”戰略具有內在政策目標的契合性，客觀準確衡量農村產權抵押融資政策執行效果有助于實現農村金融改革和農戶創業金融支持政策實踐的有效對接。

農地承包經營權抵押(以下簡稱“農地抵押”)融資試點政策的直接意圖主要在于最大限度激活農村“沉睡”土地資產、緩解農戶生產經營尤其是農業適度規模經營活動中的流動性約束，而流動性約束的緩解在一定程度上助推農戶創業實踐、促進創業型經濟轉型發展，因而提升農戶創業尤其是農業創業發生率應是農地抵押融資試點政策直接預期的合理延伸。當前，農地抵押貸款試點推進過程中存在著改革意圖結果與非意圖結果并存的現象。農地承包經營權抵押貸款作為農地金融改革的重要創新之舉，自試點推行以來憑借人際關系依賴性低、農地資產融資靈活性高等優勢，在破解農民因有效抵押物不足而產生的“融資難”等問題方面發揮獨特作用。但與此同時，流轉土地的經營權抵押實現難、國有商業銀行參與積極性低、實際貸款用途偏離預期、貸款供需難以實現有效匹配等方面的非意圖結果突出。整體上農地抵押貸款試點縣區工作進度不統一、試點時間整體較短，諸多潛在問題尚未充分顯現，凸顯了適當延長試點期限、推進試點工作深度的必要性。在此背景下，經全國人大常委會批準，原定于2017年底完成的農地抵押貸款試點延期一年[注]2017年12月22日十二屆全國人大常委會第三十一次會議審議通過《關于延長授權國務院在北京市大興區等232個試點縣(市、區)、天津市薊州區等59個試點縣(市、區)行政區域分別暫時調整實施有關法律規定期限的決定(草案)》，這意味著“兩權”抵押貸款試點期限擬延長1年至2018年12月31日。。農地抵押貸款試點期限的延長客觀要求理論界深化對農地抵押貸款政策執行效果的評估研究。鑒于農地抵押貸款旨在緩解農戶生產經營尤其是農業適度規模經營中的融資約束，且農業適度規模經營的有序開展為農戶涉農創業奠定堅實的基礎，理論上農地抵押貸款政策執行效果越好，農戶從事農業適度規模經營和涉農創業的概率越高。政策實踐中，若農地抵押貸款對提升農戶涉農創業發生率發揮顯著作用，則可逆向揭示農地抵押貸款政策執行效果符合政策預期。然而，理論界和實踐界缺乏從農戶創業決策層面實證檢驗農地抵押貸款政策預期與實踐效果的偏差，因而尚難以回答農地抵押貸款是否有效促進以及在多大程度上促進了農戶創業尤其是農業創業決策？農地抵押貸款影響農戶創業決策的機制是什么？鑒于此，本文探索性地從農戶創業決策層面實證檢驗農地抵押貸款政策實踐效果及其與政策預期的偏差，對于下一階段全面推進農地抵押融資改革具有重要現實意義。

本文擬從理論上深入闡釋農地抵押貸款對農戶創業決策的影響機理，采用陜西、寧夏兩省農地抵押貸款典型試點和一般試點地區共1325戶農戶的微觀調查數據，運用傾向得分匹配法(PSM)這一準自然實驗研究方法建立合理的反事實框架，從農戶創業決策層面深入探究農地抵押貸款對農戶有無創業及不同行業創業決策的影響效應，并實證分析農地抵押貸款對不同類型農戶創業決策影響效應的差異性及農地抵押貸款對農戶創業決策的影響機制，試圖驗證農戶創業決策視角下農地抵押融資改革政策目標與實際政策執行效果的一致性。本文研究結果有益于豐富農地抵押貸款相關政策經濟效應尤其是農戶福利效應的研究，對于進一步優化農地抵押貸款供給決策、完善農戶創業金融支持措施、充分發揮農地產權抵押融資改革與農戶創業金融支持政策實踐合力、助力農戶創業增收及農村產業融合發展具有重要實踐參考價值。

二、文獻綜述

已有研究集中于從個體特征、家庭特征、村莊環境特征、政策因素等方面探究農戶創業決策影響因素，其中，諸多學者對家庭流動性約束與農戶創業決策的關系關注較多，且相關研究采用不同的流動性約束代理變量使得研究結論呈現較大的差異性。一方面，部分學者以財富作為家庭流動性約束的代理變量，探討了財富與創業之間的關系。如Evans等(1989)[5]構建了個體財富與自我雇傭率之間關系的靜態流動性約束模型，并指出較高水平財富預期會引致較高的自我雇傭率，這與Holtz-Eakin等(1994)[6]、Cagetti等(2006)[7]的研究觀點一致。基于中國創業實踐，程郁等(2009)[2]修正了Evans和Jovanovic所提出的流動性約束下的創業決策模型，研究發現信貸約束對農戶創業的影響并不具有單調性，放松信貸約束不一定會導致創業活動的增加。而學者翁辰等(2015)[8]研究表明信貸約束顯著制約了財富分布位于最低25%、50%-75%以及最高25%的樣本家庭的創業選擇，并且對財富水平較高的農村家庭創業選擇影響更大。立足動態視角，蓋慶恩等(2013)[9]重新審視了以家庭凈資產衡量的財富水平對創業的異質性影響，研究證實創業自選擇偏差的存在導致財富與創業的線性關系不再成立，彌補了前述傳統靜態模型研究的缺陷。另一方面，少量學者探索性嘗試以房產或土地資產作為家庭流動性約束的代理變量，探究了房產或土地資產對家庭創業的影響。如劉杰等(2011)[10]以房產價值作為流動性約束的關鍵代理變量，認為流動性約束對農戶創業決策及創業類型選擇具有顯著和一致的阻礙作用，且該作用只體現在源于正規金融部門的流動性約束；李江一等(2016)[11]以住房抵押產權作為流動性約束的代理變量，研究表明相較于無房家庭和擁有不完全產權住房的家庭，擁有可抵押的完全產權住房通過緩解創業融資約束顯著提高了家庭參與創業的可能性；彭艷玲等(2016)[12]以土地經營權作為流動性約束的代理變量，實證表明農村土地經營權用于抵押融資時可緩解農戶創業選擇過程中的流動性約束，且對其“終止創業”、“重新創業”、“計劃創業”、“繼續創業”四類創業選擇的正向影響依次增強。

