農地抵押貸款政策對家庭農場經營績效的影響
——基于17977個家庭農場30449個微觀數據

田 杰，胡子豪，熊學萍

（1.重慶工商大學 金融學院，重慶 400070；2.華中農業大學 經濟管理學院，湖北 武漢 430070）

一、引言

家庭農場經營績效的提升對推動農地規模經營、促進農業現代化發展和實施鄉村振興戰略具有重要意義。《新型農業經營主體和服務主體高質量發展規劃（2020—2022年）》表明，截至2018年年末，全國家庭農場超過60萬家，然而家庭農場仍處于起步發展階段，經營績效不高一直是制約其高質量發展的瓶頸。如何實現家庭農場經營績效的提升，推進家庭農場高質量發展是當前政策關注的焦點。然而由于缺乏抵押物導致的融資約束制約了家庭農場經營績效的提升。2014年中央“一號文件”提出，允許農業經營主體以承包農地的經營權向金融機構進行抵押融資，并推動相關法律的修訂。2016年，全國選取232個縣（市、區）進行試點。2019年發布的《關于金融服務鄉村振興的指導意見》中明確指出：“配合農村土地制度改革和農村集體產權制度改革部署，加快推動確權登記頒證、價值評估、交易流轉、處置變現等配套機制建設，積極穩妥推廣農村承包土地的經營權抵押貸款業務。”針對農地經營權在抵押和流轉中遇到的法律問題，2015年發布的文件中指出，在試點地區暫時調整實施《中華人民共和國物權法》和《中華人民共和國擔保法》中關于集體所有的耕地使用權不得抵押的規定。農地經營權抵押擔保試點增加了家庭農場可以提供的抵押擔保物，在一定程度上解決了試點地區面臨的法律障礙。那么，農地抵押貸款政策實施后，作為家庭農場經營重要組成部分的土地是否能夠發揮抵押貸款的功能，擴大外源資金規模提升家庭農場經營績效，有待進一步實證研究。

已有文獻主要研究了家庭農場主的企業家才能、管理經驗、人力資本和農業生產技能[1]、先前經歷[2]等內部治理因素和土地細碎化[3]、土地流轉制度[4]、扶持政策制度[5,6]、社會服務制度[5]等外部制度環境對家庭農場經營績效的影響。由于數據的缺乏，已有研究基本上采用定性的方法分析農地抵押貸款政策對家庭農場經營績效的影響。家庭農場主是有文化、會技術、懂經營并以農業為職業的“新型職業農民”，他們能夠向市場準確傳遞其經營農地規模、已有資產規模等資產狀況和可能獲得的投資回報等相關信息，同時能向金融機構提供更多的有效抵押物，融資能力也相對較強[7]。因此農地抵押貸款可以通過擴大外源資金規模影響家庭農場經營績效。但是農地抵押市場中如果交易成本過高，則會導致信貸供給不足[8-11]，影響家庭農場經營績效。可以看出，既有研究沒有充足的證據表明農地抵押貸款政策提升了家庭農場經營績效，也未能詳細探討農地抵押貸款通過何種途徑影響家庭農場經營績效。因此，農地抵押貸款政策對家庭農場經營績效的影響需進一步全面評估。本文基于農地經營權抵押貸款政策這一準自然實驗，使用雙重差分模型，評估農地抵押貸款政策對家庭農場經營績效影響的差異與作用機制。研究結果有助于進一步認識農地抵押貸款政策對家庭農場經營績效的影響機理，為更好地執行農地抵押貸款政策提供了經驗證據。

二、研究設計

（一）數據來源

2016年3月，中國人民銀行、中國銀行業監督管理委員會、中國保險監督管理委員會、財政部、農業部聯合發布了《農村承包土地的經營權抵押貸款試點暫行辦法》，文件規定在全國232個縣級行政單位進行試點，農地經營權抵押貸款政策開始進入實際操作階段，為本文研究提供了良好的準自然實驗樣本。本文所用到的家庭農場基本信息和年報財務數據均來源于國家信用信息公示系統，由企研數據整理提供。該數據庫樣本覆蓋29個省份①該數據庫樣本不包含北京、上海、香港、澳門、臺灣。，共涉及2019個縣的家庭農場信息，因此具有代表性。為準確估計農地承包經營權抵押貸款對家庭農場經營績效的影響，本文主要基于雙重差分模型進行分析。因此，對數據做了如下處理：第一，剔除了無法匹配的樣本；第二，剔除了后續計量分析中主要變量存在缺失值的樣本。經上述處理后，最終獲得由17977個家庭農場共30449個有效樣本組成的非平衡面板數據。

