論政府支持對農地經營權抵押貸款發展的影響

賀林波,段寧雨

(湖南農業大學 公共管理與法學學院,長沙 410128)

一、引言

隨著農業生產向著規模化、產業化和現代化的方向發展,小農戶、種養大戶和新型農業經營主體在農業生產中的資金需求不斷增加。為此,我國在2018年新修訂了《中華人民共和國土地承包法》,將農地經營權從農地承包權中分離出來,允許其作為抵押物向金融機構申請貸款。農地經營權抵押貸款能夠把農業經營主體、農村土地資源和資金有效地聯系在一起,成為增加農民收入、促進農業發展、維護農村穩定的關鍵舉措,肩負著滿足新時代鄉村產業振興中農民多樣化金融需求的時代使命。但是,農地經營權抵押貸款政策的實施效果并不理想,有學者發現部分地區的農地經營權抵押貸款可得性不高,貸款業務自開設以來發放的額度低、筆數少,并不能解決小農戶的融資需求［1-3］;有些地區出現農地經營權抵押貸款發放后違約,金融機構處置農地經營權困難的問題［4］。究其原因主要是農地本身的抵押價值不高［5］、面臨的金融風險高［6］以及配套機制不完善［7］。

為了促進農地經營權抵押貸款市場的發展,現有研究主要從以下三個方面提出對策建議:一是提高農戶的貸款意愿。農戶的貸款意愿受到受教育程度、收支水平、社會關系、貸款認知和土地規模等相關因素的影響［8-10］,可以通過適當降低貸款要求、制定合理的貸款利率來促進農地經營權抵押貸款的發展［11］。二是緩解農地經營權抵押貸款的風險。農地經營權抵押貸款會讓政府、銀行和農戶三方面臨不同的風險,針對這些風險可以通過完善社會保障制度、發展農業保險和構建抵押物處置機構來緩解風險,以此推進農地經營權抵押貸款的發展。［12-13］三是完善農地經營權抵押貸款的體制機制。農地經營權抵押貸款雖然在政策層面上獲得了認可,但是地方政府在落實政策時還需要加強支持力度,搭建土地流轉平臺,建立土地價值的評估機構,統一評估標準。［14］

政府對農地經營權抵押貸款市場發展有重要作用,但是現有研究聚焦在農戶貸款意愿、農地抵押風險和農地抵押貸款體制機制上,很少涉及政府支持措施如何影響農地經營權抵押貸款市場發展績效的問題。在法律正式確認農地經營權抵押合法性后,如何充分發揮政府在農地經營權抵押貸款市場發展中的作用,對促進鄉村產業振興具有重要意義。本文以實地調研獲取的數據材料為基礎,構建政府支持與農地經營權抵押貸款發展績效理論分析框架,用線性回歸的分析方法,探討鄉村產業振興背景下政府支持對農地經營權抵押貸款發展績效的影響機制,為有效發展農地經營權抵押貸款市場提出有針對性的政策建議。

二、文獻綜述與理論假設

(一)文獻綜述

發展績效來源于經濟學中“績效”的概念,雖然學者們對績效的概念有著不同的見解,但目前大部分學者將其解釋為成績和效益。貸款的可得性通常被用來衡量農地經營權抵押貸款的發展績效,一方面,很多學者用“獲得金融機構貸款的可能性”來解釋貸款的可得性,也就是說越容易獲得的貸款,貸款的可得性更高,績效更好［1］;另一方面,有的學者將貸款可得性解釋為可獲得貸款的額度［15］,農戶獲得的貸款額度越高,說明農地經營權抵押貸款的可得性越高。在我國農村,農民沒有穩定的職業,信用評級低,銀行對農戶發放的信用貸款額度不高,因此農村貸款的可得性主要體現在貸款額度。除此之外,也有學者從主觀的角度選擇貸款滿意度來衡量農地經營權抵押貸款的發展績效,研究認為農戶對農地經營權抵押貸款普遍比較滿意,但是專業大戶比普通農戶的滿意度高［16］,市場主導模式比政府主導模式的農戶貸款滿意度高［17］。

