田 杰，胡子豪，熊學(xué)萍

（1.重慶工商大學(xué) 金融學(xué)院，重慶 400070；2.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

一、引言

家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的提升對推動農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營、促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展和實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有重要意義?！缎滦娃r(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和服務(wù)主體高質(zhì)量發(fā)展規(guī)劃（2020—2022年）》表明，截至2018年年末，全國家庭農(nóng)場超過60萬家，然而家庭農(nóng)場仍處于起步發(fā)展階段，經(jīng)營績效不高一直是制約其高質(zhì)量發(fā)展的瓶頸。如何實現(xiàn)家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的提升，推進家庭農(nóng)場高質(zhì)量發(fā)展是當前政策關(guān)注的焦點。然而由于缺乏抵押物導(dǎo)致的融資約束制約了家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的提升。2014年中央“一號文件”提出，允許農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體以承包農(nóng)地的經(jīng)營權(quán)向金融機構(gòu)進行抵押融資，并推動相關(guān)法律的修訂。2016年，全國選取232個縣（市、區(qū)）進行試點。2019年發(fā)布的《關(guān)于金融服務(wù)鄉(xiāng)村振興的指導(dǎo)意見》中明確指出：“配合農(nóng)村土地制度改革和農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革部署，加快推動確權(quán)登記頒證、價值評估、交易流轉(zhuǎn)、處置變現(xiàn)等配套機制建設(shè)，積極穩(wěn)妥推廣農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)抵押貸款業(yè)務(wù)?！贬槍r(nóng)地經(jīng)營權(quán)在抵押和流轉(zhuǎn)中遇到的法律問題，2015年發(fā)布的文件中指出，在試點地區(qū)暫時調(diào)整實施《中華人民共和國物權(quán)法》和《中華人民共和國擔保法》中關(guān)于集體所有的耕地使用權(quán)不得抵押的規(guī)定。農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押擔保試點增加了家庭農(nóng)場可以提供的抵押擔保物，在一定程度上解決了試點地區(qū)面臨的法律障礙。那么，農(nóng)地抵押貸款政策實施后，作為家庭農(nóng)場經(jīng)營重要組成部分的土地是否能夠發(fā)揮抵押貸款的功能，擴大外源資金規(guī)模提升家庭農(nóng)場經(jīng)營績效，有待進一步實證研究。

已有文獻主要研究了家庭農(nóng)場主的企業(yè)家才能、管理經(jīng)驗、人力資本和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能[1]、先前經(jīng)歷[2]等內(nèi)部治理因素和土地細碎化[3]、土地流轉(zhuǎn)制度[4]、扶持政策制度[5,6]、社會服務(wù)制度[5]等外部制度環(huán)境對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響。由于數(shù)據(jù)的缺乏，已有研究基本上采用定性的方法分析農(nóng)地抵押貸款政策對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響。家庭農(nóng)場主是有文化、會技術(shù)、懂經(jīng)營并以農(nóng)業(yè)為職業(yè)的“新型職業(yè)農(nóng)民”，他們能夠向市場準確傳遞其經(jīng)營農(nóng)地規(guī)模、已有資產(chǎn)規(guī)模等資產(chǎn)狀況和可能獲得的投資回報等相關(guān)信息，同時能向金融機構(gòu)提供更多的有效抵押物，融資能力也相對較強[7]。因此農(nóng)地抵押貸款可以通過擴大外源資金規(guī)模影響家庭農(nóng)場經(jīng)營績效。但是農(nóng)地抵押市場中如果交易成本過高，則會導(dǎo)致信貸供給不足[8-11]，影響家庭農(nóng)場經(jīng)營績效?？梢钥闯?，既有研究沒有充足的證據(jù)表明農(nóng)地抵押貸款政策提升了家庭農(nóng)場經(jīng)營績效，也未能詳細探討農(nóng)地抵押貸款通過何種途徑影響家庭農(nóng)場經(jīng)營績效。因此，農(nóng)地抵押貸款政策對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響需進一步全面評估。本文基于農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策這一準自然實驗，使用雙重差分模型，評估農(nóng)地抵押貸款政策對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效影響的差異與作用機制。研究結(jié)果有助于進一步認識農(nóng)地抵押貸款政策對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響機理，為更好地執(zhí)行農(nóng)地抵押貸款政策提供了經(jīng)驗證據(jù)。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

