农地经营权抵押：贷款约束与终期家庭储蓄率——机制分析与实证检验

■杜晨玮 李韬

一、引言

解决“三农”问题是全国工作的重中之重，关系到我国现代化建设的全局。随着中国农业现代化的发展以及农产品市场需求的变化，农户对于采纳先进的农业生产技术、引入优良的农作物品种等生产行为都有着极为迫切的需要，而这些需要无不仰赖充裕的资金支持，因而农户对正规金融产品的需求逐渐增加。对于农户而言，即使小规模土地难以实现农民靠地致富的目标，但其依然将土地看作一种可靠的生活保障。因此，通过稳定、界定和明晰产权，用土地经营权抵押贷款的方式能有效落实土地用益物权，可以扩大农村抵押担保范围，打破农业经营规模小、生产效率低下的困境，增加农民的资产性收益。基于此，为满足各类农业生产资金需求以缓解农村地区长期存在的贷款难题，我国适时推出了农地经营权抵押贷款[1]。2015年《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》中提出土地经营权抵押贷款为农村土地制度改革的稳步推进提供了经验和模式，促进了农民增收致富、加快了农业现代化发展。农地经营权抵押是中国新时代农村金融改革领域最重要的创举[2]。

促进农民增收致富，既要保证农户收入在绝对水平上有所增加，使其实现富裕，又要保证农户自身发展的可持续性，使其有富余。农民满足其基本生活需求后，手中富余的资金将转化为储蓄用于抵抗风险，而富余资金与其收入的比例，即经济剩余比例，就是其家庭储蓄率。农户家庭适当的储蓄率为其自身应对突发性事件冲击、维持家庭财务持续发展和生活回归正常提供了有效支撑[3，4]。农户家庭储蓄率的高低不仅体现了家庭资产配置的偏好，而且也与农户家庭收入、消费密切相关，更是评判农户福祉水平可持续性的指标[5]。2020年第一季度的新冠肺炎疫情导致全国大范围封城封村、停工停产，经济停摆强烈冲击了农村居民的生活，农户收入明显减少甚至停滞[6，7]。在这种情况下，家庭储蓄为其渡过疫情难关、恢复生产生活提供了支持。对于总量高达2.3亿户的中国小农户①来说，在应对诸如新冠肺炎疫情这种长时间、大范围发生的不确定性公共事件时，适当水平的家庭储蓄率就显得极为重要。因此，适当提升农户家庭储蓄水平以应对各类不确定性风险具有极强的现实必要性。

既有研究主要围绕农地经营权抵押贷款的现实困境[1，8]、试点开展效果[9]、融资运行机理及思路[10，11]、潜在需求及行为响应[12，13]、对农户收入的影响[14，15]等问题展开，或是探讨不同渠道贷款约束对农户收入数量水平的影响[16—18]。鲜有文献探讨农地经营权抵押贷款约束对贷款终期家庭储蓄率的影响。

基于此，本文结合农地经营权抵押实践，探讨农地经营权抵押贷款的富农效果。选取贷款终期家庭储蓄率这个相对指标，以克服不同农户间的禀赋差异。本文分别从纯农户、兼业农户两个视角阐述农地经营权抵押约束影响农户融资贷款终期家庭储蓄率的作用机理，从而使得经验研究具有更坚实的理论基础。此外，本文的研究结论也具有较好的一般性，可进一步拓展到诸如农户“联保贷款”“小额信贷”等其他农村金融产品，从而丰富农村金融的研究视域。同时，本文利用第一手农户微观数据进行研究，为分析贷款约束对农户家庭储蓄率水平的影响提供了良好的微观经验证据。本文利用倾向得分匹配法对更细致的微观调查数据进行了实证分析，较好地解决了农户农地经营权抵押中“遭受贷款约束”等自选择性问题对实证研究的潜在干扰，使得模型分析结果更加可靠。

二、理论分析与研究假说

随着我国农业经营体系、生产模式的多样化和现代化发展，我国农户逐渐分化为纯农户、兼业农户和非农户②[19，20]。由于非农户主要以非农收入作为家庭收入主要来源，对土地依赖程度低，且通常已将承包地流转，较少或基本不具备参与农地经营权抵押贷款的条件，抵押贷款参与意愿较弱[21]。因此，将非农户排除在样本之外。结合调研地区农户收入来源情况，本文将农户样本分为纯农户和兼业农户。

