農地抵押貸款試點對家庭農場生存風險的影響

童 俊，王 凱

（1.茅臺學院 工商管理系，貴州 遵義 564500；2.湖北工程學院 經濟與管理學院，湖北 孝感 432100）

一、引言

近年來，家庭農場逐漸發展為推動農地規模經營、促進農業現代化發展以及實施鄉村振興戰略的重要載體。然而，2022 年國家信用信息公示系統顯示，2013—2021 年，家庭農場的平均壽命僅為3.3年，其中有近一半的家庭農場存續期不足4 年。這一數據揭示了我國家庭農場發展的客觀規律，存續周期相對較短且伴隨著較高的市場退出率。提升家庭農場的生存能力成為實現其可持續發展的關鍵前提。目前，由于缺乏抵押物導致的融資約束影響了家庭農場的生存能力，《中國家庭農場發展報告（2018 年）》顯示，85%的家庭農場主表示他們難以獲得有效的信貸支持。2015 年農地抵押擔保試點政策選擇了232 個縣（區、市）來推進實施，為家庭農場主帶來了機遇。2018 年《國務院關于全國農村承包土地的經營權和農民住房財產權抵押貸款試點情況的總結報告》指出，截至2018 年9 月末，全國232個試點地區農地抵押貸款余額520 億元，同比增長76.3%，累計發放964 億元，進一步盤活了農村資源資產。然而，通過探索實踐，農地抵押貸款解決了一些融資約束，但仍面臨價值量小、抵押手續煩瑣、流轉市場較弱以及缺乏統一的價值評估標準和專業的評估機構等挑戰；同時，農村農地經營權主體的限制性以及農地的生存保障功能也增加了銀行處置抵押物的難度，在一定程度上影響了貸款規模。因此，農地抵押貸款試點究竟能否為家庭農場提供融資功能，從而降低家庭農場的生存風險，目前還缺乏充足的現實證據。

關于家庭農場生存風險的研究主要聚焦在內部治理和外部環境兩個方面[1]，已有文獻對家庭農場主的創業能力、生產技能[2]、先前經驗[3]等內在因素，以及土地細碎化[4]、土地流轉制度[5]、政策扶持機制[6]、社會服務體系[7]等外在制度環境對家庭農場發展的影響進行了探討。相關文獻還發現融資約束顯著增加了企業生存風險[8-9]。家庭農場同樣面臨著融資難題，已有研究指出農戶貸款難的根本原因在于缺乏有效的抵押品擔保[10]。融資約束的減輕對于提升工業企業在市場上的生存時間具有明顯的影響，通過緩解內部和外部融資約束，企業能夠提升研發水平，從而獲得更大的市場競爭優勢[11]。自1986年引入生存模型以來[12]，一些研究者開始關注企業生存風險領域，主要從企業規模[13]、技術創新[14]、融資支持[15]、企業出口[16]以及知識產權保護[17]等層面對企業的生存風險展開了探討。雖然家庭農場在經營規模、生產方式、市場準入以及所有權治理等方面不同于企業，但是也面臨生存風險問題?，F有研究對農地抵押貸款試點能否降低家庭農場的生存風險尚未形成明確的觀點，其原因如下。一是缺乏微觀數據，鮮有文獻從實證分析的角度展開研究，故難以識別農地抵押貸款試點與家庭農場生存風險之間的聯系；二是現有文獻尚未深入探討農地抵押貸款試點對家庭農場生存風險的作用機理。盡管有學者研究了農戶農地資源配置中農地抵押貸款的作用[18]，但是否能夠降低家庭農場的生存風險，仍須進一步研究。

因此，本研究采用2013—2021 年全國農地抵押貸款試點與68125家家庭農場共計123480個微觀樣本的匹配數據，使用Cloglog 生存模型，分析農地抵押貸款試點對家庭農場生存風險的影響機制與異質性。研究結果為探究農地抵押貸款試點對家庭農場生存風險的影響機理提供了科學參考，并為進一步推進農地抵押貸款試點提供了經驗證據。

二、理論分析與研究假說

家庭農場作為新型農業經營主體，具有家庭化管理、市場化經營和適度規模等特征，是農業生產中高效的經營模式之一。在“三權分置”改革過程中，農地抵押貸款試點的執行與農地權能結構的健全以及治理機制的完善密切相關，這些因素對家庭農場的生存風險產生著重要的影響。農地抵押貸款試點通過何種途徑發揮作用，實現農地不動產的盤活以及資金流通和資源配置的優化，從而減輕家庭農場的生存風險，值得進一步探討。

