◎劉力 朱曉 胡春艷 阮榮平

一、引言

農業(yè)的高風險性和弱質性導致農戶資金自我積累能力嚴重不足。能夠起到緩解資金困難作用的金融機構，又因為農業(yè)的風險性高、資產流動性低和生產經(jīng)營周期長等問題對農村的信貸資金供給水平低，使得農戶“融資難”的問題更加突出。學者們認為這一問題的關鍵在于農戶缺乏有效的抵押物，難以從正規(guī)金融機構獲取貸款（董曉林、吳昌景，2008；林樂芬、王步天，2015）。同時，農戶缺少金融機構認同的抵押擔保品從而較難獲取貸款與大量的農村資產閑置不能充當?shù)盅浩范唛g的矛盾，加重了農村信貸供給的不足（牛曉冬等，2017），這既阻礙了農戶收入的增長（郭忠興等，2014），又不利于農業(yè)產出的提高（葉劍平等，2010）。

為發(fā)揮農村產權的資本性功能，激活農戶閑置資產，黨中央和國務院在經(jīng)過較長一段時間的摸索試點后探索出“農村產權抵押貸款”這一條路徑。已有研究表明，農村產權抵押貸款對農戶收入可能具有重要影響。此外，隨著新型農業(yè)經(jīng)營主體的壯大和土地流轉規(guī)模的增加，小規(guī)模生產農戶的占比降低。與此同時，家庭農場和種養(yǎng)大戶占比不斷增加，成為國內新型農業(yè)經(jīng)營主體的重要組成部分。相較于小農戶，家庭農場和種養(yǎng)大戶由于生產規(guī)模更大，參加農村產權抵押貸款的需求量和積極性更高，因此在研究農村產權抵押貸款的收入效應時更具代表性。

在此背景下，本文基于全國農村產權抵押貸款政策試點地區(qū)的649家家庭農場（包括種養(yǎng)大戶）的微觀調研數(shù)據(jù)，采用OLS和PSM方法，分析了農村產權抵押貸款對家庭農場總收入、農業(yè)收入、非農業(yè)收入以及畝均凈利潤的影響，并從生產投資（生產要素投資、生產技術投資）環(huán)節(jié)、管理環(huán)節(jié)、銷售環(huán)節(jié)、品牌建設環(huán)節(jié)等中間環(huán)節(jié)的角度解釋和驗證農村產權抵押貸款對收入的影響機制。

本文的邊際貢獻在于，關于農村產權抵押貸款是否能促進收入增長以及促進何種類型收入增長等問題，現(xiàn)有研究仍存在爭議。本文基于全國性家庭農場調查數(shù)據(jù)，在充分考慮內生性問題的基礎上對上述問題進行了較為細致的考察，這一工作可以豐富農村產權抵押貸款的相關研究，為上述問題提供更加充足的經(jīng)驗證據(jù)支撐。

二、文獻綜述

農村產權抵押貸款是指借款人為了滿足自身農業(yè)生產等方面的需要，向銀行等金融機構抵押自身的農地經(jīng)營權、林權、農機具等農村產權取得貸款。將農村產權作為貸款的抵押物，是為了解決作為借貸者的農民和作為貸款者的金融機構之間的信息不對稱問題，減少由此帶來的道德風險和逆向選擇。早在二十世紀，國外一些學者就提出可以通過農地抵押來幫助農民獲得信貸（（Holden，1997；Deininger &Binswanger，1999）。國內一些學者也有類似研究，如王見等（2014）認為林權抵押貸款可以解決林業(yè)的融資難問題，從而提高林農的收入。