諸多學者圍繞農戶農地抵押貸款需求及參與行為影響因素展開了大量有益探討，并針對農地抵押貸款的農戶福利效應進行拓展性研究。已有文獻將影響農戶產權抵押融資參與行為的因素歸納為個體特征、家庭特征、社會資本、金融機構特征、農村產權抵押融資認知及農村產權抵押獲貸經歷、地域因素等方面，相關研究證實，戶主性別、年齡、文化程度、農地抵押政策認知、土地流轉與土地經營面積、農戶類型、農戶貸款經歷、村干部及金融機構關系、金融機構業務供給積極性、農地抵押貸款模式等因素對農戶農地抵押貸款響應行為發揮不同程度的顯著作用[13-15]。國外學者基于不同農地產權制度背景和不同時期調查數據探究了農地產權抵押貸款對農戶正規信貸可得性的影響，在理論觀點上形成“顯著促進論”[16-17]和“作用不顯著論或作用異質性論”[18-19]的分歧。隨著中國農地抵押貸款實踐的深入推進，針對農地抵押貸款政策試點效果的評估研究引起國內越來越多學者的重視。立足農村金融需求側的相關研究多從信貸可得性與信貸約束、家庭收入和消費等層面實證測度農地抵押貸款的福利效應。如黃惠春(2014)[20]基于經濟水平較高的江蘇省試點地區農戶數據的研究發現，當前農地抵押貸款重點瞄準大農戶和優質的存量客戶，因而對提高農戶貸款可得性，尤其對解決小農戶的融資難題并無顯著作用。與此觀點截然相反的是，李韜等(2015)[21]采用經濟欠發達的寧夏回族自治區農戶數據的實證研究表明，小農戶對農地抵押貸款的行為響應較大農戶更為積極，農地抵押貸款顯著緩解了小農戶的融資約束；黃惠春等(2015)[22]基于組群配對法的研究進一步指出，農地抵押貸款試點雖可在一定程度上緩解農戶信貸完全數量配給、提高農戶信貸可得性，但當前農地抵押貸款業務尚未成熟、農地抵押貸款發生率偏低的條件下，其預期效果并不顯著。此外，曹瓅等(2014)[23]采用Tobit模型分析表明農地產權抵押貸款顯著改善了農戶家庭福利水平，即對農戶年收入、非農收入、生活消費支出和生產性支出均存在顯著正向影響，但對農戶農業收入影響不顯著；而梁虎等(2017)[15]、張欣等(2017)[24]采用傾向得分匹配法研究表明，農地抵押貸款顯著促進農戶總收入尤其是農業收入的增長，但對農戶非農收入的影響不顯著。

梳理文獻可知，已有研究還存在以下不足之處：一是少有研究采用農地經營權抵押貸款作為農戶流動性約束的代理變量，并從理論和實證層面深入闡釋農地抵押貸款對農戶創業決策的影響機理；二是基于農戶不同行業創業決策促進層面實證測度農地抵押貸款參與的經濟效應研究尚顯不足；三是鮮有研究關注農地抵押貸款政策預期與實踐效果的偏差，且實證研究更為少見。鑒于此，本文的主要貢獻體現如下：一是以農地抵押貸款作為農戶流動性約束的代理變量，從土地流轉效應、勞動力配置效應、資產配置效應和收入增長效應四個方面深入闡釋農地抵押貸款影響農戶創業決策的理論邏輯；二是采用傾向得分匹配法構建反事實框架以修正選擇性偏誤，實證測算農地抵押貸款對農戶創業決策及不同行業創業決策的影響凈效應，并計量分析農地抵押貸款對不同類型農戶創業決策影響效應的差異性及農地抵押貸款影響農戶創業決策的可能路徑；三是深入探討農戶創業決策視角下農地抵押貸款政策實踐對其政策設計原本意圖的遵循程度，以期為客觀評估上一試點期農地抵押貸款的農戶經濟福利效果，優化當前試點延長期和今后全面推廣期的農地抵押貸款政策設計、完善農戶創業的金融支持政策、以農戶創業提檔升級助推農村產業深度融合提供實踐支撐。

三、農地抵押貸款影響農戶創業決策的經濟學解釋及研究假說

(一)農地抵押貸款對農戶創業決策的影響理論分析

已有研究表明，信貸約束的緩解并不直接作用于農戶創業選擇，但會影響農戶創業過程中的資源配置結構及創業的層次和水平[2]。農地抵押融資功能的實現使農戶藉以獲得新的發展資本，促進農業再生產或擴大再生產，實現從低級產業向高級產業轉換，進而推動土地經營從現行的生存型模式升級為發展型模式[25]。綜合來看，農地抵押貸款參與可通過土地流轉效應、勞動力配置效應、資產配置效應、收入增長效應等影響農戶創業決策的實施(圖1)。具體表現為：

1.農地抵押貸款通過土地流轉效應影響農戶創業決策的理論分析。土地資源合理配置是創業決策尤其是農業創業決策需考慮的首要內容。是否轉入土地、土地轉入規模、土地利用方式等均影響土地資源的高效率配置。孫全亮(2010)[26]研究認為，以農地抵押貸款為核心的農地金融制度的建立與推行促進了農地承包經營權貨幣化價值的充分實現，提高了土地流動性和土地流轉及配置效率，加速了農村土地流轉機制的形成；同時，農地抵押貸款可通過金融需求的補給效應助力土地規模流轉資金短缺問題的解決。鑒于此，農地抵押貸款政策實施特別是流轉農地經營權抵押貸款的推進，有助于在較大程度上提升農戶對農地價值的感知和從事農業生產積極性，為農戶農地轉入決策和農業規模經營提供重要資金來源。農戶土地規模轉入為其開展非農創業提供用地場所，同時有助于其實現農地經營規模升級和跨越農業創業門檻。

