农地抵押贷款促进农户创业决策了吗？——农地抵押贷款政策预期与执行效果的偏差检验

苏岚岚，孔 荣

(西北农林科技大学 经济管理学院，陕西 杨凌 712100)

一、引言

乡村振兴背景下以六次产业理论引领农村创业实践，不断优化农户创业的政策支持体系，加快农村一二三产业深度融合、推进农业产业化经营，既是当今世界现代农业发展的普遍趋势，也是中国提升农业产业市场竞争力、促进农民持续增收的必然选择[1]。农户创业融资约束始终是理论界和实践界关注的重要话题，尽管诸多研究尚未就金融约束与农户创业的关系达成一致结论[2-4]，相关政策实践仍持续加大金融支农力度，但毋庸质疑，创业金融抑制仍然是当前和今后一段时期制约中国农户创业提档升级的关键因素，因而迫切需要深化农村金融产品和服务供给的创新。推进农村产权抵押融资，充分盘活农户存量资产是近些年中国农村金融改革创新的重要方向。因此，农村产权抵押融资试点和“大众创业”战略具有内在政策目标的契合性，客观准确衡量农村产权抵押融资政策执行效果有助于实现农村金融改革和农户创业金融支持政策实践的有效对接。

农地承包经营权抵押(以下简称“农地抵押”)融资试点政策的直接意图主要在于最大限度激活农村“沉睡”土地资产、缓解农户生产经营尤其是农业适度规模经营活动中的流动性约束，而流动性约束的缓解在一定程度上助推农户创业实践、促进创业型经济转型发展，因而提升农户创业尤其是农业创业发生率应是农地抵押融资试点政策直接预期的合理延伸。当前，农地抵押贷款试点推进过程中存在着改革意图结果与非意图结果并存的现象。农地承包经营权抵押贷款作为农地金融改革的重要创新之举，自试点推行以来凭借人际关系依赖性低、农地资产融资灵活性高等优势，在破解农民因有效抵押物不足而产生的“融资难”等问题方面发挥独特作用。但与此同时，流转土地的经营权抵押实现难、国有商业银行参与积极性低、实际贷款用途偏离预期、贷款供需难以实现有效匹配等方面的非意图结果突出。整体上农地抵押贷款试点县区工作进度不统一、试点时间整体较短，诸多潜在问题尚未充分显现，凸显了适当延长试点期限、推进试点工作深度的必要性。在此背景下，经全国人大常委会批准，原定于2017年底完成的农地抵押贷款试点延期一年[注]2017年12月22日十二届全国人大常委会第三十一次会议审议通过《关于延长授权国务院在北京市大兴区等232个试点县(市、区)、天津市蓟州区等59个试点县(市、区)行政区域分别暂时调整实施有关法律规定期限的决定(草案)》，这意味着“两权”抵押贷款试点期限拟延长1年至2018年12月31日。。农地抵押贷款试点期限的延长客观要求理论界深化对农地抵押贷款政策执行效果的评估研究。鉴于农地抵押贷款旨在缓解农户生产经营尤其是农业适度规模经营中的融资约束，且农业适度规模经营的有序开展为农户涉农创业奠定坚实的基础，理论上农地抵押贷款政策执行效果越好，农户从事农业适度规模经营和涉农创业的概率越高。政策实践中，若农地抵押贷款对提升农户涉农创业发生率发挥显著作用，则可逆向揭示农地抵押贷款政策执行效果符合政策预期。然而，理论界和实践界缺乏从农户创业决策层面实证检验农地抵押贷款政策预期与实践效果的偏差，因而尚难以回答农地抵押贷款是否有效促进以及在多大程度上促进了农户创业尤其是农业创业决策？农地抵押贷款影响农户创业决策的机制是什么？鉴于此，本文探索性地从农户创业决策层面实证检验农地抵押贷款政策实践效果及其与政策预期的偏差，对于下一阶段全面推进农地抵押融资改革具有重要现实意义。

本文拟从理论上深入阐释农地抵押贷款对农户创业决策的影响机理，采用陕西、宁夏两省农地抵押贷款典型试点和一般试点地区共1325户农户的微观调查数据，运用倾向得分匹配法(PSM)这一准自然实验研究方法建立合理的反事实框架，从农户创业决策层面深入探究农地抵押贷款对农户有无创业及不同行业创业决策的影响效应，并实证分析农地抵押贷款对不同类型农户创业决策影响效应的差异性及农地抵押贷款对农户创业决策的影响机制，试图验证农户创业决策视角下农地抵押融资改革政策目标与实际政策执行效果的一致性。本文研究结果有益于丰富农地抵押贷款相关政策经济效应尤其是农户福利效应的研究，对于进一步优化农地抵押贷款供给决策、完善农户创业金融支持措施、充分发挥农地产权抵押融资改革与农户创业金融支持政策实践合力、助力农户创业增收及农村产业融合发展具有重要实践参考价值。

