蘇嵐嵐，孔 榮

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

一、引言

鄉(xiāng)村振興背景下以六次產(chǎn)業(yè)理論引領(lǐng)農(nóng)村創(chuàng)業(yè)實(shí)踐，不斷優(yōu)化農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的政策支持體系，加快農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)深度融合、推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)，既是當(dāng)今世界現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的普遍趨勢(shì)，也是中國(guó)提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力、促進(jìn)農(nóng)民持續(xù)增收的必然選擇[1]。農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)融資約束始終是理論界和實(shí)踐界關(guān)注的重要話題，盡管諸多研究尚未就金融約束與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的關(guān)系達(dá)成一致結(jié)論[2-4]，相關(guān)政策實(shí)踐仍持續(xù)加大金融支農(nóng)力度，但毋庸質(zhì)疑，創(chuàng)業(yè)金融抑制仍然是當(dāng)前和今后一段時(shí)期制約中國(guó)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提檔升級(jí)的關(guān)鍵因素，因而迫切需要深化農(nóng)村金融產(chǎn)品和服務(wù)供給的創(chuàng)新。推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資，充分盤活農(nóng)戶存量資產(chǎn)是近些年中國(guó)農(nóng)村金融改革創(chuàng)新的重要方向。因此，農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資試點(diǎn)和“大眾創(chuàng)業(yè)”戰(zhàn)略具有內(nèi)在政策目標(biāo)的契合性，客觀準(zhǔn)確衡量農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資政策執(zhí)行效果有助于實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融改革和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)金融支持政策實(shí)踐的有效對(duì)接。

農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押(以下簡(jiǎn)稱“農(nóng)地抵押”)融資試點(diǎn)政策的直接意圖主要在于最大限度激活農(nóng)村“沉睡”土地資產(chǎn)、緩解農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)尤其是農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中的流動(dòng)性約束，而流動(dòng)性約束的緩解在一定程度上助推農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)實(shí)踐、促進(jìn)創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展，因而提升農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)尤其是農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率應(yīng)是農(nóng)地抵押融資試點(diǎn)政策直接預(yù)期的合理延伸。當(dāng)前，農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)推進(jìn)過程中存在著改革意圖結(jié)果與非意圖結(jié)果并存的現(xiàn)象。農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款作為農(nóng)地金融改革的重要?jiǎng)?chuàng)新之舉，自試點(diǎn)推行以來憑借人際關(guān)系依賴性低、農(nóng)地資產(chǎn)融資靈活性高等優(yōu)勢(shì)，在破解農(nóng)民因有效抵押物不足而產(chǎn)生的“融資難”等問題方面發(fā)揮獨(dú)特作用。但與此同時(shí)，流轉(zhuǎn)土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押實(shí)現(xiàn)難、國(guó)有商業(yè)銀行參與積極性低、實(shí)際貸款用途偏離預(yù)期、貸款供需難以實(shí)現(xiàn)有效匹配等方面的非意圖結(jié)果突出。整體上農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)縣區(qū)工作進(jìn)度不統(tǒng)一、試點(diǎn)時(shí)間整體較短，諸多潛在問題尚未充分顯現(xiàn)，凸顯了適當(dāng)延長(zhǎng)試點(diǎn)期限、推進(jìn)試點(diǎn)工作深度的必要性。在此背景下，經(jīng)全國(guó)人大常委會(huì)批準(zhǔn)，原定于2017年底完成的農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)延期一年[注]2017年12月22日十二屆全國(guó)人大常委會(huì)第三十一次會(huì)議審議通過《關(guān)于延長(zhǎng)授權(quán)國(guó)務(wù)院在北京市大興區(qū)等232個(gè)試點(diǎn)縣(市、區(qū))、天津市薊州區(qū)等59個(gè)試點(diǎn)縣(市、區(qū))行政區(qū)域分別暫時(shí)調(diào)整實(shí)施有關(guān)法律規(guī)定期限的決定(草案)》，這意味著“兩權(quán)”抵押貸款試點(diǎn)期限擬延長(zhǎng)1年至2018年12月31日。。農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)期限的延長(zhǎng)客觀要求理論界深化對(duì)農(nóng)地抵押貸款政策執(zhí)行效果的評(píng)估研究。鑒于農(nóng)地抵押貸款旨在緩解農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)尤其是農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)中的融資約束，且農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的有序開展為農(nóng)戶涉農(nóng)創(chuàng)業(yè)奠定堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，理論上農(nóng)地抵押貸款政策執(zhí)行效果越好，農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)和涉農(nóng)創(chuàng)業(yè)的概率越高。政策實(shí)踐中，若農(nóng)地抵押貸款對(duì)提升農(nóng)戶涉農(nóng)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率發(fā)揮顯著作用，則可逆向揭示農(nóng)地抵押貸款政策執(zhí)行效果符合政策預(yù)期。然而，理論界和實(shí)踐界缺乏從農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策層面實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)地抵押貸款政策預(yù)期與實(shí)踐效果的偏差，因而尚難以回答農(nóng)地抵押貸款是否有效促進(jìn)以及在多大程度上促進(jìn)了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)尤其是農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)決策？農(nóng)地抵押貸款影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的機(jī)制是什么？鑒于此，本文探索性地從農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策層面實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)地抵押貸款政策實(shí)踐效果及其與政策預(yù)期的偏差，對(duì)于下一階段全面推進(jìn)農(nóng)地抵押融資改革具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

本文擬從理論上深入闡釋農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響機(jī)理，采用陜西、寧夏兩省農(nóng)地抵押貸款典型試點(diǎn)和一般試點(diǎn)地區(qū)共1325戶農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分匹配法(PSM)這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)研究方法建立合理的反事實(shí)框架，從農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策層面深入探究農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶有無創(chuàng)業(yè)及不同行業(yè)創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)，并實(shí)證分析農(nóng)地抵押貸款對(duì)不同類型農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策影響效應(yīng)的差異性及農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響機(jī)制，試圖驗(yàn)證農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策視角下農(nóng)地抵押融資改革政策目標(biāo)與實(shí)際政策執(zhí)行效果的一致性。本文研究結(jié)果有益于豐富農(nóng)地抵押貸款相關(guān)政策經(jīng)濟(jì)效應(yīng)尤其是農(nóng)戶福利效應(yīng)的研究，對(duì)于進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)地抵押貸款供給決策、完善農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)金融支持措施、充分發(fā)揮農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押融資改革與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)金融支持政策實(shí)踐合力、助力農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)增收及農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展具有重要實(shí)踐參考價(jià)值。

