楊潤慈，石曉平，關長坤，藍 菁

（1.南京農(nóng)業(yè)大學公共管理學院，江蘇 南京 210095；2.清華大學中國農(nóng)村研究院,北京 100084）

1 引言

金融支農(nóng)是促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的有效手段，也是提高農(nóng)戶收入，實現(xiàn)其共同富裕的重要抓手。長期以來，囿于抵押物的限制，農(nóng)戶融資難問題在我國農(nóng)村普遍存在[1-2]。為此，我國頒布實施了《農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權抵押貸款試點暫行辦法》（以下簡稱《暫行辦法》），允許農(nóng)地經(jīng)營權作為抵押物進行融資，從政策層面賦予農(nóng)地抵押屬性，試圖從制度層面喚醒土地作為經(jīng)營性資產(chǎn)的金融價值，拓寬農(nóng)戶的融資渠道，改善農(nóng)戶的信貸可得性。

國家在政策層面明確農(nóng)地經(jīng)營權的抵押屬性，理論上可以促進農(nóng)戶從正規(guī)信貸渠道獲取貸款的可能性[3-4]。但從各地對該政策的實施情況來看，效果并不理想。如陜西南鄭的農(nóng)地抵押貸款業(yè)務自開設以來，發(fā)放筆數(shù)少、規(guī)模小、總量少、利潤低，難形成規(guī)模效應[5]；江蘇新沂農(nóng)地抵押貸款試點則出現(xiàn)借款人違約，難以處置抵押農(nóng)地的問題[6]。同時學者們在研究中發(fā)現(xiàn)農(nóng)地的經(jīng)營權抵押貸款政策的實施對提高農(nóng)戶信貸可得性效果不顯著，尤其是針對小農(nóng)戶的信貸[7-8]。

農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策設計的初衷是賦予農(nóng)地抵押物屬性以提高農(nóng)戶的信貸可得性，但如上所述，政策落地后效果不彰。究其原因可能是農(nóng)地作為抵押物的抵押價值不足、高資產(chǎn)專用性以及農(nóng)戶的有限理性與機會主義[9-10]。若農(nóng)戶僅以農(nóng)地為抵押物進行貸款申請會導致金融機構面臨著較高的交易成本與違約風險，尤其是違約后農(nóng)地的處置風險[11]，限制了農(nóng)地經(jīng)營權抵押政策的執(zhí)行效果?？梢?，抵押農(nóng)地處置風險的解決是促進農(nóng)地經(jīng)營權抵押政策效果發(fā)揮的關鍵。

為降低農(nóng)地處置風險，使得農(nóng)地抵押物屬性發(fā)揮作用，多地因地制宜地探索和設計了農(nóng)地經(jīng)營權抵押的風險分擔機制，如寧夏同心的“土地股份合作社+農(nóng)地經(jīng)營權抵押”模式，江蘇東海的“土地流轉市場+農(nóng)地經(jīng)營權抵押”模式等。已有文獻大多基于個案分析，定性討論風險分擔機制的設計依據(jù)，及其對農(nóng)地抵押物屬性作用發(fā)揮的效果[9-10,12]，但缺乏來自實證研究的證據(jù)。綜上，本文引入“農(nóng)地經(jīng)營權抵押+農(nóng)地流轉市場”和“農(nóng)地經(jīng)營權抵押+第三方組織”兩種類型的風險分擔機制，基于風險分擔機制的調節(jié)作用，利用“中國家庭大數(shù)據(jù)庫”（China Family Database,CFD）全國范圍的大樣本數(shù)據(jù)，對農(nóng)地經(jīng)營權抵押政策影響農(nóng)戶信貸可得性的作用機理及其效果進行檢驗。

如上文所述，本文首次實證檢驗風險分擔機制對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款可得性的調節(jié)作用。此外，本文的創(chuàng)新之還在于：將農(nóng)地抵押貸款中面臨的風險分為事前風險和事后風險，在功能角度明晰了農(nóng)地作為抵押物在事前風險中可以發(fā)揮 “偵查員”的功能來降低信貸交易前的逆向選擇風險，在事后風險中發(fā)揮“監(jiān)督員”功能降低交易后的道德風險。

