农地抵押贷款政策对家庭农场经营绩效的影响——基于17977个家庭农场30449个微观数据

田 杰，胡子豪，熊学萍

（1.重庆工商大学 金融学院，重庆 400070；2.华中农业大学 经济管理学院，湖北 武汉 430070）

一、引言

家庭农场经营绩效的提升对推动农地规模经营、促进农业现代化发展和实施乡村振兴战略具有重要意义。《新型农业经营主体和服务主体高质量发展规划（2020—2022年）》表明，截至2018年年末，全国家庭农场超过60万家，然而家庭农场仍处于起步发展阶段，经营绩效不高一直是制约其高质量发展的瓶颈。如何实现家庭农场经营绩效的提升，推进家庭农场高质量发展是当前政策关注的焦点。然而由于缺乏抵押物导致的融资约束制约了家庭农场经营绩效的提升。2014年中央“一号文件”提出，允许农业经营主体以承包农地的经营权向金融机构进行抵押融资，并推动相关法律的修订。2016年，全国选取232个县（市、区）进行试点。2019年发布的《关于金融服务乡村振兴的指导意见》中明确指出：“配合农村土地制度改革和农村集体产权制度改革部署，加快推动确权登记颁证、价值评估、交易流转、处置变现等配套机制建设，积极稳妥推广农村承包土地的经营权抵押贷款业务。”针对农地经营权在抵押和流转中遇到的法律问题，2015年发布的文件中指出，在试点地区暂时调整实施《中华人民共和国物权法》和《中华人民共和国担保法》中关于集体所有的耕地使用权不得抵押的规定。农地经营权抵押担保试点增加了家庭农场可以提供的抵押担保物，在一定程度上解决了试点地区面临的法律障碍。那么，农地抵押贷款政策实施后，作为家庭农场经营重要组成部分的土地是否能够发挥抵押贷款的功能，扩大外源资金规模提升家庭农场经营绩效，有待进一步实证研究。

已有文献主要研究了家庭农场主的企业家才能、管理经验、人力资本和农业生产技能[1]、先前经历[2]等内部治理因素和土地细碎化[3]、土地流转制度[4]、扶持政策制度[5,6]、社会服务制度[5]等外部制度环境对家庭农场经营绩效的影响。由于数据的缺乏，已有研究基本上采用定性的方法分析农地抵押贷款政策对家庭农场经营绩效的影响。家庭农场主是有文化、会技术、懂经营并以农业为职业的“新型职业农民”，他们能够向市场准确传递其经营农地规模、已有资产规模等资产状况和可能获得的投资回报等相关信息，同时能向金融机构提供更多的有效抵押物，融资能力也相对较强[7]。因此农地抵押贷款可以通过扩大外源资金规模影响家庭农场经营绩效。但是农地抵押市场中如果交易成本过高，则会导致信贷供给不足[8-11]，影响家庭农场经营绩效。可以看出，既有研究没有充足的证据表明农地抵押贷款政策提升了家庭农场经营绩效，也未能详细探讨农地抵押贷款通过何种途径影响家庭农场经营绩效。因此，农地抵押贷款政策对家庭农场经营绩效的影响需进一步全面评估。本文基于农地经营权抵押贷款政策这一准自然实验，使用双重差分模型，评估农地抵押贷款政策对家庭农场经营绩效影响的差异与作用机制。研究结果有助于进一步认识农地抵押贷款政策对家庭农场经营绩效的影响机理，为更好地执行农地抵押贷款政策提供了经验证据。