（一）农地经营权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响：兼业农户视角

依据新古典经济学理论，受到贷款约束的农户无法根据帕累托最优原则进行生产要素配置，也难以有效改进农业生产技术并提高全要素生产率，进而限制了农户农业经营收入水平的提高[22]。同时，家庭联产承包责任制使得我国部分农户家庭形成了“半工半耕”的家庭劳动分工模式[23]。这种模式在短期内通常保持稳定[24]。根据凯恩斯的短期工资粘性理论，贷款约束对兼业农户家庭非农收入一般没有显著性影响[16，18]，即兼业农户家庭成员短期内非农务工工资水平一般不变。因此，从这个层面而言，贷款约束导致兼业农户家庭收入水平[25，26]③下降的根源在于农业经营性收入的减少[27]。

从现实情况来看，一方面，由于自有资金不足或面临流动性约束，融资农户的生产性支出水平基本等同于其实际贷款数额[28]。显然，这种生产性支出既不是对融资农户已有财富的消耗，也不属于常规性生活消费。另一方面，消费习惯的效应理论表明，因受到家庭消费习惯的影响，农户在面临收入变化时，其消费水平调整相对滞后[29]，短期内具有不可逆性[30]。这表明，由于“棘轮效应”的存在[31]，无论是否遭受贷款约束，融资农户短期内的家庭生活消费通常不会发生显著性变化[32，33]。换言之，贷款约束不会显著影响其家庭总消费水平[34]。因此，本文直接依据经济学含义，利用融资农户家庭贷款期的总收入减去同一时期的家庭总消费，再除以家庭总收入计算家庭储蓄率可能呈下降趋势。也就是说，根据“贷款终期家庭储蓄率=1-贷款期家庭总消费/贷款期家庭总收入”可知，农地经营权抵押通过降低兼业农户家庭农业的经营性收入带来家庭储蓄率的减少。

（二）农地经营权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响：纯农户视角

如前文所述，纯农户家庭经常性收入的变化主要由农业经营性收入来决定。首先，本文假定对于同一个参与农地经营权抵押农户而言，存在着未受抵押约束和受抵押约束两种可能。根据舒尔茨理性小农理论和传统农户理性人假设，农户生产行为与一般企业类似，都是通过配置劳动时间、个人资本等要素实现个人效用最大化，也即农户生产行为同样遵循Cobb-Douglas生产函数：

（1）式中，A为农业生产经营中所投入的技术，假定其短期内保持不变。L为投入的劳动力数量。现阶段中国农户家庭农业劳动力主要为其家庭成员，雇佣成本以及生产经营规模的限制导致我国农业生产呈现“无雇佣化”的特点[35]。短期内农户家庭内部劳动力数量一般不会发生变化，因此，本文亦假定L短期内保持不变。K为农业生产经营中的资本投入（即生产性消费）。假设资本投入水平与农户农地经营权抵押贷款金额相同，以保证农户有正的净收益。此外，a、b分别是劳动力产出和资本产出的弹性系数。

其次，本文做出三个假定：其一，假定短期内农户家庭生活性消费支出为C(C＞0)。如前文所述，C在短期内较为稳定且保持不变。其二，假定在短期内抵押农户一次还本付息，贷款利率为r(r＞0)，还本付息率为R，且R=1+r(R＞1)，因此需要偿付的本息和为M，即M=K(1+r)=KR。其三，假定农户在进行农业生产经营时有成功和失败两种状态，经营成功的概率为p(0＜p＜1)，经营失败的概率为1-p。农户用其农业收入偿还本金和利息。经营失败后有可能还本付息，也可能选择违约。违约会受到罚款F（用贷款逾期造成抵押农户农地经营权丧失带来的预期收益损失表示），F(K)=λK(λ≥0且F(K)≥0)，λ为单位惩罚率。