隨著農村產權抵押試點工作的開展，學界對其研究愈加豐富?？傮w來看，相關研究的文獻可以梳理為三類。第一類文獻的研究焦點是農村產權抵押貸款的模式。從抵押品的功能角度可以把農村產權抵押貸款模式分為“直接型”與“間接型”兩種?！爸苯有汀蹦Ｊ绞侵皋r戶直接把農村產權抵押給金融機構以此獲得融資?！伴g接型”模式是指用農村產權抵押和增加擔保等方法來提高信用以獲得融資，即“第三方擔保者+農村產權作為反擔?！钡男问健！爸苯有汀蹦Ｊ诫m然簡化了農民貸款手續(xù)，但提高了銀行風險管理的成本和難度（王平等，2010；燕星辰、杜娜娜，2011）。而“間接型”模式如寧夏同心的“土地協(xié)會農戶聯(lián)保+農地經(jīng)營權作為反擔?！?，巧妙地解決了銀行難以處置抵押土地的風險，而且使農地經(jīng)營權僅限于村內流轉，保證了農地的用途不會轉變。但也存在著農戶貸款的程序較為復雜、規(guī)范監(jiān)管和制度缺失等不足（黃惠春、徐霽月，2016；惠獻波，2014；庸暉，2015）。“間接型”模式中的第三方擔保者也可以是政府成立的擔保公司（李論、劉輝，2019）。雖然目前大部分試點地區(qū)都選擇了“間接型”模式，但就農村產權改革的目標而言，“直接型”模式更符合。

第二類文獻主要關注農村產權抵押貸款供求意愿的影響因素。農戶貸款需求直接影響農戶參與農村產權抵押貸款意愿。而農戶貸款需求又主要受農戶的個人特征以及家庭稟賦特征等因素的影響。除此之外，其影響因素也會因土地制度的差異而不同。如在國外土地往往是私有財產，因此農戶是否參與農村產權抵押貸款的主要影響因素是借款用途、土地經(jīng)營面積、抵押品的處置成本、所在區(qū)域等（Besley et al．，2012）。而在中國，可以將參與農村產權抵押貸款的影響因素總結為三個維度：年齡、性別和受教育程度等農戶特征；土地經(jīng)營面積、農業(yè)收入占比和家庭人口數(shù)等家庭特征；與金融機構的關系和與村干部的關系等社會關系特征（肖軼等，2012；惠獻波，2013；于麗紅等，2014；梁虎等，2017；牛曉冬等，2017）。而對于供給方而言，總體來講，金融機構參與農村產權抵押貸款的積極性不高（黃惠春、李靜，2013；袁繞，2015）。影響其參與意愿的主要因素是農戶個人特征、農地經(jīng)營面積、產權穩(wěn)定性等因素（蘭慶高等，2013）。其中，農村產權作為抵押物難以準確估值和違約處置風險較高是阻礙金融機構參與農村產權抵押貸款的主要原因（于麗紅、蘭慶高，2013）。

第三類文獻重點考察了當前農村產權抵押貸款存在的問題及其原因。雖然政府出臺了相關政策文件，但農地抵押貸款仍較難開展。學者對此給出了解釋。楊國平、蔡偉（2009）認為土地登記管理混亂、土地評估機構缺乏、流轉市場發(fā)育緩慢和農業(yè)經(jīng)營風險大等因素導致了農地抵押貸款推行困難。劉淑萍（2016）的研究也支持了這一觀點。隨著試點工作的逐漸開展，學者也發(fā)現(xiàn)了一些新的原因，如銀行為降低處理抵押物的風險而嚴格限制農村的信貸資金配給（張?zhí)m花，2016；金銀亮，2017）。

通過對相關文獻的梳理，可以發(fā)現(xiàn)雖然現(xiàn)有文獻的研究內容和研究角度已經(jīng)十分豐富，但仍然存在以下不足：首先，目前文獻多是從宏觀層面研究農村產權抵押貸款的模式和問題，從微觀層面研究農村產權抵押貸款對農戶收入的影響尚不是十分豐富，也缺乏相應的共識；其次，在研究方法上，農村產權抵押貸款是農戶的自身選擇，因此需要考慮選擇性偏差及內生性問題，而之前大多數(shù)研究都忽略了這一點或者并沒有很好地解決此問題。本文擬對以上兩個不足進行完善。