（二）模型構建

各地區自然地理環境等外在因素會影響農地承包經營權抵押貸款政策目的地選擇，而地區自然條件會影響地區微觀經濟行為，進而對家庭農場經營績效造成一定影響，也可能存在遺漏變量或反向因果關系導致的內生性問題。因此，本文選取雙重差分模型來評估農地承包經營權抵押貸款政策對于家庭農場經營績效的凈影響，即準確估計出農地承包經營權抵押貸款的政策效應。模型設定如下：

式（1）中，Yit為衡量家庭農場經營績效的代理變量，β0為常數項；fcs用以區分處理組和對照組，t為區分政策實施時間前后的虛擬變量，交互項fcs?t度量是否處于農地承包經營權抵押貸款政策試點縣，是本文的核心解釋變量，β1表示農地承包經營權抵押貸款政策的實施對于家庭農場經營績效的凈影響；control為控制變量，βX為各個控制變量的系數；ri表示行業固定效應，yt為時間固定效應，ui為省份固定效應；εit為隨機干擾項。

（三）變量選擇

1.被解釋變量

績效是家庭農場經營效果的綜合反映，是衡量經濟活動的最終指標。本文參考高鳴等（2018）[12]、韓旭東和鄭風田（2020）[13]對新型農業經營主體經營績效指標的定義，選取資產收益率作為被解釋變量，用家庭農場的凈利潤與其總資產之比表示，反映家庭農場每一單位資產投入獲得的凈利潤。該指標值越大，表明經營主體資產的整體配置與利用越有效率，家庭農場盈利能力越強。

2.核心解釋變量

農地承包經營權抵押貸款政策的實施。交互項fcs?t為核心解釋變量，代表是否實施了農地承包經營權抵押貸款政策。其中fcs為政策虛擬變量，如果是實施農地承包經營權抵押貸款試點的樣本家庭農場，賦值為1，否則為0；t為反映貸款政策實施與否的虛擬變量，項目實施后賦值為1，否則為0。β1即雙重差分估計量，用以反映農地抵押貸款政策實施對家庭農場經營績效的凈影響。

3.中介變量

農地經營權抵押貸款政策的實施緩解了家庭農場融資約束，家庭農場主采用多種方式進行投資以提高生產力，提升農地生產效率（Ghebru和Holden，2015）[14]；信貸可得性增加可以提升家庭農場的農業生產投資能力，促進其增加農業要素投入（Kehinde和Adetiloye，2012）[15]，從而提高家庭農場經營績效。因此，本文選取融資約束、投資效率作為中介變量，考察農地經營權抵押貸款對家庭農場經營績效影響的傳導機制。

家庭農場融資約束。衡量融資約束的方式眾多，但大多數方式選擇的財務指標難以避免其內生性，因而所得結論可能存在誤差。本文借鑒Hadlock和Pierce（2010）[16]的做法，僅使用家庭農場規模和家庭農場年齡兩個隨時間推移沒有太大變化，且具有很強外生性的變量構建融資約束（SA）指數，具體計算公式為：

其中Size為家庭農場規模的自然對數，Age為家庭農場成立時間長短。

家庭農場投資效率。本文借鑒Richardson（2006）[17]和Biddle等（2009）[18]對企業非效率投資的測定方法，作為分析家庭農場非效率投資殘差模型的基礎。該模型主要用實際投資率中偏離最佳投資率的水平來識別家庭農場投資效率。

首先，估算家庭農場最優投資水平；其次，以模型殘差值的絕對值作為家庭農場投資效率的代理變量來考察其投資的實際水平；再次，根據回歸殘差項的正負定義家庭農場投資不足與投資過度。若殘差項為正，代表家庭農場投資過度；若殘差項為負，則代表家庭農場投資不足。殘差項越趨向于零，說明家庭農場的投資效率越高。