二、文獻(xiàn)綜述

已有研究集中于從個(gè)體特征、家庭特征、村莊環(huán)境特征、政策因素等方面探究農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策影響因素，其中，諸多學(xué)者對(duì)家庭流動(dòng)性約束與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)系關(guān)注較多，且相關(guān)研究采用不同的流動(dòng)性約束代理變量使得研究結(jié)論呈現(xiàn)較大的差異性。一方面，部分學(xué)者以財(cái)富作為家庭流動(dòng)性約束的代理變量，探討了財(cái)富與創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系。如Evans等(1989)[5]構(gòu)建了個(gè)體財(cái)富與自我雇傭率之間關(guān)系的靜態(tài)流動(dòng)性約束模型，并指出較高水平財(cái)富預(yù)期會(huì)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(diǎn)一致?；谥袊?guó)創(chuàng)業(yè)實(shí)踐，程郁等(2009)[2]修正了Evans和Jovanovic所提出的流動(dòng)性約束下的創(chuàng)業(yè)決策模型，研究發(fā)現(xiàn)信貸約束對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響并不具有單調(diào)性，放松信貸約束不一定會(huì)導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的增加。而學(xué)者翁辰等(2015)[8]研究表明信貸約束顯著制約了財(cái)富分布位于最低25%、50%-75%以及最高25%的樣本家庭的創(chuàng)業(yè)選擇，并且對(duì)財(cái)富水平較高的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇影響更大。立足動(dòng)態(tài)視角，蓋慶恩等(2013)[9]重新審視了以家庭凈資產(chǎn)衡量的財(cái)富水平對(duì)創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性影響，研究證實(shí)創(chuàng)業(yè)自選擇偏差的存在導(dǎo)致財(cái)富與創(chuàng)業(yè)的線性關(guān)系不再成立，彌補(bǔ)了前述傳統(tǒng)靜態(tài)模型研究的缺陷。另一方面，少量學(xué)者探索性嘗試以房產(chǎn)或土地資產(chǎn)作為家庭流動(dòng)性約束的代理變量，探究了房產(chǎn)或土地資產(chǎn)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響。如劉杰等(2011)[10]以房產(chǎn)價(jià)值作為流動(dòng)性約束的關(guān)鍵代理變量，認(rèn)為流動(dòng)性約束對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策及創(chuàng)業(yè)類型選擇具有顯著和一致的阻礙作用，且該作用只體現(xiàn)在源于正規(guī)金融部門的流動(dòng)性約束；李江一等(2016)[11]以住房抵押產(chǎn)權(quán)作為流動(dòng)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(chǎn)權(quán)住房的家庭，擁有可抵押的完全產(chǎn)權(quán)住房通過緩解創(chuàng)業(yè)融資約束顯著提高了家庭參與創(chuàng)業(yè)的可能性；彭艷玲等(2016)[12]以土地經(jīng)營(yíng)權(quán)作為流動(dòng)性約束的代理變量，實(shí)證表明農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)用于抵押融資時(shí)可緩解農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇過程中的流動(dòng)性約束，且對(duì)其“終止創(chuàng)業(yè)”、“重新創(chuàng)業(yè)”、“計(jì)劃創(chuàng)業(yè)”、“繼續(xù)創(chuàng)業(yè)”四類創(chuàng)業(yè)選擇的正向影響依次增強(qiáng)。

諸多學(xué)者圍繞農(nóng)戶農(nóng)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(duì)農(nóng)地抵押貸款的農(nóng)戶福利效應(yīng)進(jìn)行拓展性研究。已有文獻(xiàn)將影響農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)抵押融資參與行為的因素歸納為個(gè)體特征、家庭特征、社會(huì)資本、金融機(jī)構(gòu)特征、農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資認(rèn)知及農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押獲貸經(jīng)歷、地域因素等方面，相關(guān)研究證實(shí)，戶主性別、年齡、文化程度、農(nóng)地抵押政策認(rèn)知、土地流轉(zhuǎn)與土地經(jīng)營(yíng)面積、農(nóng)戶類型、農(nóng)戶貸款經(jīng)歷、村干部及金融機(jī)構(gòu)關(guān)系、金融機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)供給積極性、農(nóng)地抵押貸款模式等因素對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款響應(yīng)行為發(fā)揮不同程度的顯著作用[13-15]。國(guó)外學(xué)者基于不同農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度背景和不同時(shí)期調(diào)查數(shù)據(jù)探究了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押貸款對(duì)農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性的影響，在理論觀點(diǎn)上形成“顯著促進(jìn)論”[16-17]和“作用不顯著論或作用異質(zhì)性論”[18-19]的分歧。隨著中國(guó)農(nóng)地抵押貸款實(shí)踐的深入推進(jìn)，針對(duì)農(nóng)地抵押貸款政策試點(diǎn)效果的評(píng)估研究引起國(guó)內(nèi)越來越多學(xué)者的重視。立足農(nóng)村金融需求側(cè)的相關(guān)研究多從信貸可得性與信貸約束、家庭收入和消費(fèi)等層面實(shí)證測(cè)度農(nóng)地抵押貸款的福利效應(yīng)。如黃惠春(2014)[20]基于經(jīng)濟(jì)水平較高的江蘇省試點(diǎn)地區(qū)農(nóng)戶數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前農(nóng)地抵押貸款重點(diǎn)瞄準(zhǔn)大農(nóng)戶和優(yōu)質(zhì)的存量客戶，因而對(duì)提高農(nóng)戶貸款可得性，尤其對(duì)解決小農(nóng)戶的融資難題并無顯著作用。與此觀點(diǎn)截然相反的是，李韜等(2015)[21]采用經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的寧夏回族自治區(qū)農(nóng)戶數(shù)據(jù)的實(shí)證研究表明，小農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押貸款的行為響應(yīng)較大農(nóng)戶更為積極，農(nóng)地抵押貸款顯著緩解了小農(nóng)戶的融資約束；黃惠春等(2015)[22]基于組群配對(duì)法的研究進(jìn)一步指出，農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)雖可在一定程度上緩解農(nóng)戶信貸完全數(shù)量配給、提高農(nóng)戶信貸可得性，但當(dāng)前農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)尚未成熟、農(nóng)地抵押貸款發(fā)生率偏低的條件下，其預(yù)期效果并不顯著。此外，曹瓅等(2014)[23]采用Tobit模型分析表明農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押貸款顯著改善了農(nóng)戶家庭福利水平，即對(duì)農(nóng)戶年收入、非農(nóng)收入、生活消費(fèi)支出和生產(chǎn)性支出均存在顯著正向影響，但對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)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(nóng)地抵押貸款顯著促進(jìn)農(nóng)戶總收入尤其是農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)，但對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入的影響不顯著。

梳理文獻(xiàn)可知，已有研究還存在以下不足之處：一是少有研究采用農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款作為農(nóng)戶流動(dòng)性約束的代理變量，并從理論和實(shí)證層面深入闡釋農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響機(jī)理；二是基于農(nóng)戶不同行業(yè)創(chuàng)業(yè)決策促進(jìn)層面實(shí)證測(cè)度農(nóng)地抵押貸款參與的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究尚顯不足；三是鮮有研究關(guān)注農(nóng)地抵押貸款政策預(yù)期與實(shí)踐效果的偏差，且實(shí)證研究更為少見。鑒于此，本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)如下：一是以農(nóng)地抵押貸款作為農(nóng)戶流動(dòng)性約束的代理變量，從土地流轉(zhuǎn)效應(yīng)、勞動(dòng)力配置效應(yīng)、資產(chǎn)配置效應(yīng)和收入增長(zhǎng)效應(yīng)四個(gè)方面深入闡釋農(nóng)地抵押貸款影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的理論邏輯；二是采用傾向得分匹配法構(gòu)建反事實(shí)框架以修正選擇性偏誤，實(shí)證測(cè)算農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策及不同行業(yè)創(chuàng)業(yè)決策的影響凈效應(yīng)，并計(jì)量分析農(nóng)地抵押貸款對(duì)不同類型農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策影響效應(yīng)的差異性及農(nóng)地抵押貸款影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的可能路徑；三是深入探討農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策視角下農(nóng)地抵押貸款政策實(shí)踐對(duì)其政策設(shè)計(jì)原本意圖的遵循程度，以期為客觀評(píng)估上一試點(diǎn)期農(nóng)地抵押貸款的農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)福利效果，優(yōu)化當(dāng)前試點(diǎn)延長(zhǎng)期和今后全面推廣期的農(nóng)地抵押貸款政策設(shè)計(jì)、完善農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的金融支持政策、以農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提檔升級(jí)助推農(nóng)村產(chǎn)業(yè)深度融合提供實(shí)踐支撐。

三、農(nóng)地抵押貸款影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋及研究假說

(一)農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)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(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇，但會(huì)影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)過程中的資源配置結(jié)構(gòu)及創(chuàng)業(yè)的層次和水平[2]。農(nóng)地抵押融資功能的實(shí)現(xiàn)使農(nóng)戶藉以獲得新的發(fā)展資本，促進(jìn)農(nóng)業(yè)再生產(chǎn)或擴(kuò)大再生產(chǎn)，實(shí)現(xiàn)從低級(jí)產(chǎn)業(yè)向高級(jí)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)換，進(jìn)而推動(dòng)土地經(jīng)營(yíng)從現(xiàn)行的生存型模式升級(jí)為發(fā)展型模式[25]。綜合來看，農(nóng)地抵押貸款參與可通過土地流轉(zhuǎn)效應(yīng)、勞動(dòng)力配置效應(yīng)、資產(chǎn)配置效應(yīng)、收入增長(zhǎng)效應(yīng)等影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的實(shí)施(圖1)。具體表現(xiàn)為：