2 理論分析與研究假說

由于金融機構面臨較高的農(nóng)地處置風險，農(nóng)戶僅以農(nóng)地經(jīng)營權為抵押物獲取貸款的可能性較低。因此，農(nóng)地處置風險的解決是提高農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款可得性的關鍵之處。本文遵循“風險分擔機制—農(nóng)地處置風險—農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款的可得性”的研究思路，分析農(nóng)地經(jīng)營權獲取抵押屬性后對農(nóng)戶信貸可得性的影響，并在已有研究的基礎上，從治理結構角度出發(fā)，探討不同風險分擔機制降低農(nóng)地的處置風險，對農(nóng)地經(jīng)營權抵押的貸款可得性有調節(jié)作用，最后根據(jù)理論分析提出假說。

2.1 農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策對農(nóng)戶信貸可得性的影響

金融機構出于農(nóng)戶缺少有效抵押物的顧慮，在信貸資源約束和利潤的驅動下會采取收緊信貸供給、抬高利率和加入繁瑣手續(xù)的策略[13]，很大程度上限制了農(nóng)戶從金融機構獲取貸款的可能性。理論上，農(nóng)地的位置固定且難以毀壞，可作為銀行等金融機構甄別潛在借款者、降低信貸交易過程中的逆向選擇、道德風險的理想抵押物。然而，當金融機構認為被抵押農(nóng)地的產(chǎn)權是不安全且存在競爭債權時，是不愿意接受農(nóng)地作為抵押物的[14]。農(nóng)地經(jīng)營權抵押政策的頒布，使得農(nóng)地經(jīng)營權的抵押權屬性在政策層面得到認可[15-16]，成為合格的抵押物，可以擴大農(nóng)戶可使用的抵押物的范圍。

借貸雙方的信息不對稱會導致金融機構面臨貸款前的逆向選擇問題與貸款后的道德風險問題[17]。向金融機構提供抵押物可以降低借貸雙方的信息不對稱，弱化逆向選擇與道德風險的不良后果[18]。具體將農(nóng)地經(jīng)營權作為抵押物而言，在貸款交易達成之前，申請貸款需要經(jīng)歷申請—審核—查驗（抵押物、擔保）—簽訂合同—批準貸款—結清貸款環(huán)節(jié)，能提供抵押物是優(yōu)質借款者的信號，無疑為金融機構發(fā)揮了信貸交易前的“偵查員”的作用，金融機構可據(jù)此甄別信息，篩選出優(yōu)質借款者，降低甄別借貸農(nóng)戶和查驗抵押物等方面的交易成本，并在一定程度上消除由信息不對稱帶來的逆向選擇問題。此外，農(nóng)地作為重要的生產(chǎn)資料，也可以為金融機構發(fā)揮貸款交易后“監(jiān)督員”的作用，與金融機構監(jiān)督存在替代作用[19]。借貸農(nóng)戶為了不使抵押物被金融機構處置，會更加精細地管理后續(xù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，降低農(nóng)戶的道德風險。因此，具有抵押屬性的農(nóng)地可以降低交易前的逆向選擇問題及交易后的道德風險，從而可以降低金融機構的顧慮，提高農(nóng)業(yè)信貸供給，增加農(nóng)戶的信貸可得性（圖1路徑①）。

圖1 風險分擔機制對農(nóng)地經(jīng)營權抵押與農(nóng)戶信貸可得性的調節(jié)效應Fig.1 The moderating effect of risk sharing mechanism on farmland operational right mortgage and farmers’ access to credit

農(nóng)地抵押政策效果的發(fā)揮受金融機構對借貸農(nóng)戶規(guī)模偏好的影響。首先，農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模的大小可以向金融機構傳遞識別性信息，規(guī)模大的農(nóng)戶經(jīng)營能力強，生產(chǎn)預期收益高。然而其投入成本也高，意味著其違約風險較低，更易受到金融機構的青睞[20]。其次，農(nóng)戶將集中連片的規(guī)模農(nóng)地作為抵押物，可以降低農(nóng)地抵押的信息識別、監(jiān)督費用，以及處置農(nóng)地的交易成本[21]。據(jù)此可以判斷，當農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模達到一定的門檻，使用農(nóng)地經(jīng)營權來抵押貸款，會對農(nóng)戶信貸可得性的改善作用更明顯[14]。