再次，用纯农户家庭收入表示农业经营收入，进一步得出农地经营权抵押农户贷款期的家庭财富积累额为：I=(U(K)-M)p-λK(1-p)-C。

进一步，根据“贷款终期储蓄率=（贷款期家庭总收入-贷款期家庭总消费）/贷款期家庭总收入=贷款期家庭财富积累额/贷款期家庭总收入”的表达式可以得到：

将（1）式代入（2）式，可以得出：

基于前文假设，函数S在定义域K＞0 上可导，因此，根据（3）式中储蓄率S的函数表达式，可知：

由于存在0＜p,a＜1、A,L＞0、λ≥0 且R＞1，则；同时C＞0，则因此，K＞0 时，恒有S'＞0，则S在定义域K＞0 上单调递增，即贷款终期储蓄率S是贷款金额K的增函数。

最后，根据农地经营权抵押约束定义可知，对于同一纯农户来说，不受抵押约束所获贷款金额K1大于其受到抵押约束条件下所获贷款金额K2，即有K1＞K2。因贷款终期储蓄率S在定义域K＞0 上随任意K的增加而增加，故有S1＞S2。也即纯农户家庭储蓄率是贷款金额的增函数，农地经营权抵押约束会抑制纯农户家庭储蓄率的提高。

上述理论分析及推导表明，不论是兼业农户还是纯农户，农地经营权抵押约束均抑制了农户家庭储蓄率，这种抑制效应的产生原因是农地经营权抵押约束在一定程度上抑制了农户家庭收入水平，但对农户家庭消费则无显著影响。基于此，本文对农地经营权抵押约束影响农户家庭储蓄率的机理进行分解（见图1），并在既定的利率水平下，提出以下研究假说：

图1 农地经营权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响机理

H1：农地经营权抵押约束会降低农户贷款终期家庭的储蓄率。

H2：农地经营权抵押约束会抑制农户家庭的农业经营性收入，进而抑制总收入。

H3：农地经营权抵押约束对农户家庭生活消费没有显著影响。

三、研究设计

（一）数据来源

本文数据来源于课题组2018—2019年在全国农地产权抵押试点区宁夏回族自治区平罗、同心两县开展的问卷调查。调查分两阶段进行：第一阶段为2018年7—8月的入户调查，主要是全面了解样本地区农地产权抵押农户贷款始期（2018年1—6月）的家庭收入、消费及贷款等信息；第二阶段为2019年2月、5月及8月分别针对不同还贷时期样本农户贷款还本付息后的电话回访调查，主要对农户抵押贷款终期家庭收入、消费等数据进行再次追踪。为保证数据质量及样本代表性，课题组采用分层抽样方式进行调查：首先，在两县中按农地产权抵押业务活跃程度高、中、低3个层级各抽取2个乡镇，共抽取12个乡镇；其次，按相同标准在每个乡镇抽取2个行政村，每个行政村抽取2个自然村（组），每个自然村（组）随机抽取12—18个农户。参照尹志超等[33]、李雪松等[36]的做法，本文在剔除无效数据④后，共获取有效问卷762 份，有效率为97.82%。课题组通过对样本农户进行访谈、问卷调查及电话追踪，详细询问和收集了农户农地经营权抵押贷款申请及获批额、抵押贷款期家庭收入、消费等情况，同时也对农户特征、金融特征等信息做了统计，这些都为本文研究农地经营权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响提供了良好的数据支持。

样本基本情况如下：从调研地区来看，平罗县（非贫困县）和同心县（贫困县）⑤的有效问卷分别为341份和421份。从样本农户受约束情况来看，受约束与未受约束农户样本量分别为259 户和503 户。从户主特征来看，受访者中男、女性人数分别为576人和186人；受访者平均年龄为45岁；受教育程度大多为初中。从农户家庭特征来看，样本农户贷款前家庭年均总收入、总消费分别为95266 元和72112元。样本中纯农户和兼业农户数量分别为478户和284 户，占比分别为62.73%和37.27%，这反映了样本区为传统农区的现实，也与宁夏统计年鉴（2018年）相关数据极为接近，表明本研究所用的调查样本质量较高。