二、研究设计

（一）数据来源

2016年3月，中国人民银行、中国银行业监督管理委员会、中国保险监督管理委员会、财政部、农业部联合发布了《农村承包土地的经营权抵押贷款试点暂行办法》，文件规定在全国232个县级行政单位进行试点，农地经营权抵押贷款政策开始进入实际操作阶段，为本文研究提供了良好的准自然实验样本。本文所用到的家庭农场基本信息和年报财务数据均来源于国家信用信息公示系统，由企研数据整理提供。该数据库样本覆盖29个省份①该数据库样本不包含北京、上海、香港、澳门、台湾。，共涉及2019个县的家庭农场信息，因此具有代表性。为准确估计农地承包经营权抵押贷款对家庭农场经营绩效的影响，本文主要基于双重差分模型进行分析。因此，对数据做了如下处理：第一，剔除了无法匹配的样本；第二，剔除了后续计量分析中主要变量存在缺失值的样本。经上述处理后，最终获得由17977个家庭农场共30449个有效样本组成的非平衡面板数据。

（二）模型构建

各地区自然地理环境等外在因素会影响农地承包经营权抵押贷款政策目的地选择，而地区自然条件会影响地区微观经济行为，进而对家庭农场经营绩效造成一定影响，也可能存在遗漏变量或反向因果关系导致的内生性问题。因此，本文选取双重差分模型来评估农地承包经营权抵押贷款政策对于家庭农场经营绩效的净影响，即准确估计出农地承包经营权抵押贷款的政策效应。模型设定如下：

式（1）中，Yit为衡量家庭农场经营绩效的代理变量，β0为常数项；fcs用以区分处理组和对照组，t为区分政策实施时间前后的虚拟变量，交互项fcs∙t度量是否处于农地承包经营权抵押贷款政策试点县，是本文的核心解释变量，β1表示农地承包经营权抵押贷款政策的实施对于家庭农场经营绩效的净影响；control为控制变量，βX为各个控制变量的系数；ri表示行业固定效应，yt为时间固定效应，ui为省份固定效应；εit为随机干扰项。

（三）变量选择

1.被解释变量

绩效是家庭农场经营效果的综合反映，是衡量经济活动的最终指标。本文参考高鸣等（2018）[12]、韩旭东和郑风田（2020）[13]对新型农业经营主体经营绩效指标的定义，选取资产收益率作为被解释变量，用家庭农场的净利润与其总资产之比表示，反映家庭农场每一单位资产投入获得的净利润。该指标值越大，表明经营主体资产的整体配置与利用越有效率，家庭农场盈利能力越强。

2.核心解释变量

农地承包经营权抵押贷款政策的实施。交互项fcs∙t为核心解释变量，代表是否实施了农地承包经营权抵押贷款政策。其中fcs为政策虚拟变量，如果是实施农地承包经营权抵押贷款试点的样本家庭农场，赋值为1，否则为0；t为反映贷款政策实施与否的虚拟变量，项目实施后赋值为1，否则为0。β1即双重差分估计量，用以反映农地抵押贷款政策实施对家庭农场经营绩效的净影响。

3.中介变量

农地经营权抵押贷款政策的实施缓解了家庭农场融资约束，家庭农场主采用多种方式进行投资以提高生产力，提升农地生产效率（Ghebru和Holden，2015）[14]；信贷可得性增加可以提升家庭农场的农业生产投资能力，促进其增加农业要素投入（Kehinde和Adetiloye，2012）[15]，从而提高家庭农场经营绩效。因此，本文选取融资约束、投资效率作为中介变量，考察农地经营权抵押贷款对家庭农场经营绩效影响的传导机制。

家庭农场融资约束。衡量融资约束的方式众多，但大多数方式选择的财务指标难以避免其内生性，因而所得结论可能存在误差。本文借鉴Hadlock和Pierce（2010）[16]的做法，仅使用家庭农场规模和家庭农场年龄两个随时间推移没有太大变化，且具有很强外生性的变量构建融资约束（SA）指数，具体计算公式为：

其中Size为家庭农场规模的自然对数，Age为家庭农场成立时间长短。

家庭农场投资效率。本文借鉴Richardson（2006）[17]和Biddle等（2009）[18]对企业非效率投资的测定方法，作为分析家庭农场非效率投资残差模型的基础。该模型主要用实际投资率中偏离最佳投资率的水平来识别家庭农场投资效率。