二、文献综述

已有研究集中于从个体特征、家庭特征、村庄环境特征、政策因素等方面探究农户创业决策影响因素，其中，诸多学者对家庭流动性约束与农户创业决策的关系关注较多，且相关研究采用不同的流动性约束代理变量使得研究结论呈现较大的差异性。一方面，部分学者以财富作为家庭流动性约束的代理变量，探讨了财富与创业之间的关系。如Evans等(1989)[5]构建了个体财富与自我雇佣率之间关系的静态流动性约束模型，并指出较高水平财富预期会引致较高的自我雇佣率，这与Holtz-Eakin等(1994)[6]、Cagetti等(2006)[7]的研究观点一致。基于中国创业实践，程郁等(2009)[2]修正了Evans和Jovanovic所提出的流动性约束下的创业决策模型，研究发现信贷约束对农户创业的影响并不具有单调性，放松信贷约束不一定会导致创业活动的增加。而学者翁辰等(2015)[8]研究表明信贷约束显著制约了财富分布位于最低25%、50%-75%以及最高25%的样本家庭的创业选择，并且对财富水平较高的农村家庭创业选择影响更大。立足动态视角，盖庆恩等(2013)[9]重新审视了以家庭净资产衡量的财富水平对创业的异质性影响，研究证实创业自选择偏差的存在导致财富与创业的线性关系不再成立，弥补了前述传统静态模型研究的缺陷。另一方面，少量学者探索性尝试以房产或土地资产作为家庭流动性约束的代理变量，探究了房产或土地资产对家庭创业的影响。如刘杰等(2011)[10]以房产价值作为流动性约束的关键代理变量，认为流动性约束对农户创业决策及创业类型选择具有显著和一致的阻碍作用，且该作用只体现在源于正规金融部门的流动性约束；李江一等(2016)[11]以住房抵押产权作为流动性约束的代理变量，研究表明相较于无房家庭和拥有不完全产权住房的家庭，拥有可抵押的完全产权住房通过缓解创业融资约束显著提高了家庭参与创业的可能性；彭艳玲等(2016)[12]以土地经营权作为流动性约束的代理变量，实证表明农村土地经营权用于抵押融资时可缓解农户创业选择过程中的流动性约束，且对其“终止创业”、“重新创业”、“计划创业”、“继续创业”四类创业选择的正向影响依次增强。

诸多学者围绕农户农地抵押贷款需求及参与行为影响因素展开了大量有益探讨，并针对农地抵押贷款的农户福利效应进行拓展性研究。已有文献将影响农户产权抵押融资参与行为的因素归纳为个体特征、家庭特征、社会资本、金融机构特征、农村产权抵押融资认知及农村产权抵押获贷经历、地域因素等方面，相关研究证实，户主性别、年龄、文化程度、农地抵押政策认知、土地流转与土地经营面积、农户类型、农户贷款经历、村干部及金融机构关系、金融机构业务供给积极性、农地抵押贷款模式等因素对农户农地抵押贷款响应行为发挥不同程度的显著作用[13-15]。国外学者基于不同农地产权制度背景和不同时期调查数据探究了农地产权抵押贷款对农户正规信贷可得性的影响，在理论观点上形成“显著促进论”[16-17]和“作用不显著论或作用异质性论”[18-19]的分歧。随着中国农地抵押贷款实践的深入推进，针对农地抵押贷款政策试点效果的评估研究引起国内越来越多学者的重视。立足农村金融需求侧的相关研究多从信贷可得性与信贷约束、家庭收入和消费等层面实证测度农地抵押贷款的福利效应。如黄惠春(2014)[20]基于经济水平较高的江苏省试点地区农户数据的研究发现，当前农地抵押贷款重点瞄准大农户和优质的存量客户，因而对提高农户贷款可得性，尤其对解决小农户的融资难题并无显著作用。与此观点截然相反的是，李韬等(2015)[21]采用经济欠发达的宁夏回族自治区农户数据的实证研究表明，小农户对农地抵押贷款的行为响应较大农户更为积极，农地抵押贷款显著缓解了小农户的融资约束；黄惠春等(2015)[22]基于组群配对法的研究进一步指出，农地抵押贷款试点虽可在一定程度上缓解农户信贷完全数量配给、提高农户信贷可得性，但当前农地抵押贷款业务尚未成熟、农地抵押贷款发生率偏低的条件下，其预期效果并不显著。此外，曹瓅等(2014)[23]采用Tobit模型分析表明农地产权抵押贷款显著改善了农户家庭福利水平，即对农户年收入、非农收入、生活消费支出和生产性支出均存在显著正向影响，但对农户农业收入影响不显著；而梁虎等(2017)[15]、张欣等(2017)[24]采用倾向得分匹配法研究表明，农地抵押贷款显著促进农户总收入尤其是农业收入的增长，但对农户非农收入的影响不显著。

梳理文献可知，已有研究还存在以下不足之处：一是少有研究采用农地经营权抵押贷款作为农户流动性约束的代理变量，并从理论和实证层面深入阐释农地抵押贷款对农户创业决策的影响机理；二是基于农户不同行业创业决策促进层面实证测度农地抵押贷款参与的经济效应研究尚显不足；三是鲜有研究关注农地抵押贷款政策预期与实践效果的偏差，且实证研究更为少见。鉴于此，本文的主要贡献体现如下：一是以农地抵押贷款作为农户流动性约束的代理变量，从土地流转效应、劳动力配置效应、资产配置效应和收入增长效应四个方面深入阐释农地抵押贷款影响农户创业决策的理论逻辑；二是采用倾向得分匹配法构建反事实框架以修正选择性偏误，实证测算农地抵押贷款对农户创业决策及不同行业创业决策的影响净效应，并计量分析农地抵押贷款对不同类型农户创业决策影响效应的差异性及农地抵押贷款影响农户创业决策的可能路径；三是深入探讨农户创业决策视角下农地抵押贷款政策实践对其政策设计原本意图的遵循程度，以期为客观评估上一试点期农地抵押贷款的农户经济福利效果，优化当前试点延长期和今后全面推广期的农地抵押贷款政策设计、完善农户创业的金融支持政策、以农户创业提档升级助推农村产业深度融合提供实践支撑。

三、农地抵押贷款影响农户创业决策的经济学解释及研究假说

(一)农地抵押贷款对农户创业决策的影响理论分析

已有研究表明，信贷约束的缓解并不直接作用于农户创业选择，但会影响农户创业过程中的资源配置结构及创业的层次和水平[2]。农地抵押融资功能的实现使农户藉以获得新的发展资本，促进农业再生产或扩大再生产，实现从低级产业向高级产业转换，进而推动土地经营从现行的生存型模式升级为发展型模式[25]。综合来看，农地抵押贷款参与可通过土地流转效应、劳动力配置效应、资产配置效应、收入增长效应等影响农户创业决策的实施(图1)。具体表现为：