（二）变量选取

农地经营权抵押贷款消除不了农业生产具有的高风险、低回报的弱质性特征，同时农地兼具的保障属性造成农地经营权不可分割性。这些与金融机构对农地经营权抵押权的实现需求产生了冲突[37]，加之农地经营权作为一种权利创设，其现阶段的物权完整性和法律保障的明确性都有所缺失，从而造成贷款逾期后金融机构难以按照市场化机制对抵押的农地经营权进行有效处置[38]，从而严重削弱了农地经营权作为抵押贷款第二还款源的作用[1]。显然，在上述现实的法律障碍与制度困境下，即使部分农户采用农地经营权抵押贷款，甚至是足额抵押（即农地经营权评估价值高于贷款申请金额及对应利息），其贷款申请金额也难以得到充分满足[39]。本文将农地经营权抵押农户贷款申请金额未得到完全满足的情形称之为农地经营权抵押约束，即农户以农地经营权足额抵押时，其贷款申请金额高于实际获批金额。

1.被解释变量。本文的被解释变量是“储蓄率”，该变量取值时间范围为贷款期，依据上文所述概念及公式具体表达为：（贷款期家庭总收入-贷款期家庭总消费）/贷款期家庭总收入。

2.核心解释变量。本文研究的核心解释变量为农地产权抵押农户是否受到贷款约束。将“农地产权抵押约束”变量设置为二元虚拟变量：如果农地产权抵押农户贷款实际获批金额小于申请金额（即遭受金融机构的贷款约束），则取值为1；反之，则取值为0。

3.控制变量。为测度农地产权抵押约束对融资农户家庭贷款终期储蓄率的影响效应，本文结合现实观察，参考已有研究，选取户主年龄、户主年龄的平方/100⑥、受教育程度以及是否具有非农劳动技能反映户主特征；选取贷款前家庭规模、家庭主要从事的农业类型、承包地面积和经营规模反映农户家庭特征；选取所在乡镇金融机构数目、家庭到最近金融机构的距离反映金融特征；选取样本地区是否为贫困县来反映地区特征。上述变量及其说明见表1。

表1 变量定义及描述性统计

（三）描述性统计

在构建实证模型之前，本文拟就农地经营权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响效应进行统计分析。表1给出了农地产权抵押“受约束”和“未受约束”两组样本农户主要变量参数的t检验结果。从表1可知，受约束农户家庭储蓄率低于未受约束农户家庭储蓄率。综合比较两组农户各项特征差异发现：相较于未受约束组，在户主特征方面，受约束组呈现出年龄偏大、文化程度较低且不具备非农劳动技能的特点；在家庭特征方面，受约束组农户家庭人口总数更多，承包地面积和经营规模更大；在金融特征方面，受约束组所在乡镇金融机构数目偏少但到最近金融机构的距离反而较近；在地区特征方面，受约束组农户所在地区多为非贫困县。综合以上分析发现，受约束与未受约束农户在控制变量方面表现出显著的差异性，即农地产权抵押农户是否遭受贷款约束并不是随机事件，而可能受某些变量的影响。也就是说，农地产权抵押农户遭受贷款约束很有可能存在“自选择效应”。

（四）实证策略

为矫正样本“自选择效应”带来的估计偏差问题，本文采用倾向得分匹配法（Propensity Score Matching，简记PSM）来识别农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响效应。此外，采用倾向得分匹配法也具有两个明显优势：一是在进行参数估计时，不需要通过寻找识别变量来处理变量的内生性问题；二是通过匹配再抽样的方法可使得观察数据尽可能接近随机试验数据，从而最大限度地减少了观察数据的偏差[40]。

鉴于此，参照并遵循倾向得分匹配模型的构建思路与逻辑[40，41]，本文将农地产权抵押农户i是否遭受贷款约束设定为虚拟变量，即Di={0 ,1} 。其中，i=1 表示农户受农地产权抵押约束，i=0 表示农户不受约束。在调研中，在获知农户均为足额抵押后，课题组主要通过设置“农地产权抵押贷款申请数额”和“农地产权抵押贷款获批数额”两个选项来判断农地产权抵押农户是否受贷款约束。结合上文所述，当农地产权抵押农户贷款获批数额小于其贷款申请数额时，则界定该农户受农地产权抵押约束，即i=1；反之，则为未受约束，即i=0。对于农地产权抵押农户i来说，其农地产权抵押贷款终期的家庭储蓄率存在两种状态，即S1i和S0i，分别表示农户i受农地产权抵押约束和未受约束时的贷款终期家庭储蓄率水平，即有如下表达式：