首先，估算家庭农场最优投资水平；其次，以模型残差值的绝对值作为家庭农场投资效率的代理变量来考察其投资的实际水平；再次，根据回归残差项的正负定义家庭农场投资不足与投资过度。若残差项为正，代表家庭农场投资过度；若残差项为负，则代表家庭农场投资不足。残差项越趋向于零，说明家庭农场的投资效率越高。

估算家庭农场非效率投资回归模型如下：

其中，下标i表示家庭农场，t表示年份，εit为模型回归的随机误差项即实际投资偏离理想的投资水平部分。被解释变量Investi,t表示家庭农场在第t期的投资规模，Investi,t-1表示前一期的投资规模，Incomei,t-1表示前一期的收入规模，oani,t-1表示前一期的欠款额度，Agei,t-1表示家庭农场前一期的年龄，Levi,t-1表示家庭农场前一期的资产负债率，Roai,t-1表示家庭农场前一期的资产报酬率，Sizei,t-1表示家庭农场前一期的经营规模，λi表示时间固定效应。

4.控制变量

参考已有文献，选取家庭农场特征变量以及县域宏观变量作为控制变量。其中包括资产总额，本文以家庭农场年度总资产取对数来衡量；负债总额，用家庭农场年度总负债取对数来衡量；家庭农场年龄，用样本年份与家庭农场成立年份的差值来表示；资本密集度，用家庭农场资产总额与销售额之比来表示；资产周转率，用家庭农场营业总收入与资产总额之比来表示。县域宏观变量有农业发展程度（产业结构），用样本所在县域的第一产业增加值与地区生产总值之比来表示；地区经济发展水平，用人均国内生产总值取对数来衡量。

(四)描述性统计

表1为描述性统计结果。其中，家庭农场经营绩效的平均值为0.186，最小值为-0.042，中位数为0.125，最大值为1，标准差为0.2，这说明样本家庭农场绩效呈现明显的波动，且家庭农场间差异较大；融资约束平均值为-1.240、中位数为-1.243，非效率投资平均值为2.146、中位数为0.806，这说明家庭农场普遍存在融资约束和非效率投资现象。

表1 描述性统计结果

三、基准回归

（一）基准回归结果

本文首先对农地经营权抵押贷款政策对于家庭农场经营绩效的净影响进行分析。表2第（1）列报告了不增加任何控制变量进行回归所得的结果，第（2）列报告了在增加控制变量下进行回归所得的结果，第（3）列报告了在加入控制变量且年份固定下进行回归所得的结果，第（4）列是在此基础上进一步加入非观测的行业效应后进行回归所得的结果，第（5）列是在此基础上进一步加入非观测的地区效应后进行回归所得的结果。通过第（1）列—第（5）列中土地承包经营权抵押贷款的系数值不难发现，土地承包经营权抵押贷款政策显著提升了处于试点县的家庭农场的经营绩效，这说明政策实施之后家庭农场资产的整体运营效率有所提高，家庭农场盈利能力增强。在加入全部控制变量后，第（5）列结果中土地承包经营权抵押贷款政策的系数值为0.010，且在1%的置信水平上显著，这表明在控制了年份、行业、省份以及其他控制变量的情况下，农地经营权抵押贷款试点政策可以提高家庭农场1%左右的经营绩效。

表2 基准回归结果

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（二）稳健性检验

为了检验基准回归的稳健性，本文采用平行趋势检验、安慰剂检验、改变经营绩效的样本容量，并基于倾向得分1∶3匹配、1∶5匹配和半径匹配的双重差分模型进行稳健性检验，若检验结果与上述回归结果基本一致，则说明基准回归具有可靠性。

1.平行趋势检验

本文对农地抵押贷款政策试点地区与未试点地区在政策实施前后的变动趋势进行检验，以考察样本平行趋势假设是否成立。借鉴已有文献的方法，采用动态双重差分进行检验，在模型（1）的基础上设定模型如下：