估算家庭農場非效率投資回歸模型如下：

其中，下標i表示家庭農場，t表示年份，εit為模型回歸的隨機誤差項即實際投資偏離理想的投資水平部分。被解釋變量Investi,t表示家庭農場在第t期的投資規模，Investi,t-1表示前一期的投資規模，Incomei,t-1表示前一期的收入規模，oani,t-1表示前一期的欠款額度，Agei,t-1表示家庭農場前一期的年齡，Levi,t-1表示家庭農場前一期的資產負債率，Roai,t-1表示家庭農場前一期的資產報酬率，Sizei,t-1表示家庭農場前一期的經營規模，λi表示時間固定效應。

4.控制變量

參考已有文獻，選取家庭農場特征變量以及縣域宏觀變量作為控制變量。其中包括資產總額，本文以家庭農場年度總資產取對數來衡量；負債總額，用家庭農場年度總負債取對數來衡量；家庭農場年齡，用樣本年份與家庭農場成立年份的差值來表示；資本密集度，用家庭農場資產總額與銷售額之比來表示；資產周轉率，用家庭農場營業總收入與資產總額之比來表示。縣域宏觀變量有農業發展程度（產業結構），用樣本所在縣域的第一產業增加值與地區生產總值之比來表示；地區經濟發展水平，用人均國內生產總值取對數來衡量。

(四)描述性統計

表1為描述性統計結果。其中，家庭農場經營績效的平均值為0.186，最小值為-0.042，中位數為0.125，最大值為1，標準差為0.2，這說明樣本家庭農場績效呈現明顯的波動，且家庭農場間差異較大；融資約束平均值為-1.240、中位數為-1.243，非效率投資平均值為2.146、中位數為0.806，這說明家庭農場普遍存在融資約束和非效率投資現象。

表1 描述性統計結果

三、基準回歸

（一）基準回歸結果

本文首先對農地經營權抵押貸款政策對于家庭農場經營績效的凈影響進行分析。表2第（1）列報告了不增加任何控制變量進行回歸所得的結果，第（2）列報告了在增加控制變量下進行回歸所得的結果，第（3）列報告了在加入控制變量且年份固定下進行回歸所得的結果，第（4）列是在此基礎上進一步加入非觀測的行業效應后進行回歸所得的結果，第（5）列是在此基礎上進一步加入非觀測的地區效應后進行回歸所得的結果。通過第（1）列—第（5）列中土地承包經營權抵押貸款的系數值不難發現，土地承包經營權抵押貸款政策顯著提升了處于試點縣的家庭農場的經營績效，這說明政策實施之后家庭農場資產的整體運營效率有所提高，家庭農場盈利能力增強。在加入全部控制變量后，第（5）列結果中土地承包經營權抵押貸款政策的系數值為0.010，且在1%的置信水平上顯著，這表明在控制了年份、行業、省份以及其他控制變量的情況下，農地經營權抵押貸款試點政策可以提高家庭農場1%左右的經營績效。

表2 基準回歸結果

續表

（二）穩健性檢驗

為了檢驗基準回歸的穩健性，本文采用平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、改變經營績效的樣本容量，并基于傾向得分1∶3匹配、1∶5匹配和半徑匹配的雙重差分模型進行穩健性檢驗，若檢驗結果與上述回歸結果基本一致，則說明基準回歸具有可靠性。

1.平行趨勢檢驗

本文對農地抵押貸款政策試點地區與未試點地區在政策實施前后的變動趨勢進行檢驗，以考察樣本平行趨勢假設是否成立。借鑒已有文獻的方法，采用動態雙重差分進行檢驗，在模型（1）的基礎上設定模型如下：