綜上，農(nóng)地抵押政策明晰了農(nóng)地的抵押屬性，抵押農(nóng)地可充當交易前的“偵查員”、交易后的“監(jiān)督員”來降低交易前的交易成本、逆向選擇和交易后的道德風險，改善農(nóng)戶的信貸可得性。另外由于金融機構對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款存在規(guī)模偏好，所以大規(guī)模農(nóng)戶的信貸可得性的改善作用更明顯。據(jù)此，提出假說1。

H1：農(nóng)地抵押政策可以提高農(nóng)戶的信貸可得性，但這一作用受到農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模的影響

2.2 抵押物處置風險分擔機制的調節(jié)作用

風險分擔機制是降低農(nóng)地處置風險的重要途徑，其實質是通過有效的治理結構來降低農(nóng)地處置風險[12，22]。結合目前農(nóng)地經(jīng)營權抵押試點已有的治理模式，本文選擇市場治理與第三方組織參與的混合治理兩類風險分擔機制來討論對農(nóng)地處置風險的影響。

2.2.1 農(nóng)地流轉市場的發(fā)育程度有助于農(nóng)地抵押物進行再次流轉，進而可以降低抵押物的處置風險

從市場治理結構角度而言，農(nóng)地流轉市場的發(fā)育程度有利于金融機構更好地處置抵押物。一方面，隨著正規(guī)農(nóng)地流轉市場不斷完善，試點區(qū)域成立土地產(chǎn)權交易平臺，農(nóng)地流轉程序的規(guī)范化使流轉交易更有保障，由平臺出具的抵押登記證書是農(nóng)戶向金融機構進行貸款的重要依據(jù)，可證明借款者手中的抵押物權屬的合法性及經(jīng)營權的評估價值。另一方面，農(nóng)地流轉市場發(fā)育程度越高，越有利于尋找流轉對象以處置抵押物[16,23]。違約后金融機構可以獲得農(nóng)地經(jīng)營權，但由于金融機構并不具備經(jīng)營農(nóng)地的能力，需要在農(nóng)地流轉市場尋找合適的流轉對象，由該流轉戶在一定期限內(nèi)享有農(nóng)地經(jīng)營權并以償還欠款，至該筆農(nóng)地抵押貸款結束，以有效避免借貸農(nóng)戶因抵押農(nóng)地處置難度大而產(chǎn)生的機會主義行為[10]。因此，農(nóng)地流轉市場的發(fā)育程度越高，流轉交易程序越規(guī)范化，為抵押農(nóng)地的處理提供充足的市場交易機會，降低借貸農(nóng)戶的機會主義行為，進而降低抵押物的處置風險（圖1路徑②），據(jù)此提出假說2。

H2：農(nóng)地流轉市場的發(fā)育程度可以強化農(nóng)地抵押政策對農(nóng)戶信貸可得性的正向影響。

2.2.2 第三方組織的參與有助于降低農(nóng)地處置的交易成本，進而可以降低抵押物的處置風險

第三方組織參與的混合治理結構可以降低農(nóng)地處置的交易成本。實踐表明，混合治理結構是大部分地區(qū)推進農(nóng)地抵押貸款的方式[18,24]。在“市場+科層”混合治理結構的原理下，第三方組織通過信息優(yōu)勢降低處置農(nóng)地的交易成本，包括搜尋交易對象、談判和簽約、合約執(zhí)行三方面的交易成本[6]。如寧夏同心縣通過“農(nóng)地經(jīng)營權+土地股份合作社+信用社”的混合治理模式解決了農(nóng)地抵押物處置風險問題，農(nóng)戶將農(nóng)地經(jīng)營權入股土地合作社，抵押關系發(fā)生在農(nóng)戶與合作社之間，再由合作社為農(nóng)戶擔保向金融機構進行貸款[9]。合作社作為第三方組織，在農(nóng)戶到期無法償還貸款的時候，由合作社及社員償還貸款，降低借貸農(nóng)戶償貸行為的不確定性。在這個過程中，土地股份合作社享有違約借貸農(nóng)戶的農(nóng)地經(jīng)營權，合作社內(nèi)部成員擁有進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的能力，在合作社內(nèi)部可以以極低的交易成本尋找到合適的流轉對象，且同為合作社社員，也會以較低的談判簽約成本達成合約；最后，合作社內(nèi)部聲譽機制的約束也可以降低合約監(jiān)督與執(zhí)行方面的交易成本。綜上，第三方組織參與通過降低處置農(nóng)地的搜尋對象、談判簽約與執(zhí)行等方面的交易成本，來降低抵押物的處置風險，提高農(nóng)戶的信貸可得性（圖1路徑③），據(jù)此提出假說3。