我國的農地經營權抵押貸款仍在探索階段,農地經營權抵押貸款的發展需要政府的支持措施。既有文獻中政府的支持措施主要包括“政策宣傳”“搭建平臺”“財政貼息”“政府擔保”。在所有的支持措施中,“政策宣傳”是成本最低、最基本的支持,農地經營權抵押貸款業務很大程度上取決于地方政府的政策宣傳力度。［18］為解決我國農地經營權抵押貸款的“產權空轉”的問題,政府要加快搭建好產權登記、評估和抵押平臺。［7］為了更好地引導農地經營權抵押貸款,刺激貸款需求,政府還會發揮財政貼息的杠桿作用,用少量的資金拓展更大規模的貸款市場。［19］在經濟發展水平較高的地區,政府的財政相對自由,可以成立擔保公司、風險基金,由政府為農業經營主體直接擔保,提高農地經營權抵押貸款的額度。［20］

在寧夏同心縣,地方政府通過在鄉鎮建立土地流轉服務平臺,要求農村土地經營權流轉合作社在工商局登記在冊,以反擔保的貸款模式滿足了當地農戶的小額貸款需求,未發生不良貸款,保證了農戶貸款的滿意度。［21］在山東壽光市,地方政府僅針對新型農業經營主體推出“農地經營權+大棚”或“農地經營權+其他抵押物”的貸款產品,同時還設立擔保公司和風險基金,顯著提高了可獲得貸款的額度。［20］這些研究都肯定了政府支持對農地經營權抵押貸款市場發展的作用,但是都側重于單獨研究可得性或滿意度,較少文獻涉及從滿意度和可得性兩個維度同時衡量農地經營權抵押貸款的發展績效。

習近平總書記在多次考察中提出要“保持經濟社會持續健康發展”,同時也指出“把人民擁護不擁護、贊成不贊成、高興不高興、答應不答應作為衡量一切工作得失的根本標準”,在經濟要發展、人民要滿意的要求下,本文參考雙層效率因素分析模型［22］,將可得性和滿意度各賦百分之五十的權重作為農地經營權抵押貸款的發展績效。在鄉村產業振興背景下,政府為推進農業產業現代化會采取支持措施促進農地經營權抵押貸款市場的發展,但是在不同的地區政府會根據實際約束條件的不同采取不同的支持措施,林毅夫認為政府只有以要素稟賦結構為基礎,采用增長甄別和因勢利導的政策,才能實現經濟的持續發展。［23］

在既有研究中,政府對農地經營權抵押貸款的支持措施可以提高農戶對貸款的滿意度以及可得性已獲得證實。但是單獨側重于貸款滿意度或可得性都是片面的,本文通過雙層效率因素分析將滿意度和可得性作為發展績效的兩個維度綜合考慮,同時探索政府支持提高農地經營權抵押貸款發展績效的其他機制。政府的支持措施可以優化營商環境,從而提高農地經營權抵押貸款的發展績效;政府支持措施與當地實際的匹配程度會影響農業產業的發展情況,進而調節政府支持措施對農地經營權抵押貸款發展績效的影響。對于政府支持對農地經營權抵押貸款發展績效的具體影響機制,本文在已有的研究基礎上,通過定量分析證實這一機制。

(二)理論假設

由于鄉村產業發展水平參差不齊,農地經營權抵押貸款市場機制不完善,農地產權登記、農地交易平臺、農地價值評估和處置等配套措施不健全等問題,我國農村地區存在農業經營者抵押貸款意愿低,或者抵押貸款風險大,金融機構不愿意發放貸款的情況。針對這些問題,我國地方政府會采取政策宣傳、搭建平臺等措施來提高農戶貸款意愿,完善農地經營權抵押貸款的配套機制,提高農戶貸款的滿意度。除此之外,還對自負盈虧的金融機構采取財政貼息、擔保增信等措施,緩解抵押貸款的風險,提高貸款的可得性。這一系列措施在一定程度上促進了農地經營權抵押貸款市場的有效發展。據此,可以提出假說1。