1.农地抵押贷款通过土地流转效应影响农户创业决策的理论分析。土地资源合理配置是创业决策尤其是农业创业决策需考虑的首要内容。是否转入土地、土地转入规模、土地利用方式等均影响土地资源的高效率配置。孙全亮(2010)[26]研究认为，以农地抵押贷款为核心的农地金融制度的建立与推行促进了农地承包经营权货币化价值的充分实现，提高了土地流动性和土地流转及配置效率，加速了农村土地流转机制的形成；同时，农地抵押贷款可通过金融需求的补给效应助力土地规模流转资金短缺问题的解决。鉴于此，农地抵押贷款政策实施特别是流转农地经营权抵押贷款的推进，有助于在较大程度上提升农户对农地价值的感知和从事农业生产积极性，为农户农地转入决策和农业规模经营提供重要资金来源。农户土地规模转入为其开展非农创业提供用地场所，同时有助于其实现农地经营规模升级和跨越农业创业门槛。

图1 农地抵押贷款影响农户创业决策的机理

2.农地抵押贷款通过劳动力配置效应影响农户创业决策的理论分析。劳动力的合理配置关系创业决策实施需考虑的最重要要素，即人力要素。劳动力投入数量和质量、是否雇佣劳动力、是否采取机械替代劳动力、是否采用部分生产环节外包的形式等均是优化创业事业劳动力配置的诸多方面。农地抵押贷款资金的获取在一定程度上缓解农户流动性约束状况，有助于支付长短期雇佣劳动力、雇佣机械及生产环节外包等的相应费用。劳动力数量和质量等方面的合理配置可突破创业的人力资本约束，增强农户经营规模及行业选择的灵活性，提升家庭抵御生产经营风险的能力，推动农户实现规模创业，并保障创业事业健康有序运转。

3.农地抵押贷款通过资产配置效应影响农户创业决策的理论分析。资产合理配置作为创业决策的重要内容，其主要涉及初始投资额与年新增投资额，机器设备等固定资产投资，生物资产或在产品等非固定资产投资，以及保险、预防性储蓄、周转资金等金融资产配置。农地抵押贷款的获取及其规模在一定程度上影响农户生产经营活动的资产配置结构，农地抵押贷款资金越多，越有助于增强农户长短期资产配置决策的灵活性。短期内较高数额的农地抵押贷款直接促进农户对存货等流动资产的投资，增加农户生产经营周转资金持有量；长期来看，农地抵押贷款获批笔数越多、金额越大，农户生产经营活动中越倾向于增加回收期较长的固定资产投资，并积极采用保险购买、预防性储蓄等风险防范措施。农户在流动资产、固定资产、周转资金、预防性储蓄等方面的合理配置直接关系其创业初始资金及后续运营资金供给、生产资料及设施的配备、创业风险防御等，因而最终影响创业成败、行业选择及所创事业可持续性。

4.农地抵押贷款通过收入增长效应影响农户创业决策的理论分析。收入增长是创业决策的重要经济目标。通过申请农地抵押贷款，为投资生产经营活动筹集资金是诸多农户的重要参与动机。郭忠兴等(2014)[27]分析指出农地抵押贷款作为农地资产资本化的重要形式，可通过降低贷款交易费用割断“利率提升链”，增加农户资本积累、提升其财富水平，进而促进经济增长。农地抵押贷款资金投入到生产经营活动各环节，有助于缓解流动资金约束状况，促进新品种、新技术及新设备采用，推动生产经营规模稳步增长，提升农户经营性收入水平、加速其财富累积。农户可支配的经营性收入的增长为其创业提供更多资本金，促进生产经营活动的升级，激励农户积极跨越创业门槛，实施更高层次的生产经营行为。

综上，本文提出如下研究假说：

假说1：农地抵押贷款显著促进农户创业决策。

(二)农户创业决策视角下农地抵押贷款政策预期与执行效果的偏差检验理论分析

当前，我国农地产权交易制度尚不完善、农地经营权抵押处置及风险防范机制尚不健全，农地抵押贷款实施具有政策力度强而市场推动弱的特殊性，参与农地抵押贷款试点的金融机构在保证贷款资金安全及财务可持续性基础上，还需严格执行政策试点要求，以充分发挥农地抵押贷款的支农效益。已有基于多试点地区的调查统计发现，农地抵押贷款实践中诸多农户以生产名义获取贷款，但将贷款用于建房、医疗、婚丧嫁娶等非生产性消费，还有相当一部分农户将农地抵押贷款用于非农投资经营，真正用于农业生产用途的农地抵押贷款比例不高[28]。鉴于此，从农户创业决策层面深入评估农地抵押贷款政策执行效果时，还应充分考虑农地抵押贷款政策设计本身意图。2015年8月国务院公布实施的《国务院关于开展农村承包土地的经营权和农民住房财产权抵押贷款试点的指导意见》(国发〔2015〕45号)在严格试点条件中强调“试点地区应满足农业适度规模经营势头良好、具备规模经济效益”，并在试点任务中突出“支持农业适度规模经营，鼓励对经营规模适度的农业经营主体发放贷款”；2016年3月中国人民银行联合中国银监会、财政部等多部门出台的《农村承包土地的经营权抵押贷款试点暂行办法》第八条明确规定“借款人获得的承包土地经营权抵押贷款，应主要用于农业生产经营等贷款人认可的合法用途”，第十一条进一步指出“鼓励贷款人在农村承包土地的经营权剩余使用期限内发放中长期贷款，有效增加农业生产的中长期信贷投入”。上述规定直接反映出农地抵押贷款试点政策初衷在于重点支持农户从事农业产业内生产经营尤其是适度规模经营活动，农户因从事非农生产经营或者因建房、购房、家庭日常生活开支、医疗教育费用等消费性支出产生的资金需求并不在农地抵押贷款政策预期的支持范围之内。但如前文所述，限于金融机构监管力度和贷后跟踪检查机制不完善，农地抵押贷款实践中存在诸多农户以农业用途名义申请农地抵押贷款，但获贷成功后，并未将所有贷款悉数投入到农业生产用途，而是部分或全部的用于家庭非农生产经营或消费性支出，导致农地抵押贷款政策执行效果有偏离政策预期的可能。理论上讲，随着金融机构对农地抵押贷款申请主体贷前资格审查及贷后动态追踪的不断加强，整体上农地抵押贷款用途应未偏离政策预期即主要用于农业生产经营活动，农地抵押贷款的获取有助于农户积极开展农业领域内创业。但鉴于农地抵押贷款政策执行效果尚不明确，检验农地抵押贷款对农户分行业创业决策的影响还需考虑其他两种可能：即当农地抵押贷款用途部分偏离政策预期即部分贷款资金被用于农业生产经营、部分资金被用于非农生产经营或家庭消费，农地抵押贷款既有助于促进农户农业创业，也同时助力农户结合自身主客观条件开展非农创业活动；而当农地抵押贷款用途完全偏离政策预期即贷款资金主要被用于非农生产经营或支付家庭各方面消费，农地抵押贷款将在一定程度上缓解农户非农领域创业所面临的资金约束，提高其非农创业的概率。基于上述分析，本文提出如下研究假说(假说2为原假说，假说3和4为备择假说)：