圖1 農地抵押貸款影響農戶創業決策的機理

2.農地抵押貸款通過勞動力配置效應影響農戶創業決策的理論分析。勞動力的合理配置關系創業決策實施需考慮的最重要要素，即人力要素。勞動力投入數量和質量、是否雇傭勞動力、是否采取機械替代勞動力、是否采用部分生產環節外包的形式等均是優化創業事業勞動力配置的諸多方面。農地抵押貸款資金的獲取在一定程度上緩解農戶流動性約束狀況，有助于支付長短期雇傭勞動力、雇傭機械及生產環節外包等的相應費用。勞動力數量和質量等方面的合理配置可突破創業的人力資本約束，增強農戶經營規模及行業選擇的靈活性，提升家庭抵御生產經營風險的能力，推動農戶實現規模創業，并保障創業事業健康有序運轉。

3.農地抵押貸款通過資產配置效應影響農戶創業決策的理論分析。資產合理配置作為創業決策的重要內容，其主要涉及初始投資額與年新增投資額，機器設備等固定資產投資，生物資產或在產品等非固定資產投資，以及保險、預防性儲蓄、周轉資金等金融資產配置。農地抵押貸款的獲取及其規模在一定程度上影響農戶生產經營活動的資產配置結構，農地抵押貸款資金越多，越有助于增強農戶長短期資產配置決策的靈活性。短期內較高數額的農地抵押貸款直接促進農戶對存貨等流動資產的投資，增加農戶生產經營周轉資金持有量；長期來看，農地抵押貸款獲批筆數越多、金額越大，農戶生產經營活動中越傾向于增加回收期較長的固定資產投資，并積極采用保險購買、預防性儲蓄等風險防范措施。農戶在流動資產、固定資產、周轉資金、預防性儲蓄等方面的合理配置直接關系其創業初始資金及后續運營資金供給、生產資料及設施的配備、創業風險防御等，因而最終影響創業成敗、行業選擇及所創事業可持續性。

4.農地抵押貸款通過收入增長效應影響農戶創業決策的理論分析。收入增長是創業決策的重要經濟目標。通過申請農地抵押貸款，為投資生產經營活動籌集資金是諸多農戶的重要參與動機。郭忠興等(2014)[27]分析指出農地抵押貸款作為農地資產資本化的重要形式，可通過降低貸款交易費用割斷“利率提升鏈”，增加農戶資本積累、提升其財富水平，進而促進經濟增長。農地抵押貸款資金投入到生產經營活動各環節，有助于緩解流動資金約束狀況，促進新品種、新技術及新設備采用，推動生產經營規模穩步增長，提升農戶經營性收入水平、加速其財富累積。農戶可支配的經營性收入的增長為其創業提供更多資本金，促進生產經營活動的升級，激勵農戶積極跨越創業門檻，實施更高層次的生產經營行為。

綜上，本文提出如下研究假說：

假說1：農地抵押貸款顯著促進農戶創業決策。

(二)農戶創業決策視角下農地抵押貸款政策預期與執行效果的偏差檢驗理論分析

當前，我國農地產權交易制度尚不完善、農地經營權抵押處置及風險防范機制尚不健全，農地抵押貸款實施具有政策力度強而市場推動弱的特殊性，參與農地抵押貸款試點的金融機構在保證貸款資金安全及財務可持續性基礎上，還需嚴格執行政策試點要求，以充分發揮農地抵押貸款的支農效益。已有基于多試點地區的調查統計發現，農地抵押貸款實踐中諸多農戶以生產名義獲取貸款，但將貸款用于建房、醫療、婚喪嫁娶等非生產性消費，還有相當一部分農戶將農地抵押貸款用于非農投資經營，真正用于農業生產用途的農地抵押貸款比例不高[28]。鑒于此，從農戶創業決策層面深入評估農地抵押貸款政策執行效果時，還應充分考慮農地抵押貸款政策設計本身意圖。2015年8月國務院公布實施的《國務院關于開展農村承包土地的經營權和農民住房財產權抵押貸款試點的指導意見》(國發〔2015〕45號)在嚴格試點條件中強調“試點地區應滿足農業適度規模經營勢頭良好、具備規模經濟效益”，并在試點任務中突出“支持農業適度規模經營，鼓勵對經營規模適度的農業經營主體發放貸款”；2016年3月中國人民銀行聯合中國銀監會、財政部等多部門出臺的《農村承包土地的經營權抵押貸款試點暫行辦法》第八條明確規定“借款人獲得的承包土地經營權抵押貸款，應主要用于農業生產經營等貸款人認可的合法用途”，第十一條進一步指出“鼓勵貸款人在農村承包土地的經營權剩余使用期限內發放中長期貸款，有效增加農業生產的中長期信貸投入”。上述規定直接反映出農地抵押貸款試點政策初衷在于重點支持農戶從事農業產業內生產經營尤其是適度規模經營活動，農戶因從事非農生產經營或者因建房、購房、家庭日常生活開支、醫療教育費用等消費性支出產生的資金需求并不在農地抵押貸款政策預期的支持范圍之內。但如前文所述，限于金融機構監管力度和貸后跟蹤檢查機制不完善，農地抵押貸款實踐中存在諸多農戶以農業用途名義申請農地抵押貸款，但獲貸成功后，并未將所有貸款悉數投入到農業生產用途，而是部分或全部的用于家庭非農生產經營或消費性支出，導致農地抵押貸款政策執行效果有偏離政策預期的可能。理論上講，隨著金融機構對農地抵押貸款申請主體貸前資格審查及貸后動態追蹤的不斷加強，整體上農地抵押貸款用途應未偏離政策預期即主要用于農業生產經營活動，農地抵押貸款的獲取有助于農戶積極開展農業領域內創業。但鑒于農地抵押貸款政策執行效果尚不明確，檢驗農地抵押貸款對農戶分行業創業決策的影響還需考慮其他兩種可能：即當農地抵押貸款用途部分偏離政策預期即部分貸款資金被用于農業生產經營、部分資金被用于非農生產經營或家庭消費，農地抵押貸款既有助于促進農戶農業創業，也同時助力農戶結合自身主客觀條件開展非農創業活動；而當農地抵押貸款用途完全偏離政策預期即貸款資金主要被用于非農生產經營或支付家庭各方面消費，農地抵押貸款將在一定程度上緩解農戶非農領域創業所面臨的資金約束，提高其非農創業的概率。基于上述分析，本文提出如下研究假說(假說2為原假說，假說3和4為備擇假說)：