H3：第三方組織的參與可以強化農(nóng)地抵押政策對農(nóng)戶信貸可得性的正向影響。

3 數(shù)據(jù)來源與研究設計

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自浙江大學社會科學研究基礎平臺提供的“中國家庭大數(shù)據(jù)庫”（China Family Database, CFD），該數(shù)據(jù)庫包含浙江大學及其合作高校提供的農(nóng)戶數(shù)據(jù)與村級數(shù)據(jù)，統(tǒng)一并入到一個數(shù)據(jù)處理平臺中。其中，農(nóng)戶層面數(shù)據(jù)來自浙江大學“中國家庭大數(shù)據(jù)庫”及西南財經(jīng)大學中國家庭金融調查與研究中心的“中國家庭金融調查”（China Household Finance Survey, CHFS）。村級層面數(shù)據(jù)來自浙江大學“中國家庭大數(shù)據(jù)庫”①浙江大學“中國家庭大數(shù)據(jù)庫”數(shù)據(jù)開放說明. http://ssec.zju.edu.cn/sites/main/template/news.aspx?id=51026。、西南財經(jīng)大學中國家庭金融調查與研究中心的“中國社區(qū)治理調查”（China Community Governance Survey, CCGS），及南京審計大學的“中國基層治理調查”（China Grassroots Governance Survey, CGGS），包括中國農(nóng)村家庭和中國基層單位（村委會）比較完整的信息。分析過程均在浙江大學CFD工作平臺中完成。本文使用的原始數(shù)據(jù)為2015年和2017年農(nóng)村家庭情況，初始數(shù)據(jù)分別包含了22 451戶和40 011戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)，涉及全國29個?。ㄊ?、縣），具有全國、省級、市級和縣級的代表性，抽樣方法是多階段規(guī)模比例抽樣。數(shù)據(jù)處理過程如下：首先，分年度對農(nóng)戶數(shù)據(jù)和村級數(shù)據(jù)進行匹配，匹配后2015年仍保留724個村莊的15 166戶、2017年為608個村莊的12 239戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)。其次，由于本文關注農(nóng)地抵押政策對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)信貸可得性的影響，因此使用數(shù)據(jù)庫中從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，剔除了沒有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，剔除關鍵變量缺失及存在異常值（如回答不知道、不適用等）的家庭。2015年和2017年分別剩余716個村莊的10 332戶與603個村莊的9 166戶樣本數(shù)據(jù)。最后，將兩年的農(nóng)戶村莊數(shù)據(jù)合成面板數(shù)據(jù)，合并后為來自546個村的兩期面板數(shù)據(jù)，共14 078戶。

3.2 模型設定與估計方法

農(nóng)地抵押政策于2016年初在全國232個試點縣區(qū)展開。該政策推行以縣區(qū)為單位，基于這個特征，以某個時間點為準，政策的執(zhí)行區(qū)域與不執(zhí)行區(qū)域具備了天然的對比條件，使對這項政策效果的研究更接近“準實驗”的條件。因此，本文選擇雙重差分方法（DID）檢驗抵押政策的影響，以2016年為政策是否執(zhí)行作為時間虛擬變量，研究政策執(zhí)行前后，實驗組與控制組農(nóng)戶信貸可得性的差異。但是考慮到“自選擇問題”會導致實驗組與控制組無法滿足共同趨勢的假設，因此選擇傾向得分匹配法（PSM）來解決這一問題。

具體步驟如下：首先，運用PSM方法對實驗組與控制組進行匹配，盡可能地使試點區(qū)域的農(nóng)戶和非試點區(qū)域的農(nóng)戶在其他資源稟賦特征上無差別，使得比較政策前后農(nóng)戶獲取貸款的差異具有可行性。參考前人的做法[25]，選取影響農(nóng)戶抵押貸款的變量進行核匹配，得到與實驗組樣本特征相近的控制組樣本。其次，運用DID驗證農(nóng)地抵押對農(nóng)戶信貸可得性的影響，并進一步識別不同風險分擔機制對農(nóng)地抵押政策與信貸可得性關系的調節(jié)作用。