作為新型農業經營主體，家庭農場因傳統金融機構普遍認為其存在較高信用風險，而難以獲得融資[19]。在這一背景下，農地抵押貸款試點政策的實施為家庭農場帶來了機遇。家庭農場通過農地經營權的流入和轉換，實現了規?；洜I與專業化管理，提升了農地價值，形成現代化、集約化的經營模式，同時家庭農場的新型組織化方式有助于加強與金融機構之間的合作。農地抵押貸款試點允許家庭農場將土地經營權作為抵押物，家庭農場能夠提供有效、有價值的抵押物，獲得來自正規金融機構的貸款支持，有效緩解了融資約束，激活了農地資源的優化配置和市場化經營，推動家庭農場加大資本和勞動力的投入，使其能夠更便利地進行生產經營和現代化設施的建設，實現農業產出和營收水平的提升，從而進一步降低其面臨的生存風險。因此，本文提出研究假說：農地抵押貸款試點通過緩解家庭農場的融資約束降低了生存風險。

三、研究設計、變量及數據說明

（一）數據來源

本文選取2013—2021 年家庭農場的微觀數據，分析農地抵押貸款試點對家庭農場生存的影響。家庭農場基本信息和年報財務數據來自浙大卡特—企研中國涉農研究數據庫（CCAD），該數據庫樣本覆蓋全國29 個省份（北京、上海、港澳臺地區除外）的2019 個縣的家庭農場信息，樣本具有廣泛的代表性。農地抵押貸款試點縣的數據來自農業農村部對全國試點情況的統計和整理，該數據詳細記錄了家庭農場所在縣級行政區是否屬于農地承包經營權抵押貸款試點縣。2016 年3 月，中國人民銀行等部門聯合發布了《農村承包土地的經營權抵押貸款試點暫行辦法》，提出在全國232 個縣級行政單位進行試點，農地經營權抵押貸款試點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。

為準確估計農地抵押貸款試點對家庭農場生存的政策效應，本文對數據做了以下處理。第一，剔除了無法匹配的樣本。第二，剔除了主要變量存在缺失值的樣本。第三，對于數據刪失問題，樣本期為2013—2021 年。對于2013 年以前就存在的家庭農場，無法獲知農場具體存續情況，若保留該樣本會對家庭農場存續時間造成低估，故將這些樣本刪除，因此研究的家庭農場最長生存時間為9年。對于2021年才成立的家庭農場，因無法獲知農場退出市場的時間導致右刪失問題，而Cloglog 模型能夠較好地解決右刪失問題。

（二）模型構建

目前學界廣泛采用生存分析模型研究企業經營生存問題，常見的模型主要有Cox 道德風險比例模型、離散時間模型①離散時間模型包括Cloglog模型、Probit模型和Logit模型，研究中通常使用的是互補雙對數模型（Cloglog模型）。和加速失效時間模型（AFT 模型）。本研究選用離散時間模型中的互補雙對數模型（Cloglog模型）。其原因如下：

首先，AFT 模型為參數模型，需要人為設定基準風險的分布，易導致選擇偏誤；Cox 比例風險模型的等比例風險假定較為嚴格，且該模型會忽略樣本異質性的作用。其次，Cloglog 模型主要用于離散時間面板數據的生存分析，能夠有效解決大樣本數據的結點問題①由于數據記錄方式，在數據中往往存在時間節點，企業死亡通常以年為單位，而Cox 模型卻假設持續時間可以取任意的正值，如果只有較少的時間區間或者時間單位較大時，很多企業死亡會在同一精準的時間發生，結點數量會很高，而結點存在會使回歸系數的估計產生漸進誤差。[20-21]，同時控制了不可觀測的異質性問題②不可觀測的異質性體現在對個體收集信息時未被測量出的對生存產生影響的協變量的效應，忽略對不可觀測的異質性的控制會引起謬誤的時間依存性和參數估計的偏誤。，有效避免了Cox模型在使用時必須滿足比例風險假設的缺陷。③比例風險假設指的是兩個個體之間的危險率之比不隨時間的改變而改變。同時，離散時間模型中的Cloglog模型是一種替代Logit模型和Probit模型分析的一種新方法，但與這兩種模型不同的是，在轉換過程中估計量是不對稱的，因此，這個模型主要用于正（負）結果稀缺的情況。由于本文所采用的是微觀農場的年度面板數據，因此采用Colglog模型可能更加合適。