假说2：农地抵押贷款政策执行效果未偏离政策预期，即农地抵押贷款显著促进农户农业创业决策。

假说3：农地抵押贷款政策执行效果完全偏离政策预期，即农地抵押贷款显著促进农户非农创业决策。

假说4：农地抵押贷款政策执行效果部分偏离政策预期，即农地抵押贷款既显著促进农户农业创业决策也显著促进其非农创业决策。

四、研究设计

(一)数据来源及样本基本情况

本文数据来源于课题组2018年1月和3月在陕西、宁夏开展的主题为“农户农地抵押贷款参与及创业决策情况”的农村实地调研。陕西和宁夏作为西部农业大省，农业优势特色产业突出，农户涉农创业及以农业产业为基础的产业链延伸创业发生率较高，尤其近些年科技特派员创业行动[注]《国务院办公厅关于深入推行技特派员制度的若干意见》[国办发(2016)32号]明确指出，“科技特派员制度主要目的是引导各类科技创新创业人才和单位整合科技、信息、资金、管理等现代生产要素，深入农村基层一线开展科技创业和服务，与农民建立“风险共担、利益共享”的共同体，推动农村创新创业深入开展”。科技特派员创业行动可以表述为“破解‘三农’难题和城乡二元结构、实现城乡统筹发展的一个系统工程”。的深入推进为区域农户创业注入了持久活力；同时，上述两省农地抵押贷款试点基础较好，业务供给和需求量较大。鉴于“高陵模式”、“同心模式”、“平罗模式”是中国当前较成熟的三类农地抵押贷款试点模式，调查组首先选取陕西西安市高陵区、宁夏吴忠市同心县和石嘴山市平罗县三个农地产权制度改革典型试点区域进行抽样；同时，兼顾地理环境和区域经济发展水平的差异，选取渭南市富平县、汉中市南郑县、中卫市沙坡头区三个一般试点区域进行抽样，上述样本区覆盖黄土高原区、关中平原区和陕南山区等不同地理环境下的农业生态系统，农民农地规模经营行为及农地抵押贷款参与特征呈现区域性差异，因而样本代表性较好。课题组在上述各县(区)选取3-4个反映不同经济发展水平的代表性乡镇，在每个样本乡镇按照相同标准分层选取2-3个样本自然村，每个样本村再随机选择15-20个样本农户(主要为家庭财务决策人)进行访谈。调研共发放问卷1350份，回收有效问卷1325份，问卷有效率为98.14%，共涉及6个市6个县(区)24个乡(镇)72个自然村。

为探究农户农地抵押贷款参与决策的诱因，本文选取受访者性别、年龄、受教育程度、风险偏好、农地抵押政策认知、农地抵押融资信任度、农地抵押权偏好变量反映受访者个体特征；选取亲友任职村干部或公务员、亲友供职于银行或信用社、农业收入占家庭总收入比重、近三年非正规借贷数额、实际经营耕地面积、农地确权颁证、参与联户担保组织变量反映受访者家庭特征；选取村庄与最近金融机构距离、乡镇正规金融机构数目、区域农地抵押贷款参与情况、乡镇农村产权抵押贷款供给机构、乡镇土地流转协会或服务中心变量反映受访者所处村庄特征。此外，为测度农地抵押贷款对农户创业及不同行业创业决策的影响效应，本文从有无创业、农业创业、非农创业和多行业创业(即同时存在农业创业和非农创业活动)四个方面衡量农户创业决策情况。本文定义创业决策为个体基于自身能力、资源禀赋和环境条件对是否创业及创业行业选择的决策，并将农户创业范畴界定如下：①农业创业指在种植业、养殖业、林业和渔业等传统农业产业领域实施规模经营、开展新业务和建立新组织等涉农经济活动；②非农创业指在工业领域创办加工、制造、建筑企业等，在服务业领域从事农业生产专业化服务、零售批发、餐饮住宿、运输家政、文化娱乐、医疗卫生等商业流通及三产服务等方面的非农经济活动。此外，农户以农业产业为基础的多行业创业有助于突破产业间的条块分割、延长农业产业链、推进农村产业融合发展。调研人员依据上述标准，记录样本是否为创业农户，并进一步询问创业农户的劳动力雇佣、资产配置及创业收入情况。上述各类指标的赋值说明及描述性统计如表1所示。