2016年3月，中國人民銀行、中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會、中國保險監(jiān)督管理委員會、財政部、農(nóng)業(yè)部聯(lián)合發(fā)布了《農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點暫行辦法》，文件規(guī)定在全國232個縣級行政單位進行試點，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策開始進入實際操作階段，為本文研究提供了良好的準自然實驗樣本。本文所用到的家庭農(nóng)場基本信息和年報財務(wù)數(shù)據(jù)均來源于國家信用信息公示系統(tǒng)，由企研數(shù)據(jù)整理提供。該數(shù)據(jù)庫樣本覆蓋29個省份①該數(shù)據(jù)庫樣本不包含北京、上海、香港、澳門、臺灣。，共涉及2019個縣的家庭農(nóng)場信息，因此具有代表性。為準確估計農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響，本文主要基于雙重差分模型進行分析。因此，對數(shù)據(jù)做了如下處理：第一，剔除了無法匹配的樣本；第二，剔除了后續(xù)計量分析中主要變量存在缺失值的樣本。經(jīng)上述處理后，最終獲得由17977個家庭農(nóng)場共30449個有效樣本組成的非平衡面板數(shù)據(jù)。

（二）模型構(gòu)建

各地區(qū)自然地理環(huán)境等外在因素會影響農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策目的地選擇，而地區(qū)自然條件會影響地區(qū)微觀經(jīng)濟行為，進而對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效造成一定影響，也可能存在遺漏變量或反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。因此，本文選取雙重差分模型來評估農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策對于家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的凈影響，即準確估計出農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款的政策效應(yīng)。模型設(shè)定如下：

式（1）中，Yit為衡量家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的代理變量，β0為常數(shù)項；fcs用以區(qū)分處理組和對照組，t為區(qū)分政策實施時間前后的虛擬變量，交互項fcs?t度量是否處于農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策試點縣，是本文的核心解釋變量，β1表示農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策的實施對于家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的凈影響；control為控制變量，βX為各個控制變量的系數(shù)；ri表示行業(yè)固定效應(yīng)，yt為時間固定效應(yīng)，ui為省份固定效應(yīng)；εit為隨機干擾項。

（三）變量選擇

1.被解釋變量

績效是家庭農(nóng)場經(jīng)營效果的綜合反映，是衡量經(jīng)濟活動的最終指標。本文參考高鳴等（2018）[12]、韓旭東和鄭風田（2020）[13]對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體經(jīng)營績效指標的定義，選取資產(chǎn)收益率作為被解釋變量，用家庭農(nóng)場的凈利潤與其總資產(chǎn)之比表示，反映家庭農(nóng)場每一單位資產(chǎn)投入獲得的凈利潤。該指標值越大，表明經(jīng)營主體資產(chǎn)的整體配置與利用越有效率，家庭農(nóng)場盈利能力越強。

2.核心解釋變量

農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策的實施。交互項fcs?t為核心解釋變量，代表是否實施了農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策。其中fcs為政策虛擬變量，如果是實施農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點的樣本家庭農(nóng)場，賦值為1，否則為0；t為反映貸款政策實施與否的虛擬變量，項目實施后賦值為1，否則為0。β1即雙重差分估計量，用以反映農(nóng)地抵押貸款政策實施對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的凈影響。

3.中介變量

農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策的實施緩解了家庭農(nóng)場融資約束，家庭農(nóng)場主采用多種方式進行投資以提高生產(chǎn)力，提升農(nóng)地生產(chǎn)效率（Ghebru和Holden，2015）[14]；信貸可得性增加可以提升家庭農(nóng)場的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資能力，促進其增加農(nóng)業(yè)要素投入（Kehinde和Adetiloye，2012）[15]，從而提高家庭農(nóng)場經(jīng)營績效。因此，本文選取融資約束、投資效率作為中介變量，考察農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效影響的傳導(dǎo)機制。