其中，Yit代表家庭农场的经营绩效，Di是农地经营权抵押贷款政策试点前、试点后所对应的年份虚拟变量，本文将政策实施年份2016年作为基准对照年，若样本观测到了相对政策实施第i年的数据，则Di取1，否则取0。系数β的动态变化如图1所示，图1中横坐标表示样本年度，纵坐标表示家庭农场经营绩效。由图中信息可知，在试点政策实施前3年内，系数β的值并未出现系统性差异，变动趋势较为相似，而在处理组受到政策冲击之后，β值显著为正且处理组和控制组之间具有较大差异。由此可以认为处理组和控制组之间的显著差异主要源于农地经营权抵押贷款政策的实施。综上，农地抵押贷款政策对家庭农场的经营绩效会产生显著的正向影响。

图1 平行趋势检验图

2.安慰剂检验

除农地经营权抵押贷款政策这一因素影响以外，各地区自然地理条件、经济环境和其他政策因素等也可能对家庭农场经营绩效的变化产生影响，为考察是否由于遗漏变量导致估计结果偏误，本文结合Cantoni等（2017）[19]对政策实验随机性检验方法进行安慰剂检验。

根据农地经营权抵押贷款政策试点开展的实际情况，随机生成1000个假想的处理组，并利用这1000个处理组进行回归检验政策实施效应。具体方法如下：构建一个安慰剂检验的虚拟变量fcs与t的交互项fcs∙t，并进行回归，由于“伪”处理组是随机产生的，交互项fcs∙t不会对家庭农场经营绩效产生显著影响，其回归系数应为0。本文重复1000次回归过程并在图2中报告随机生成处理组的估计系数分布情况。由图中信息可知，回归系数均值明显接近于0，而图中竖实线代表的农地抵押贷款政策实际估计系数（0.022）在分布中属于异常值，也就是说，在本文随机生成的政策冲击下，并没有对家庭农场经营绩效产生显著的正向影响。以上说明本文犯“取伪错误”的概率是极低的，估计结果没有明显的遗漏变量偏误。因此，基准回归中得出的农地抵押贷款的政策效应结果是比较稳健的。

图2 安慰剂检验图

3.改变家庭农场经营绩效的样本容量

本文借鉴已有文献对样本容量进行分组的做法，将经营绩效按照从低到高进行排序，并分成三组，剔除中间一组，重新检验政策对家庭农场经营绩效最低组和最高组的影响。结果见表3第（1）列，在1%的显著性水平下，农地承包经营权抵押贷款政策对处于试点县家庭农场的经营绩效有显著的提升作用，且从系数估计量来看，农地承包经营权抵押贷款试点政策可以提高家庭农场4.5%左右的经营绩效。改变被解释变量的量化方式仍然得到与基准回归类似的结论，这表明基准回归具有一定的稳健性。

4.样本选择性偏误及内生性处理

虽然农地经营权抵押贷款政策是外生性的决策，但该政策和家庭农场经营绩效之间很可能存在天然的内生性，即家庭农场发展得越好的区县越有可能被选取为试点县。为解决政策试点地区可能存在选择性偏误而导致的内生性问题，本文采用倾向得分1∶3匹配、1∶5匹配和半径匹配法展开进一步验证。

表3报告了基于三种倾向得分匹配方法后样本的双重差分模型回归结果。第（2）列1∶3匹配后的双重差分倾向得分匹配回归结果显示，交互项fcs∙t的回归系数为0.020，系数在1%置信水平上显著为正，这表明农地抵押贷款政策可以有效提高家庭农场的经营绩效，就边际效应而言，当其他因素不变时，试点改革平均可以提高2%的家庭农场经营绩效。考虑到1∶3匹配后样本数量的损失以及不同匹配方法稳健性程度的不同，表3第（3）列、第（4）列分别使用1∶5匹配和半径匹配（r值设定为0.005）构建新的匹配样本，然后使用双重差分模型进行估计，估计结果仍与基准回归保持一致，这表明基准回归具有一定的稳健性。