样本基本情况描述如下：样本在陕西和宁夏的分布比例分别为46.72%和53.28%。从个体基本特征看，受访样本中，男性和女性受访者的比例分别为70.94%和29.06%；平均年龄为47岁；受教育程度集中为初中水平(占比47.09%)，初中以下和高中及以上占比分别为30.49%和22.42%；样本风险偏好平均水平为风险中性；样本对农地抵押贷款政策了解程度平均水平偏低，农地抵押权偏好平均值为一般，但对农地抵押贷款政策表现出较高的信任度。家庭特征方面，49.00%的农户有亲友任职村干部或公务员，13.50%的农户有亲友供职于银行或信用社；农业收入占家庭总收入比重低于10%、介于10%-90%、高于90%的比例分别为33.33%、50.72%和15.95%；2015-2017年农户获得非正规借贷数额平均值为5.14万元；参与联户担保组织的比例为38.00%；家庭实际经营耕地面积均值为45.18亩；已颁发农地承包经营权证的比例为77.00%。村庄特征方面，村庄与最近金融机构距离平均值为3.38公里；乡镇正规金融机构数目平均为2个；乡镇有农村产权抵押贷款供给机构的样本比例为88.00%；乡镇设立土地流转协会或服务中心的比例为64.60%。样本中2015-2017年参与过(申请且获得)农地抵押贷款农户和未参与农户分别为381户和944户，农地抵押贷款参与率为28.75%，获批农地抵押贷款总额均值为12.10万元，且获批农地抵押贷款总额为5万元及以下、高于5万元且不超过10万元、10万元以上的比例分别为49.24%、27.02%和23.74%。样本为创业农户和非创业农户的比例分别为46.57%和53.43%，其中，农业创业、非农创业和多行业创业农户分别占样本总数的30.49%、16.83%和1.00%。农户创业有别于城市居民创业，具有资金准入门槛及经营风险相对较低的特征。受访样本对所从事创业项目的实际感知风险为比较高和非常高的比例分别占总创业样本的26.40%和15.70%；创业风险主要表现为自然风险、市场风险、自然风险与市场风险并存的比例分别为20.00%、47.10%和32.90%；65.20%的创业样本能够及时准确辨识创业项目可能面临的主要风险。此外，创业样本初始投资额均值为39.94万元，2017年创业毛收入和纯收入的均值分别为50.81万元和12.51万元。

综合比较农地抵押贷款参与户和未参与户各类经济指标(见表1)可知，相较于农地抵押贷款未参与组农户，农地抵押贷款参与组农户在个体特征方面多呈现出年龄和受教育程度略低、风险偏好略强、农地抵押贷款政策认知及信任度较高、农地抵押权偏好更强的特征；在家庭特征方面多表现为农业收入在家庭总收入中的占比和联户担保组织参与率较高，且近三年非正规借贷数额较低；在村庄特征方面多体现为乡镇正规金融机构数目较多且有金融机构受理农村产权抵押贷款业务、区域农地抵押贷款参与较频繁。不考虑其他影响因素条件下，农地抵押贷款参与组农户的创业发生率尤其是农业创业发生率明显高于农地抵押贷款未参与组(差值在1%的水平上显著)，其非农创业发生率低于农地抵押贷款未参与组(差值在10%的水平上显著)，多行业创业发生率与农地抵押贷款未参与组基本一致，差异不显著。鉴于农地抵押贷款参与是农户自选择的结果，农户创业决策指标的差异性可能并非由农地抵押贷款参与直接导致，后文采用倾向得分匹配法实证测度农地抵押贷款参与对农户创业决策的影响净效应。

(二)农户农地抵押贷款反事实研究框架

1.农户农地抵押贷款参与方程及创业决策方程

依据Becerril和Abdulai(2010)[29]的随机效用决策模型，农户i参与农地抵押贷款的效用(U1i)和不参与农地抵押贷款的效用(U0i)之差用Mi*表示，若Mi*=U1i-U0i> 0，则农户选择参与农地抵押贷款。本文定义农户农地抵押贷款参与方程为:

Mi*=Φ(Z)+ε1

(1)

如果Mi*>0，则Mi=1;否则Mi=0

(1)式中，Mi*为潜变量，Mi=1表示农户i参与过农地抵押贷款，Mi=0表示农户i未参与过农地抵押贷款；Z为影响农户农地抵押贷款参与行为的外生解释变量向量，包括受访者个体特征、家庭特征及村庄特征，具体变量如表1所示；ε1为随机扰动项。

为测度农地抵押贷款对农户创业决策的影响效应，本文定义农户创业决策方程如下：

Yki*=φ(X)+δMi+ε2

(2)

(2)式中，因变量Yki*为创业决策潜变量，k=1,2,3,4，分别反映农户i有无创业、农业创业、非农创业和多行业创业情况，如：若农户i有创业行为则Y1i=1，否则Y1i=0；X为影响农户创业决策的控制变量向量，Mi为农户i农地抵押贷款参与变量，ε2为随机扰动项。鉴于农户根据自身条件选择是否参与农地抵押贷款，农户农地抵押贷款参与(Mi)可能受到某些不可观测因素影响，而这些因素又与结果变量(Yki)相关，导致(2)式中的Mi与ε2相关，因而，直接估计方程(2)可能会因样本自选择问题而导致估计偏误。鉴于倾向得分匹配法(PSM)对函数形式假定、参数约束、误差项分布及解释变量外生性等无严格要求[30]，在处理样本自选择带来的选择偏差和有偏估计问题等方面具有明显优势，本文采用该方法进行实证模型设计。

表1 农地抵押贷款参与农户与未参与农户主要特征指标描述性统计及差异

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著，括号内数值为相应的标准差。

2.反事实分析框架与倾向得分匹配法

本文采用倾向得分匹配法进行估计的基本思想是在评估农地抵押贷款对农户创业决策的影响效应时，将农户划分为处理组(农地抵押贷款参与农户)和控制组(农地抵押贷款未参与农户)。因无法直接获取农地抵押贷款参与农户在未参与农地抵押贷款时其创业决策状态，需构造一个反事实框架：即在给定一组协变量(X)情况下，首先估计农户农地抵押贷款参与方程并计算农户i选择农地抵押贷款的条件概率pi=P(Mi=1|X)，记为倾向得分；其次为每个农地抵押贷款参与农户匹配一个倾向得分近似的农地抵押贷款未参与农户，从而构造一个统计对照组。该方法实质是创造一个随机实验条件，在多个协变量维度上将农地抵押贷款参与户与农地抵押贷款未参与户进行匹配，使得匹配后的两个农户除农地抵押贷款参与情况不同外，其他特征均基本相同，此时两样本的结果变量可视为同一农户两次不同实验(参与和未参与农地抵押贷款)的结果，其结果变量的差值即为农地抵押贷款参与的净效应。