三、理論框架與研究假說

本文關注的家庭農場收入指的是一年中某一家庭農場的各種收入之和。按照產業(yè)類型，家庭農場收入可以細分為農業(yè)收入和非農收入。

已有研究發(fā)現(xiàn)，從非正規(guī)渠道得到的借貸資金多被農戶用于生活消費（史清華、陳凱，2002），而從正規(guī)渠道得到的借貸資金主要用于生產經(jīng)營（牛榮等，2016）。農戶將從金融機構獲取的貸款資金用于生產投資，這有利于農戶收入的提高。正規(guī)借貸可以增加農戶的投資能力，提高生產要素的投入水平，推動生產技術的采納和革新，進而有利于農業(yè)產出的增加和農戶收入的提升（Adetiloye，2012）。農村產權抵押貸款作為一種正規(guī)借貸，同樣可以起到上述作用（Besley et al．，2012）。此外，當資金約束放松以后，農戶在管理、銷售、品牌建設等環(huán)節(jié)也將具有更強的投入能力，從而可以提升這些環(huán)節(jié)，進而促進收入的提高。

于麗紅等（2016）調查農村產權抵押貸款資金的使用狀況后發(fā)現(xiàn)，農戶將通過農村產權抵押貸款得到的資金基本上都投入到了農業(yè)生產投資中。姜巖等（2017）發(fā)現(xiàn)基本上全部農村產權抵押貸款均被投入到農業(yè)生產。金融機構通常會要求農戶依據(jù)貸款合同把通過農村產權抵押貸款借入的資金用于農業(yè)生產（張珩等，2018）。

基于此，本文提出假說H1a和H1b：

H1a：農村產權抵押貸款可以促進家庭農場收入的提高。

H1b：相對于非農業(yè)收入，農村產權抵押貸款對家庭農場農業(yè)收入的提升效應更強。

家庭農場收入主要受生產投資（生產要素投資、生產技術投資）環(huán)節(jié)、管理環(huán)節(jié)、銷售環(huán)節(jié)、品牌建設環(huán)節(jié)等中間環(huán)節(jié)的經(jīng)營狀況影響，而這些環(huán)節(jié)經(jīng)營狀況的好壞與對這些環(huán)節(jié)的資金投入有著密切關系。故而農村產權抵押貸款所放松的資金約束有可能會導致這些環(huán)節(jié)經(jīng)營狀況的改善，進而對家庭農場收入產生積極影響。

在生產要素投資環(huán)節(jié)，農村產權抵押貸款能促進家庭農場對生產要素投入的投資行為，擴大生產規(guī)模，增加產出，從而提高收入。資金約束的放松使得家庭農場可以有更多的資金用于土地流轉從而獲得更多的土地經(jīng)營面積（古曉，2014；孔凡斌等，2019），購入更多的種子、樹苗、生物幼崽、化肥、飼料、農藥、防疫藥物等基礎生產資料（許崇正、高希武，2005；Weber&Musshoff，2012；張珩等，2018），雇傭更多的勞動力（庸暉，2015）。所有這些生產要素的增加或者改善均有利于家庭農場收入增加。在生產技術投資環(huán)節(jié)，農村產權抵押貸款能促進家庭農場對生產技術的引進，提高生產效率，增加產出，從而提高收入。農村產權抵押貸款能促進家庭農場引進新技術、新設備和新品種（古曉，2014；庸暉，2015；牛曉冬等，2017；劉子薇，2019；周玲，2020）。生產技術的改進可以大大提升家庭農場的生產效率，進而有利于其經(jīng)營狀況的改善。

在管理環(huán)節(jié)，農村產權抵押貸款能促進家庭農場引進先進的管理系統(tǒng)，滿足家庭農場土地、種植養(yǎng)殖記錄、生產資料、農產品、操作人員等的信息化管理需求，提升了家庭農場生產及管理的整體水平（王魯?shù)龋?015；王昌海等，2017）。

在銷售環(huán)節(jié)，農村產權抵押貸款能促進家庭農場拓展電商平臺等銷售方式，提高產品銷量和價格，從而提高收入（Montealegre et al．，2007；Carpio et al．，2013；曾億武等，2018）。電子商務可以使買賣雙方直接進行交易，去掉了中間商環(huán)節(jié)。實現(xiàn)農產品分銷渠道去中介化，減少中間環(huán)節(jié)，降低交易成本。一方面可以提升社會的整體福利，另一方面也有利于家庭農場獲得更有利的價格談判地位，提升農產品價格（Bakos，1998；曾億武等，2018）。