表3 稳健性检验结果

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四、影响机制分析

信贷缓解机制。本文选取融资约束来衡量信贷获取，在其他条件不变情况下，若农地抵押贷款政策缓解了家庭农场的融资约束，则意味着家庭农场可以获得充足的资金投入生产以提高经营绩效。回归结果如表4中第（1）列所示，回归系数显著为负，这说明农地抵押贷款政策有效减缓了融资约束，增加了家庭农场资金供给，可以采用多种方式进行投资以提高生产力，促进农地效率提高进而提高家庭农场经营绩效。再对政策实施的内部差异进一步分析，以家庭农场融资约束的中位数为标准，将全部家庭农场划分为融资约束强弱两类，并分别对其进行回归。结果如表4中第（2）列—第（3）列所示，融资约束强的家庭农场的回归结果显著为正，这表明农地抵押贷款政策实施后，若该家庭农场受到的信贷约束越大，则政策对家庭农场经营绩效的改善就越大，起到了“雪中送炭”的作用。

投资效率提升机制。本文选取非效率投资来衡量，因为在其他条件不变情况下，若农地抵押贷款政策抑制了家庭农场的非效率投资，改善了投资不足和投资过度，则意味着家庭农场的投资越有效，这说明通过高效的投资可以提高家庭农场整体的经营绩效。回归结果如表4中第（4）列所示，回归系数显著为负，这说明农地抵押贷款政策可以抑制家庭农场的非效率投资，政策实施之后，有助于家庭农场缓解融资约束，改善投资不足；政策借助于家庭农场高效率组织治理，以及满足长期资金供给预期，提升资金利用效率，抑制家庭农场投资过度，从而通过有效投资增进家庭农场整体的绩效。再对政策实施的内部差异进一步分析，以家庭农场非效率投资的中位数为标准，将全部家庭农场划分为投资效率高低两类，并分别对其进行回归。结果如表4中第（5）列—第（6）列所示，投资效率低的家庭农场的回归结果更显著且为正，这表明试点农地抵押贷款政策后，若该家庭农场投资效率越低，则政策对家庭农场经营绩效的改善就越大。

表4 机制检验结果

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五、异质性分析

考虑到家庭农场间所处地区、规模和运营状况等方面均存在较大差异，政策对不同家庭农场的作用强度可能有所不同。因而，本文从地区市场化程度、家庭农场规模和运营状况等方面对农地承包经营权抵押贷款影响家庭农场经营绩效的作用进行异质性分析。

（一）市场化程度差异

为考察农地抵押贷款政策对处于不同市场化程度下的家庭农场经营绩效的影响，本文选用樊纲等学者开发的市场化指数以及是否是边远地区来衡量。按照樊纲等学者所编制的《中国分省份市场化指数报告》中的“中国各地区市场化指数”衡量市场化程度，当市场化指数越大，则代表地区市场化程度越高。根据《关于艰苦边远地区范围和类别的规定》划分家庭农场是否处于艰苦边远地区，此地区具有高寒、贫困、边疆境县、少数民族自治等情况，上述文件确定了984个县（市、区）为艰苦边远地区。回归结果如表5第（1）列、第（2）列所示，市场化指数较低的地区回归结果在1%的置信水平上显著为正，这表明试点农地抵押贷款政策后，若该地的市场化程度越低，则政策对家庭农场经营绩效的促进效应就越大。回归结果如表5第（3）列、第（4）列所示，非艰苦边远区系数均在1%的置信水平上显著为正，这表明家庭农场若处于非高寒、非边疆境县等经济偏发达地区，农地抵押贷款的政策效应就会被增强。可能的原因是，市场化指数较低的区域经济基础、市场化程度、信用环境等较差，在该地区的家庭农场面临的融资约束问题更突出，而农地承包经营权抵押贷款政策落实有利于其获得正规金融机构信贷，使家庭农场的信贷获取更加便利化，起到了“雪中送炭”的作用，进而促进家庭农场经营绩效增长，且农地抵押贷款政策的增收效应在非艰苦边远区发挥得更好。