假說2：農地抵押貸款政策執行效果未偏離政策預期，即農地抵押貸款顯著促進農戶農業創業決策。

假說3：農地抵押貸款政策執行效果完全偏離政策預期，即農地抵押貸款顯著促進農戶非農創業決策。

假說4：農地抵押貸款政策執行效果部分偏離政策預期，即農地抵押貸款既顯著促進農戶農業創業決策也顯著促進其非農創業決策。

四、研究設計

(一)數據來源及樣本基本情況

本文數據來源于課題組2018年1月和3月在陜西、寧夏開展的主題為“農戶農地抵押貸款參與及創業決策情況”的農村實地調研。陜西和寧夏作為西部農業大省，農業優勢特色產業突出，農戶涉農創業及以農業產業為基礎的產業鏈延伸創業發生率較高，尤其近些年科技特派員創業行動[注]《國務院辦公廳關于深入推行技特派員制度的若干意見》[國辦發(2016)32號]明確指出，“科技特派員制度主要目的是引導各類科技創新創業人才和單位整合科技、信息、資金、管理等現代生產要素，深入農村基層一線開展科技創業和服務，與農民建立“風險共擔、利益共享”的共同體，推動農村創新創業深入開展”。科技特派員創業行動可以表述為“破解‘三農’難題和城鄉二元結構、實現城鄉統籌發展的一個系統工程”。的深入推進為區域農戶創業注入了持久活力；同時，上述兩省農地抵押貸款試點基礎較好，業務供給和需求量較大。鑒于“高陵模式”、“同心模式”、“平羅模式”是中國當前較成熟的三類農地抵押貸款試點模式，調查組首先選取陜西西安市高陵區、寧夏吳忠市同心縣和石嘴山市平羅縣三個農地產權制度改革典型試點區域進行抽樣；同時，兼顧地理環境和區域經濟發展水平的差異，選取渭南市富平縣、漢中市南鄭縣、中衛市沙坡頭區三個一般試點區域進行抽樣，上述樣本區覆蓋黃土高原區、關中平原區和陜南山區等不同地理環境下的農業生態系統，農民農地規模經營行為及農地抵押貸款參與特征呈現區域性差異，因而樣本代表性較好。課題組在上述各縣(區)選取3-4個反映不同經濟發展水平的代表性鄉鎮，在每個樣本鄉鎮按照相同標準分層選取2-3個樣本自然村，每個樣本村再隨機選擇15-20個樣本農戶(主要為家庭財務決策人)進行訪談。調研共發放問卷1350份，回收有效問卷1325份，問卷有效率為98.14%，共涉及6個市6個縣(區)24個鄉(鎮)72個自然村。

為探究農戶農地抵押貸款參與決策的誘因，本文選取受訪者性別、年齡、受教育程度、風險偏好、農地抵押政策認知、農地抵押融資信任度、農地抵押權偏好變量反映受訪者個體特征；選取親友任職村干部或公務員、親友供職于銀行或信用社、農業收入占家庭總收入比重、近三年非正規借貸數額、實際經營耕地面積、農地確權頒證、參與聯戶擔保組織變量反映受訪者家庭特征；選取村莊與最近金融機構距離、鄉鎮正規金融機構數目、區域農地抵押貸款參與情況、鄉鎮農村產權抵押貸款供給機構、鄉鎮土地流轉協會或服務中心變量反映受訪者所處村莊特征。此外，為測度農地抵押貸款對農戶創業及不同行業創業決策的影響效應，本文從有無創業、農業創業、非農創業和多行業創業(即同時存在農業創業和非農創業活動)四個方面衡量農戶創業決策情況。本文定義創業決策為個體基于自身能力、資源稟賦和環境條件對是否創業及創業行業選擇的決策，并將農戶創業范疇界定如下：①農業創業指在種植業、養殖業、林業和漁業等傳統農業產業領域實施規模經營、開展新業務和建立新組織等涉農經濟活動；②非農創業指在工業領域創辦加工、制造、建筑企業等，在服務業領域從事農業生產專業化服務、零售批發、餐飲住宿、運輸家政、文化娛樂、醫療衛生等商業流通及三產服務等方面的非農經濟活動。此外，農戶以農業產業為基礎的多行業創業有助于突破產業間的條塊分割、延長農業產業鏈、推進農村產業融合發展。調研人員依據上述標準，記錄樣本是否為創業農戶，并進一步詢問創業農戶的勞動力雇傭、資產配置及創業收入情況。上述各類指標的賦值說明及描述性統計如表1所示。

樣本基本情況描述如下：樣本在陜西和寧夏的分布比例分別為46.72%和53.28%。從個體基本特征看，受訪樣本中，男性和女性受訪者的比例分別為70.94%和29.06%；平均年齡為47歲；受教育程度集中為初中水平(占比47.09%)，初中以下和高中及以上占比分別為30.49%和22.42%；樣本風險偏好平均水平為風險中性；樣本對農地抵押貸款政策了解程度平均水平偏低，農地抵押權偏好平均值為一般，但對農地抵押貸款政策表現出較高的信任度。家庭特征方面，49.00%的農戶有親友任職村干部或公務員，13.50%的農戶有親友供職于銀行或信用社；農業收入占家庭總收入比重低于10%、介于10%-90%、高于90%的比例分別為33.33%、50.72%和15.95%；2015-2017年農戶獲得非正規借貸數額平均值為5.14萬元；參與聯戶擔保組織的比例為38.00%；家庭實際經營耕地面積均值為45.18畝；已頒發農地承包經營權證的比例為77.00%。村莊特征方面，村莊與最近金融機構距離平均值為3.38公里；鄉鎮正規金融機構數目平均為2個；鄉鎮有農村產權抵押貸款供給機構的樣本比例為88.00%；鄉鎮設立土地流轉協會或服務中心的比例為64.60%。樣本中2015-2017年參與過(申請且獲得)農地抵押貸款農戶和未參與農戶分別為381戶和944戶，農地抵押貸款參與率為28.75%，獲批農地抵押貸款總額均值為12.10萬元，且獲批農地抵押貸款總額為5萬元及以下、高于5萬元且不超過10萬元、10萬元以上的比例分別為49.24%、27.02%和23.74%。樣本為創業農戶和非創業農戶的比例分別為46.57%和53.43%，其中，農業創業、非農創業和多行業創業農戶分別占樣本總數的30.49%、16.83%和1.00%。農戶創業有別于城市居民創業，具有資金準入門檻及經營風險相對較低的特征。受訪樣本對所從事創業項目的實際感知風險為比較高和非常高的比例分別占總創業樣本的26.40%和15.70%；創業風險主要表現為自然風險、市場風險、自然風險與市場風險并存的比例分別為20.00%、47.10%和32.90%；65.20%的創業樣本能夠及時準確辨識創業項目可能面臨的主要風險。此外，創業樣本初始投資額均值為39.94萬元，2017年創業毛收入和純收入的均值分別為50.81萬元和12.51萬元。