H1:在其他條件不變時,政府支持對農地經營權抵押貸款發展績效存在顯著正向影響。

狹義上的營商環境是指基礎設施、自然資源稟賦以外的“軟環境”,也叫制度環境,受到政府職能的影響,如政策的制定和執行［24］,所以本文在農地經營權抵押貸款市場中將營商環境界定為農業經營主體辦理貸款過程中手續的簡便程度、市場環境對產權的保護程度以及政府行為的可預見程度。在辦理農地經營權抵押貸款時,借貸雙方存在著信息的不對稱性問題,使得農地經營權抵押貸款交易變得復雜,增加了交易成本。因此政府通過對農村土地的產權登記,規范農村土地產權交易市場,完善土地價值評估和處置等配套機制,優化了農地市場的營商環境,使農戶辦理貸款時程序更加簡捷有效,對貸款的滿意度更高。但是對于貸款的可得性來說,營商環境的優化并不能直接提高土地的價值,所以也不能顯著提高金融機構發放貸款的額度。據此,可以提出假說2。

H2:以營商環境為中介,政府支持對農地經營權抵押貸款的滿意度有顯著的正向影響,對貸款的可得性影響不顯著。

新結構經濟學認為,政府措施要符合當地要素稟賦結構,與當地經濟發展水平相匹配［25］,所以本文在農地經營權抵押貸款市場中將支持匹配程度界定為政府對農地經營權抵押貸款的支持措施與當地農業產業、財政收入的匹配程度。根據結構主義發展理論的觀點,政府應當投入大量資源為金融機構提供擔保、貼息或保險,快速發展農地經營權抵押貸款市場。然而在實際的農地經營權抵押貸款市場中,政府為了快速發展農地經營權抵押貸款市場如果過度投入資源,可能會激發大量無還款能力的農業經營者申請抵押貸款,金融機構過度放款,會引發金融風險。政府的支持措施越多不一定有越好的績效,政府參與農地經營權抵押貸款市場的程度越深,存在政府失靈的可能性就越大。但是支持匹配可以減少政府失靈的可能性,在政府支持適當并且與當地實際相匹配時,農戶才會提高對農地經營權抵押貸款的滿意度,因此,支持匹配對貸款的滿意度具有調節作用。對于可得性,政府的增信措施提高了貸款的額度,但是額度的提高只針對少數人,所以支持匹配對貸款的可得性的調節作用不顯著。據此,可以提出假設3。

H3:支持匹配程度對政府支持措施在農地經營權抵押貸款的滿意度上有顯著的負向調節作用,對貸款的可得性的調節作用不顯著。

綜上所述,在鄉村振興背景下,政府支持對農地經營權抵押貸款的發展績效影響機制如圖1所示。

圖1 政府支持影響農地經營權抵押貸款發展績效示意圖

三、模型設定、數據來源與變量選擇

(一)模型設定

為了驗證政府支持措施對農地經營權抵押貸款發展績效的影響,將農地經營權抵押貸款發展績效作為因變量,以貸款的滿意度和可得性作為代理指標。本文認為農地經營權抵押貸款的發展績效應該從主客觀兩方面衡量:從主觀方面來看,政府對農地經營權抵押貸款支持的同時應該考慮到農戶的滿意度;從客觀方面來看,貸款的可得性分為貸款是否容易獲得以及貸款額度的大小,將貸款額度作為可得性是本文農地經營權抵押貸款發展績效的一個重要標準。發展績效根據雙層效率因素分析模型,綜合滿意度和可得性兩個變量,各賦百分之五十的權重。

由于可得性和滿意度為定序變量,最終計算的發展績效也為定序變量,因此本文采用線性回歸模型來進行分析,具體模型方程設定如下:

Y=α0+α1B+α2C+ε

(1)