本文使用Cloglog 生存模型，估計農地抵押貸款試點對家庭農場生存風險的影響[22]。具體模型設定如下：

（三）變量選取與測量

1.被解釋變量

離散時間模型為二項選擇模型，表示家庭農場生存與否的虛擬變量。家庭農場的經營狀態為營業或籌建，則家庭農場狀態為生存狀態，記為1；若家庭農場的經營狀態為注銷或吊銷，則家庭農場狀態為倒閉狀態，記為0。

2.核心解釋變量

list_post 為虛擬變量，家庭農場所在區（縣、市）是否處于農地抵押貸款試點縣。家庭農場所在區（縣）位于試點縣，記為1；若家庭農場所在區（縣、市）位于非試點縣，則記為0。

3.控制變量

家庭農場規模，采用家庭農場年度總資產取對數衡量。有研究發現企業規模與生存之間存在非線性關系[23-24]，因此將家庭農場資產的平方也納入模型，資產負債率用總負債與總資產的比值表示，年齡用樣本期與成立年份的差計算，利潤率以利潤總額與總資產的比值表示，資本密集度用總資產與主營業務之比表示，資產周轉率以營業收入與資產總額之比表示，人均GDP 用縣域GDP 總額與總人口之比表示。

4.機制變量

本研究采用農場規模和農場年齡兩個隨時間推移變化較小且外生性較強的變量，來構建融資約束（SA）指數，以測度融資約束水平[25]，計算公式為：

四、實證結果

（一）描述性統計

如表1 的分組統計結果所示，可以觀察到處于農地抵押貸款試點縣的家庭農場在利潤率、資產周轉率和年齡上存在部分優勢，但資本密集度和資產總額水平相對較低。家庭農場生存風險的標準差在試點地區和非試點地區分別為0.335、0.315，說明試點地區的家庭農場生存狀態呈現出較為顯著的波動?？刂谱兞恐?，未處于農地抵押貸款試點地區的家庭農場資產總額的均值為3.291，標準差為1.708；處于試點縣家庭農場資產總額的均值為3.094，標準差為1.719。這說明處于農地抵押貸款試點地區的家庭農場總體的資產規模普遍偏低，且未處于農地抵押貸款試點地區的家庭農場間資產規模存在較大的差異。

表1 變量的描述性統計分析

（二）家庭農場生存與KM生存函數

在分析生存風險的方法中，常用風險函數大致分析家庭農場生存時間的分布特征，表示家庭農場在第t 期存在，但在第t+Δt（Δt＞0）期退出市場的概率，其形式如下：

在上述公式中，ht表示死亡率，T 表示家庭農場在市場上的存續時間。風險函數的非參數估計形式如下為：

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

其中，Dm代表在時間點t 處于風險狀態的持續時間段的數量，而Fm則表示在同一觀測期內家庭農場退出市場的數量。

生存函數用于描述家庭農場在市場上存活時間超過k年的概率，即：

生存函數的非參數估計式一般用Kaplan-Meier連乘積項表示：

在實證檢驗前，先使用Kaplan-Meier 生存曲線和平滑風險估計曲線展示農地抵押貸款試點對家庭農場生存的影響。從圖1 中可以觀察到，試點縣（區、市）家庭農場Kaplan-Meier 生存曲線始終位于非試點縣家庭農場曲線之上，即在觀察期內試點縣家庭農場生存時間總體上要高于非試點縣家庭農場。同時，圖2 顯示，試點縣（區、市）家庭農場累積風險曲線低于非試點縣（區、市）家庭農場，表示位于試點地區的家庭農場經營失敗概率較低。然而，以上結論僅為初步估計，家庭農場的生存還受其他因素的影響，故本文將進一步探討農地抵押貸款試點對家庭農場生存的實際影響。

圖1 生存分析

圖2 生存風險

（三）Cloglog回歸結果及初步分析

本文采用離散時間Cloglog 生存模型進行基準回歸分析，回歸結果如表2 所示。在表中的第（1）列呈現了僅加入控制變量的結果。第（2）列則展示了加入控制變量和時間固定效應后的回歸結果。第（3）列進一步添加了行業效應，第（4）列又納入了地區效應。通過觀察第（1）列—第（4）列中農地抵押貸款試點的系數，發現農地抵押貸款試點降低了家庭農場退出市場的概率，從而延長了家庭農場的生存期。在納入了全部控制變量后，第（4）列中農地抵押貸款試點的系數值為-0.082，在統計學上顯著性水平達到了1%，這意味著農地抵押貸款試點可以顯著地降低家庭農場的生存風險，相較于未受試點影響的家庭農場大約低8.2%的生存風險。