综上论述，本文倾向得分匹配法分析框架的具体步骤如下：

第一，遴选协变量xi。参照既有研究，本文将可能影响融资农户贷款终期家庭储蓄率水平和遭受农地产权抵押约束的相关变量纳入模型，包括户主特征、家庭特征、金融特征和地区特征，以保证满足可忽略性假设，防止出现估计偏差。

第二，估计倾向得分值，即农地产权抵押农户家庭遭受贷款约束的条件概率拟合值。本文利用Log⁃it 模型估计不同农地产权抵押农户i遭受贷款约束的倾向得分值，其表达式如下：

（6）式中，PSi表示农户i遭受贷款约束的倾向得分值；Di=0,1 分别代表未受贷款约束和受贷款约束的农户；xi则表示协变量。本文通过协变量xi估计倾向得分，同时，参考陈强[40]的建议，将个别协变量（例如户主年龄）以高次项的形式纳入方程，以使得模型形式更加灵活，并提升估计结果的精确度。

第三，进行倾向得分匹配。（1）匹配方法的选择。为提高匹配结果的稳健性，本文选用五种不同的匹配方法，包括k近邻匹配（k设定为4，即1 对4匹配）、卡尺匹配（卡尺范围设定为0.01）、卡尺内近邻匹配（卡尺内的k近邻匹配）、核匹配（默认使用二次核以及带宽0.06）和样条匹配（采用spline命令进行回归）。（2）检验平衡性。通常认为，处理组与对照组倾向得分的重叠区间是大范围的，即具有足够大的共同支撑域，以及基本消除了xi在匹配后的处理组与对照组之间的显著差异，可提高匹配的准确性和有效性，因此需进行共同支撑域检验和平衡性检验，前者通过绘制密度函数图进行检验，以检验处理组与对照组是否有共同支撑域及匹配效果如何；后者通过比较两组协变量的差异来检验匹配结果的可靠性。

第四，计算匹配后样本的平均处理效应。平均处理效应是受农地产权抵押约束和未受约束农户的加权平均收益（本文中是家庭储蓄率水平）的差异[42，43]。由于本文探究的是农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响效应，所以重点关注受农地产权抵押约束农户贷款终期家庭储蓄率的变化，因而选用处理组即遭受农地产权抵押约束农户的平均处理效应（ATT）测度农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响净效应，其测算公式如下：

（7）式中，S1i表示受约束农户贷款终期家庭储蓄率，S0i表示未受约束时贷款终期家庭储蓄率，E(S1i|Di=1) 是可直接观测到的，而E(S0i|Di=1) 是不可直接观测的数据，属于反事实结果，因此选用倾向得分匹配法构建指标E(S0i|Di=1) 是必要的。

四、实证结果与分析

（一）农地产权抵押农户遭受贷款约束的影响因素分析

为测算农地产权抵押农户遭受贷款约束的倾向得分PSi以实现样本匹配，参照刘西川等[44]的研究，本文首先运用Logit 模型来估计样本农户遭受信贷约束的倾向得分，估计结果见表2。从表2可知，差异化的户主特征、家庭特征、金融特征和地区特征是融资农户受农地产权抵押约束的重要影响因素，这与李韬等[45]的研究结论一致。其中，户主年龄和农地面积对农户受约束行为具有显著正向影响，而户主受教育年限越高、拥有非农技能、家庭主要从事养殖业及所处地区为贫困县的农户，其受约束的可能性越低。家庭规模、经营规模、所在地区金融机构数目和与金融机构距离对其受约束的行为无显著影响。