家庭農(nóng)場融資約束。衡量融資約束的方式眾多，但大多數(shù)方式選擇的財務(wù)指標難以避免其內(nèi)生性，因而所得結(jié)論可能存在誤差。本文借鑒Hadlock和Pierce（2010）[16]的做法，僅使用家庭農(nóng)場規(guī)模和家庭農(nóng)場年齡兩個隨時間推移沒有太大變化，且具有很強外生性的變量構(gòu)建融資約束（SA）指數(shù)，具體計算公式為：

其中Size為家庭農(nóng)場規(guī)模的自然對數(shù)，Age為家庭農(nóng)場成立時間長短。

家庭農(nóng)場投資效率。本文借鑒Richardson（2006）[17]和Biddle等（2009）[18]對企業(yè)非效率投資的測定方法，作為分析家庭農(nóng)場非效率投資殘差模型的基礎(chǔ)。該模型主要用實際投資率中偏離最佳投資率的水平來識別家庭農(nóng)場投資效率。

首先，估算家庭農(nóng)場最優(yōu)投資水平；其次，以模型殘差值的絕對值作為家庭農(nóng)場投資效率的代理變量來考察其投資的實際水平；再次，根據(jù)回歸殘差項的正負定義家庭農(nóng)場投資不足與投資過度。若殘差項為正，代表家庭農(nóng)場投資過度；若殘差項為負，則代表家庭農(nóng)場投資不足。殘差項越趨向于零，說明家庭農(nóng)場的投資效率越高。

估算家庭農(nóng)場非效率投資回歸模型如下：

其中，下標i表示家庭農(nóng)場，t表示年份，εit為模型回歸的隨機誤差項即實際投資偏離理想的投資水平部分。被解釋變量Investi,t表示家庭農(nóng)場在第t期的投資規(guī)模，Investi,t-1表示前一期的投資規(guī)模，Incomei,t-1表示前一期的收入規(guī)模，oani,t-1表示前一期的欠款額度，Agei,t-1表示家庭農(nóng)場前一期的年齡，Levi,t-1表示家庭農(nóng)場前一期的資產(chǎn)負債率，Roai,t-1表示家庭農(nóng)場前一期的資產(chǎn)報酬率，Sizei,t-1表示家庭農(nóng)場前一期的經(jīng)營規(guī)模，λi表示時間固定效應(yīng)。

4.控制變量

參考已有文獻，選取家庭農(nóng)場特征變量以及縣域宏觀變量作為控制變量。其中包括資產(chǎn)總額，本文以家庭農(nóng)場年度總資產(chǎn)取對數(shù)來衡量；負債總額，用家庭農(nóng)場年度總負債取對數(shù)來衡量；家庭農(nóng)場年齡，用樣本年份與家庭農(nóng)場成立年份的差值來表示；資本密集度，用家庭農(nóng)場資產(chǎn)總額與銷售額之比來表示；資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，用家庭農(nóng)場營業(yè)總收入與資產(chǎn)總額之比來表示?？h域宏觀變量有農(nóng)業(yè)發(fā)展程度（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)），用樣本所在縣域的第一產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值之比來表示；地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值取對數(shù)來衡量。

(四)描述性統(tǒng)計

表1為描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的平均值為0.186，最小值為-0.042，中位數(shù)為0.125，最大值為1，標準差為0.2，這說明樣本家庭農(nóng)場績效呈現(xiàn)明顯的波動，且家庭農(nóng)場間差異較大；融資約束平均值為-1.240、中位數(shù)為-1.243，非效率投資平均值為2.146、中位數(shù)為0.806，這說明家庭農(nóng)場普遍存在融資約束和非效率投資現(xiàn)象。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、基準回歸

（一）基準回歸結(jié)果

本文首先對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策對于家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的凈影響進行分析。表2第（1）列報告了不增加任何控制變量進行回歸所得的結(jié)果，第（2）列報告了在增加控制變量下進行回歸所得的結(jié)果，第（3）列報告了在加入控制變量且年份固定下進行回歸所得的結(jié)果，第（4）列是在此基礎(chǔ)上進一步加入非觀測的行業(yè)效應(yīng)后進行回歸所得的結(jié)果，第（5）列是在此基礎(chǔ)上進一步加入非觀測的地區(qū)效應(yīng)后進行回歸所得的結(jié)果。通過第（1）列—第（5）列中土地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款的系數(shù)值不難發(fā)現(xiàn)，土地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策顯著提升了處于試點縣的家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效，這說明政策實施之后家庭農(nóng)場資產(chǎn)的整體運營效率有所提高，家庭農(nóng)場盈利能力增強。在加入全部控制變量后，第（5）列結(jié)果中土地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策的系數(shù)值為0.010，且在1%的置信水平上顯著，這表明在控制了年份、行業(yè)、省份以及其他控制變量的情況下，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策可以提高家庭農(nóng)場1%左右的經(jīng)營績效。