在品牌建設環(huán)節(jié)，農村產權抵押貸款能促進家庭農場進行品牌建設投資，提升其品牌知名度。品牌的建立，一方面可以提升消費者對其產品的認可度，增加銷量。在品牌建設者按照品牌承諾進行生產銷售時，消費者也就愿意基于信息搜查成本最低的原則，重復購買其信任的品牌，品牌能吸引和鞏固一些忠誠的消費者使其重復購買，又進一步地吸引新的消費者（馬曉紅，2011）；另一方面品牌的建立也可以改善家庭農場的價格談判地位，獲得較高的銷售價格。品牌最重要的是品質。農產品品質越高，消費者粘性越強，消費忠誠度越高，由此家庭農場能獲得產品溢價（楊燕曦，2018；徐琳，2020）。

基于此，本文提出假說H2：

H2：農村產權抵押貸款有利于家庭農場增加生產要素投入水平、改進生產技術、提升經(jīng)營管理水平、擴展和優(yōu)化銷售渠道、建立和提升品牌，進而提升其產量、銷量以及價格水平，最終改善其生產經(jīng)營狀況。

四、實證研究

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)是2017年開展的“全國新型農業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展指數(shù)調查”。該調查由經(jīng)濟日報社負責項目協(xié)調，由中國人民大學負責項目方案設計（包括問卷設計、調研方案制定等），由零點有數(shù)數(shù)據(jù)科技股份有限公司負責項目執(zhí)行。調查采用分層隨機抽樣與兩階段抽樣相結合的方法，調研的區(qū)域包括江蘇、江西、遼寧、內蒙古、山東、山西、陜西、四川、云南、安徽、北京、福建、甘肅、廣東、廣西、貴州、河北、河南、黑龍江、湖北、湖南、浙江和吉林23個?。▍^(qū)、市）。為提升調研效率和數(shù)據(jù)質量，專門根據(jù)調查問卷制作了APP軟件，同時在調研過程中使用了拍照、錄音和全球定位系統(tǒng)等技術手段。該調查包括了龍頭企業(yè)、農民專業(yè)合作社、家庭農場以及種養(yǎng)大戶這四種類型的新型農業(yè)經(jīng)營主體，全面地調查和了解了新型農業(yè)經(jīng)營主體的基本情況，為新型農業(yè)經(jīng)營主體研究提供了數(shù)據(jù)支撐。其中包括1222個農民專業(yè)合作社樣本，1343個家庭農場樣本，2017個種養(yǎng)大戶樣本，609個農業(yè)產業(yè)化龍頭企業(yè)樣本，總樣本為5191個。結合研究主題，本文使用的是所在省份開展了農地產權抵押試點的家庭農場和種養(yǎng)大戶這兩類樣本數(shù)據(jù)。為了表述方便，本文統(tǒng)一將其稱為家庭農場樣本。最后獲得649個有效樣本量。

（二）變量定義及描述性統(tǒng)計

1．變量選擇。本文的核心被解釋變量是家庭農場收入，分為總收入、農業(yè)收入和非農收入，以及衡量家庭農場盈利能力的畝均凈利潤。核心解釋變量是家庭農場是否參與農村產權抵押貸款。參考梁虎等（2017）、張珩等（2018）的相關研究，本文選取的控制變量是負責人特征、農場特征、社會關系特征和地區(qū)特征等。負責人特征包括負責人性別、年齡、受教育年限；農場特征包括土地經(jīng)營面積、農業(yè)收入占比；社會關系特征包括是否有對其幫助很大的政府或金融機構工作人員；地區(qū)特征為所處地區(qū)的固定效應。為了確保模型中的控制變量是前定變量，土地經(jīng)營面積和農業(yè)收入占比使用的是前一年的數(shù)據(jù)，這樣就能確保其不受處理變量狀態(tài)的影響，但能夠影響處理變量。