表2 基于Logit模型的农地产权抵押农户遭受贷款约束的估计结果

（二）农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率影响效应的测算

1.共同支撑域检验与倾向得分匹配结果分析。本文基于前文农地产权抵押农户受贷款约束方程估计结果来计算农户i受约束方程的倾向得分PSi，并依据倾向得分值对处理组和对照组进行匹配。本文绘制了样本农户倾向得分匹配前后的核密度图（见图2），以此进行共同支撑域条件检验。检验结果显示匹配后的农户受农地产权抵押约束（处理组）与未受约束（对照组）的倾向得分区间具有较大的共同支撑域，表明本研究共同支撑域条件较好，大多数观察值都在共同取值范围内，且进行倾向得分匹配样本损失量较少，样本具有良好的代表性。

图2 样本农户倾向得分匹配前后核密度图

表3给出了5 种匹配方法下样本最大损失量。可以看出，处理组样本最大损失量为12 个，对照组样本最大损失量为26个，损失比例较小。处理组与对照组重叠性较好，表明样本得到了较好的匹配。

表3 倾向得分匹配结果

2.平衡性检验。由表4平衡性检验结果可知，标准化偏差降低至2.6%～9.9%，均低于10%，总体偏误显著降低，处理组和对照组之间的个体特征差异得以控制。同时，LR 统计量显著降低，从匹配前的84.080 下降到匹配后的10.840～60.650，通过了LR检验，表明协变量不存在显著差异。Pesudo R2从匹配前的0.102 显著下降到匹配后的0.007～0.040，也满足了可忽略性假设。总之，以上结果表明，匹配后处理组与对照组间的分布差异显著下降，最大限度降低了样本自选择导致的估计偏误，即样本匹配质量良好，通过了平衡性检验。

表4 倾向得分匹配前后解释变量平衡性检验结果

3.农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响效应测算。本文测算了农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率影响的平均处理效应，为避免匹配方法选择导致的估计偏差，运用5 种匹配方法同时进行估计，并取其均值作为最终结果。估计结果如表5所示，5 种估计方法所得结果（影响方向和影响程度）基本一致，这充分反映出农地产权抵押约束抑制了农户贷款终期家庭储蓄率水平，同时也表明样本数据及其匹配结果稳健性良好。为便于分析，本文采用5 种方法估计结果的平均值来表征平均处理效应，即农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率影响的平均处理效应是-0.083。也就是说，农户遭受农地产权抵押约束后，其贷款终期家庭储蓄率水平降低8.3%。原因在于，农户遭受贷款约束后，生产性资本投入难以达到预期最优量，即无法保证最优资本投入下的经济产量，从而降低了预期收入水平，进而导致贷款终期家庭储蓄率降低。至此，本文的研究假说H1得以证实。

表5 农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率影响的平均处理效应（PSM）

4.稳健性检验。为检验上文估计结果的稳健性，本文运用Rosenbaum 边界估计法检验倾向得分匹配结果的稳健性。由于PSM 模型中可能存在若干难以有效控制的不可观察因素，如果存在的不可观察因素影响到农地产权抵押农户受贷款约束的异质性，那么，根据可观察因素进行匹配后的农户遭受农地产权抵押约束在处理组和对照组之间仍然是有差异的[46]。为此，本文采用Rosenbaum 边界估计（Rosenbaum Bounds）检验了当不可观察因素的异质性影响农户遭受农地产权抵押约束时，贷款终期家庭储蓄率影响效应的估计结果是否产生显著改变。

基于k近邻匹配法的估计结果（表6）显示，无论当不可观察因素引起的融资农户受农地产权抵押约束的可能性发生较小比例变化（Gamma=1.1），抑或发生较大比例变化（Gamma=2），农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率影响的显著性水平均在1%以下，且HL点估计以及5%显著性水平下置信区间上限均小于0。这表明，一方面不可观测因素的异质性并不影响本文PSM 的估计结果[46]，另一方面本文基于PSM 控制可观测因素进行农地产权抵押下的农户信贷约束对其家庭储蓄率影响的估计结果是稳健的。总之，以上结果均表明本文研究结论具有良好的稳健性。

表6 农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率影响的Rosenbaum边界估计

5.农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率影响效应的组群差异。事实上，即使是处于同一样本地区的农地产权抵押农户，由于其家庭初始资源禀赋依然存在较大差异，其受到农地产权抵押约束情况也存在不同。上文中测算的处理组的平均处理效应仅能反映农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响净效应，而无法反映样本农户间组群差异。因此，本文选取户主年龄、受教育年限、非农技能、农业类型和贫困县为指标对样本进行分组[47，48]，实证检验农地产权抵押约束对不同样本农户贷款终期家庭储蓄率影响效应的组间差异。表7为基于k近邻匹配的农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率影响效应的组群差异比较结果。