3.2.1 農(nóng)地抵押貸款政策對農(nóng)戶信貸可得性的影響機制驗證

本文設定農(nóng)戶信貸可得性是農(nóng)地抵押政策和其他控制變量的函數(shù)。具體方程如下：

式（1）—式（2）中：因變量Yi為農(nóng)戶是否獲取了正規(guī)渠道的貸款，是賦值為1，否則為0；核心自變量Du是政策虛擬變量，即該區(qū)域是否為農(nóng)地抵押貸款試點，是賦值為1，否則為0；Dt為時間虛擬變量，政策執(zhí)行前一年為0，政策執(zhí)行后一年為1；Scale為規(guī)模經(jīng)營變量，構建該變量時將農(nóng)戶規(guī)模經(jīng)營面積按中位數(shù)劃分為兩組，大于中位數(shù)為大規(guī)模組，賦值為1，否則為0；控制變量集合Xi主要包含農(nóng)戶的個人特征、家庭特征、其他特征和村級特征等；α0和β0為常數(shù)項，α1、α2、α3、α4、β1、β2、β3、β4為待估系數(shù)；ζit和εit為隨機殘差項。變量定義及統(tǒng)計性描述見表1。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計Tab.1 Variable definition and descriptive statistics

農(nóng)戶的個人特征變量主要包括農(nóng)戶的年齡、性別、受教育程度與身體健康情況等變量。農(nóng)戶的年齡意味著其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗豐富，進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲得利潤的可能性更高，償還能力更有保障，因此獲得貸款的可能性更高[8]。男性戶主相較于女性戶主而言，更容易獲取貸款。受教育程度越高的農(nóng)戶，在衡量和理解貸款信息、貸款過程的成本更為容易，因此貸款交易雙方面臨的交易成本較低，有利于促進貸款交易的達成。身體狀況越好的農(nóng)戶，生產(chǎn)能力越強，如有貸款行為，其償還能力也更強。家庭特征變量中主要包括轉入耕地面積、農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量、農(nóng)業(yè)收入狀況、家庭生產(chǎn)機械總值、農(nóng)業(yè)補貼、是否有民間借貸、農(nóng)業(yè)技術指導和社會資本等變量。轉入耕地面積大說明著其生產(chǎn)規(guī)模大，還款可能性更高，更容易獲得貸款[20]，為了消除異方差性，在實證中對其取對數(shù)。農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)越多，其在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面的生產(chǎn)是可持續(xù)的，因此會更容易獲得貸款。農(nóng)業(yè)收入狀況能很好地反映具有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動借貸農(nóng)戶的償還能力，因此對農(nóng)戶信貸可得性有正向影響，在實證中取對數(shù)。生產(chǎn)性機械總值越大，表示其還款源充足，獲得貸款的可能性更高，在實證中取對數(shù)[8,26-27]。農(nóng)戶獲取的農(nóng)業(yè)補貼數(shù)量的多少一定程度上能反映其生產(chǎn)能力的強弱，一般生產(chǎn)能力越強，農(nóng)戶獲取的補貼越多。有民間借貸行為會影響農(nóng)戶從正規(guī)渠道獲取信貸的意愿與可能性。有過農(nóng)業(yè)技術指導的農(nóng)戶的生產(chǎn)能力更強，償貸能力也更高。如果農(nóng)戶有親朋好友是村干部，其獲得貸款的可能性更高[8]。本文還控制了作物結構和村莊確權、村莊耕地面積、村鎮(zhèn)信貸機構數(shù)量和村莊經(jīng)濟發(fā)展水平等村級控制變量。

3.2.2 風險分擔機制的調節(jié)作用

為驗證農(nóng)地流轉市場與第三方組織在農(nóng)地抵押貸款與農(nóng)戶信貸可得性關系中的調節(jié)作用，在雙重差分模型中引入調節(jié)變量trans和organi。借鑒溫忠麟對調節(jié)效應的定義與張涵和楊曉昕的做法，做農(nóng)地抵押政策影響mort×time和農(nóng)地流轉市場trans與第三方組織organi的交互項[28-29]，來檢驗二者的調節(jié)作用，模型如下：