2．變量描述性統(tǒng)計。表1給出了本文變量的賦值及其統(tǒng)計特征。從收入指標來看，家庭農場總收入中農業(yè)收入占比較高，非農收入占比較低。從貸款特征來看，在649個家庭農場樣本中，參與農村產權抵押貸款的家庭農場樣本有68個，未參與農村產權抵押貸款的家庭農場樣本有581個，參與率為10．48%（見表1）。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

本文將參與農村產權抵押貸款的家庭農場歸為處理組，將沒有參與的家庭農場作為對照組。如果處理措施滿足隨機分配的要求，那么處理組和對照組在以控制變量所度量的特征方面應該沒有顯著差異。表2展示了二者在被解釋變量和控制變量之間差異的t檢驗結果。從中可以看出，在家庭農場收入方面，與未參與農村產權抵押貸款的家庭農場相比，參與農村產權抵押貸款的家庭農場總收入、農業(yè)收入和非農收入顯著更高，但畝均凈利潤并沒有顯著差異（見表2）。

就控制變量的差異而言，較之于未參與農村產權抵押貸款的家庭農場，參與的家庭農場負責人受教育年限更高、土地經(jīng)營面積更大、擁有社會關系的比例更高。不過兩類家庭農場在負責人性別、負債人年齡和農業(yè)收入占比等方面并沒有顯著差別。

（三）基準回歸

1．模型構建。本文主要使用模型（1）來考察農村產權抵押貸款對家庭農場收入的影響。

其中被解釋變量Yi為家庭農場i的總收入、農業(yè)收入、非農收入，以及衡量家庭農場i盈利能力的指標畝均凈利潤。處理變量Di為家庭農場是否參與農村產權抵押貸款?？刂谱兞縓i為負責人特征、農場特征、社會關系特征和地區(qū)特征等，具體變量請參見前文。、、為待估系數(shù)，為隨機干擾因素。

2．回歸結果。表3給出了模型（1）的估計結果。從中可以看出，參與農村產權抵押貸款對家庭農場總收入、農業(yè)收入、非農收入有顯著的正向影響。此外，表3結果還顯示，農村產權抵押貸款對農業(yè)收入的回歸系數(shù)要大于非農收入的系數(shù)，這說明參與農村產權抵押貸款對農業(yè)收入的提升程度要大于非農收入。其可能的原因是家庭農場獲得貸款后將其用于農業(yè)生產，從而增加了農業(yè)收入。與此同時，用于非農投入的資金較少，對非農生產的促進作用就比較小。而畝均凈利潤回歸系數(shù)雖然為正，但并不顯著。這可能是因為利潤與收益和成本相關。家庭農場在獲得貸款后增加了生產要素和技術的投入，收益雖然增加了，但當期成本也增加了，從而壓縮了利潤空間（見表3）。

（四）內生性

因果識別最有效的方式是對比同一個家庭農場在參與農村產權抵押貸款和未參與抵押貸款兩種狀態(tài)下的收入。但對于一個家庭農場而言，現(xiàn)實中可以觀察到的只有一種狀態(tài)下的收入。如果家庭農場是否參與農村產權抵押貸款是隨機的，那么對照組就可以近似為處理組的反事實狀態(tài)。然而家庭農場是否參與農村產權抵押貸款是自己選擇的結果，低收入水平的家庭農場往往融資需求更低，參與農村產權抵押貸款的概率更?。ㄧ姶浩降?，2010）。在此情形下，對照組就難以反映處理組的反事實狀態(tài)。為解決樣本的“選擇性偏差”及帶來的內生性問題，本文擬使用傾向得分匹配法（PSM）來識別農村產權抵押貸款對收入的影響。