1.農(nóng)地抵押貸款通過土地流轉(zhuǎn)效應(yīng)影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的理論分析。土地資源合理配置是創(chuàng)業(yè)決策尤其是農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)決策需考慮的首要內(nèi)容。是否轉(zhuǎn)入土地、土地轉(zhuǎn)入規(guī)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(rèn)為，以農(nóng)地抵押貸款為核心的農(nóng)地金融制度的建立與推行促進(jìn)了農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)貨幣化價(jià)值的充分實(shí)現(xiàn)，提高了土地流動(dòng)性和土地流轉(zhuǎn)及配置效率，加速了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)機(jī)制的形成；同時(shí)，農(nóng)地抵押貸款可通過金融需求的補(bǔ)給效應(yīng)助力土地規(guī)模流轉(zhuǎn)資金短缺問題的解決。鑒于此，農(nóng)地抵押貸款政策實(shí)施特別是流轉(zhuǎn)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款的推進(jìn)，有助于在較大程度上提升農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地價(jià)值的感知和從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性，為農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)入決策和農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)提供重要資金來源。農(nóng)戶土地規(guī)模轉(zhuǎn)入為其開展非農(nóng)創(chuàng)業(yè)提供用地場(chǎng)所，同時(shí)有助于其實(shí)現(xiàn)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模升級(jí)和跨越農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)門檻。

圖1 農(nóng)地抵押貸款影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的機(jī)理

2.農(nóng)地抵押貸款通過勞動(dòng)力配置效應(yīng)影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的理論分析。勞動(dòng)力的合理配置關(guān)系創(chuàng)業(yè)決策實(shí)施需考慮的最重要要素，即人力要素。勞動(dòng)力投入數(shù)量和質(zhì)量、是否雇傭勞動(dòng)力、是否采取機(jī)械替代勞動(dòng)力、是否采用部分生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的形式等均是優(yōu)化創(chuàng)業(yè)事業(yè)勞動(dòng)力配置的諸多方面。農(nóng)地抵押貸款資金的獲取在一定程度上緩解農(nóng)戶流動(dòng)性約束狀況，有助于支付長(zhǎng)短期雇傭勞動(dòng)力、雇傭機(jī)械及生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包等的相應(yīng)費(fèi)用。勞動(dòng)力數(shù)量和質(zhì)量等方面的合理配置可突破創(chuàng)業(yè)的人力資本約束，增強(qiáng)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模及行業(yè)選擇的靈活性，提升家庭抵御生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的能力，推動(dòng)農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)規(guī)模創(chuàng)業(yè)，并保障創(chuàng)業(yè)事業(yè)健康有序運(yùn)轉(zhuǎn)。

3.農(nóng)地抵押貸款通過資產(chǎn)配置效應(yīng)影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的理論分析。資產(chǎn)合理配置作為創(chuàng)業(yè)決策的重要內(nèi)容，其主要涉及初始投資額與年新增投資額，機(jī)器設(shè)備等固定資產(chǎn)投資，生物資產(chǎn)或在產(chǎn)品等非固定資產(chǎn)投資，以及保險(xiǎn)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄、周轉(zhuǎn)資金等金融資產(chǎn)配置。農(nóng)地抵押貸款的獲取及其規(guī)模在一定程度上影響農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)，農(nóng)地抵押貸款資金越多，越有助于增強(qiáng)農(nóng)戶長(zhǎng)短期資產(chǎn)配置決策的靈活性。短期內(nèi)較高數(shù)額的農(nóng)地抵押貸款直接促進(jìn)農(nóng)戶對(duì)存貨等流動(dòng)資產(chǎn)的投資，增加農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)周轉(zhuǎn)資金持有量；長(zhǎng)期來看，農(nóng)地抵押貸款獲批筆數(shù)越多、金額越大，農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中越傾向于增加回收期較長(zhǎng)的固定資產(chǎn)投資，并積極采用保險(xiǎn)購(gòu)買、預(yù)防性儲(chǔ)蓄等風(fēng)險(xiǎn)防范措施。農(nóng)戶在流動(dòng)資產(chǎn)、固定資產(chǎn)、周轉(zhuǎn)資金、預(yù)防性儲(chǔ)蓄等方面的合理配置直接關(guān)系其創(chuàng)業(yè)初始資金及后續(xù)運(yùn)營(yíng)資金供給、生產(chǎn)資料及設(shè)施的配備、創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)防御等，因而最終影響創(chuàng)業(yè)成敗、行業(yè)選擇及所創(chuàng)事業(yè)可持續(xù)性。

4.農(nóng)地抵押貸款通過收入增長(zhǎng)效應(yīng)影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的理論分析。收入增長(zhǎng)是創(chuàng)業(yè)決策的重要經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。通過申請(qǐng)農(nóng)地抵押貸款，為投資生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)籌集資金是諸多農(nóng)戶的重要參與動(dòng)機(jī)。郭忠興等(2014)[27]分析指出農(nóng)地抵押貸款作為農(nóng)地資產(chǎn)資本化的重要形式，可通過降低貸款交易費(fèi)用割斷“利率提升鏈”，增加農(nóng)戶資本積累、提升其財(cái)富水平，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。農(nóng)地抵押貸款資金投入到生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)各環(huán)節(jié)，有助于緩解流動(dòng)資金約束狀況，促進(jìn)新品種、新技術(shù)及新設(shè)備采用，推動(dòng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模穩(wěn)步增長(zhǎng)，提升農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)性收入水平、加速其財(cái)富累積。農(nóng)戶可支配的經(jīng)營(yíng)性收入的增長(zhǎng)為其創(chuàng)業(yè)提供更多資本金，促進(jìn)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的升級(jí)，激勵(lì)農(nóng)戶積極跨越創(chuàng)業(yè)門檻，實(shí)施更高層次的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為。

綜上，本文提出如下研究假說：

假說1：農(nóng)地抵押貸款顯著促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策。

(二)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策視角下農(nóng)地抵押貸款政策預(yù)期與執(zhí)行效果的偏差檢驗(yàn)理論分析