依据Rosenbaum等(1985)[31]提出的反事实分析框架，本文定义处理组(农地抵押贷款参与组)的平均处理效应(Average Treatment Effect on the Treated，简记为ATT)为：

ATT=E(Yim|Mi=1)-E(Yin|Mi=1)=E(Yim-Yin|Mi=1)

(3)

(3)式中，Yim反映农户i参与农地抵押贷款时的创业决策，Yin反映农户i未参与农地抵押贷款时的创业决策。ATT衡量的是农地抵押贷款参与对农户创业决策的净影响，即测算农地抵押参与农户在参与和未参与农地抵押贷款条件下的创业决策概率差异。E(Yim|Mi=1)是可直接观测到的结果，而E(Yin|Mi=1)不可直接观测，即为反事实结果，可由倾向得分匹配法构造其替代结果。

上述倾向得分匹配估计的缺陷在于虽考虑了可观测因素对农户农地抵押贷款参与的影响，但未充分考虑影响该参与行为的不可观测因素。若协变量选取太少或选择不当，可能会导致可忽略性假设难以满足，进而影响依据倾向得分进行样本匹配的准确性[30]。鉴于倾向得分匹配第一阶段估计倾向得分时存在不确定性，在尽可能引入更多协变量的同时，使用“偏差校正匹配估计”可有效减少匹配估计的偏差[32]，该估计可采用马氏距离，进行有放回且允许并列的k近邻匹配，以减少匹配得分计算时的主观性，因而估计结果更为可信[33]。

五、农户农地抵押贷款参与的诱因分析

本文首先估计农户农地抵押贷款参与方程以实现对抵押贷款参与户和未参与户的样本匹配。自变量间相关性的Pearson检验结果表明，各自变量之间不存在多重共线性问题。

由表2可知，农户差异化的个体特征、家庭特征及所处村庄特征是农户农地抵押贷款参与决策的重要诱因。(1)个体特征方面，受访者年龄与农地抵押贷款参与之间呈倒“U”型关系，年龄偏低和偏高的农民对农地抵押贷款的行为响应积极性较低。受教育程度在1%的统计水平上负向显著，受教育程度较高的农户一般拥有较高的家庭收入和质量较好的人际交往圈层，因而获取信用和担保贷款的可得性更强。农地抵押政策认知、农地抵押融资信任度、农地抵押权偏好分别在1%、1%和5%的统计水平上正向显著，农户对农地抵押贷款政策认知越充分、对农地抵押融资公平性与合理性等信任度越高、对农地抵押权能偏好越强，其对农地抵押贷款成本、收益及风险的感知越清晰，参与农地抵押贷款的积极性越高。(2)家庭特征方面，亲友任职村干部或公务员在10%的统计水平上正向显著，村庄中拥有较好政治关系的农户家庭越容易获取到农地抵押贷款。农业收入占家庭总收入比重在10%的统计水平上正向显著，农业在家庭经济活动中重要性越高的农户对农地经营的依赖性越强，越倾向于参与农地抵押贷款以获取生产资金。近三年非正规借贷数额在5%的统计水平上负向显著，表明非正规渠道融资与农地抵押贷款之间存在明显的替代效应。农地确权颁证变量在1%的统计水平上正向显著，即农地确权颁证通过提升农地产权稳定性和农户产权权属感促进农地抵押贷款参与概率提高13.37%。参与联户担保组织在1%的统计水平上正向显著，在村庄集体组织内开展联户担保是大部分地区推进农地抵押贷款与第三方担保相结合的有效模式。(3)村庄特征方面，乡镇正规金融机构数目和区域农地抵押贷款参与情况分别在5%和1%的统计水平上正向显著。区域内金融环境条件越优越、农地抵押贷款参与整体氛围越好，农户农地抵押贷款参与概率越高。

表2 基于Logit模型的农户农地抵押贷款参与方程估计结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著，括号内数值为相应的标准误。

六、农地抵押贷款对农户创业决策的影响效应测算及作用机制检验

(一)共同支撑域与平衡性检验

1.共同支撑域及倾向得分匹配结果

基于农地抵押贷款参与方程估计结果计算农户i参与农地抵押贷款的条件概率pi拟合值，即农户i的倾向得分。为保证样本匹配质量，需对共同支撑域条件进行检验。若农地抵押贷款参与农户和未参与农户样本的解释变量共同支撑域较窄，则处于共同支撑域之外的农地抵押参与农户样本因无法实现有效匹配而造成样本流失。本文采用农地抵押贷款参与户和未参与户样本倾向得分的密度函数反映两组样本的共同支撑域条件，如图2所示。农地抵押贷款参与样本和未参与样本的倾向得分具有较大范围的重叠，且共同支撑域区间为[0.0500，0.9904]。处理组损失样本5个，对照组损失样本116个，相较于本文使用样本总量，样本损失比例较低，倾向得分匹配效果较好。

图2 农地抵押贷款参与农户和未参与农户倾向得分的经验密度

2.平衡性检验

本文所有协变量的平衡性检验结果(见表3)显示，样本匹配之后所有解释变量的标准化偏差均值从34.6%减少到5.5%(低于20%)，总偏误明显降低，表明样本匹配比较成功。似然比检验表明，匹配前解释变量的联合显著性检验在1%的统计水平上显著，而匹配之后该检验值不再显著。此外，Pseudo-R2值从匹配前的0.440降低到匹配后的0.016。进一步地，匹配后的T检验表明农地抵押贷款参与组与未参与组之间各协变量不存在显著差异。上述检验结果表明，本文采取的样本匹配有效平衡了处理组和控制组之间解释变量分布的差异，最大限度降低了样本选择偏误问题。

(二)农地抵押贷款对农户创业决策的影响效应测算及组群差异分析

1.农地抵押贷款对农户创业决策的总影响效应测算

表4报告了基于偏差校正匹配估计的农地抵押贷款参与农户的平均处理效应，该估计使用偏差校正和异方差稳健标准误，估计结果更为稳健可靠。结果显示，采用默认权重矩阵(Inverse variance)和马氏距离(Mahalanobis)两种不同权重矩阵进行匹配所得估计结果基本一致，本文采用两者算术平均值进行结果解释。