表7 农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率影响效应的组群差异

从表7可知，第一，户主年龄处于40岁及以下农户的家庭储蓄率在受农地经营权抵押约束后显著降低。可能的原因是，该年龄段农户家庭财富积累不足，多为风险偏好型决策制定者[49]，因而在遭受农地经营权抵押约束后，无法利用已有资金优化生产投资计划以提升家庭农业经营性收入，降低了家庭总收入水平，从而导致家庭储蓄率降低。

第二，户主受教育程度为小学及以下农户的家庭储蓄率在受农地经营权抵押约束后显著降低。可能的解释是，户主受教育水平是农户家庭重要的人力资本，对农户家庭的经营能力具有重要影响。户主受教育年限越短，人力资本积累越少，从而受农地经营权抵押约束后就会降低对现有生产投资计划的把控能力，进而抑制其家庭总收入，导致家庭储蓄率显著下降。

第三，户主不具有非农技能的农户家庭储蓄率在受农地经营权抵押约束后会显著降低。可能的原因是，这类农户家庭收入来源较为单一，主要为农业经营性收入，受农地经营权抵押约束后，会抑制其家庭总收入，进而抑制其家庭储蓄率水平。

第四，农业生产类型为养殖业农户的家庭储蓄率在受农地经营权抵押约束后会显著降低。可能的原因是，养殖业资金需求较高，受农地经营权抵押约束后，农业生产无法保证最优生产投入量，这将导致农户投入产出规模不经济，抑制农业经营性收入增长，进而降低农户家庭总收入，并导致农户家庭储蓄率降低。

第五，非贫困县农户的家庭储蓄率水平在受农地经营权抵押约束后会显著降低。可能的解释是，在乡村振兴战略深入实施的情形下，贫困县农户有各类利好政策帮扶（例如农业生产技术指导、农产品代销等），在不同程度上提升了其还本付息的能力。非贫困县农户的农业生产则是按照市场原则进行安排，加之农业生产本身的弱质性特征，一旦其受到农地经营权抵押约束，会导致其无法优化生产投资计划，预期农业经营性收入无法实现，家庭总收入也相应下降，进而抑制了其家庭储蓄率的增加。

6.农地产权抵押约束对农户贷款终期家庭收入和消费的影响。接下来，本文运用两阶段最小二乘估计（2SLS）进行上述检验。本文选取同一乡镇其他农地经营权抵押农户贷款约束的平均值作为农户农地经营权抵押约束的工具变量，原因如下：一方面，乡镇是金融机构的最基层服务地区，在供给资金数额有限的情况下，农户是否受到约束由其自身和其他竞争者的特征共同决定，因此，同一乡镇其他农地经营权抵押农户贷款约束程度的平均值与受访农地经营权抵押农户贷款约束程度密切相关。另一方面，同一乡镇其他农地经营权抵押农户信贷约束程度的平均值与受访农地经营权抵押农户家庭储蓄率水平不存在直接关系。综上所述，选用同一乡镇其他农地经营权抵押农户贷款约束的平均程度作为工具变量是合适的。

根据2SLS估计结果（备索）可知，当农地经营权抵押农户受贷款约束：一方面，家庭的农业经营性收入显著降低，非农务工收入则无显著性变化，进而抑制农户家庭总收入；另一方面，家庭的生活消费无显著变化，验证了农户家庭生活消费存在习惯效应。在本文中，农户家庭生产消费水平取决于贷款获批额度，二者高度正线性相关。所以，如前文所述，农地经营权抵押农户的生产性支出一般不计入家庭总消费中，因而对农户家庭消费无显著影响。因此，农地经营权抵押农户遭受贷款约束使得家庭收入降低，而对家庭消费无显著影响，这正是农地经营权抵押约束抑制农户贷款终期家庭储蓄率的原因所在。至此，假说H2、H3得以验证。