其中，Yit代表家庭農場的經營績效，Di是農地經營權抵押貸款政策試點前、試點后所對應的年份虛擬變量，本文將政策實施年份2016年作為基準對照年，若樣本觀測到了相對政策實施第i年的數據，則Di取1，否則取0。系數β的動態變化如圖1所示，圖1中橫坐標表示樣本年度，縱坐標表示家庭農場經營績效。由圖中信息可知，在試點政策實施前3年內，系數β的值并未出現系統性差異，變動趨勢較為相似，而在處理組受到政策沖擊之后，β值顯著為正且處理組和控制組之間具有較大差異。由此可以認為處理組和控制組之間的顯著差異主要源于農地經營權抵押貸款政策的實施。綜上，農地抵押貸款政策對家庭農場的經營績效會產生顯著的正向影響。

圖1 平行趨勢檢驗圖

2.安慰劑檢驗

除農地經營權抵押貸款政策這一因素影響以外，各地區自然地理條件、經濟環境和其他政策因素等也可能對家庭農場經營績效的變化產生影響，為考察是否由于遺漏變量導致估計結果偏誤，本文結合Cantoni等（2017）[19]對政策實驗隨機性檢驗方法進行安慰劑檢驗。

根據農地經營權抵押貸款政策試點開展的實際情況，隨機生成1000個假想的處理組，并利用這1000個處理組進行回歸檢驗政策實施效應。具體方法如下：構建一個安慰劑檢驗的虛擬變量fcs與t的交互項fcs?t，并進行回歸，由于“偽”處理組是隨機產生的，交互項fcs?t不會對家庭農場經營績效產生顯著影響，其回歸系數應為0。本文重復1000次回歸過程并在圖2中報告隨機生成處理組的估計系數分布情況。由圖中信息可知，回歸系數均值明顯接近于0，而圖中豎實線代表的農地抵押貸款政策實際估計系數（0.022）在分布中屬于異常值，也就是說，在本文隨機生成的政策沖擊下，并沒有對家庭農場經營績效產生顯著的正向影響。以上說明本文犯“取偽錯誤”的概率是極低的，估計結果沒有明顯的遺漏變量偏誤。因此，基準回歸中得出的農地抵押貸款的政策效應結果是比較穩健的。

圖2 安慰劑檢驗圖

3.改變家庭農場經營績效的樣本容量

本文借鑒已有文獻對樣本容量進行分組的做法，將經營績效按照從低到高進行排序，并分成三組，剔除中間一組，重新檢驗政策對家庭農場經營績效最低組和最高組的影響。結果見表3第（1）列，在1%的顯著性水平下，農地承包經營權抵押貸款政策對處于試點縣家庭農場的經營績效有顯著的提升作用，且從系數估計量來看，農地承包經營權抵押貸款試點政策可以提高家庭農場4.5%左右的經營績效。改變被解釋變量的量化方式仍然得到與基準回歸類似的結論，這表明基準回歸具有一定的穩健性。

4.樣本選擇性偏誤及內生性處理

雖然農地經營權抵押貸款政策是外生性的決策，但該政策和家庭農場經營績效之間很可能存在天然的內生性，即家庭農場發展得越好的區縣越有可能被選取為試點縣。為解決政策試點地區可能存在選擇性偏誤而導致的內生性問題，本文采用傾向得分1∶3匹配、1∶5匹配和半徑匹配法展開進一步驗證。

表3報告了基于三種傾向得分匹配方法后樣本的雙重差分模型回歸結果。第（2）列1∶3匹配后的雙重差分傾向得分匹配回歸結果顯示，交互項fcs?t的回歸系數為0.020，系數在1%置信水平上顯著為正，這表明農地抵押貸款政策可以有效提高家庭農場的經營績效，就邊際效應而言，當其他因素不變時，試點改革平均可以提高2%的家庭農場經營績效。考慮到1∶3匹配后樣本數量的損失以及不同匹配方法穩健性程度的不同，表3第（3）列、第（4）列分別使用1∶5匹配和半徑匹配（r值設定為0.005）構建新的匹配樣本，然后使用雙重差分模型進行估計，估計結果仍與基準回歸保持一致，這表明基準回歸具有一定的穩健性。