（二）规模差异

为考察农地经营权抵押贷款政策对不同规模家庭农场经营绩效的影响，本文将资产总额作为家庭农场资产规模大小的代理变量，以家庭农场资产规模的中位数为标准，将家庭农场划分为大规模家庭农场和小规模家庭农场两类，并对其进行分组回归。回归结果为表5第（5）列和第（6）列，对比分析发现政策对小型家庭农场经营绩效的提升效果优于大型家庭农场。在传统金融市场中，小型家庭农场往往由于规模小、信息披露不完善、缺乏信贷抵押品等问题不易被金融机构所接受，面临较强的信贷约束，而农地经营权抵押贷款政策具有普惠金融的特征，可以降低家庭农场在贷款中遇到的“门槛效应”，为家庭农场提供了外源资金支持，有利于增加投资以缓解融资约束，从而提高家庭农场经营绩效。

表5 异质性分析

（三）运营状况差异

为考察农地经营权抵押贷款政策对不同运营状况下家庭农场经营绩效的影响，本文将销售利润率、资本密集度作为家庭农场运营状况的代理变量，以家庭农场销售利润率以及资本密集度的中位数为标准，将全部家庭农场划分为高低两类，并对其进行分组回归。回归结果分别为表5第（7）列、第（8）列、第（9）列、第（10）列，对比这4列农地经营权抵押贷款的系数可以发现，销售利润率较高和资本密集度较高的家庭农场回归结果在1%的置信水平上显著为正，这表明地区试点农地抵押贷款政策后，家庭农场运营状况越好，该项政策对家庭农场经营绩效的促进效应就越大。可能的原因是，销售利润率较高的家庭农场销售收入水平较高，在增加销售所得收入、节约销售费用等方面取得了良好的成效；资本密集度较高的家庭农场往往采用比较先进的农业生产技术和机械设备，更有利于提高劳动生产率。运营状况越好的家庭农场根据自身经营情况，能够准确地向市场传递家庭农场销售利润率、资本密集度等相关信息，融资能力也随之增强，从而更易拓宽融资渠道获取外部资金来改善融资约束，从而提高家庭农场经营绩效。

六、研究结论与政策建议

本文基于2013—2018年17977个家庭农场共计30449个微观样本数据，采用双重差分模型实证分析实施农地抵押贷款政策对家庭农场经营绩效的影响及可能存在的异质性。研究发现：农地抵押贷款政策显著提升了家庭农场经营绩效，这一结论在进行多项稳健性检验后依然成立；农地抵押贷款政策通过缓解融资约束和提升投资效率来促进家庭农场经营绩效；农地抵押贷款政策对家庭农场经营绩效的影响具有异质性，这一效应在市场化程度较低的地区以及规模较小和运营较好的家庭农场作用发挥得更好。

就目前我国农业发展现状而言，本文结论可为后期农村信贷政策的完善提供如下建议。第一，农地抵押贷款政策还处于试点阶段，本文发现政策的实施可以有效提高家庭农场的经营绩效。因此，应为该政策试点范围的扩大创造良好的外部条件，推动政策在其他地区进一步落地,让更多的家庭农场主享受到政策福利，推动家庭农场经营绩效的可持续增长。第二，农地抵押贷款政策效应的发挥程度与家庭农场所处地区发展状况、市场化程度及家庭农场自身规模、运营状况等密切相关。因此，政府需要加强资金与政策支持力度，不断完善农地抵押贷款配套制度，健全抵押物处置机制、价值评估体系，搭建多层级的农地流转平台，为农地抵押贷款政策顺利运行构建高质量发展制度环境。同时，家庭农场应走多元化经营道路，推进一、二、三产业融合发展，拓宽农业经营产业链，密切利益合作关系，家庭农场主还应进一步加强内部治理建设，不断提高经营管理能力。第三，本文的研究还表明，农地权利的赋予是增加家庭农场经营绩效的关键一环，通过农地抵押贷款政策的实施，可以“唤醒农村沉睡的资本”，从而成为家庭农场发展的重要推力。因此，未来乡村振兴政策还应该进一步盘活农村不动产，不断激发农民的积极性和创造性，在促进家庭农场发展壮大的同时，实现农业现代化发展和乡村振兴。