表2 基準回歸結果

（四）基于融資約束緩解的機制分析

農地抵押貸款試點有助于緩解家庭農場的融資約束，并降低家庭農場資金短缺的風險因素，有利于家庭農場的生存發展。據此，對家庭農場融資約束強弱按照中位數進行分組檢驗，SA 指數為負值且絕對值越大，意味著該家庭農場面臨的融資約束程度越大。檢驗結果已在表3 中列出，其中，第（3）列為未進行分組的全樣本基準回歸結果。在第（2）列的結果中，農地抵押貸款試點的系數值為-0.125，且置信水平達到1%，農地抵押貸款試點顯著削弱了融資受限較弱的家庭農場的生存風險。第（1）列分組回歸結果不顯著，表明農地抵押貸款試點對于融資受限較為嚴重的家庭農場的生存風險抑制效果并不明顯。結合第（3）列中結果可知，農地抵押貸款試點降低家庭農場生存風險的政策效應，主要是通過減輕融資受限較弱的家庭農場得以實現。

表3 機制檢驗

這一結果說明，在家庭農場融資約束較弱時，農地抵押貸款試點降低了此類家庭農場“死亡”的概率，即減少了資金較為充足、發展較好的家庭農場退出市場的風險，延長了家庭農場的生存時間，提升了家庭農場的生存率，發揮錦上添花的作用。然而，在融資約束相對較強的情況下，農地抵押貸款試點對家庭農場生存風險的影響不明顯，其系數的絕對值較小，未能發揮雪中送炭的作用。但是，對于融資受限較為嚴重的家庭農場，隨著此類家庭農場的經營發展，其融資能力也在增強，融資約束得到進一步緩解，農地抵押貸款試點對家庭農場生存風險的抑制效果將會增強。

五、異質性分析

鑒于家庭農場所在地區和自身發展狀況等因素存在差異，農地抵押貸款試點的作用強度可能會有所不同。于是，從以下幾個方面對政策的作用進行異質性分析。

（一）區域差異

為研究農地抵押貸款試點對處于不同經濟基礎下家庭農場生存風險的影響，采用市場化指數、是否位于邊遠地區作為衡量標準。市場化指數根據“中國各地區市場化指數”來衡量①參考現有研究，2013—2019 年市場化指數來源于《中國分省份市場化指數報告》，并且以歷年各地區市場化總指數的平均增長幅度作為2019—2020年和2020—2021年的增長幅度來獲取2020年和2021年各地區市場化總指數的數據。，按照中位數對樣本進行分組回歸。此外，根據《關于艱苦邊遠地區范圍和類別的規定》，此地區通常具有高寒、貧困、邊境或少數民族自治等特征，本文按家庭農場是否位于艱苦邊遠地區進行了分類。

表4 是按照家庭農場所處地區分組的回歸結果，第（1）列—第（4）列是農地抵押貸款試點對生存風險影響的區域差異分樣本回歸結果。市場化指數較高地區的生存風險回歸結果在1%的置信水平上大于市場化指數低的地區家庭農場分組的回歸結果，表明在試點農地抵押貸款政策后，地區市場化程度越高，農地抵押貸款試點對家庭農場生存的促進效應就越顯著。非艱苦邊遠區回歸系數也大于艱苦邊遠區的回歸系數，說明在經濟不發達、高寒貧困地區，政策效應可能會受到削弱。市場化程度高的地區的家庭農場擁有更多的市場機會和競爭優勢，農地抵押貸款試點為家庭農場提供了額外的資金流動性，使其能夠更好地進行市場拓展。非艱苦邊遠地區的家庭農場在地理位置和資源條件上相對較為優越，具備更大的發展潛力和市場機會。這些地區的家庭農場更有優勢將農地抵押獲取的貸款轉化為生產投資，以提升經營效益，從而降低了生存風險。

（二）發展狀況差異

關于家庭農場發展狀況差異，根據家庭農場年齡大小按照中位數進行分組，按照家庭農場生存時間長短劃分為初創型和發展型兩類。本文還選取家庭農場資產周轉率對農地抵押貸款試點的作用進行異質性分析，將資產周轉率按照中位數分為高低兩組。