其中,Y是因變量,代表農地經營權抵押貸款的發展績效,代理變量分別使用貸款的滿意度和可得性進行賦值。B為自變量,為政府的支持措施,α為待估系數。C為相關控制變量,個體特征包括:性別、年齡、職業、受教育程度;社會特征包括家庭年收入和社會關系等;ε為誤差項。

(二)數據來源

本文數據來源于課題組2020—2022年的農戶調研,主題為政府行為與農地經營權抵押貸款市場的發展。課題組綜合考慮地理位置、資源稟賦結構和經濟發展水平等因素,在華東、華中和華西隨機抽取樣本省;根據全省縣級人均GDP采用等距隨機抽取方法抽取樣本縣且考慮在空間上盡量覆蓋整個省(區);采用相同的抽樣方法,根據當地鄉鎮和村莊經濟發展水平隨機抽取樣本鄉(鎮)和樣本村;最后根據村委會提供的花名冊隨機抽取樣本戶。最終選擇山東壽光市、寧夏同心縣和湖南花垣縣作為研究區域,共涉及9個鄉鎮28個行政村,總計1 084戶。

選擇山東壽光市、寧夏同心縣和湖南花垣縣作為研究區域,主要是基于以下考慮:山東壽光市、寧夏同心縣和湖南花垣縣3縣(市)地理位置、資源稟賦結構和經濟發展水平存在一定差異,作為研究區域在全國具有一定的代表性。山東省壽光市位于華東經濟發達地區,是中國蔬菜之都,農業產業興旺,有龍頭企業和鄉村優勢產業。寧夏回族自治區同心縣地處華西鄂爾多斯臺地南部黃土高原,人均耕地面積大,農村資源豐富,有小規模農業經營。湖南省花垣縣位于華中武陵山片區,耕地質量不高,農村資源匱乏,以自耕農戶和小農戶為主。

在調研過程中,首先通過訪談了解農戶的基本情況,然后通過結構性問卷了解農戶的個體特征、社會特征,重點掌握農戶農業生產情況,主要包括農業生產中是否有融資需求、是否辦理了農地經營權抵押貸款、對農地經營權抵押貸款工作的看法和當地土地交易、評估機構建設情況等。回收調查問卷后,逐份核查問卷有效性,刪除無效問卷,最后得到1 024份有效問卷。

(三)變量選擇

1. 控制變量:本文采用性別、年齡、受教育程度、家庭年收入、對農地經營權抵押貸款的認知和是否進行土地確權頒證作為研究的控制變量。

2. 因變量:為了研究政府支持措施對農地經營權抵押貸款發展績效的影響,本文從貸款的可得性和滿意度兩個方面來測量發展績效,其中貸款的可得性分為申請了沒有獲得貸款、沒有貸款需求、獲得了小額貸款(3萬元以下)、獲得了大額貸款(3萬元以上)四個選項,根據農戶實際情況測得,貸款滿意度則由農戶對政府農地經營權抵押貸款工作的滿意程度通過Likert五級量表法測得。

3. 自變量:政府支持。新結構經濟學理論認為,除充分利用市場機制外,政府還應該發揮積極作用促進產業結構的多樣化和升級,即有效市場與有為政府相結合。［25］根據文獻梳理和實地調研發現,政府對農地經營權抵押貸款的支持措施很多,本文根據政府投入的人力、財力和物力的程度將政府支持措施分為四個等級,分別是“政策宣傳”“搭建平臺”“財政貼息”“政府擔保”,從“政策宣傳”到“政府擔保”,政府的支持力度越來越大,因此本文把這四個措施作為代理指標由低到高分別賦值,最終自變量的觀測值由各選項的得分相加得出。