由表4可知，综合来看，农地抵押贷款对农户创业决策的影响在1%的统计水平上正向显著，且影响的净效应为0.1563。这表明，整体上农地抵押贷款通过缓解农户流动性约束，增加农户创业初始资金和生产经营周转资金，进而促进农户创业决策实施，并增强创业的可持续性。农户以承包或流转方式取得的农地经营权用于抵押融资，为优化土地、劳动力、资金等生产要素配置结构，提高生产经营规模和层次、实现收入稳定增长等提供重要资金保障，增强农户创业决策的灵活性。综上，研究假说1得到证实。

2.农地抵押贷款对农户分行业创业决策的影响效应测算：政策预期与执行效果的偏差检验

由表4可知，分行业看，农地抵押贷款对农户农业行业创业决策的影响在5%的统计水平上正向显著，且平均处理效应为0.1110；而农地抵押贷款对农户非农创业和多行业创业决策的影响均不显著。因此，农地抵押贷款政策执行效果未偏离政策预期，接受研究假说2，拒绝研究假说3和4。

为更有力阐释这一结论，本文利用问卷题项统计了农户最近一次农地抵押贷款的资金用途，结果显示：381户农地抵押贷款参与农户中，贷款资金用于生产经营投资共348户(占比91.33%)，其中农业生产经营投资和工商业经营投资分别为319户和29户，另有33户(占比8.67%)农户将农地抵押贷款资金用于建造或翻修房屋、红白喜事、医疗、日常生活开支等家庭生活性消费。上述统计结果表明，虽然当前农地抵押贷款实践中贷款资金偏离农业生产用途的现象(主要体现为资金被用于非农生产经营投资和生活性消费)屡屡发生，但整体上农地抵押贷款资金主要用于种养殖业等农业生产经营用途。农地抵押贷款主要服务于农业产业的政策设计对助推农户扩大农业生产经营规模、实现农业领域内创业发挥显著作用。与此同时，虽然部分农地抵押贷款被用于非农生产经营，但限于获批农地抵押贷款金额[注]调查问卷统计结果显示：样本农户最近一次获得农地抵押贷款金额的均值为9.91万元，其中5万元及以下占比58.30%，大于5万元且不超过10万元占比29.80%，10万元以上占比11.90%。，其对农户进入资金门槛较高的非农领域实施创业的融资约束缓解作用十分有限。因此，尽管农地抵押贷款试点实践中存在部分贷款资金用途偏离政策预期的非意图结果，但整体上农户创业视角下农地抵押贷款的政策预期和客观实践效果相一致。这得益于从中央到地方农地抵押贷款政策条款的不断细化、农地抵押贷款办理程序日趋规范化以及金融机构贷款质量跟踪检查常态化等。

表3 平衡性检验

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著。

3.农地抵押贷款对农户创业决策的影响效应组群差异分析

为进一步揭示农地抵押贷款对不同样本群体创业决策的差异化影响，本文以受教育程度、农业收入占家庭总收入比重、实际经营耕地面积为分组标识将样本进行分组，实证检验农地抵押贷款对农户创业决策影响效应的组间差异性。基于马氏距离权重矩阵的偏差校正匹配估计结果如表5所示。

受教育程度是影响农户经济决策的重要人力资本变量，不仅制约农户农地抵押贷款参与，而且影响农户创业决策的类型与层次。受教育程度较低时(没上过学或小学)，农地抵押贷款对农户开展创业尤其是农业创业的影响负向显著，可能的解释是受教育程度较低的农户限于生产经营能力和收入预期，多将农地抵押贷款资金用于家庭大额消费等其他非生产性用途；而对于受教育程度为高中及以上农户，农地抵押贷款资金对其参与农业创业、非农创业及多行业创业的影响均正向显著。上述结果表明农地抵押贷款对农户创业决策的影响效应在不同受教育水平农户组间存在明显差异。

农业收入在家庭总收入中的比重直接体现农户分化[注]参照中国社会科学院农村发展研究所(2001)[34]的研究将农户分化类型分类如下：非农业收入占家庭总收入10%以下的为纯农业型，非农业收入占家庭总收入10%～90%的为兼业型，非农业收入占家庭总收入90%以上的为纯非农业型；本文样本农户为纯农业型、兼业型和纯非农业型的比例分别为15.95%、50.72%和33.33%。类型。不同分化类型的家庭对农地和农业收入依赖程度不同，因而对农地抵押贷款的行为响应积极性存在差异，参与农业与非农创业的倾向性亦不同。纯非农业户组农地抵押贷款对农户从事创业行为尤其是非农创业行为的影响效应正向显著，但对其从事农业创业的影响效应不显著。兼业户组农地抵押贷款显著促进农户开展创业活动尤其是实施农业创业，而纯农业户组农地抵押贷款对其创业决策及分行业创业决策的影响效应均不显著。上述结果表明农地抵押贷款对农户创业决策的影响效应在不同分化类型农户组间存在明显差异。

实际经营耕地面积直接关系农户对农地的投资额和农业生产的积极性，既影响农户对农地抵押贷款的态度，也影响农户农业创业倾向。当实际经营耕地面积低于20亩时，农地抵押贷款对农户开展农业创业的影响均不显著；而当实际经营耕地面积大于20亩时，农地抵押贷款对农户创业尤其是农业创业的影响效应正向显著。

表4 农地抵押贷款对农户创业决策的影响效应测算

注：a默认权重矩阵指主对角线元素为各变量样本方差的对角矩阵之逆矩阵；马氏距离权重矩阵指权重矩阵为样本协方差矩阵的逆矩阵。b*、**、***分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著；括号内数值为标准误。

表5 农地抵押贷款对农户创业决策的影响效应组群差异比较结果

注：a实际经营耕地面积的分组依据为以1/4、中位数和3/4分位数为分割点。b*、**、***分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著。