表2 基準回歸結(jié)果

續(xù)表

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗基準回歸的穩(wěn)健性，本文采用平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、改變經(jīng)營績效的樣本容量，并基于傾向得分1∶3匹配、1∶5匹配和半徑匹配的雙重差分模型進行穩(wěn)健性檢驗，若檢驗結(jié)果與上述回歸結(jié)果基本一致，則說明基準回歸具有可靠性。

1.平行趨勢檢驗

本文對農(nóng)地抵押貸款政策試點地區(qū)與未試點地區(qū)在政策實施前后的變動趨勢進行檢驗，以考察樣本平行趨勢假設(shè)是否成立。借鑒已有文獻的方法，采用動態(tài)雙重差分進行檢驗，在模型（1）的基礎(chǔ)上設(shè)定模型如下：

其中，Yit代表家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效，Di是農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策試點前、試點后所對應(yīng)的年份虛擬變量，本文將政策實施年份2016年作為基準對照年，若樣本觀測到了相對政策實施第i年的數(shù)據(jù)，則Di取1，否則取0。系數(shù)β的動態(tài)變化如圖1所示，圖1中橫坐標表示樣本年度，縱坐標表示家庭農(nóng)場經(jīng)營績效。由圖中信息可知，在試點政策實施前3年內(nèi)，系數(shù)β的值并未出現(xiàn)系統(tǒng)性差異，變動趨勢較為相似，而在處理組受到政策沖擊之后，β值顯著為正且處理組和控制組之間具有較大差異。由此可以認為處理組和控制組之間的顯著差異主要源于農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策的實施。綜上，農(nóng)地抵押貸款政策對家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效會產(chǎn)生顯著的正向影響。

圖1 平行趨勢檢驗圖

2.安慰劑檢驗

除農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策這一因素影響以外，各地區(qū)自然地理條件、經(jīng)濟環(huán)境和其他政策因素等也可能對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的變化產(chǎn)生影響，為考察是否由于遺漏變量導(dǎo)致估計結(jié)果偏誤，本文結(jié)合Cantoni等（2017）[19]對政策實驗隨機性檢驗方法進行安慰劑檢驗。

根據(jù)農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策試點開展的實際情況，隨機生成1000個假想的處理組，并利用這1000個處理組進行回歸檢驗政策實施效應(yīng)。具體方法如下：構(gòu)建一個安慰劑檢驗的虛擬變量fcs與t的交互項fcs?t，并進行回歸，由于“偽”處理組是隨機產(chǎn)生的，交互項fcs?t不會對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效產(chǎn)生顯著影響，其回歸系數(shù)應(yīng)為0。本文重復(fù)1000次回歸過程并在圖2中報告隨機生成處理組的估計系數(shù)分布情況。由圖中信息可知，回歸系數(shù)均值明顯接近于0，而圖中豎實線代表的農(nóng)地抵押貸款政策實際估計系數(shù)（0.022）在分布中屬于異常值，也就是說，在本文隨機生成的政策沖擊下，并沒有對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效產(chǎn)生顯著的正向影響。以上說明本文犯“取偽錯誤”的概率是極低的，估計結(jié)果沒有明顯的遺漏變量偏誤。因此，基準回歸中得出的農(nóng)地抵押貸款的政策效應(yīng)結(jié)果是比較穩(wěn)健的。