當(dāng)前，我國(guó)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)交易制度尚不完善、農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押處置及風(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制尚不健全，農(nóng)地抵押貸款實(shí)施具有政策力度強(qiáng)而市場(chǎng)推動(dòng)弱的特殊性，參與農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)的金融機(jī)構(gòu)在保證貸款資金安全及財(cái)務(wù)可持續(xù)性基礎(chǔ)上，還需嚴(yán)格執(zhí)行政策試點(diǎn)要求，以充分發(fā)揮農(nóng)地抵押貸款的支農(nóng)效益。已有基于多試點(diǎn)地區(qū)的調(diào)查統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地抵押貸款實(shí)踐中諸多農(nóng)戶以生產(chǎn)名義獲取貸款，但將貸款用于建房、醫(yī)療、婚喪嫁娶等非生產(chǎn)性消費(fèi)，還有相當(dāng)一部分農(nóng)戶將農(nóng)地抵押貸款用于非農(nóng)投資經(jīng)營(yíng)，真正用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用途的農(nóng)地抵押貸款比例不高[28]。鑒于此，從農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策層面深入評(píng)估農(nóng)地抵押貸款政策執(zhí)行效果時(shí)，還應(yīng)充分考慮農(nóng)地抵押貸款政策設(shè)計(jì)本身意圖。2015年8月國(guó)務(wù)院公布實(shí)施的《國(guó)務(wù)院關(guān)于開展農(nóng)村承包土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)和農(nóng)民住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》(國(guó)發(fā)〔2015〕45號(hào))在嚴(yán)格試點(diǎn)條件中強(qiáng)調(diào)“試點(diǎn)地區(qū)應(yīng)滿足農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)勢(shì)頭良好、具備規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益”，并在試點(diǎn)任務(wù)中突出“支持農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，鼓勵(lì)對(duì)經(jīng)營(yíng)規(guī)模適度的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體發(fā)放貸款”；2016年3月中國(guó)人民銀行聯(lián)合中國(guó)銀監(jiān)會(huì)、財(cái)政部等多部門出臺(tái)的《農(nóng)村承包土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)暫行辦法》第八條明確規(guī)定“借款人獲得的承包土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款，應(yīng)主要用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)等貸款人認(rèn)可的合法用途”，第十一條進(jìn)一步指出“鼓勵(lì)貸款人在農(nóng)村承包土地的經(jīng)營(yíng)權(quán)剩余使用期限內(nèi)發(fā)放中長(zhǎng)期貸款，有效增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的中長(zhǎng)期信貸投入”。上述規(guī)定直接反映出農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)政策初衷在于重點(diǎn)支持農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)尤其是適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，農(nóng)戶因從事非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)或者因建房、購(gòu)房、家庭日常生活開支、醫(yī)療教育費(fèi)用等消費(fèi)性支出產(chǎn)生的資金需求并不在農(nóng)地抵押貸款政策預(yù)期的支持范圍之內(nèi)。但如前文所述，限于金融機(jī)構(gòu)監(jiān)管力度和貸后跟蹤檢查機(jī)制不完善，農(nóng)地抵押貸款實(shí)踐中存在諸多農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)用途名義申請(qǐng)農(nóng)地抵押貸款，但獲貸成功后，并未將所有貸款悉數(shù)投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用途，而是部分或全部的用于家庭非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)或消費(fèi)性支出，導(dǎo)致農(nóng)地抵押貸款政策執(zhí)行效果有偏離政策預(yù)期的可能。理論上講，隨著金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)地抵押貸款申請(qǐng)主體貸前資格審查及貸后動(dòng)態(tài)追蹤的不斷加強(qiáng)，整體上農(nóng)地抵押貸款用途應(yīng)未偏離政策預(yù)期即主要用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，農(nóng)地抵押貸款的獲取有助于農(nóng)戶積極開展農(nóng)業(yè)領(lǐng)域內(nèi)創(chuàng)業(yè)。但鑒于農(nóng)地抵押貸款政策執(zhí)行效果尚不明確，檢驗(yàn)農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶分行業(yè)創(chuàng)業(yè)決策的影響還需考慮其他兩種可能：即當(dāng)農(nóng)地抵押貸款用途部分偏離政策預(yù)期即部分貸款資金被用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、部分資金被用于非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)或家庭消費(fèi)，農(nóng)地抵押貸款既有助于促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)，也同時(shí)助力農(nóng)戶結(jié)合自身主客觀條件開展非農(nóng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)；而當(dāng)農(nóng)地抵押貸款用途完全偏離政策預(yù)期即貸款資金主要被用于非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)或支付家庭各方面消費(fèi)，農(nóng)地抵押貸款將在一定程度上緩解農(nóng)戶非農(nóng)領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)所面臨的資金約束，提高其非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的概率?；谏鲜龇治?，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(nóng)地抵押貸款政策執(zhí)行效果未偏離政策預(yù)期，即農(nóng)地抵押貸款顯著促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)決策。

假說3：農(nóng)地抵押貸款政策執(zhí)行效果完全偏離政策預(yù)期，即農(nóng)地抵押貸款顯著促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)決策。

假說4：農(nóng)地抵押貸款政策執(zhí)行效果部分偏離政策預(yù)期，即農(nóng)地抵押貸款既顯著促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)決策也顯著促進(jìn)其非農(nóng)創(chuàng)業(yè)決策。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源及樣本基本情況

本文數(shù)據(jù)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(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與及創(chuàng)業(yè)決策情況”的農(nóng)村實(shí)地調(diào)研。陜西和寧夏作為西部農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)業(yè)優(yōu)勢(shì)特色產(chǎn)業(yè)突出，農(nóng)戶涉農(nóng)創(chuàng)業(yè)及以農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)為基礎(chǔ)的產(chǎn)業(yè)鏈延伸創(chuàng)業(yè)發(fā)生率較高，尤其近些年科技特派員創(chuàng)業(yè)行動(dòng)[注]《國(guó)務(wù)院辦公廳關(guān)于深入推行技特派員制度的若干意見》[國(guó)辦發(fā)(2016)32號(hào)]明確指出，“科技特派員制度主要目的是引導(dǎo)各類科技創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人才和單位整合科技、信息、資金、管理等現(xiàn)代生產(chǎn)要素，深入農(nóng)村基層一線開展科技創(chuàng)業(yè)和服務(wù)，與農(nóng)民建立“風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)、利益共享”的共同體，推動(dòng)農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)深入開展”?？萍继嘏蓡T創(chuàng)業(yè)行動(dòng)可以表述為“破解‘三農(nóng)’難題和城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的一個(gè)系統(tǒng)工程”。的深入推進(jìn)為區(qū)域農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)注入了持久活力；同時(shí)，上述兩省農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)基礎(chǔ)較好，業(yè)務(wù)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(guó)當(dāng)前較成熟的三類農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)模式，調(diào)查組首先選取陜西西安市高陵區(qū)、寧夏吳忠市同心縣和石嘴山市平羅縣三個(gè)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革典型試點(diǎn)區(qū)域進(jìn)行抽樣；同時(shí)，兼顧地理環(huán)境和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異，選取渭南市富平縣、漢中市南鄭縣、中衛(wèi)市沙坡頭區(qū)三個(gè)一般試點(diǎn)區(qū)域進(jìn)行抽樣，上述樣本區(qū)覆蓋黃土高原區(qū)、關(guān)中平原區(qū)和陜南山區(qū)等不同地理環(huán)境下的農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)，農(nóng)民農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)行為及農(nóng)地抵押貸款參與特征呈現(xiàn)區(qū)域性差異，因而樣本代表性較好。課題組在上述各縣(區(qū))選取3-4個(gè)反映不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代表性鄉(xiāng)鎮(zhèn)，在每個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)按照相同標(biāo)準(zhǔn)分層選取2-3個(gè)樣本自然村，每個(gè)樣本村再隨機(jī)選擇15-20個(gè)樣本農(nóng)戶(主要為家庭財(cái)務(wù)決策人)進(jìn)行訪談。調(diào)研共發(fā)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(gè)市6個(gè)縣(區(qū))24個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))72個(gè)自然村。