4. 中介變量:營商環境。本文界定的“營商環境”是制度環境、“軟環境”,在農地經營權抵押貸款市場中,“營商環境”是指農業經營主體辦理貸款過程中手續的簡便程度、市場環境對產權的保護程度以及政府行為的可預見程度。在辦理農地經營權抵押貸款時,借貸雙方可以通過土地價值評估機構來評估土地的價值,使土地價值可視化。［26］此外,發生貸款違約時,可通過土地處置機構處置農地經營權,或者通過土地交易機構增加土地的流通性。這些機構越多,農業經營者在辦理貸款過程中手續越簡便,市場環境對產權的保護程度也越高,因此農地經營權抵押貸款市場的營商環境就越好。［27］因此,本文采用當地“土地交易機構”“土地價值評估機構”“土地處置機構”的數量作為營商環境的代理指標,作為政府支持措施的中介變量,營商環境與政府支持屬于政府促進經濟發展的不同職能,兩者的內生性程度很低。

5. 調節變量:支持匹配。根據新結構經濟學理論,政府發揮積極作用的前提是政府支持措施與當地實際情況相匹配,選擇因勢利導的政府策略。［28］地方政府會根據可使用的財政經費和治理目標理性地選擇對農地經營權抵押貸款的支持措施,不同地區之間政府的支持措施與實際情況相匹配的程度各有不同,與當地的營商環境并無直接相關性。本文采用政府措施與當地實際情況相匹配的程度為代理指標,作為政府支持措施的調節變量。

綜上所述,變量定義及描述性統計如表1所示。

表1 變量定義及描述性統計

表2 政府支持影響農地經營權發展績效的回歸分析結果

四、實證檢驗與結果分析

(一)政府支持對農地經營權抵押貸款發展績效的影響

為了驗證政府支持措施對農地經營權抵押貸款發展績效的影響,分別將發展績效、滿意度、可得性作為因變量輸入線性回歸模型。模型1主要考察政府支持對農地經營權抵押貸款發展績效的影響,以發展績效為因變量,以政府支持為解釋變量,加入相關控制變量,輸入SPSS軟件中的線性回歸模型,進行線性回歸分析。模型2主要考察政府支持對農地經營權抵押貸款滿意度的影響,以滿意度為因變量,以政府支持為解釋變量,加入相關控制變量進行線性回歸分析。模型3考察政府支持對農地經營權抵押貸款可得性的影響,以可得性為因變量,政府支持為解釋變量,加入相關控制變量進行線性回歸分析,獲得的結果如表2所示。

從表2中可以發現政府支持對農地經營權抵押貸款的發展績效有顯著的正向影響,影響系數為0.110,在1%的統計水平上顯著。從總的發展績效來看,除政府支持以外,營商環境和支持匹配等相關變量都對農地經營權抵押貸款的發展績效有顯著的正向影響。除此之外,職業、年收入、土地確權和貸款認知對發展績效有顯著影響,性別、年齡、受教育程度和社會關系對發展績效沒有顯著影響。

從模型2滿意度來看,政府支持、營商環境和支持匹配這三個變量在1%的統計水平上顯著,并且正向影響滿意度。政府采取的支持措施越多,農戶認為這個政府是越有為的政府;相對于不作為或者少作為的政府,越有為的政府,農戶對其工作的滿意度就越高;營商環境越好,農地經營權的產權意識越好,對產權的保護意識也越強,當地農地經營權抵押貸款的配套機制更加完善,農戶在辦理農地經營權抵押貸款時的交易成本更低,進而對政府的工作滿意程度就越高。政府采取的支持措施和當地的匹配程度越高,說明政府對當地農業產業發展的實際情況更加了解,所采取的農地經營權抵押貸款支持措施更能符合農戶的融資需求,農戶對政府工作的滿意度也就會更高。