圖2 安慰劑檢驗圖

3.改變家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的樣本容量

本文借鑒已有文獻對樣本容量進行分組的做法，將經(jīng)營績效按照從低到高進行排序，并分成三組，剔除中間一組，重新檢驗政策對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效最低組和最高組的影響。結(jié)果見表3第（1）列，在1%的顯著性水平下，農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策對處于試點縣家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效有顯著的提升作用，且從系數(shù)估計量來看，農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策可以提高家庭農(nóng)場4.5%左右的經(jīng)營績效。改變被解釋變量的量化方式仍然得到與基準回歸類似的結(jié)論，這表明基準回歸具有一定的穩(wěn)健性。

4.樣本選擇性偏誤及內(nèi)生性處理

雖然農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策是外生性的決策，但該政策和家庭農(nóng)場經(jīng)營績效之間很可能存在天然的內(nèi)生性，即家庭農(nóng)場發(fā)展得越好的區(qū)縣越有可能被選取為試點縣。為解決政策試點地區(qū)可能存在選擇性偏誤而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分1∶3匹配、1∶5匹配和半徑匹配法展開進一步驗證。

表3報告了基于三種傾向得分匹配方法后樣本的雙重差分模型回歸結(jié)果。第（2）列1∶3匹配后的雙重差分傾向得分匹配回歸結(jié)果顯示，交互項fcs?t的回歸系數(shù)為0.020，系數(shù)在1%置信水平上顯著為正，這表明農(nóng)地抵押貸款政策可以有效提高家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效，就邊際效應(yīng)而言，當其他因素不變時，試點改革平均可以提高2%的家庭農(nóng)場經(jīng)營績效?？紤]到1∶3匹配后樣本數(shù)量的損失以及不同匹配方法穩(wěn)健性程度的不同，表3第（3）列、第（4）列分別使用1∶5匹配和半徑匹配（r值設(shè)定為0.005）構(gòu)建新的匹配樣本，然后使用雙重差分模型進行估計，估計結(jié)果仍與基準回歸保持一致，這表明基準回歸具有一定的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

續(xù)表

四、影響機制分析

信貸緩解機制。本文選取融資約束來衡量信貸獲取，在其他條件不變情況下，若農(nóng)地抵押貸款政策緩解了家庭農(nóng)場的融資約束，則意味著家庭農(nóng)場可以獲得充足的資金投入生產(chǎn)以提高經(jīng)營績效。回歸結(jié)果如表4中第（1）列所示，回歸系數(shù)顯著為負，這說明農(nóng)地抵押貸款政策有效減緩了融資約束，增加了家庭農(nóng)場資金供給，可以采用多種方式進行投資以提高生產(chǎn)力，促進農(nóng)地效率提高進而提高家庭農(nóng)場經(jīng)營績效。再對政策實施的內(nèi)部差異進一步分析，以家庭農(nóng)場融資約束的中位數(shù)為標準，將全部家庭農(nóng)場劃分為融資約束強弱兩類，并分別對其進行回歸。結(jié)果如表4中第（2）列—第（3）列所示，融資約束強的家庭農(nóng)場的回歸結(jié)果顯著為正，這表明農(nóng)地抵押貸款政策實施后，若該家庭農(nóng)場受到的信貸約束越大，則政策對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的改善就越大，起到了“雪中送炭”的作用。

投資效率提升機制。本文選取非效率投資來衡量，因為在其他條件不變情況下，若農(nóng)地抵押貸款政策抑制了家庭農(nóng)場的非效率投資，改善了投資不足和投資過度，則意味著家庭農(nóng)場的投資越有效，這說明通過高效的投資可以提高家庭農(nóng)場整體的經(jīng)營績效。回歸結(jié)果如表4中第（4）列所示，回歸系數(shù)顯著為負，這說明農(nóng)地抵押貸款政策可以抑制家庭農(nóng)場的非效率投資，政策實施之后，有助于家庭農(nóng)場緩解融資約束，改善投資不足；政策借助于家庭農(nóng)場高效率組織治理，以及滿足長期資金供給預(yù)期，提升資金利用效率，抑制家庭農(nóng)場投資過度，從而通過有效投資增進家庭農(nóng)場整體的績效。再對政策實施的內(nèi)部差異進一步分析，以家庭農(nóng)場非效率投資的中位數(shù)為標準，將全部家庭農(nóng)場劃分為投資效率高低兩類，并分別對其進行回歸。結(jié)果如表4中第（5）列—第（6）列所示，投資效率低的家庭農(nóng)場的回歸結(jié)果更顯著且為正，這表明試點農(nóng)地抵押貸款政策后，若該家庭農(nóng)場投資效率越低，則政策對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的改善就越大。