為探究農(nóng)戶農(nóng)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(fēng)險(xiǎn)偏好、農(nóng)地抵押政策認(rèn)知、農(nóng)地抵押融資信任度、農(nóng)地抵押權(quán)偏好變量反映受訪者個(gè)體特征；選取親友任職村干部或公務(wù)員、親友供職于銀行或信用社、農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比重、近三年非正規(guī)借貸數(shù)額、實(shí)際經(jīng)營(yíng)耕地面積、農(nóng)地確權(quán)頒證、參與聯(lián)戶擔(dān)保組織變量反映受訪者家庭特征；選取村莊與最近金融機(jī)構(gòu)距離、鄉(xiāng)鎮(zhèn)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)數(shù)目、區(qū)域農(nóng)地抵押貸款參與情況、鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押貸款供給機(jī)構(gòu)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)土地流轉(zhuǎn)協(xié)會(huì)或服務(wù)中心變量反映受訪者所處村莊特征。此外，為測(cè)度農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)及不同行業(yè)創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)，本文從有無創(chuàng)業(yè)、農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)、非農(nóng)創(chuàng)業(yè)和多行業(yè)創(chuàng)業(yè)(即同時(shí)存在農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)和非農(nóng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng))四個(gè)方面衡量農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策情況。本文定義創(chuàng)業(yè)決策為個(gè)體基于自身能力、資源稟賦和環(huán)境條件對(duì)是否創(chuàng)業(yè)及創(chuàng)業(yè)行業(yè)選擇的決策，并將農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)范疇界定如下：①農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)指在種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)、林業(yè)和漁業(yè)等傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域?qū)嵤┮?guī)模經(jīng)營(yíng)、開展新業(yè)務(wù)和建立新組織等涉農(nóng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)；②非農(nóng)創(chuàng)業(yè)指在工業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)辦加工、制造、建筑企業(yè)等，在服務(wù)業(yè)領(lǐng)域從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)化服務(wù)、零售批發(fā)、餐飲住宿、運(yùn)輸家政、文化娛樂、醫(yī)療衛(wèi)生等商業(yè)流通及三產(chǎn)服務(wù)等方面的非農(nóng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。此外，農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)為基礎(chǔ)的多行業(yè)創(chuàng)業(yè)有助于突破產(chǎn)業(yè)間的條塊分割、延長(zhǎng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈、推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。調(diào)研人員依據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)，記錄樣本是否為創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶，并進(jìn)一步詢問創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的勞動(dòng)力雇傭、資產(chǎn)配置及創(chuàng)業(yè)收入情況。上述各類指標(biāo)的賦值說明及描述性統(tǒng)計(jì)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(gè)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(fēng)險(xiǎn)偏好平均水平為風(fēng)險(xiǎn)中性；樣本對(duì)農(nóng)地抵押貸款政策了解程度平均水平偏低，農(nóng)地抵押權(quán)偏好平均值為一般，但對(duì)農(nóng)地抵押貸款政策表現(xiàn)出較高的信任度。家庭特征方面，49.00%的農(nóng)戶有親友任職村干部或公務(wù)員，13.50%的農(nóng)戶有親友供職于銀行或信用社；農(nóng)業(yè)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(nóng)戶獲得非正規(guī)借貸數(shù)額平均值為5.14萬元；參與聯(lián)戶擔(dān)保組織的比例為38.00%；家庭實(shí)際經(jīng)營(yíng)耕地面積均值為45.18畝；已頒發(fā)農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證的比例為77.00%。村莊特征方面，村莊與最近金融機(jī)構(gòu)距離平均值為3.38公里；鄉(xiāng)鎮(zhèn)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)數(shù)目平均為2個(gè)；鄉(xiāng)鎮(zhèn)有農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押貸款供給機(jī)構(gòu)的樣本比例為88.00%；鄉(xiāng)鎮(zhèn)設(shè)立土地流轉(zhuǎn)協(xié)會(huì)或服務(wù)中心的比例為64.60%。樣本中2015-2017年參與過(申請(qǐng)且獲得)農(nóng)地抵押貸款農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶分別為381戶和944戶，農(nóng)地抵押貸款參與率為28.75%，獲批農(nóng)地抵押貸款總額均值為12.10萬元，且獲批農(nóng)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(chuàng)業(yè)農(nóng)戶和非創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的比例分別為46.57%和53.43%，其中，農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)、非農(nóng)創(chuàng)業(yè)和多行業(yè)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶分別占樣本總數(shù)的30.49%、16.83%和1.00%。農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)有別于城市居民創(chuàng)業(yè)，具有資金準(zhǔn)入門檻及經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較低的特征。受訪樣本對(duì)所從事創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的實(shí)際感知風(fēng)險(xiǎn)為比較高和非常高的比例分別占總創(chuàng)業(yè)樣本的26.40%和15.70%；創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)主要表現(xiàn)為自然風(fēng)險(xiǎn)、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、自然風(fēng)險(xiǎn)與市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)并存的比例分別為20.00%、47.10%和32.90%；65.20%的創(chuàng)業(yè)樣本能夠及時(shí)準(zhǔn)確辨識(shí)創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目可能面臨的主要風(fēng)險(xiǎn)。此外，創(chuàng)業(yè)樣本初始投資額均值為39.94萬元，2017年創(chuàng)業(yè)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(nóng)地抵押貸款參與戶和未參與戶各類經(jīng)濟(jì)指標(biāo)(見表1)可知，相較于農(nóng)地抵押貸款未參與組農(nóng)戶，農(nóng)地抵押貸款參與組農(nóng)戶在個(gè)體特征方面多呈現(xiàn)出年齡和受教育程度略低、風(fēng)險(xiǎn)偏好略強(qiáng)、農(nóng)地抵押貸款政策認(rèn)知及信任度較高、農(nóng)地抵押權(quán)偏好更強(qiáng)的特征；在家庭特征方面多表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)收入在家庭總收入中的占比和聯(lián)戶擔(dān)保組織參與率較高，且近三年非正規(guī)借貸數(shù)額較低；在村莊特征方面多體現(xiàn)為鄉(xiāng)鎮(zhèn)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)數(shù)目較多且有金融機(jī)構(gòu)受理農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押貸款業(yè)務(wù)、區(qū)域農(nóng)地抵押貸款參與較頻繁。不考慮其他影響因素條件下，農(nóng)地抵押貸款參與組農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)發(fā)生率尤其是農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率明顯高于農(nóng)地抵押貸款未參與組(差值在1%的水平上顯著)，其非農(nóng)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率低于農(nóng)地抵押貸款未參與組(差值在10%的水平上顯著)，多行業(yè)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率與農(nóng)地抵押貸款未參與組基本一致，差異不顯著。鑒于農(nóng)地抵押貸款參與是農(nóng)戶自選擇的結(jié)果，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策指標(biāo)的差異性可能并非由農(nóng)地抵押貸款參與直接導(dǎo)致，后文采用傾向得分匹配法實(shí)證測(cè)度農(nóng)地抵押貸款參與對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響凈效應(yīng)。

(二)農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款反事實(shí)研究框架

1.農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與方程及創(chuàng)業(yè)決策方程

依據(jù)Becerril和Abdulai(2010)[29]的隨機(jī)效用決策模型，農(nóng)戶i參與農(nóng)地抵押貸款的效用(U1i)和不參與農(nóng)地抵押貸款的效用(U0i)之差用Mi*表示，若Mi*=U1i-U0i> 0，則農(nóng)戶選擇參與農(nóng)地抵押貸款。本文定義農(nóng)戶農(nóng)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(nóng)戶i參與過農(nóng)地抵押貸款，Mi=0表示農(nóng)戶i未參與過農(nóng)地抵押貸款；Z為影響農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與行為的外生解釋變量向量，包括受訪者個(gè)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(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為測(cè)度農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)，本文定義農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策方程如下：

Yki*=φ(X)+δMi+ε2

(2)

(2)式中，因變量Yki*為創(chuàng)業(yè)決策潛變量，k=1,2,3,4，分別反映農(nóng)戶i有無創(chuàng)業(yè)、農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)、非農(nóng)創(chuàng)業(yè)和多行業(yè)創(chuàng)業(yè)情況，如：若農(nóng)戶i有創(chuàng)業(yè)行為則Y1i=1，否則Y1i=0；X為影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的控制變量向量，Mi為農(nóng)戶i農(nóng)地抵押貸款參與變量，ε2為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。鑒于農(nóng)戶根據(jù)自身?xiàng)l件選擇是否參與農(nóng)地抵押貸款，農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與(Mi)可能受到某些不可觀測(cè)因素影響，而這些因素又與結(jié)果變量(Yki)相關(guān)，導(dǎo)致(2)式中的Mi與ε2相關(guān)，因而，直接估計(jì)方程(2)可能會(huì)因樣本自選擇問題而導(dǎo)致估計(jì)偏誤。鑒于傾向得分匹配法(PSM)對(duì)函數(shù)形式假定、參數(shù)約束、誤差項(xiàng)分布及解釋變量外生性等無嚴(yán)格要求[30]，在處理樣本自選擇帶來的選擇偏差和有偏估計(jì)問題等方面具有明顯優(yōu)勢(shì)，本文采用該方法進(jìn)行實(shí)證模型設(shè)計(jì)。

表1 農(nóng)地抵押貸款參與農(nóng)戶與未參與農(nóng)戶主要特征指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)及差異