1．模型構建。傾向得分匹配的目的在于從未參與抵押貸款的樣本中找到與參與抵押貸款特征相似的樣本。具體估計過程如下：首先根據(jù)模型（2）計算處理組和對照組的傾向得分。其中，Di=1表示家庭農場參與農村產權抵押貸款；Di=0表示家庭農場未參與農村產權抵押貸款；Xi代表控制變量，具體變量內容請參見前文。其次選擇相應的匹配方法進行匹配。由于已有常用的四種匹配方法各有優(yōu)點，同時為了進一步檢驗結果的穩(wěn)健性，本文同時采用k近鄰匹配、卡尺匹配、卡尺內近鄰匹配和核匹配四種方法。之后，對匹配后的數(shù)據(jù)需要檢驗其共同支撐和平衡性假說。所謂共同支撐領域，就是兩組樣本的傾向得分值重合的范圍，如果大部分樣本都落在該領域里，則共同支撐檢驗通過。平衡性檢驗主要考察的是匹配后的處理組和對照組之間是否仍存在差異。除此之外，為進一步保證傾向得分匹配法結果的穩(wěn)健性，本文還采用了羅森鮑姆邊界估計方法。

表3 農村產權抵押貸款對家庭農場收入的OLS估計

2．共同支撐域。與其它三種匹配方式相比，卡尺內近鄰匹配后樣本損失最大。當樣本損失最大時，匹配后兩組樣本的傾向得分值重合區(qū)間仍然比較廣，則說明通過了共同支撐域檢驗。圖1給出了卡尺內近鄰匹配后的共同支撐域。共同支撐域內參與農村產權抵押貸款的家庭農場樣本為58個，未參與農村產權抵押貸款的樣本為497個，共計555個樣本。這意味著絕大多數(shù)樣本都在共同支撐域內。

3．平衡性檢驗。平衡性檢驗的具體指標有似然比卡方值、偽R2、標準化偏差等。從表4可以看出，匹配之后，數(shù)據(jù)的似然比卡方值、偽R2、標準化偏差都有很大程度的降低，表示匹配質量較高。Rosenbaum et al．（1985）認為，匹配之后，假設處理組樣本和對照組樣本之間的平均偏差高于20%，就表明匹配不成功。表4結果表明，匹配后控制變量的平均偏差下降到了3．2%～9．2%，說明通過了平衡性檢驗（見表4）。

表4 平衡性檢驗結果

4．估計結果。表5報告了利用四種匹配方法所得到的處理組和對照組的總收入、農業(yè)收入、非農收入。匹配之后兩組樣本的條件特征就能做到基本一致，從而能得出兩組樣本平均收入的差值，即參與者平均處理效應（記做ATT2）。本文里的ATT表示發(fā)現(xiàn)進行農村產權抵押貸款對家庭農場收入的凈效應。由表5 知，除了非農收入中的卡尺匹配外，農村產權抵押貸款中總收入、農業(yè)收入的增長測算結果均通過了顯著性檢驗。根據(jù)四種匹配方法的結果可以發(fā)現(xiàn)，農村產權抵押貸款顯著地促進了家庭農場總收入、農業(yè)收入的提高。假說H1a和H1b得到經(jīng)驗證據(jù)的支撐。農村產權抵押貸款對家庭農場的總收入、農業(yè)收入的促進作用在四種匹配方法下均顯著。此外，關于農村產權抵押貸款對家庭農場總收入、農業(yè)收入估計結果的穩(wěn)健性檢驗結果表明，羅森鮑姆界限值均高于1．62，說明不可觀測異質性不會顯著改變估計結果，估計結果具有較強的穩(wěn)健性（見表5）。

五、作用機制

從以上實證分析可以看出，農村產權抵押貸款對家庭農場農業(yè)收入有顯著的正向影響。接下來本文將著重分析農村產權抵押貸款對農業(yè)收入影響的作用機制。根據(jù)前文假說，農村產權抵押貸款可能會通過生產投資（生產要素投資、生產技術投資）環(huán)節(jié)、管理環(huán)節(jié)、銷售環(huán)節(jié)、品牌建設環(huán)節(jié)對家庭農場收入產生影響。對中介機制的檢驗，至少應分為兩步。第一步是考察農村產權抵押貸款對家庭農場各環(huán)節(jié)行為的影響，第二步是考察家庭農場各環(huán)節(jié)行為對農業(yè)收入的影響。對上述兩步的檢驗本文擬分別通過模型（3）和（4）來進行。只有兩個模型中的β估計系數(shù)具有顯著性，中介機制才有可能成立。