綜合比較農地抵押貸款參與戶和未參與戶各類經濟指標(見表1)可知，相較于農地抵押貸款未參與組農戶，農地抵押貸款參與組農戶在個體特征方面多呈現出年齡和受教育程度略低、風險偏好略強、農地抵押貸款政策認知及信任度較高、農地抵押權偏好更強的特征；在家庭特征方面多表現為農業收入在家庭總收入中的占比和聯戶擔保組織參與率較高，且近三年非正規借貸數額較低；在村莊特征方面多體現為鄉鎮正規金融機構數目較多且有金融機構受理農村產權抵押貸款業務、區域農地抵押貸款參與較頻繁。不考慮其他影響因素條件下，農地抵押貸款參與組農戶的創業發生率尤其是農業創業發生率明顯高于農地抵押貸款未參與組(差值在1%的水平上顯著)，其非農創業發生率低于農地抵押貸款未參與組(差值在10%的水平上顯著)，多行業創業發生率與農地抵押貸款未參與組基本一致，差異不顯著。鑒于農地抵押貸款參與是農戶自選擇的結果，農戶創業決策指標的差異性可能并非由農地抵押貸款參與直接導致，后文采用傾向得分匹配法實證測度農地抵押貸款參與對農戶創業決策的影響凈效應。

(二)農戶農地抵押貸款反事實研究框架

1.農戶農地抵押貸款參與方程及創業決策方程

依據Becerril和Abdulai(2010)[29]的隨機效用決策模型，農戶i參與農地抵押貸款的效用(U1i)和不參與農地抵押貸款的效用(U0i)之差用Mi*表示，若Mi*=U1i-U0i> 0，則農戶選擇參與農地抵押貸款。本文定義農戶農地抵押貸款參與方程為:

Mi*=Φ(Z)+ε1

(1)

如果Mi*>0，則Mi=1;否則Mi=0

(1)式中，Mi*為潛變量，Mi=1表示農戶i參與過農地抵押貸款，Mi=0表示農戶i未參與過農地抵押貸款；Z為影響農戶農地抵押貸款參與行為的外生解釋變量向量，包括受訪者個體特征、家庭特征及村莊特征，具體變量如表1所示；ε1為隨機擾動項。

為測度農地抵押貸款對農戶創業決策的影響效應，本文定義農戶創業決策方程如下：

Yki*=φ(X)+δMi+ε2

(2)

(2)式中，因變量Yki*為創業決策潛變量，k=1,2,3,4，分別反映農戶i有無創業、農業創業、非農創業和多行業創業情況，如：若農戶i有創業行為則Y1i=1，否則Y1i=0；X為影響農戶創業決策的控制變量向量，Mi為農戶i農地抵押貸款參與變量，ε2為隨機擾動項。鑒于農戶根據自身條件選擇是否參與農地抵押貸款，農戶農地抵押貸款參與(Mi)可能受到某些不可觀測因素影響，而這些因素又與結果變量(Yki)相關，導致(2)式中的Mi與ε2相關，因而，直接估計方程(2)可能會因樣本自選擇問題而導致估計偏誤。鑒于傾向得分匹配法(PSM)對函數形式假定、參數約束、誤差項分布及解釋變量外生性等無嚴格要求[30]，在處理樣本自選擇帶來的選擇偏差和有偏估計問題等方面具有明顯優勢，本文采用該方法進行實證模型設計。

表1 農地抵押貸款參與農戶與未參與農戶主要特征指標描述性統計及差異

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統計水平上顯著，括號內數值為相應的標準差。

2.反事實分析框架與傾向得分匹配法

本文采用傾向得分匹配法進行估計的基本思想是在評估農地抵押貸款對農戶創業決策的影響效應時，將農戶劃分為處理組(農地抵押貸款參與農戶)和控制組(農地抵押貸款未參與農戶)。因無法直接獲取農地抵押貸款參與農戶在未參與農地抵押貸款時其創業決策狀態，需構造一個反事實框架：即在給定一組協變量(X)情況下，首先估計農戶農地抵押貸款參與方程并計算農戶i選擇農地抵押貸款的條件概率pi=P(Mi=1|X)，記為傾向得分；其次為每個農地抵押貸款參與農戶匹配一個傾向得分近似的農地抵押貸款未參與農戶，從而構造一個統計對照組。該方法實質是創造一個隨機實驗條件，在多個協變量維度上將農地抵押貸款參與戶與農地抵押貸款未參與戶進行匹配，使得匹配后的兩個農戶除農地抵押貸款參與情況不同外，其他特征均基本相同，此時兩樣本的結果變量可視為同一農戶兩次不同實驗(參與和未參與農地抵押貸款)的結果，其結果變量的差值即為農地抵押貸款參與的凈效應。

依據Rosenbaum等(1985)[31]提出的反事實分析框架，本文定義處理組(農地抵押貸款參與組)的平均處理效應(Average Treatment Effect on the Treated，簡記為ATT)為：

ATT=E(Yim|Mi=1)-E(Yin|Mi=1)=E(Yim-Yin|Mi=1)

(3)