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差。

2.反事實(shí)分析框架與傾向得分匹配法

本文采用傾向得分匹配法進(jìn)行估計(jì)的基本思想是在評(píng)估農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)時(shí)，將農(nóng)戶劃分為處理組(農(nóng)地抵押貸款參與農(nóng)戶)和控制組(農(nóng)地抵押貸款未參與農(nóng)戶)。因無法直接獲取農(nóng)地抵押貸款參與農(nóng)戶在未參與農(nóng)地抵押貸款時(shí)其創(chuàng)業(yè)決策狀態(tài)，需構(gòu)造一個(gè)反事實(shí)框架：即在給定一組協(xié)變量(X)情況下，首先估計(jì)農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與方程并計(jì)算農(nóng)戶i選擇農(nóng)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(gè)農(nóng)地抵押貸款參與農(nóng)戶匹配一個(gè)傾向得分近似的農(nóng)地抵押貸款未參與農(nóng)戶，從而構(gòu)造一個(gè)統(tǒng)計(jì)對(duì)照組。該方法實(shí)質(zhì)是創(chuàng)造一個(gè)隨機(jī)實(shí)驗(yàn)條件，在多個(gè)協(xié)變量維度上將農(nóng)地抵押貸款參與戶與農(nóng)地抵押貸款未參與戶進(jìn)行匹配，使得匹配后的兩個(gè)農(nóng)戶除農(nóng)地抵押貸款參與情況不同外，其他特征均基本相同，此時(shí)兩樣本的結(jié)果變量可視為同一農(nóng)戶兩次不同實(shí)驗(yàn)(參與和未參與農(nóng)地抵押貸款)的結(jié)果，其結(jié)果變量的差值即為農(nóng)地抵押貸款參與的凈效應(yīng)。

依據(jù)Rosenbaum等(1985)[31]提出的反事實(shí)分析框架，本文定義處理組(農(nóng)地抵押貸款參與組)的平均處理效應(yīng)(Average Treatment Effect on the Treated，簡(jiǎn)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(nóng)戶i參與農(nóng)地抵押貸款時(shí)的創(chuàng)業(yè)決策，Yin反映農(nóng)戶i未參與農(nóng)地抵押貸款時(shí)的創(chuàng)業(yè)決策。ATT衡量的是農(nóng)地抵押貸款參與對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的凈影響，即測(cè)算農(nóng)地抵押參與農(nóng)戶在參與和未參與農(nóng)地抵押貸款條件下的創(chuàng)業(yè)決策概率差異。E(Yim|Mi=1)是可直接觀測(cè)到的結(jié)果，而E(Yin|Mi=1)不可直接觀測(cè)，即為反事實(shí)結(jié)果，可由傾向得分匹配法構(gòu)造其替代結(jié)果。

上述傾向得分匹配估計(jì)的缺陷在于雖考慮了可觀測(cè)因素對(duì)農(nóng)戶農(nóng)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(cè)因素。若協(xié)變量選取太少或選擇不當(dāng)，可能會(huì)導(dǎo)致可忽略性假設(shè)難以滿足，進(jìn)而影響依據(jù)傾向得分進(jìn)行樣本匹配的準(zhǔn)確性[30]。鑒于傾向得分匹配第一階段估計(jì)傾向得分時(shí)存在不確定性，在盡可能引入更多協(xié)變量的同時(shí)，使用“偏差校正匹配估計(jì)”可有效減少匹配估計(jì)的偏差[32]，該估計(jì)可采用馬氏距離，進(jìn)行有放回且允許并列的k近鄰匹配，以減少匹配得分計(jì)算時(shí)的主觀性，因而估計(jì)結(jié)果更為可信[33]。

五、農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與的誘因分析

本文首先估計(jì)農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與方程以實(shí)現(xiàn)對(duì)抵押貸款參與戶和未參與戶的樣本匹配。自變量間相關(guān)性的Pearson檢驗(yàn)結(jié)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(nóng)戶差異化的個(gè)體特征、家庭特征及所處村莊特征是農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與決策的重要誘因。(1)個(gè)體特征方面，受訪者年齡與農(nóng)地抵押貸款參與之間呈倒“U”型關(guān)系，年齡偏低和偏高的農(nóng)民對(duì)農(nóng)地抵押貸款的行為響應(yīng)積極性較低。受教育程度在1%的統(tǒng)計(jì)水平上負(fù)向顯著，受教育程度較高的農(nóng)戶一般擁有較高的家庭收入和質(zhì)量較好的人際交往圈層，因而獲取信用和擔(dān)保貸款的可得性更強(qiáng)。農(nóng)地抵押政策認(rèn)知、農(nóng)地抵押融資信任度、農(nóng)地抵押權(quán)偏好分別在1%、1%和5%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押貸款政策認(rèn)知越充分、對(duì)農(nóng)地抵押融資公平性與合理性等信任度越高、對(duì)農(nóng)地抵押權(quán)能偏好越強(qiáng)，其對(duì)農(nóng)地抵押貸款成本、收益及風(fēng)險(xiǎn)的感知越清晰，參與農(nóng)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(wù)員在10%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，村莊中擁有較好政治關(guān)系的農(nóng)戶家庭越容易獲取到農(nóng)地抵押貸款。農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比重在10%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，農(nóng)業(yè)在家庭經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中重要性越高的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)的依賴性越強(qiáng)，越傾向于參與農(nóng)地抵押貸款以獲取生產(chǎn)資金。近三年非正規(guī)借貸數(shù)額在5%的統(tǒng)計(jì)水平上負(fù)向顯著，表明非正規(guī)渠道融資與農(nóng)地抵押貸款之間存在明顯的替代效應(yīng)。農(nóng)地確權(quán)頒證變量在1%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，即農(nóng)地確權(quán)頒證通過提升農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性和農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)權(quán)屬感促進(jìn)農(nóng)地抵押貸款參與概率提高13.37%。參與聯(lián)戶擔(dān)保組織在1%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，在村莊集體組織內(nèi)開展聯(lián)戶擔(dān)保是大部分地區(qū)推進(jìn)農(nóng)地抵押貸款與第三方擔(dān)保相結(jié)合的有效模式。(3)村莊特征方面，鄉(xiāng)鎮(zhèn)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)數(shù)目和區(qū)域農(nóng)地抵押貸款參與情況分別在5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著。區(qū)域內(nèi)金融環(huán)境條件越優(yōu)越、農(nóng)地抵押貸款參與整體氛圍越好，農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與概率越高。

表2 基于Logit模型的農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與方程估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

六、農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)測(cè)算及作用機(jī)制檢驗(yàn)

(一)共同支撐域與平衡性檢驗(yàn)

1.共同支撐域及傾向得分匹配結(jié)果

基于農(nóng)地抵押貸款參與方程估計(jì)結(jié)果計(jì)算農(nóng)戶i參與農(nóng)地抵押貸款的條件概率pi擬合值，即農(nóng)戶i的傾向得分。為保證樣本匹配質(zhì)量，需對(duì)共同支撐域條件進(jìn)行檢驗(yàn)。若農(nóng)地抵押貸款參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)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(nóng)地抵押參與農(nóng)戶樣本因無法實(shí)現(xiàn)有效匹配而造成樣本流失。本文采用農(nóng)地抵押貸款參與戶和未參與戶樣本傾向得分的密度函數(shù)反映兩組樣本的共同支撐域條件，如圖2所示。農(nóng)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(qū)間為[0.0500，0.9904]。處理組損失樣本5個(gè)，對(duì)照組損失樣本116個(gè)，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(nóng)地抵押貸款參與農(nóng)戶和未參與農(nóng)戶傾向得分的經(jīng)驗(yàn)密度

2.平衡性檢驗(yàn)

本文所有協(xié)變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果(見表3)顯示，樣本匹配之后所有解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)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(yàn)表明，匹配前解釋變量的聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，而匹配之后該檢驗(yàn)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(jìn)一步地，匹配后的T檢驗(yàn)表明農(nóng)地抵押貸款參與組與未參與組之間各協(xié)變量不存在顯著差異。上述檢驗(yàn)結(jié)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(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)測(cè)算及組群差異分析

1.農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的總影響效應(yīng)測(cè)算

表4報(bào)告了基于偏差校正匹配估計(jì)的農(nóng)地抵押貸款參與農(nóng)戶的平均處理效應(yīng)，該估計(jì)使用偏差校正和異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，估計(jì)結(jié)果更為穩(wěn)健可靠。結(jié)果顯示，采用默認(rèn)權(quán)重矩陣(Inverse variance)和馬氏距離(Mahalanobis)兩種不同權(quán)重矩陣進(jìn)行匹配所得估計(jì)結(jié)果基本一致，本文采用兩者算術(shù)平均值進(jìn)行結(jié)果解釋。