表4 機制檢驗結(jié)果

續(xù)表

五、異質(zhì)性分析

考慮到家庭農(nóng)場間所處地區(qū)、規(guī)模和運營狀況等方面均存在較大差異，政策對不同家庭農(nóng)場的作用強度可能有所不同。因而，本文從地區(qū)市場化程度、家庭農(nóng)場規(guī)模和運營狀況等方面對農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款影響家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的作用進行異質(zhì)性分析。

（一）市場化程度差異

為考察農(nóng)地抵押貸款政策對處于不同市場化程度下的家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響，本文選用樊綱等學(xué)者開發(fā)的市場化指數(shù)以及是否是邊遠地區(qū)來衡量。按照樊綱等學(xué)者所編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告》中的“中國各地區(qū)市場化指數(shù)”衡量市場化程度，當市場化指數(shù)越大，則代表地區(qū)市場化程度越高。根據(jù)《關(guān)于艱苦邊遠地區(qū)范圍和類別的規(guī)定》劃分家庭農(nóng)場是否處于艱苦邊遠地區(qū)，此地區(qū)具有高寒、貧困、邊疆境縣、少數(shù)民族自治等情況，上述文件確定了984個縣（市、區(qū)）為艱苦邊遠地區(qū)。回歸結(jié)果如表5第（1）列、第（2）列所示，市場化指數(shù)較低的地區(qū)回歸結(jié)果在1%的置信水平上顯著為正，這表明試點農(nóng)地抵押貸款政策后，若該地的市場化程度越低，則政策對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的促進效應(yīng)就越大。回歸結(jié)果如表5第（3）列、第（4）列所示，非艱苦邊遠區(qū)系數(shù)均在1%的置信水平上顯著為正，這表明家庭農(nóng)場若處于非高寒、非邊疆境縣等經(jīng)濟偏發(fā)達地區(qū)，農(nóng)地抵押貸款的政策效應(yīng)就會被增強。可能的原因是，市場化指數(shù)較低的區(qū)域經(jīng)濟基礎(chǔ)、市場化程度、信用環(huán)境等較差，在該地區(qū)的家庭農(nóng)場面臨的融資約束問題更突出，而農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策落實有利于其獲得正規(guī)金融機構(gòu)信貸，使家庭農(nóng)場的信貸獲取更加便利化，起到了“雪中送炭”的作用，進而促進家庭農(nóng)場經(jīng)營績效增長，且農(nóng)地抵押貸款政策的增收效應(yīng)在非艱苦邊遠區(qū)發(fā)揮得更好。

（二）規(guī)模差異

為考察農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策對不同規(guī)模家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響，本文將資產(chǎn)總額作為家庭農(nóng)場資產(chǎn)規(guī)模大小的代理變量，以家庭農(nóng)場資產(chǎn)規(guī)模的中位數(shù)為標準，將家庭農(nóng)場劃分為大規(guī)模家庭農(nóng)場和小規(guī)模家庭農(nóng)場兩類，并對其進行分組回歸。回歸結(jié)果為表5第（5）列和第（6）列，對比分析發(fā)現(xiàn)政策對小型家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的提升效果優(yōu)于大型家庭農(nóng)場。在傳統(tǒng)金融市場中，小型家庭農(nóng)場往往由于規(guī)模小、信息披露不完善、缺乏信貸抵押品等問題不易被金融機構(gòu)所接受，面臨較強的信貸約束，而農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策具有普惠金融的特征，可以降低家庭農(nóng)場在貸款中遇到的“門檻效應(yīng)”，為家庭農(nóng)場提供了外源資金支持，有利于增加投資以緩解融資約束，從而提高家庭農(nóng)場經(jīng)營績效。