表5 農村產權抵押貸款對家庭農場收入的PSM估計

Yi為家庭農場農業(yè)收入。Mi為家庭農場生產投資（生產要素投資、生產技術投資）環(huán)節(jié)、管理環(huán)節(jié)、銷售環(huán)節(jié)、品牌建設環(huán)節(jié)的行為。生產要素投資環(huán)節(jié)包括土地要素投入、資本要素投入、勞動力要素投入；生產技術投資環(huán)節(jié)包括新技術引進、新設備引進、新品種引進；管理環(huán)節(jié)包括云計算云管理平臺引進、辦公自動化系統(tǒng)引進；銷售環(huán)節(jié)包括電商銷售引進；品牌建設環(huán)節(jié)包括品牌認證。其余變量含義參見模型（1）。本文采用OLS方法（被解釋變量是二值虛擬變量的相應采用Logit模型）估計模型（3）和（4）。

（一）生產要素投資效應

生產要素投入分為土地要素、資本要素和勞動力要素投入。由表6的第（1）列可知相較于沒有參與農村產權抵押貸款的家庭農場，進行過農村產權抵押貸款的家庭農場土地經(jīng)營面積并沒有顯著增加，說明農村產權抵押貸款沒有促進家庭農場對土地要素的投入。因此土地要素投入影響機制未得到經(jīng)驗證據(jù)的支撐3。

由表6的第（2）列～（3）列可知，參與農村產權抵押貸款的家庭農場生產資料支出要比沒參與的家庭農場顯著更高。與此同時，生產資料支出對家庭農場的農業(yè)收入具有顯著正向影響。由表 6的第（4）列～（5）列可知，農村產權抵押貸款對家庭農場勞動力雇傭支出以及勞動力雇傭支出對家庭農場農業(yè)收入具有顯著的正向影響（見表6）。

表6 作用機制檢驗：生產要素投資效應

上述結果表明，農村產權抵押貸款主要是通過資本要素和勞動力要素投入的增加，而非土地要素投入的增加來影響家庭農場農業(yè)收入的。

（二）生產技術投資效應

表7給出了生產技術投資效應的檢驗結果。由第（1）列～（2）列結果可以看出，相較于沒有參與農村產權抵押貸款的家庭農場，參與的家庭農場引進新技術的概率顯著提高。與此同時，相較于沒有引進新技術的家庭農場，引進新技術的家庭農場農業(yè)收入增加24．70%。由第（3）列和第（4）列結果可以看出，相較于沒有參與農村產權抵押貸款的家庭農場，參與的家庭農場引進新設備與新品種的概率并沒有顯著提高。上述結果說明生產技術投資效應也是農村產權抵押貸款影響家庭農場農業(yè)收入的一個重要機制，不過信貸約束放松導致的生產技術投資更多地體現(xiàn)在新技術引進方面，在新設備和新品種的引進方面作用不大（見表7）。

（三）管理水平提升效應

表8給出了管理水平提升效應的檢驗結果。從中可以看出，相較于沒有參與農村產權抵押貸款的家庭農場，參與的家庭農場引進云計算云管理平臺和辦公自動化系統(tǒng)的概率并沒有顯著增加。同時引進云計算管理平臺和辦公自動化系統(tǒng)也沒有對農業(yè)收入產生顯著的正向影響。因此“管理水平提升效應作為農村產權抵押貸款影響家庭農場農業(yè)收入的一個機制”并未得到經(jīng)驗證據(jù)的支撐（見表8）。