五、结论与启示

本文探讨了农地经营权抵押贷款的富农效应，研究了农地经营权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响。首先，本文从理论层面探讨了农地经营权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响及其机理。其次，基于宁夏回族自治区两个具有代表性的农地经营权抵押试点区农户的实地调查数据，运用倾向得分匹配法（PSM）测算了农地经营权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率的影响，并利用储蓄率指标替换和Rosenbaum边界估计验证了影响效应的稳健性。进一步地，本文比较了影响效应在农户间、农业生产类型间、区域间的组群差异。最后，采用两阶段最小二乘估计（2SLS）剖析了农地经营权抵押约束对农户贷款终期家庭储蓄率影响的作用机理。

本文研究结果对完善农地经营权抵押贷款相关制度保障，缓解农地经营权抵押农户遭受贷款约束的现象，以及提升农户家庭储蓄率以提高其自身抗风险能力具有良好的启示作用。在传统农业向现代农业转型、消费由量向质升级的时代，作为家庭主要决策者的户主既面临着难以采用先进农业生产技术的困境，也面临着难以准确把握农产品市场需求的困境，这增加了小农户与市场对接的困难，削弱了农户的财富创造能力，从而提高了其遭受金融机构贷款约束的概率。因此，政府相关部门应推动建立社会化服务中介（例如供销合作社），鼓励受农地经营权抵押约束的农户进行农业生产的产、供、销的全流程托管。支持受农地经营权抵押约束农户向社会化服务中介购买农业生产全套服务，以摆脱其与现代化农业生产和复杂多变市场难以有效对接的困境，缓解遭受金融机构贷款约束的境况，提升其财富积累水平。

后疫情时代，缓解农地经营权抵押约束的根本目的在于提升农户家庭收入水平，并进而促进消费升级以提高其生产、生活质量。因此，在畅通国民经济内循环的当下，强调农户家庭储蓄率要适度增加的同时，更要积极采取各种措施提振农村的生产支出和生活消费。在生产支出方面，农地经营权抵押农户的生产性消费基本取决于贷款金额的多寡，有效缓解农地经营权抵押农户的融资约束境况，可以有效提升此类农户的生产性消费水平。在生活消费方面，本文实证分析表明，农户家庭生活消费短期内存在习惯效应。这种效应的存在有两个重要原因：一是现阶段涉及农村居民“医、养、住、行”等方面的社会保障水平仍需进一步提高；二是现阶段适合农村市场的商品质量、种类供给仍有待丰富和提高。显然，这两方面的不足远远跟不上现阶段农村居民对美好生活的追求。因此，政府有关部门应从供给侧着手，鼓励企业着力提升商品质量、细化产品种类，并借助大数据优化农村电商、物流服务网络建设，促进农户生活消费升级，从而真正扩大内需以起到助力国民经济内循环畅通的作用。■

注 释

①数据来自第三次全国农业普查结果。

②参照陈晓红等[20]的研究，以农户家庭农业经营收入占家庭总收入比例为依据进行划分：占比90%以上的农户为纯农户，占比10%～90%的农户为兼业农户，占比10%以下的为非农户。

③现实中，农户家庭收入可能还包括财产性收入、转移性收入等。农户财产性收入指其对外投资、财产租赁变卖等收入。农户转移性收入指农业补贴、征地补贴等与国家支农政策有关的收入。考虑到这两种收入要么是非经常性、偶然性的收入，不具备可持续性[25]，要么其占农户家庭可支配收入比重较小[26]，因此对于上述两种收入，本文不计入家庭可支配收入中。

④在处理数据过程中，为避免异常值影响，本文剔除了家庭总收入小于等于0 的样本，同时将家庭贷款终期储蓄率的上限设置为100%，下限设置为-200%，最终得到的样本总量为762个。

⑤在课题组调研期间（2018—2019年），同心县仍为国家级贫困县。为论述方便，本文按调研期间实际县情界定县域经济发展情况，即同心县属于贫困县，平罗县属于非贫困县。

⑥引入年龄的平方项是由于户主年龄对农户农地产权抵押约束可能存在线性影响，除以100 可提高模型回归系数的易读性和估计的准确度。