表5 異質(zhì)性分析

（三）運營狀況差異

為考察農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策對不同運營狀況下家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響，本文將銷售利潤率、資本密集度作為家庭農(nóng)場運營狀況的代理變量，以家庭農(nóng)場銷售利潤率以及資本密集度的中位數(shù)為標準，將全部家庭農(nóng)場劃分為高低兩類，并對其進行分組回歸?；貧w結(jié)果分別為表5第（7）列、第（8）列、第（9）列、第（10）列，對比這4列農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，銷售利潤率較高和資本密集度較高的家庭農(nóng)場回歸結(jié)果在1%的置信水平上顯著為正，這表明地區(qū)試點農(nóng)地抵押貸款政策后，家庭農(nóng)場運營狀況越好，該項政策對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的促進效應(yīng)就越大?？赡艿脑蚴?，銷售利潤率較高的家庭農(nóng)場銷售收入水平較高，在增加銷售所得收入、節(jié)約銷售費用等方面取得了良好的成效；資本密集度較高的家庭農(nóng)場往往采用比較先進的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和機械設(shè)備，更有利于提高勞動生產(chǎn)率。運營狀況越好的家庭農(nóng)場根據(jù)自身經(jīng)營情況，能夠準確地向市場傳遞家庭農(nóng)場銷售利潤率、資本密集度等相關(guān)信息，融資能力也隨之增強，從而更易拓寬融資渠道獲取外部資金來改善融資約束，從而提高家庭農(nóng)場經(jīng)營績效。

六、研究結(jié)論與政策建議

本文基于2013—2018年17977個家庭農(nóng)場共計30449個微觀樣本數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型實證分析實施農(nóng)地抵押貸款政策對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響及可能存在的異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)地抵押貸款政策顯著提升了家庭農(nóng)場經(jīng)營績效，這一結(jié)論在進行多項穩(wěn)健性檢驗后依然成立；農(nóng)地抵押貸款政策通過緩解融資約束和提升投資效率來促進家庭農(nóng)場經(jīng)營績效；農(nóng)地抵押貸款政策對家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的影響具有異質(zhì)性，這一效應(yīng)在市場化程度較低的地區(qū)以及規(guī)模較小和運營較好的家庭農(nóng)場作用發(fā)揮得更好。

就目前我國農(nóng)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀而言，本文結(jié)論可為后期農(nóng)村信貸政策的完善提供如下建議。第一，農(nóng)地抵押貸款政策還處于試點階段，本文發(fā)現(xiàn)政策的實施可以有效提高家庭農(nóng)場的經(jīng)營績效。因此，應(yīng)為該政策試點范圍的擴大創(chuàng)造良好的外部條件，推動政策在其他地區(qū)進一步落地,讓更多的家庭農(nóng)場主享受到政策福利，推動家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的可持續(xù)增長。第二，農(nóng)地抵押貸款政策效應(yīng)的發(fā)揮程度與家庭農(nóng)場所處地區(qū)發(fā)展狀況、市場化程度及家庭農(nóng)場自身規(guī)模、運營狀況等密切相關(guān)。因此，政府需要加強資金與政策支持力度，不斷完善農(nóng)地抵押貸款配套制度，健全抵押物處置機制、價值評估體系，搭建多層級的農(nóng)地流轉(zhuǎn)平臺，為農(nóng)地抵押貸款政策順利運行構(gòu)建高質(zhì)量發(fā)展制度環(huán)境。同時，家庭農(nóng)場應(yīng)走多元化經(jīng)營道路，推進一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，拓寬農(nóng)業(yè)經(jīng)營產(chǎn)業(yè)鏈，密切利益合作關(guān)系，家庭農(nóng)場主還應(yīng)進一步加強內(nèi)部治理建設(shè)，不斷提高經(jīng)營管理能力。第三，本文的研究還表明，農(nóng)地權(quán)利的賦予是增加家庭農(nóng)場經(jīng)營績效的關(guān)鍵一環(huán)，通過農(nóng)地抵押貸款政策的實施，可以“喚醒農(nóng)村沉睡的資本”，從而成為家庭農(nóng)場發(fā)展的重要推力。因此，未來鄉(xiāng)村振興政策還應(yīng)該進一步盤活農(nóng)村不動產(chǎn)，不斷激發(fā)農(nóng)民的積極性和創(chuàng)造性，在促進家庭農(nóng)場發(fā)展壯大的同時，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展和鄉(xiāng)村振興。