式（3）—式（4）中：trans為農(nóng)地流轉市場發(fā)育程度變量，參考王曉兵等[30]、馬賢磊等[31]、張明輝等[32]對農(nóng)地流轉市場發(fā)育程度的理解，用村莊農(nóng)地轉入率來表征農(nóng)地流轉市場發(fā)育程度，變量類型為連續(xù)變量。考慮到農(nóng)戶的信貸可得性的增加可能會激勵農(nóng)戶的農(nóng)地轉入行為，即調節(jié)變量與因變量之間存在內(nèi)生性。為了消除這種內(nèi)生性，選擇除本農(nóng)戶之外村莊其他農(nóng)戶的土地轉入率作為工具變量，該變量作為工具變量是合理的，因為其他農(nóng)戶的土地轉入率會影響該農(nóng)戶的土地轉入行為，但是不會影響該農(nóng)戶的信貸可得性。organi為第三方組織變量，選取代理變量為是否與合作社有資金往來或與接受合作社在土地流轉方面的服務，變量類型為二值變量。δ0和γ0為常數(shù)項；δ1、δ2、δ3、δ4、δ5、γ1、γ2、γ3、γ4、γ5為待估系數(shù)；θit和σit為隨機殘差項。

4 計量結果與分析

4.1 PSM匹配結果及平衡性檢驗

為了防止自選擇問題對實證結果產(chǎn)生的偏誤，使用Logit模型對樣本數(shù)據(jù)進行核匹配，保證樣本實驗組和控制組之間無顯著差異。匹配結果顯示，t值檢驗結果顯示實驗組和控制組的各個變量在統(tǒng)計意義上不存在顯著的差異性，達到了兩組變量之間樣本特征相似的目的。表2展示了PSM匹配前后各變量的t值檢驗結果。

表2 PSM匹配前后各變量t值檢驗結果Tab.2 T-value test results of each variable before and after PSM matching

4.2 農(nóng)地抵押貸款對農(nóng)戶信貸可得性的檢驗

表3中的模型1對應列為全樣本的DID回歸結果，可以看出農(nóng)地抵押貸款政策的影響并不顯著，說明可能由于選擇偏差的問題，不能正確地反映出農(nóng)地抵押的政策效果。模型2為進行PSM匹配后進行DID的回歸結果，農(nóng)地抵押貸款政策的凈效應雖然方向為正，但不顯著。可能的原因是：農(nóng)地具有抵押屬性后，雖然會替金融機構發(fā)揮“偵查員”的甄別作用和“監(jiān)督員”的監(jiān)督作用，但這兩種作用的發(fā)揮會受到農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模的影響。結合金融機構的規(guī)模偏好對農(nóng)地抵押貸款政策對農(nóng)戶信貸可得性關系影響的結果來看（模型3），加入規(guī)模經(jīng)營變量后，結果顯示農(nóng)地抵押政策的凈效應在5%的水平上顯著為正。農(nóng)地抵押政策的凈效應與規(guī)模交乘項的結果系數(shù)為4.376，在1%的水平上顯著為正，說明農(nóng)地抵押政策能顯著提高經(jīng)營規(guī)模較大農(nóng)戶的信貸可得性。原因是，一方面經(jīng)營規(guī)模大的農(nóng)戶可能會以手中集中連片的轉入農(nóng)地作為標的物，集中連片的大規(guī)模農(nóng)地較分散的小面積農(nóng)地，其甄別作用的邊際成本更低，使得抵押農(nóng)地的“偵查員”作用得到發(fā)揮，這在汪險生和郭忠興的研究中也得到了證明[21]。另一方面經(jīng)營規(guī)模大戶由于其土地經(jīng)營面積大、投入成本高（如大額的土地轉入費用、土地平整費用，生產(chǎn)投入費用等），一旦違約其所面臨的成本較高。因此，當農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模較大，抵押農(nóng)地能夠發(fā)揮監(jiān)督作用，替代金融機構監(jiān)督農(nóng)戶，以降低違約風險。綜上，抵押農(nóng)地作為金融機構的“偵查員”和“監(jiān)督員”，其甄別和監(jiān)督的作用針對不同經(jīng)營規(guī)模農(nóng)戶存在異質性。本文結果顯示，農(nóng)地抵押貸款政策會顯著提高經(jīng)營規(guī)模大戶的信貸可得性。據(jù)此，假說1得到驗證。

表3 農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策對農(nóng)戶信貸可得性影響的回歸結果Tab.3 Regression results of the impact of farmland operational right mortgage policy on farmers’ access to credit