（四）銷售環(huán)節(jié)改善效應

表9給出了銷售環(huán)節(jié)改善效應的檢驗結果。從第（1）列～（2）列估計結果可以看出，相對于沒有參與農村產權抵押貸款的家庭農場，參與的家庭農場引進電商銷售的概率顯著增加。同時相較于沒有引進電商銷售的家庭農場，引進電商銷售的家庭農場農業(yè)收入增加26．90%。由第（3）列～（4）列可以看出，相較于沒有參與農村產權抵押貸款的家庭農場，參與的家庭農場進行品牌認證的概率顯著增加。但相較于沒有進行品牌認證的家庭農場，進行品牌認證的家庭農場農業(yè)收入沒有顯著增加。可能原因是家庭農場的品牌認證還屬于初級發(fā)展階段，真正的品牌效應并沒有形成。此外，品牌建設是一個長期的過程，家庭農場成立時間比較晚，品牌效應也可能還沒有展現(xiàn)出來。上述估計結果顯示，銷售環(huán)節(jié)改善效應也是農村產權抵押貸款影響家庭農場農業(yè)收入的一個重要機制，不過目前由信貸約束放松所導致的銷售環(huán)節(jié)改善更多地體現(xiàn)在銷售渠道建設方面，在品牌建設方面其作用尚不明顯（見表9）。

六、主要結論和政策啟示

基于一項全國性家庭農場的調查數(shù)據(jù)，本文分析了農村產權抵押貸款的收入效應，并且從生產投資（生產要素投資、生產技術投資）環(huán)節(jié)、管理環(huán)節(jié)、銷售環(huán)節(jié)、品牌建設環(huán)節(jié)等中間環(huán)節(jié)考察了農村產權抵押貸款對收入的作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，農村產權抵押貸款能顯著提高家庭農場總收入、農業(yè)收入以及非農收入。不過相對于其對農業(yè)收入的提升效應，農村產權抵押對非農收入的提升效應相對較小。此外，農村產權抵押貸款對家庭農場畝均凈利潤并沒有顯著影響。本文分析結果還表明，生產投資效應（包括生產要素投資效應、生產技術投資效應）、銷售環(huán)節(jié)改善效應是農村產權抵押貸款對家庭農場收入的重要機制，管理水平提升效應的作用不是很大。在生產要素投資環(huán)節(jié)，農村產權抵押貸款能促進家庭農場對資本要素和勞動力要素的投入；在生產技術投資環(huán)節(jié)，農村產權抵押貸款能促進家庭農場對新技術的引進；在銷售環(huán)節(jié)，農村產權抵押貸款能促進家庭農場拓展電商平臺等銷售方式。

上述結論的主要政策啟示有以下幾點：1．提升家庭農場參與農村產權抵押貸款的積極性以及對相關政策的了解程度。完善社會保障制度，緩解家庭農場用土地進行抵押的顧慮。2．健全農村產權價值評估機制，政府協(xié)調相關方面的專家研究頒布農村產權估值標準和方法，然后金融機構依據(jù)該標準進行估值；農場產權交易平臺引入專業(yè)的評估機構，按照政府制定的評估標準對抵押物進行估值。3．抵押物處置風險方面，健全風險補償機制，如建立政府風險補償基金，引入擔保機制。4．正確引導家庭農場對產權抵押貸款資金的有效利用，鼓勵其將資金用于引進新技術、新設備，進而提高生產效率，以及用于拓展電商平臺等銷售方式，進而提高產品銷量和價格，從而大幅提高收入。

表7 作用機制檢驗：生產技術投資效應

表8 作用機制檢驗：管理水平提升效應

表9 作用機制檢驗：銷售環(huán)節(jié)改善效應

注釋：

1寧夏同心土地協(xié)會會員間多戶聯(lián)保并簽訂土地經(jīng)營權抵押協(xié)議，當債務人無法還款時，土地經(jīng)營權流轉至村委會推薦的定向土地流轉家庭或者本村土地協(xié)會中為農戶擔保還款的會員，降低了金融機構的貸款風險，且只要貸款農戶還清了貸款及本息，土地經(jīng)營權就可以贖回。

2平均處理效應（ATT）可以表示成ATT=E(y1i|Di=1)-E(y0i|Di=1)=E(y1iy0i|Di=1)。本文里的ATT表示發(fā)現(xiàn)進行農村產權抵押貸款對家庭農場收入的凈效應。E(y1ilDi=1)指的是進行農村產權抵押貸款家庭農場的收入；E(y0ilDi=1)指的是進行貸款的家庭農場其如果未進行貸款的收入（反事實狀態(tài)）。

3為節(jié)省篇幅，未展示土地要素投入對農業(yè)收入和畝均凈利潤的回歸結果。