從模型3可得性來看,政府支持對農地經營權抵押貸款的可得性有顯著的正向影響,在1%的水平上顯著,政府采取的支持措施越多,農戶對農地經營權抵押貸款就有更充分的認知,申請農地經營權抵押貸款的人數就會更多,同時政府會不斷優化農地經營權抵押貸款的辦理程序,以及出臺一些優惠政策或擔保政策,提高農地經營權抵押貸款的額度,因此農地經營權抵押貸款的可得性就會越高。政府采取的支持措施與當地實際情況相匹配的程度越高,說明政府的支持措施與農戶的融資需求越匹配,農戶能更容易獲得農地經營抵押貸款或獲得額度更高的貸款。除此之外,在控制變量中,農戶受教育程度對可得性有顯著影響,受教育程度越高的人接受政府信息越快,對貸款政策的理解能力越強,貸款的可得性越高;職業對貸款的可得性也有顯著影響,職業中農業生產規模越大(例如新型農業經營主體),貸款的可得性就越高;年收入對貸款可得性有顯著影響,年收入越高擴大農業生產的可能性越大,農戶貸款的可得性也越高;土地確權對貸款的可得性也有顯著影響,有土地確權證書的農戶貸款的可得性越高;貸款認知對貸款的可得性亦有顯著影響,了解農地經營權抵押貸款的農戶貸款的可得性更高。

對比模型2和模型3來看,貸款的可得性和滿意度的影響因素存在差異。政府支持對滿意度和可得性的影響系數分別為0.156和0.064,在1%統計水平上顯著,這說明政府采取的支持措施對貸款滿意度的影響程度高于貸款的可得性,其原因可能是農戶對農地經營權抵押貸款的滿意度由農戶主觀上決定,但是農地經營權抵押貸款由銀行發放,對于高額貸款的發放,銀行考慮的因素較多,所以政府支持對貸款可得性的影響系數低于滿意度。其次,營商環境對滿意度的影響系數為0.374且在1%統計水平上顯著,對可得性的影響系數為0.031且影響不顯著,這說明營商環境越好,農戶辦理農地經營權抵押貸款的流程手續更加簡便,所以對貸款的滿意度更高,但是貸款額度不取決于當地的營商環境,營商環境對貸款的可得性沒有顯著影響。因此會存在滿意度高、可得性低的地區或者滿意度低、可得性高的地區。

綜上所述,在其他條件不變的前提下,政府支持對農地經營權抵押貸款發展績效存在顯著正向影響,假說1得到驗證。

(二)營商環境的中介效應檢驗

政府的支持措施對農地經營權抵押貸款的發展績效有正向影響,營商環境對農地經營權抵押貸款的發展績效有正向影響,根據前文的理論分析,營商環境可能為政府支持措施的中介變量,對農地經營權抵押貸款的發展績效產生中介效應。為了驗證營商環境的中介效應,采用逐步回歸的驗證方法,引入以下方程組:

Y=γ1+γ2B+γ3C+ε

(2)

E=μ1+μ2B+μ3C+ε

(3)

Y=θ1+θ2B+θ3E+θ4C+ε

(4)

其中,B為解釋變量政府支持,E為營商環境,C為控制變量,Y為因變量農地經營權抵押貸款的發展績效。中介效應驗證步驟如下:先檢驗(2)式,如果γ2不顯著,則不存在中介效應,停止檢驗;如果顯著,再依次檢驗(3)和(4)式,如果μ2和θ3顯著,則檢驗θ2,顯著則存在部分中介效應,不顯著則存在完全中介效應。如果μ2和θ3有一個不顯著,則需要做Sobel檢驗,顯著則存在中介效應,不顯著則不存在中介效應。

表3為營商環境的中介效應驗證結果。從總的發展績效來看,在(2)式中政府支持影響發展績效的系數為0.172,影響顯著,在式(3)和式(4)中μ2、θ2和θ3分別為0.308、0.110和0.203,影響顯著,存在部分中介效應。

表3 營商環境中介效應驗證結果

從滿意度和可得性來分析,政府的支持措施對滿意度和可得性均有顯著的正向影響,政府支持對營商環境影響顯著。在可得性方面,營商環境對可得性的影響不顯著,即θ3不顯著,需要做Sobel檢驗,通過Sobel檢驗計算公式檢驗,得Z值為0.659 5,查表得P值為0.509,在統計學上不顯著,因此營商環境對可得性不存在中介效應。在滿意度方面,營商環境對滿意度的影響顯著,因此γ2、μ2和θ3分別為0.271、0.308和0.374,且影響顯著,存在部分中介效應。