(3)式中，Yim反映農戶i參與農地抵押貸款時的創業決策，Yin反映農戶i未參與農地抵押貸款時的創業決策。ATT衡量的是農地抵押貸款參與對農戶創業決策的凈影響，即測算農地抵押參與農戶在參與和未參與農地抵押貸款條件下的創業決策概率差異。E(Yim|Mi=1)是可直接觀測到的結果，而E(Yin|Mi=1)不可直接觀測，即為反事實結果，可由傾向得分匹配法構造其替代結果。

上述傾向得分匹配估計的缺陷在于雖考慮了可觀測因素對農戶農地抵押貸款參與的影響，但未充分考慮影響該參與行為的不可觀測因素。若協變量選取太少或選擇不當，可能會導致可忽略性假設難以滿足，進而影響依據傾向得分進行樣本匹配的準確性[30]。鑒于傾向得分匹配第一階段估計傾向得分時存在不確定性，在盡可能引入更多協變量的同時，使用“偏差校正匹配估計”可有效減少匹配估計的偏差[32]，該估計可采用馬氏距離，進行有放回且允許并列的k近鄰匹配，以減少匹配得分計算時的主觀性，因而估計結果更為可信[33]。

五、農戶農地抵押貸款參與的誘因分析

本文首先估計農戶農地抵押貸款參與方程以實現對抵押貸款參與戶和未參與戶的樣本匹配。自變量間相關性的Pearson檢驗結果表明，各自變量之間不存在多重共線性問題。

由表2可知，農戶差異化的個體特征、家庭特征及所處村莊特征是農戶農地抵押貸款參與決策的重要誘因。(1)個體特征方面，受訪者年齡與農地抵押貸款參與之間呈倒“U”型關系，年齡偏低和偏高的農民對農地抵押貸款的行為響應積極性較低。受教育程度在1%的統計水平上負向顯著，受教育程度較高的農戶一般擁有較高的家庭收入和質量較好的人際交往圈層，因而獲取信用和擔保貸款的可得性更強。農地抵押政策認知、農地抵押融資信任度、農地抵押權偏好分別在1%、1%和5%的統計水平上正向顯著，農戶對農地抵押貸款政策認知越充分、對農地抵押融資公平性與合理性等信任度越高、對農地抵押權能偏好越強，其對農地抵押貸款成本、收益及風險的感知越清晰，參與農地抵押貸款的積極性越高。(2)家庭特征方面，親友任職村干部或公務員在10%的統計水平上正向顯著，村莊中擁有較好政治關系的農戶家庭越容易獲取到農地抵押貸款。農業收入占家庭總收入比重在10%的統計水平上正向顯著，農業在家庭經濟活動中重要性越高的農戶對農地經營的依賴性越強，越傾向于參與農地抵押貸款以獲取生產資金。近三年非正規借貸數額在5%的統計水平上負向顯著，表明非正規渠道融資與農地抵押貸款之間存在明顯的替代效應。農地確權頒證變量在1%的統計水平上正向顯著，即農地確權頒證通過提升農地產權穩定性和農戶產權權屬感促進農地抵押貸款參與概率提高13.37%。參與聯戶擔保組織在1%的統計水平上正向顯著，在村莊集體組織內開展聯戶擔保是大部分地區推進農地抵押貸款與第三方擔保相結合的有效模式。(3)村莊特征方面，鄉鎮正規金融機構數目和區域農地抵押貸款參與情況分別在5%和1%的統計水平上正向顯著。區域內金融環境條件越優越、農地抵押貸款參與整體氛圍越好，農戶農地抵押貸款參與概率越高。

表2 基于Logit模型的農戶農地抵押貸款參與方程估計結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統計水平上顯著，括號內數值為相應的標準誤。

六、農地抵押貸款對農戶創業決策的影響效應測算及作用機制檢驗

(一)共同支撐域與平衡性檢驗

1.共同支撐域及傾向得分匹配結果

基于農地抵押貸款參與方程估計結果計算農戶i參與農地抵押貸款的條件概率pi擬合值，即農戶i的傾向得分。為保證樣本匹配質量，需對共同支撐域條件進行檢驗。若農地抵押貸款參與農戶和未參與農戶樣本的解釋變量共同支撐域較窄，則處于共同支撐域之外的農地抵押參與農戶樣本因無法實現有效匹配而造成樣本流失。本文采用農地抵押貸款參與戶和未參與戶樣本傾向得分的密度函數反映兩組樣本的共同支撐域條件，如圖2所示。農地抵押貸款參與樣本和未參與樣本的傾向得分具有較大范圍的重疊，且共同支撐域區間為[0.0500，0.9904]。處理組損失樣本5個，對照組損失樣本116個，相較于本文使用樣本總量，樣本損失比例較低，傾向得分匹配效果較好。

圖2 農地抵押貸款參與農戶和未參與農戶傾向得分的經驗密度

2.平衡性檢驗

本文所有協變量的平衡性檢驗結果(見表3)顯示，樣本匹配之后所有解釋變量的標準化偏差均值從34.6%減少到5.5%(低于20%)，總偏誤明顯降低，表明樣本匹配比較成功。似然比檢驗表明，匹配前解釋變量的聯合顯著性檢驗在1%的統計水平上顯著，而匹配之后該檢驗值不再顯著。此外，Pseudo-R2值從匹配前的0.440降低到匹配后的0.016。進一步地，匹配后的T檢驗表明農地抵押貸款參與組與未參與組之間各協變量不存在顯著差異。上述檢驗結果表明，本文采取的樣本匹配有效平衡了處理組和控制組之間解釋變量分布的差異，最大限度降低了樣本選擇偏誤問題。

(二)農地抵押貸款對農戶創業決策的影響效應測算及組群差異分析

1.農地抵押貸款對農戶創業決策的總影響效應測算

表4報告了基于偏差校正匹配估計的農地抵押貸款參與農戶的平均處理效應，該估計使用偏差校正和異方差穩健標準誤，估計結果更為穩健可靠。結果顯示，采用默認權重矩陣(Inverse variance)和馬氏距離(Mahalanobis)兩種不同權重矩陣進行匹配所得估計結果基本一致，本文采用兩者算術平均值進行結果解釋。