表3 穩健性檢驗結果

續表

四、影響機制分析

信貸緩解機制。本文選取融資約束來衡量信貸獲取，在其他條件不變情況下，若農地抵押貸款政策緩解了家庭農場的融資約束，則意味著家庭農場可以獲得充足的資金投入生產以提高經營績效。回歸結果如表4中第（1）列所示，回歸系數顯著為負，這說明農地抵押貸款政策有效減緩了融資約束，增加了家庭農場資金供給，可以采用多種方式進行投資以提高生產力，促進農地效率提高進而提高家庭農場經營績效。再對政策實施的內部差異進一步分析，以家庭農場融資約束的中位數為標準，將全部家庭農場劃分為融資約束強弱兩類，并分別對其進行回歸。結果如表4中第（2）列—第（3）列所示，融資約束強的家庭農場的回歸結果顯著為正，這表明農地抵押貸款政策實施后，若該家庭農場受到的信貸約束越大，則政策對家庭農場經營績效的改善就越大，起到了“雪中送炭”的作用。

投資效率提升機制。本文選取非效率投資來衡量，因為在其他條件不變情況下，若農地抵押貸款政策抑制了家庭農場的非效率投資，改善了投資不足和投資過度，則意味著家庭農場的投資越有效，這說明通過高效的投資可以提高家庭農場整體的經營績效。回歸結果如表4中第（4）列所示，回歸系數顯著為負，這說明農地抵押貸款政策可以抑制家庭農場的非效率投資，政策實施之后，有助于家庭農場緩解融資約束，改善投資不足；政策借助于家庭農場高效率組織治理，以及滿足長期資金供給預期，提升資金利用效率，抑制家庭農場投資過度，從而通過有效投資增進家庭農場整體的績效。再對政策實施的內部差異進一步分析，以家庭農場非效率投資的中位數為標準，將全部家庭農場劃分為投資效率高低兩類，并分別對其進行回歸。結果如表4中第（5）列—第（6）列所示，投資效率低的家庭農場的回歸結果更顯著且為正，這表明試點農地抵押貸款政策后，若該家庭農場投資效率越低，則政策對家庭農場經營績效的改善就越大。

表4 機制檢驗結果

續表

五、異質性分析

考慮到家庭農場間所處地區、規模和運營狀況等方面均存在較大差異，政策對不同家庭農場的作用強度可能有所不同。因而，本文從地區市場化程度、家庭農場規模和運營狀況等方面對農地承包經營權抵押貸款影響家庭農場經營績效的作用進行異質性分析。

（一）市場化程度差異

為考察農地抵押貸款政策對處于不同市場化程度下的家庭農場經營績效的影響，本文選用樊綱等學者開發的市場化指數以及是否是邊遠地區來衡量。按照樊綱等學者所編制的《中國分省份市場化指數報告》中的“中國各地區市場化指數”衡量市場化程度，當市場化指數越大，則代表地區市場化程度越高。根據《關于艱苦邊遠地區范圍和類別的規定》劃分家庭農場是否處于艱苦邊遠地區，此地區具有高寒、貧困、邊疆境縣、少數民族自治等情況，上述文件確定了984個縣（市、區）為艱苦邊遠地區。回歸結果如表5第（1）列、第（2）列所示，市場化指數較低的地區回歸結果在1%的置信水平上顯著為正，這表明試點農地抵押貸款政策后，若該地的市場化程度越低，則政策對家庭農場經營績效的促進效應就越大。回歸結果如表5第（3）列、第（4）列所示，非艱苦邊遠區系數均在1%的置信水平上顯著為正，這表明家庭農場若處于非高寒、非邊疆境縣等經濟偏發達地區，農地抵押貸款的政策效應就會被增強。可能的原因是，市場化指數較低的區域經濟基礎、市場化程度、信用環境等較差，在該地區的家庭農場面臨的融資約束問題更突出，而農地承包經營權抵押貸款政策落實有利于其獲得正規金融機構信貸，使家庭農場的信貸獲取更加便利化，起到了“雪中送炭”的作用，進而促進家庭農場經營績效增長，且農地抵押貸款政策的增收效應在非艱苦邊遠區發揮得更好。