由表4可知，綜合來看，農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響在1%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，且影響的凈效應(yīng)為0.1563。這表明，整體上農(nóng)地抵押貸款通過緩解農(nóng)戶流動(dòng)性約束，增加農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)初始資金和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)周轉(zhuǎn)資金，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策實(shí)施，并增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)的可持續(xù)性。農(nóng)戶以承包或流轉(zhuǎn)方式取得的農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)用于抵押融資，為優(yōu)化土地、勞動(dòng)力、資金等生產(chǎn)要素配置結(jié)構(gòu)，提高生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模和層次、實(shí)現(xiàn)收入穩(wěn)定增長(zhǎng)等提供重要資金保障，增強(qiáng)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的靈活性。綜上，研究假說1得到證實(shí)。

2.農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶分行業(yè)創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)測(cè)算：政策預(yù)期與執(zhí)行效果的偏差檢驗(yàn)

由表4可知，分行業(yè)看，農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)行業(yè)創(chuàng)業(yè)決策的影響在5%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，且平均處理效應(yīng)為0.1110；而農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)和多行業(yè)創(chuàng)業(yè)決策的影響均不顯著。因此，農(nóng)地抵押貸款政策執(zhí)行效果未偏離政策預(yù)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(jié)論，本文利用問卷題項(xiàng)統(tǒng)計(jì)了農(nóng)戶最近一次農(nóng)地抵押貸款的資金用途，結(jié)果顯示：381戶農(nóng)地抵押貸款參與農(nóng)戶中，貸款資金用于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)投資共348戶(占比91.33%)，其中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)投資和工商業(yè)經(jīng)營(yíng)投資分別為319戶和29戶，另有33戶(占比8.67%)農(nóng)戶將農(nóng)地抵押貸款資金用于建造或翻修房屋、紅白喜事、醫(yī)療、日常生活開支等家庭生活性消費(fèi)。上述統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，雖然當(dāng)前農(nóng)地抵押貸款實(shí)踐中貸款資金偏離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用途的現(xiàn)象(主要體現(xiàn)為資金被用于非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)投資和生活性消費(fèi))屢屢發(fā)生，但整體上農(nóng)地抵押貸款資金主要用于種養(yǎng)殖業(yè)等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)用途。農(nóng)地抵押貸款主要服務(wù)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的政策設(shè)計(jì)對(duì)助推農(nóng)戶擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域內(nèi)創(chuàng)業(yè)發(fā)揮顯著作用。與此同時(shí)，雖然部分農(nóng)地抵押貸款被用于非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，但限于獲批農(nóng)地抵押貸款金額[注]調(diào)查問卷統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：樣本農(nóng)戶最近一次獲得農(nóng)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(duì)農(nóng)戶進(jìn)入資金門檻較高的非農(nóng)領(lǐng)域?qū)嵤﹦?chuàng)業(yè)的融資約束緩解作用十分有限。因此，盡管農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)實(shí)踐中存在部分貸款資金用途偏離政策預(yù)期的非意圖結(jié)果，但整體上農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)視角下農(nóng)地抵押貸款的政策預(yù)期和客觀實(shí)踐效果相一致。這得益于從中央到地方農(nóng)地抵押貸款政策條款的不斷細(xì)化、農(nóng)地抵押貸款辦理程序日趨規(guī)范化以及金融機(jī)構(gòu)貸款質(zhì)量跟蹤檢查常態(tài)化等。

表3 平衡性檢驗(yàn)

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

3.農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)組群差異分析

為進(jìn)一步揭示農(nóng)地抵押貸款對(duì)不同樣本群體創(chuàng)業(yè)決策的差異化影響，本文以受教育程度、農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比重、實(shí)際經(jīng)營(yíng)耕地面積為分組標(biāo)識(shí)將樣本進(jìn)行分組，實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策影響效應(yīng)的組間差異性?；隈R氏距離權(quán)重矩陣的偏差校正匹配估計(jì)結(jié)果如表5所示。

受教育程度是影響農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)決策的重要人力資本變量，不僅制約農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與，而且影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的類型與層次。受教育程度較低時(shí)(沒上過學(xué)或小學(xué))，農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)尤其是農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響負(fù)向顯著，可能的解釋是受教育程度較低的農(nóng)戶限于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力和收入預(yù)期，多將農(nóng)地抵押貸款資金用于家庭大額消費(fèi)等其他非生產(chǎn)性用途；而對(duì)于受教育程度為高中及以上農(nóng)戶，農(nóng)地抵押貸款資金對(duì)其參與農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)、非農(nóng)創(chuàng)業(yè)及多行業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響均正向顯著。上述結(jié)果表明農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)在不同受教育水平農(nóng)戶組間存在明顯差異。

農(nóng)業(yè)收入在家庭總收入中的比重直接體現(xiàn)農(nóng)戶分化[注]參照中國(guó)社會(huì)科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所(2001)[34]的研究將農(nóng)戶分化類型分類如下：非農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入10%以下的為純農(nóng)業(yè)型，非農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入10%～90%的為兼業(yè)型，非農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入90%以上的為純非農(nóng)業(yè)型；本文樣本農(nóng)戶為純農(nóng)業(yè)型、兼業(yè)型和純非農(nóng)業(yè)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(duì)農(nóng)地和農(nóng)業(yè)收入依賴程度不同，因而對(duì)農(nóng)地抵押貸款的行為響應(yīng)積極性存在差異，參與農(nóng)業(yè)與非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的傾向性亦不同。純非農(nóng)業(yè)戶組農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶從事創(chuàng)業(yè)行為尤其是非農(nóng)創(chuàng)業(yè)行為的影響效應(yīng)正向顯著，但對(duì)其從事農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)不顯著。兼業(yè)戶組農(nóng)地抵押貸款顯著促進(jìn)農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)尤其是實(shí)施農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)，而純農(nóng)業(yè)戶組農(nóng)地抵押貸款對(duì)其創(chuàng)業(yè)決策及分行業(yè)創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)均不顯著。上述結(jié)果表明農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)在不同分化類型農(nóng)戶組間存在明顯差異。

實(shí)際經(jīng)營(yíng)耕地面積直接關(guān)系農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地的投資額和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，既影響農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押貸款的態(tài)度，也影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)傾向。當(dāng)實(shí)際經(jīng)營(yíng)耕地面積低于20畝時(shí)，農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶開展農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響均不顯著；而當(dāng)實(shí)際經(jīng)營(yíng)耕地面積大于20畝時(shí)，農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)尤其是農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)正向顯著。

表4 農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)測(cè)算

注：a默認(rèn)權(quán)重矩陣指主對(duì)角線元素為各變量樣本方差的對(duì)角矩陣之逆矩陣；馬氏距離權(quán)重矩陣指權(quán)重矩陣為樣本協(xié)方差矩陣的逆矩陣。b*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤。

表5 農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)組群差異比較結(jié)果

注：a實(shí)際經(jīng)營(yíng)耕地面積的分組依據(jù)為以1/4、中位數(shù)和3/4分位數(shù)為分割點(diǎn)。b*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

(三)農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響機(jī)制檢驗(yàn)