由表4可知，綜合來看，農地抵押貸款對農戶創業決策的影響在1%的統計水平上正向顯著，且影響的凈效應為0.1563。這表明，整體上農地抵押貸款通過緩解農戶流動性約束，增加農戶創業初始資金和生產經營周轉資金，進而促進農戶創業決策實施，并增強創業的可持續性。農戶以承包或流轉方式取得的農地經營權用于抵押融資，為優化土地、勞動力、資金等生產要素配置結構，提高生產經營規模和層次、實現收入穩定增長等提供重要資金保障，增強農戶創業決策的靈活性。綜上，研究假說1得到證實。

2.農地抵押貸款對農戶分行業創業決策的影響效應測算：政策預期與執行效果的偏差檢驗

由表4可知，分行業看，農地抵押貸款對農戶農業行業創業決策的影響在5%的統計水平上正向顯著，且平均處理效應為0.1110；而農地抵押貸款對農戶非農創業和多行業創業決策的影響均不顯著。因此，農地抵押貸款政策執行效果未偏離政策預期，接受研究假說2，拒絕研究假說3和4。

為更有力闡釋這一結論，本文利用問卷題項統計了農戶最近一次農地抵押貸款的資金用途，結果顯示：381戶農地抵押貸款參與農戶中，貸款資金用于生產經營投資共348戶(占比91.33%)，其中農業生產經營投資和工商業經營投資分別為319戶和29戶，另有33戶(占比8.67%)農戶將農地抵押貸款資金用于建造或翻修房屋、紅白喜事、醫療、日常生活開支等家庭生活性消費。上述統計結果表明，雖然當前農地抵押貸款實踐中貸款資金偏離農業生產用途的現象(主要體現為資金被用于非農生產經營投資和生活性消費)屢屢發生，但整體上農地抵押貸款資金主要用于種養殖業等農業生產經營用途。農地抵押貸款主要服務于農業產業的政策設計對助推農戶擴大農業生產經營規模、實現農業領域內創業發揮顯著作用。與此同時，雖然部分農地抵押貸款被用于非農生產經營，但限于獲批農地抵押貸款金額[注]調查問卷統計結果顯示：樣本農戶最近一次獲得農地抵押貸款金額的均值為9.91萬元，其中5萬元及以下占比58.30%，大于5萬元且不超過10萬元占比29.80%，10萬元以上占比11.90%。，其對農戶進入資金門檻較高的非農領域實施創業的融資約束緩解作用十分有限。因此，盡管農地抵押貸款試點實踐中存在部分貸款資金用途偏離政策預期的非意圖結果，但整體上農戶創業視角下農地抵押貸款的政策預期和客觀實踐效果相一致。這得益于從中央到地方農地抵押貸款政策條款的不斷細化、農地抵押貸款辦理程序日趨規范化以及金融機構貸款質量跟蹤檢查常態化等。

表3 平衡性檢驗

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統計水平上顯著。

3.農地抵押貸款對農戶創業決策的影響效應組群差異分析

為進一步揭示農地抵押貸款對不同樣本群體創業決策的差異化影響，本文以受教育程度、農業收入占家庭總收入比重、實際經營耕地面積為分組標識將樣本進行分組，實證檢驗農地抵押貸款對農戶創業決策影響效應的組間差異性。基于馬氏距離權重矩陣的偏差校正匹配估計結果如表5所示。

受教育程度是影響農戶經濟決策的重要人力資本變量，不僅制約農戶農地抵押貸款參與，而且影響農戶創業決策的類型與層次。受教育程度較低時(沒上過學或小學)，農地抵押貸款對農戶開展創業尤其是農業創業的影響負向顯著，可能的解釋是受教育程度較低的農戶限于生產經營能力和收入預期，多將農地抵押貸款資金用于家庭大額消費等其他非生產性用途；而對于受教育程度為高中及以上農戶，農地抵押貸款資金對其參與農業創業、非農創業及多行業創業的影響均正向顯著。上述結果表明農地抵押貸款對農戶創業決策的影響效應在不同受教育水平農戶組間存在明顯差異。

農業收入在家庭總收入中的比重直接體現農戶分化[注]參照中國社會科學院農村發展研究所(2001)[34]的研究將農戶分化類型分類如下：非農業收入占家庭總收入10%以下的為純農業型，非農業收入占家庭總收入10%～90%的為兼業型，非農業收入占家庭總收入90%以上的為純非農業型；本文樣本農戶為純農業型、兼業型和純非農業型的比例分別為15.95%、50.72%和33.33%。類型。不同分化類型的家庭對農地和農業收入依賴程度不同，因而對農地抵押貸款的行為響應積極性存在差異，參與農業與非農創業的傾向性亦不同。純非農業戶組農地抵押貸款對農戶從事創業行為尤其是非農創業行為的影響效應正向顯著，但對其從事農業創業的影響效應不顯著。兼業戶組農地抵押貸款顯著促進農戶開展創業活動尤其是實施農業創業，而純農業戶組農地抵押貸款對其創業決策及分行業創業決策的影響效應均不顯著。上述結果表明農地抵押貸款對農戶創業決策的影響效應在不同分化類型農戶組間存在明顯差異。

實際經營耕地面積直接關系農戶對農地的投資額和農業生產的積極性，既影響農戶對農地抵押貸款的態度，也影響農戶農業創業傾向。當實際經營耕地面積低于20畝時，農地抵押貸款對農戶開展農業創業的影響均不顯著；而當實際經營耕地面積大于20畝時，農地抵押貸款對農戶創業尤其是農業創業的影響效應正向顯著。

表4 農地抵押貸款對農戶創業決策的影響效應測算

注：a默認權重矩陣指主對角線元素為各變量樣本方差的對角矩陣之逆矩陣；馬氏距離權重矩陣指權重矩陣為樣本協方差矩陣的逆矩陣。b*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統計水平上顯著；括號內數值為標準誤。

表5 農地抵押貸款對農戶創業決策的影響效應組群差異比較結果

注：a實際經營耕地面積的分組依據為以1/4、中位數和3/4分位數為分割點。b*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統計水平上顯著。