綜上所述,政府支持以營商環境為中介對農地經營權抵押貸款的滿意度有顯著的正向影響,對貸款的可得性影響不顯著,假說2得到驗證。

(三)支持匹配的調節效應檢驗

根據前文所述,政府采取的支持措施與當地實際情況相匹配的程度越高,越能精準滿足當地農業生產者的貸款需求,支持匹配程度可以調節政府支持措施對營商環境以及農地經營權抵押貸款發展績效的促進作用。為了驗證支持匹配的調節效應,需要引入以下方程組:

Y=δ1+δ2B+δ3P+δ4C+ε

(5)

Y=ρ1+ρ2B+ρ3P+ρ4B*P+ρsC+ε

(6)

上述兩個方程中,B為解釋變量政府支持,P為調節變量支持匹配,B*P為政府支持與支持匹配的交互項,Y為農地經營權抵押貸款的發展績效。在(6)式中,如果交互項B*P系數為負且統計顯著,那么支持匹配對農地經營權抵押貸款的發展績效有負向調節作用;如果交互項B*P系數為正且統計顯著,那么支持匹配對農地經營權抵押貸款的發展績效有正向調節作用。

表4 支持匹配調節效應驗證結果

表4為調節效應驗證結果,在式(5)中政府支持和支持匹配在滿意度、可得性和發展績效上均顯著,說明政府的支持措施和支持匹配程度對發展績效有顯著影響,且政府的支持措施和支持匹配程度對農地經營權抵押貸款的滿意度、可得性和發展績效都是正向影響。在式(6)中,政府的支持措施和支持匹配程度的系數在統計學上都是顯著的。政府的支持措施系數在滿意度、可得性和發展績效上為正,支持匹配程度的系數在滿意度、可得性和發展績效上為正,政府支持和支持匹配的交互項在貸款可得性上不顯著,這說明支持匹配程度對政府支持措施在貸款可得性上沒有調節作用。政府支持和支持匹配的交互項的系數在貸款滿意度和發展績效上為負且統計顯著,這說明支持匹配程度對政府支持措施在農地經營權抵押貸款的滿意度和發展績效上有負向調節效應或抑制作用。

綜上所述,政府采取的支持措施與當地實際情況的匹配程度反映了地方政府對當地產業發展的了解程度,對農地經營權抵押貸款的滿意度有顯著的負向調節作用,假說3得到驗證。

五、結論與啟示

本文利用全國各地區的農戶調研數據,綜合運用線性回歸分析政府的支持措施對農地經營權抵押貸款發展績效的具體影響機制。為了驗證鄉村產業振興背景下政府支持措施的作用機制,從理論上構建了中介-調節效應模型,實證檢驗表明:政府支持措施對農地經營權抵押貸款發展績效有顯著正向影響,對滿意度的影響明顯大于對可得性的影響。政府的支持措施有利于完善農地金融市場的配套機制,從而優化營商環境,營商環境的優化有助于提高農戶貸款的滿意度;政府的支持措施與當地實際情況的匹配程度反映了地方政府對當地農業發展情況的了解程度,起到了調節政府支持措施提高貸款發展績效的作用。

根據以上結論,為促進農地經營權抵押貸款有效發展,政府可以采取以下政策措施:一是加大政府支持力度。在鄉村產業發展過程中,為解決經營者融資難問題,地方政府要積極宣傳農地經營權抵押貸款政策,完善農地經營權抵押貸款的配套措施,重點為有自生能力的農業經營者提供增信措施。二是改善營商環境。地方政府加快農地產權登記,設立農地產權交易統一平臺,提供農地流轉價值評估服務,創新“農地經營權+農業設施”抵押貸款模式,提高農村產業的消費能力,培育優質的貸款主體。三是提高政府政策支持的匹配度。地方政府要全面分析當地的要素稟賦結構,熟悉當地農業產業的發展,其支持措施要考慮不同發展時期的具體情況,既不能過度干預,也不能毫無作為。