為探究農(nóng)地抵押貸款參與對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響機(jī)制，本文選取創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶樣本(617個(gè)),以農(nóng)戶2015-2017年實(shí)際獲批農(nóng)地抵押貸款金額為核心自變量，進(jìn)一步檢驗(yàn)農(nóng)地抵押貸款影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的土地流轉(zhuǎn)效應(yīng)、勞動(dòng)力配置效應(yīng)、資產(chǎn)配置效應(yīng)和收入增長(zhǎng)效應(yīng)，結(jié)果如表6所示。土地流轉(zhuǎn)效應(yīng)模型中，農(nóng)地抵押貸款金額對(duì)土地轉(zhuǎn)入規(guī)模的影響在10%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，表明獲批農(nóng)地抵押貸款金額越高，創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地從事規(guī)模經(jīng)營(yíng)的傾向性更強(qiáng)。勞動(dòng)力配置效應(yīng)模型中，農(nóng)地抵押貸款金額對(duì)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶短期雇傭人數(shù)、長(zhǎng)期雇傭人數(shù)和生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包行為的影響分別在1%、1%和5%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，表明獲批農(nóng)地抵押貸款資金越多，越有助于促進(jìn)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶采取長(zhǎng)短期雇傭勞動(dòng)力決策和將部分生產(chǎn)環(huán)節(jié)予以外包。資產(chǎn)配置效應(yīng)模型中，農(nóng)地抵押貸款金額對(duì)近三年固定資產(chǎn)投資額的影響不顯著，但對(duì)年周轉(zhuǎn)現(xiàn)金數(shù)量的影響在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明獲批農(nóng)地抵押貸款金額越大，越有利于緩解創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的流動(dòng)性約束，改善生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)周轉(zhuǎn)資金持有狀況，但限于獲批農(nóng)地抵押貸款額度，當(dāng)前農(nóng)地抵押貸款對(duì)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶增加固定資產(chǎn)投資難以發(fā)揮作用。收入增長(zhǎng)效應(yīng)模型中，農(nóng)地抵押貸款金額對(duì)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶年創(chuàng)業(yè)毛收入和創(chuàng)業(yè)純收入的影響均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，表明獲批農(nóng)地抵押貸款資金越多，越有助于農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)財(cái)富的快速增長(zhǎng)。

七、結(jié)論與政策建議

本文基于陜西、寧夏農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資改革典型和一般試點(diǎn)地區(qū)1325戶農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法實(shí)證探究了農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)及其作用路徑，并檢驗(yàn)了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策視角下農(nóng)地抵押貸款政策預(yù)期與執(zhí)行效果的偏差。研究結(jié)果表明，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策視角下農(nóng)地抵押貸款政策執(zhí)行效果未偏離政策預(yù)期，即農(nóng)地抵押貸款顯著促進(jìn)了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)決策，但對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的影響不顯著；農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策和農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)決策的影響凈效應(yīng)分別為15.63%和11.10%；農(nóng)地抵押貸款影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的路徑體現(xiàn)為促進(jìn)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策(土地流轉(zhuǎn)效應(yīng))、推動(dòng)長(zhǎng)短期勞動(dòng)力雇傭和生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包(勞動(dòng)力配置效應(yīng))、提升年周轉(zhuǎn)現(xiàn)金持有量(資產(chǎn)配置效應(yīng))、增加創(chuàng)業(yè)毛收入和純收入(收入增長(zhǎng)效應(yīng))四個(gè)方面。農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響效應(yīng)組群差異比較結(jié)果表明，農(nóng)地抵押貸款對(duì)受教育程度為高中及以上、農(nóng)戶分化類型為兼業(yè)型、規(guī)模經(jīng)營(yíng)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)尤其是農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)更明顯。此外，研究還表明，年齡、受教育程度、農(nóng)地抵押政策認(rèn)知及農(nóng)地抵押融資信任度、農(nóng)地抵押權(quán)偏好、親友任職村干部或公務(wù)員、農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比重、近三年非正規(guī)借貸數(shù)額、農(nóng)地確權(quán)頒證、參與聯(lián)戶擔(dān)保組織、鄉(xiāng)鎮(zhèn)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)數(shù)目、區(qū)域農(nóng)地抵押貸款參與情況等顯著影響農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與決策。

基于以上研究結(jié)論，為進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)地抵押貸款政策供給、充分發(fā)揮其支農(nóng)效益、促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)增收和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，本文提出以下政策建議：一是結(jié)合農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)成功和失敗的典型實(shí)踐案例，進(jìn)一步改善農(nóng)地抵押貸款政策設(shè)計(jì)、突出政策服務(wù)重心、明確相應(yīng)的執(zhí)行保障機(jī)制，加強(qiáng)金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)地抵押貸款申請(qǐng)主體貸前資格審查和貸款用途監(jiān)管，并建立健全農(nóng)地抵押貸款貸后動(dòng)態(tài)跟蹤檢查和質(zhì)量評(píng)估機(jī)制，及時(shí)糾正農(nóng)地抵押貸款政策執(zhí)行實(shí)踐中存在的偏差。二是聚焦?jié)撛谥攸c(diǎn)需求群體，創(chuàng)新農(nóng)地抵押貸款產(chǎn)品和服務(wù)的供給，充分發(fā)揮農(nóng)地抵押貸款的土地、勞動(dòng)力、資金等生產(chǎn)要素配置效應(yīng)及收入增長(zhǎng)效應(yīng)，提升農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)發(fā)生率、增強(qiáng)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)可持續(xù)性。根據(jù)受教育程度、農(nóng)戶分化類型、土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模等標(biāo)識(shí)對(duì)區(qū)域內(nèi)農(nóng)戶進(jìn)行分層分類分析，調(diào)查研究不同類型農(nóng)戶尤其是創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款需求及參與行為特征，將潛在客戶重點(diǎn)瞄準(zhǔn)為高中及以上受教育程度、有一定非農(nóng)收入來源的兼業(yè)戶、規(guī)模種植戶等群體，并向以農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)為基礎(chǔ)的多產(chǎn)業(yè)融合創(chuàng)業(yè)等新業(yè)態(tài)新模式提供貸款資金傾斜。此外，金融機(jī)構(gòu)需從貸款數(shù)額、期限、利率、還款方式等方面設(shè)計(jì)差異化的農(nóng)地抵押貸款產(chǎn)品，以滿足不同主體的多樣化需求，提高農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款參與率，充分發(fā)揮農(nóng)地抵押貸款的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)促進(jìn)效應(yīng)。三是多措并舉推進(jìn)農(nóng)地抵押貸款助力農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的配套制度改革并優(yōu)化相應(yīng)的支撐體系。如進(jìn)一步完善覆蓋縣、鄉(xiāng)、村三級(jí)的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)和抵押交易服務(wù)體系，總結(jié)形成可借鑒、可推廣的成功經(jīng)驗(yàn)及模式，因地制宜拓展農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)區(qū)域，賦予試點(diǎn)地區(qū)更多的“試錯(cuò)權(quán)”；加強(qiáng)農(nóng)地抵押貸款助力農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)增收和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的政策宗旨宣傳教育，提高農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押融資政策的認(rèn)知度及信任度；推進(jìn)農(nóng)地確權(quán)頒證全覆蓋、緩解農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地抵押貸款失地風(fēng)險(xiǎn)的顧慮；創(chuàng)新農(nóng)地抵押貸款實(shí)踐與村級(jí)聯(lián)戶擔(dān)保組織相結(jié)合的運(yùn)行模式；健全完善農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)參與農(nóng)地抵押融資改革的激勵(lì)及考核機(jī)制。

表6 農(nóng)地抵押貸款對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)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(fēng)險(xiǎn)偏好、家庭勞動(dòng)力數(shù)量、近三年非正規(guī)借貸數(shù)額、親友任職村干部或公務(wù)員、親友供職于銀行或信用社、村莊與最近金融機(jī)構(gòu)距離、鄉(xiāng)鎮(zhèn)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)數(shù)目。此外：a土地流轉(zhuǎn)效應(yīng)方程控制變量還包括農(nóng)地確權(quán)頒證、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)參與、農(nóng)民專業(yè)合作社加入、區(qū)域非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)、區(qū)域農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況、鄉(xiāng)鎮(zhèn)土地流轉(zhuǎn)協(xié)會(huì)或服務(wù)中心；b勞動(dòng)力配置效應(yīng)方程控制變量還包括是否有農(nóng)業(yè)機(jī)械、轉(zhuǎn)入耕地面積、本地長(zhǎng)期雇傭工資、本地短期雇傭工資、區(qū)域可雇傭勞動(dòng)力情況；c資產(chǎn)配置效應(yīng)方程控制變量還包括房產(chǎn)價(jià)值；d收入增長(zhǎng)效應(yīng)方程控制變量還包括農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)參與、農(nóng)民專業(yè)合作社加入、區(qū)域非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)；e*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)誤。