(三)農地抵押貸款對農戶創業決策的影響機制檢驗

為探究農地抵押貸款參與對農戶創業決策的影響機制，本文選取創業農戶樣本(617個),以農戶2015-2017年實際獲批農地抵押貸款金額為核心自變量，進一步檢驗農地抵押貸款影響農戶創業決策的土地流轉效應、勞動力配置效應、資產配置效應和收入增長效應，結果如表6所示。土地流轉效應模型中，農地抵押貸款金額對土地轉入規模的影響在10%的統計水平上正向顯著，表明獲批農地抵押貸款金額越高，創業農戶轉入農地從事規模經營的傾向性更強。勞動力配置效應模型中，農地抵押貸款金額對創業農戶短期雇傭人數、長期雇傭人數和生產環節外包行為的影響分別在1%、1%和5%的統計水平上正向顯著，表明獲批農地抵押貸款資金越多，越有助于促進創業農戶采取長短期雇傭勞動力決策和將部分生產環節予以外包。資產配置效應模型中，農地抵押貸款金額對近三年固定資產投資額的影響不顯著，但對年周轉現金數量的影響在1%的統計水平上顯著，表明獲批農地抵押貸款金額越大，越有利于緩解創業農戶的流動性約束，改善生產經營周轉資金持有狀況，但限于獲批農地抵押貸款額度，當前農地抵押貸款對創業農戶增加固定資產投資難以發揮作用。收入增長效應模型中，農地抵押貸款金額對創業農戶年創業毛收入和創業純收入的影響均在1%的統計水平上正向顯著，表明獲批農地抵押貸款資金越多，越有助于農戶創業財富的快速增長。

七、結論與政策建議

本文基于陜西、寧夏農地經營權抵押融資改革典型和一般試點地區1325戶農戶調查數據，采用傾向得分匹配法實證探究了農地抵押貸款對農戶創業決策的影響效應及其作用路徑，并檢驗了農戶創業決策視角下農地抵押貸款政策預期與執行效果的偏差。研究結果表明，農戶創業決策視角下農地抵押貸款政策執行效果未偏離政策預期，即農地抵押貸款顯著促進了農戶農業創業決策，但對農戶非農創業的影響不顯著；農地抵押貸款對農戶創業決策和農業創業決策的影響凈效應分別為15.63%和11.10%；農地抵押貸款影響農戶創業決策的路徑體現為促進創業農戶土地流轉決策(土地流轉效應)、推動長短期勞動力雇傭和生產環節外包(勞動力配置效應)、提升年周轉現金持有量(資產配置效應)、增加創業毛收入和純收入(收入增長效應)四個方面。農地抵押貸款對農戶創業決策的影響效應組群差異比較結果表明，農地抵押貸款對受教育程度為高中及以上、農戶分化類型為兼業型、規模經營農戶創業尤其是農業創業的影響效應更明顯。此外，研究還表明，年齡、受教育程度、農地抵押政策認知及農地抵押融資信任度、農地抵押權偏好、親友任職村干部或公務員、農業收入占家庭總收入比重、近三年非正規借貸數額、農地確權頒證、參與聯戶擔保組織、鄉鎮正規金融機構數目、區域農地抵押貸款參與情況等顯著影響農戶農地抵押貸款參與決策。

基于以上研究結論，為進一步優化農地抵押貸款政策供給、充分發揮其支農效益、促進農戶創業增收和農業產業化發展，本文提出以下政策建議：一是結合農地抵押貸款試點成功和失敗的典型實踐案例，進一步改善農地抵押貸款政策設計、突出政策服務重心、明確相應的執行保障機制，加強金融機構對農地抵押貸款申請主體貸前資格審查和貸款用途監管，并建立健全農地抵押貸款貸后動態跟蹤檢查和質量評估機制，及時糾正農地抵押貸款政策執行實踐中存在的偏差。二是聚焦潛在重點需求群體，創新農地抵押貸款產品和服務的供給，充分發揮農地抵押貸款的土地、勞動力、資金等生產要素配置效應及收入增長效應，提升農戶創業發生率、增強農戶創業可持續性。根據受教育程度、農戶分化類型、土地經營規模等標識對區域內農戶進行分層分類分析，調查研究不同類型農戶尤其是創業農戶農地抵押貸款需求及參與行為特征，將潛在客戶重點瞄準為高中及以上受教育程度、有一定非農收入來源的兼業戶、規模種植戶等群體，并向以農業產業為基礎的多產業融合創業等新業態新模式提供貸款資金傾斜。此外，金融機構需從貸款數額、期限、利率、還款方式等方面設計差異化的農地抵押貸款產品，以滿足不同主體的多樣化需求，提高農戶農地抵押貸款參與率，充分發揮農地抵押貸款的農戶創業促進效應。三是多措并舉推進農地抵押貸款助力農戶創業的配套制度改革并優化相應的支撐體系。如進一步完善覆蓋縣、鄉、村三級的農地產權流轉和抵押交易服務體系，總結形成可借鑒、可推廣的成功經驗及模式，因地制宜拓展農地抵押貸款試點區域，賦予試點地區更多的“試錯權”；加強農地抵押貸款助力農戶創業增收和農業產業化發展的政策宗旨宣傳教育，提高農戶對農地抵押融資政策的認知度及信任度；推進農地確權頒證全覆蓋、緩解農戶對農地抵押貸款失地風險的顧慮；創新農地抵押貸款實踐與村級聯戶擔保組織相結合的運行模式；健全完善農村金融機構參與農地抵押融資改革的激勵及考核機制。

表6 農地抵押貸款對農戶創業決策的影響機制檢驗結果

注：上述各模型共有的控制變量包括受訪者性別、年齡、年齡平方、受教育程度、風險偏好、家庭勞動力數量、近三年非正規借貸數額、親友任職村干部或公務員、親友供職于銀行或信用社、村莊與最近金融機構距離、鄉鎮正規金融機構數目。此外：a土地流轉效應方程控制變量還包括農地確權頒證、農業保險參與、農民專業合作社加入、區域非農就業機會、區域農地流轉情況、鄉鎮土地流轉協會或服務中心；b勞動力配置效應方程控制變量還包括是否有農業機械、轉入耕地面積、本地長期雇傭工資、本地短期雇傭工資、區域可雇傭勞動力情況；c資產配置效應方程控制變量還包括房產價值；d收入增長效應方程控制變量還包括農業保險參與、農民專業合作社加入、區域非農就業機會；e*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統計水平上顯著，括號內數值為相應的標準誤。