（二）規模差異

為考察農地經營權抵押貸款政策對不同規模家庭農場經營績效的影響，本文將資產總額作為家庭農場資產規模大小的代理變量，以家庭農場資產規模的中位數為標準，將家庭農場劃分為大規模家庭農場和小規模家庭農場兩類，并對其進行分組回歸。回歸結果為表5第（5）列和第（6）列，對比分析發現政策對小型家庭農場經營績效的提升效果優于大型家庭農場。在傳統金融市場中，小型家庭農場往往由于規模小、信息披露不完善、缺乏信貸抵押品等問題不易被金融機構所接受，面臨較強的信貸約束，而農地經營權抵押貸款政策具有普惠金融的特征，可以降低家庭農場在貸款中遇到的“門檻效應”，為家庭農場提供了外源資金支持，有利于增加投資以緩解融資約束，從而提高家庭農場經營績效。

表5 異質性分析

（三）運營狀況差異

為考察農地經營權抵押貸款政策對不同運營狀況下家庭農場經營績效的影響，本文將銷售利潤率、資本密集度作為家庭農場運營狀況的代理變量，以家庭農場銷售利潤率以及資本密集度的中位數為標準，將全部家庭農場劃分為高低兩類，并對其進行分組回歸。回歸結果分別為表5第（7）列、第（8）列、第（9）列、第（10）列，對比這4列農地經營權抵押貸款的系數可以發現，銷售利潤率較高和資本密集度較高的家庭農場回歸結果在1%的置信水平上顯著為正，這表明地區試點農地抵押貸款政策后，家庭農場運營狀況越好，該項政策對家庭農場經營績效的促進效應就越大。可能的原因是，銷售利潤率較高的家庭農場銷售收入水平較高，在增加銷售所得收入、節約銷售費用等方面取得了良好的成效；資本密集度較高的家庭農場往往采用比較先進的農業生產技術和機械設備，更有利于提高勞動生產率。運營狀況越好的家庭農場根據自身經營情況，能夠準確地向市場傳遞家庭農場銷售利潤率、資本密集度等相關信息，融資能力也隨之增強，從而更易拓寬融資渠道獲取外部資金來改善融資約束，從而提高家庭農場經營績效。

六、研究結論與政策建議

本文基于2013—2018年17977個家庭農場共計30449個微觀樣本數據，采用雙重差分模型實證分析實施農地抵押貸款政策對家庭農場經營績效的影響及可能存在的異質性。研究發現：農地抵押貸款政策顯著提升了家庭農場經營績效，這一結論在進行多項穩健性檢驗后依然成立；農地抵押貸款政策通過緩解融資約束和提升投資效率來促進家庭農場經營績效；農地抵押貸款政策對家庭農場經營績效的影響具有異質性，這一效應在市場化程度較低的地區以及規模較小和運營較好的家庭農場作用發揮得更好。

就目前我國農業發展現狀而言，本文結論可為后期農村信貸政策的完善提供如下建議。第一，農地抵押貸款政策還處于試點階段，本文發現政策的實施可以有效提高家庭農場的經營績效。因此，應為該政策試點范圍的擴大創造良好的外部條件，推動政策在其他地區進一步落地,讓更多的家庭農場主享受到政策福利，推動家庭農場經營績效的可持續增長。第二，農地抵押貸款政策效應的發揮程度與家庭農場所處地區發展狀況、市場化程度及家庭農場自身規模、運營狀況等密切相關。因此，政府需要加強資金與政策支持力度，不斷完善農地抵押貸款配套制度，健全抵押物處置機制、價值評估體系，搭建多層級的農地流轉平臺，為農地抵押貸款政策順利運行構建高質量發展制度環境。同時，家庭農場應走多元化經營道路，推進一、二、三產業融合發展，拓寬農業經營產業鏈，密切利益合作關系，家庭農場主還應進一步加強內部治理建設，不斷提高經營管理能力。第三，本文的研究還表明，農地權利的賦予是增加家庭農場經營績效的關鍵一環，通過農地抵押貸款政策的實施，可以“喚醒農村沉睡的資本”，從而成為家庭農場發展的重要推力。因此，未來鄉村振興政策還應該進一步盤活農村不動產，不斷激發農民的積極性和創造性，在促進家庭農場發展壯大的同時，實現農業現代化發展和鄉村振興。