(三)农地抵押贷款对农户创业决策的影响机制检验

为探究农地抵押贷款参与对农户创业决策的影响机制，本文选取创业农户样本(617个),以农户2015-2017年实际获批农地抵押贷款金额为核心自变量，进一步检验农地抵押贷款影响农户创业决策的土地流转效应、劳动力配置效应、资产配置效应和收入增长效应，结果如表6所示。土地流转效应模型中，农地抵押贷款金额对土地转入规模的影响在10%的统计水平上正向显著，表明获批农地抵押贷款金额越高，创业农户转入农地从事规模经营的倾向性更强。劳动力配置效应模型中，农地抵押贷款金额对创业农户短期雇佣人数、长期雇佣人数和生产环节外包行为的影响分别在1%、1%和5%的统计水平上正向显著，表明获批农地抵押贷款资金越多，越有助于促进创业农户采取长短期雇佣劳动力决策和将部分生产环节予以外包。资产配置效应模型中，农地抵押贷款金额对近三年固定资产投资额的影响不显著，但对年周转现金数量的影响在1%的统计水平上显著，表明获批农地抵押贷款金额越大，越有利于缓解创业农户的流动性约束，改善生产经营周转资金持有状况，但限于获批农地抵押贷款额度，当前农地抵押贷款对创业农户增加固定资产投资难以发挥作用。收入增长效应模型中，农地抵押贷款金额对创业农户年创业毛收入和创业纯收入的影响均在1%的统计水平上正向显著，表明获批农地抵押贷款资金越多，越有助于农户创业财富的快速增长。

七、结论与政策建议

本文基于陕西、宁夏农地经营权抵押融资改革典型和一般试点地区1325户农户调查数据，采用倾向得分匹配法实证探究了农地抵押贷款对农户创业决策的影响效应及其作用路径，并检验了农户创业决策视角下农地抵押贷款政策预期与执行效果的偏差。研究结果表明，农户创业决策视角下农地抵押贷款政策执行效果未偏离政策预期，即农地抵押贷款显著促进了农户农业创业决策，但对农户非农创业的影响不显著；农地抵押贷款对农户创业决策和农业创业决策的影响净效应分别为15.63%和11.10%；农地抵押贷款影响农户创业决策的路径体现为促进创业农户土地流转决策(土地流转效应)、推动长短期劳动力雇佣和生产环节外包(劳动力配置效应)、提升年周转现金持有量(资产配置效应)、增加创业毛收入和纯收入(收入增长效应)四个方面。农地抵押贷款对农户创业决策的影响效应组群差异比较结果表明，农地抵押贷款对受教育程度为高中及以上、农户分化类型为兼业型、规模经营农户创业尤其是农业创业的影响效应更明显。此外，研究还表明，年龄、受教育程度、农地抵押政策认知及农地抵押融资信任度、农地抵押权偏好、亲友任职村干部或公务员、农业收入占家庭总收入比重、近三年非正规借贷数额、农地确权颁证、参与联户担保组织、乡镇正规金融机构数目、区域农地抵押贷款参与情况等显著影响农户农地抵押贷款参与决策。

基于以上研究结论，为进一步优化农地抵押贷款政策供给、充分发挥其支农效益、促进农户创业增收和农业产业化发展，本文提出以下政策建议：一是结合农地抵押贷款试点成功和失败的典型实践案例，进一步改善农地抵押贷款政策设计、突出政策服务重心、明确相应的执行保障机制，加强金融机构对农地抵押贷款申请主体贷前资格审查和贷款用途监管，并建立健全农地抵押贷款贷后动态跟踪检查和质量评估机制，及时纠正农地抵押贷款政策执行实践中存在的偏差。二是聚焦潜在重点需求群体，创新农地抵押贷款产品和服务的供给，充分发挥农地抵押贷款的土地、劳动力、资金等生产要素配置效应及收入增长效应，提升农户创业发生率、增强农户创业可持续性。根据受教育程度、农户分化类型、土地经营规模等标识对区域内农户进行分层分类分析，调查研究不同类型农户尤其是创业农户农地抵押贷款需求及参与行为特征，将潜在客户重点瞄准为高中及以上受教育程度、有一定非农收入来源的兼业户、规模种植户等群体，并向以农业产业为基础的多产业融合创业等新业态新模式提供贷款资金倾斜。此外，金融机构需从贷款数额、期限、利率、还款方式等方面设计差异化的农地抵押贷款产品，以满足不同主体的多样化需求，提高农户农地抵押贷款参与率，充分发挥农地抵押贷款的农户创业促进效应。三是多措并举推进农地抵押贷款助力农户创业的配套制度改革并优化相应的支撑体系。如进一步完善覆盖县、乡、村三级的农地产权流转和抵押交易服务体系，总结形成可借鉴、可推广的成功经验及模式，因地制宜拓展农地抵押贷款试点区域，赋予试点地区更多的“试错权”；加强农地抵押贷款助力农户创业增收和农业产业化发展的政策宗旨宣传教育，提高农户对农地抵押融资政策的认知度及信任度；推进农地确权颁证全覆盖、缓解农户对农地抵押贷款失地风险的顾虑；创新农地抵押贷款实践与村级联户担保组织相结合的运行模式；健全完善农村金融机构参与农地抵押融资改革的激励及考核机制。

表6 农地抵押贷款对农户创业决策的影响机制检验结果

注：上述各模型共有的控制变量包括受访者性别、年龄、年龄平方、受教育程度、风险偏好、家庭劳动力数量、近三年非正规借贷数额、亲友任职村干部或公务员、亲友供职于银行或信用社、村庄与最近金融机构距离、乡镇正规金融机构数目。此外：a土地流转效应方程控制变量还包括农地确权颁证、农业保险参与、农民专业合作社加入、区域非农就业机会、区域农地流转情况、乡镇土地流转协会或服务中心；b劳动力配置效应方程控制变量还包括是否有农业机械、转入耕地面积、本地长期雇佣工资、本地短期雇佣工资、区域可雇佣劳动力情况；c资产配置效应方程控制变量还包括房产价值；d收入增长效应方程控制变量还包括农业保险参与、农民专业合作社加入、区域非农就业机会；e*、**、***分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著，括号内数值为相应的标准误。