4.3 風險分擔機制對農(nóng)地抵押貸款政策與農(nóng)戶信貸可得性關系的調節(jié)作用

為了驗證不同風險分擔機制在農(nóng)地抵押政策與農(nóng)戶信貸可得性關系的促進作用，表4在模型2的基礎上添加村莊農(nóng)地流轉市場發(fā)育程度、第三方組織和抵押政策影響的交互項。模型4為農(nóng)地流轉程度的調節(jié)作用檢驗結果，可以看出，農(nóng)地抵押貸款對農(nóng)戶信貸可得性的凈效應的結果系數(shù)為0.04，但不顯著。模型5對應的列為加入工具變量后的結果，農(nóng)地抵押貸款政策對農(nóng)戶信貸可得性的凈效應的結果系數(shù)為0.092，在10%的水平上顯著為正，農(nóng)地抵押貸款政策的凈效應與農(nóng)地流轉市場發(fā)育程度交互項的系數(shù)為12.929，且在1%的水平上顯著為正，說明農(nóng)地流轉市場發(fā)育程度越高，越能增強農(nóng)地抵押貸款政策促進農(nóng)戶信貸可得性的作用。模型6為第三方組織參與的調節(jié)作用檢驗結果，結果顯示，農(nóng)地抵押貸款政策對農(nóng)戶信貸可得性的凈效應的結果系數(shù)為0.089，在10%的水平上顯著為正，農(nóng)地抵押貸款政策的凈效應與第三方組織參與的交互項結果系數(shù)為4.349，且在10%的水平上顯著為正，說明農(nóng)戶參與第三方組織可以強化農(nóng)地抵押政策對農(nóng)戶信貸可得性的增加作用。這與姜美善等的研究結果[6]相一致，證實了組織創(chuàng)新在農(nóng)地抵押貸款交易中的重要性。據(jù)此，假說2和假說3得到驗證。

表4 農(nóng)地流轉市場與第三方組織的調節(jié)效應回歸結果Tab.4 Regression results of moderating effects between farmland transfer market and the third-party organization

5 結論與政策建議

5.1 結論

本文使用來自 “中國家庭大數(shù)據(jù)庫（CFD）”的兩期面板數(shù)據(jù)，運用PSM-DID方法考察農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策對農(nóng)戶信貸可得性的改善程度，并通過調節(jié)效應模型，實證檢驗風險分擔機制對農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策效果發(fā)揮的調節(jié)作用。得出主要結論為：（1）農(nóng)地抵押政策可以提高大規(guī)模農(nóng)戶的信貸可得性。（2）農(nóng)地作為抵押物的處置風險是影響農(nóng)地抵押政策執(zhí)行效果的重要原因之一，“農(nóng)地抵押+農(nóng)地流轉市場”和“農(nóng)地抵押+第三方組織”兩種風險分擔機制均能有效降低農(nóng)地經(jīng)營權作為抵押物的處置風險，進而可以強化農(nóng)地抵押政策對農(nóng)戶信貸可得性的改善作用。

5.2 政策建議

本文認為農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策的出臺，從法律層面釋放了農(nóng)地的抵押物功能，一定程度上改善了部分農(nóng)戶的信貸可得性。然而由于我國農(nóng)地市場在處于薄市場的狀態(tài)下，其改善程度還取決于相應的風險分擔機制的完善?；谝陨涎芯拷Y論，提出以下政策建議:（1）因地制宜地探索符合區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的風險分擔機制。健全的風險分擔機制可以降低農(nóng)地作為抵押物的處置風險，進而抵消金融機構決定放貸與否的顧慮。相關部門需要完善與農(nóng)地抵押政策實施相關的風險分擔機制，同時也需要關注政策創(chuàng)新中的交易成本問題，避免風險分擔機制的創(chuàng)新帶來更高的交易成本。（2）農(nóng)地抵押政策效果的發(fā)揮存在一定的滯后性，因此，需要客觀評價農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策的影響。同時，在相應治理機制與保障機制尚不完善的情況下，相關部門需要充分考慮可能產(chǎn)生的農(nóng)民失地和危及農(nóng)村金融體系等社會后果，有效結合自上而下的頂層制度設計與自下而上的探索式創(chuàng)新，完善與推行農(nóng)地經(jīng)營權抵押貸款政策。