表4 和表5 是按照家庭農場自身發展狀況分組的回歸結果，其中，表4 的第（5）列—第（6）列和表5的第（5）列—第（6）列顯示了農地抵押貸款試點對家庭農場生存風險影響的發展狀況差異的分樣本回歸結果。生存年限長的家庭農場回歸系數大于生存年限短的家庭農場，說明家庭農場發展時間越久，農地抵押貸款試點對家庭農場生存的促進效應就越顯著。并且，資產周轉率高的家庭農場在1%的置信水平上顯著為負，而在資產周轉率較低的家庭農場卻不顯著，表明如果資產管理效率越低，那么農地抵押貸款對家庭農場生存風險的抑制效應越會被削弱。其可能的原因是，初創型、資產周轉率低的家庭農場面臨創立時間短，資產規模、資產管理質量及利用效率較低，導致家庭農場可支配的抵押品少，債權的安全性較低，因此，其更容易面臨融資約束。因此，對于自身發展條件好、資產的運營效率高的家庭農場而言，農地抵押貸款試點的政策效應發揮得更好。

表5 按照家庭農場盈利能力分組的異質性分析

（三）盈利能力差異

家庭農場盈利能力的差異可能也會對農地抵押貸款試點對家庭農場生存風險的效果產生一定影響。本文根據家庭農場的營業收入和利潤總額，將家庭農場的盈利能力按照中位數分成高低兩類，并基于此對農地抵押貸款試點的效果進行異質性分析，將有助于揭示不同盈利水平下政策的影響效果。

表5 是按照家庭農場盈利能力分組的回歸結果。第（1）列—第（4）列呈現了針對不同盈利能力差異的家庭農場，在農地抵押貸款試點下，家庭農場生存風險的分樣本回歸結果。營業收入較高的家庭農場回歸結果顯著為負，意味著在農地抵押貸款試點后，家庭農場營業收入越高，該項政策對家庭農場生存的促進效應就越顯著。此外，利潤總額高的家庭農場在5%的置信水平下呈顯著負向結果，而在利潤總額較低的家庭農場卻不顯著，表明家庭農場盈利能力越低，農地抵押貸款的政策效應越容易受到削弱。其可能的原因是，盈利能力較強的家庭農場通常在經營過程中積累了更多的經驗和知識，能夠更準確地評估農場的資產狀況和經營前景，這使得它們在融資過程中能夠向金融機構提供更有效的信息。此外，盈利能力較強的家庭農場可能擁有更多的農地和資產，這可以作為貸款的有效抵押物。較大的資產規?？梢詾榻鹑跈C構提供更大的保障，降低貸款風險，家庭農場更容易獲得融資支持，這使得它們更有能力滿足擴大生產和經營的資金需求，從而降低家庭農場的生存風險。因此，農地抵押貸款試點降低家庭農場生存風險的效應在盈利能力較高的家庭農場發揮得更好。

六、穩健性檢驗

（一）內生性處理

在實證分析方面，仍然存在一個主要的潛在問題，即解釋變量可能受到選擇性偏誤的影響，從而引發內生性問題。盡管農地抵押貸款試點是外生性決策，但該政策與家庭農場的生存率之間可能存在天然內生性，即家庭農場發展較好的區（縣、市）更有可能被選為政策試點區。為了克服這一問題，本文采用傾向得分匹配法（PSM）進行驗證[26]。

表6 呈現了PSM 匹配后的Cloglog 模型回歸結果。根據第（1）列回歸結果顯示，農地抵押貸款試點的系數仍然在1%的顯著水平下為負，再次驗證了農地抵押貸款試點可以有效降低家庭農場的生存風險，延長其存續時間，試點政策可以將家庭農場的生存危險率降低6.0%?？紤]到1∶3匹配可能帶來的樣本減少和不同匹配方法的穩健性差異，為了更全面地驗證，表6的第（2）列和第（3）列分別采用了1∶5匹配和半徑匹配方法，構建新的匹配樣本，并進行了Cloglog模型的再估計，結果與之前的保持一致。

表6 穩健性檢驗

（二）生存模型檢驗

鑒于Cloglog 模型屬于離散時間模型，進一步采用了Probit、Logit模型進行檢驗。其中，表6第（4）列和第（5）列顯示了Probit、Logit 模型的回歸結果，第（6）列提供了基于AFT 模型的回歸結果。在農地抵押貸款試點系數顯著為負的情況下，意味著農地抵押貸款試點對家庭農場的發展進程產生積極影響，有助于家庭農場邁向成熟階段，降低生存風險。研究結果顯示農地抵押貸款試點在降低家庭農場生存風險方面的有效性，此外，檢驗結果都在1%的顯著性水平上證實了基準回歸結果的穩健性。

七、研究結論與政策建議

本文基于2013—2021年共計68125個家庭農場的123480個微觀數據，采用Cloglog模型研究農地抵押貸款試點對家庭農場生存風險的影響及可能存在的異質性，研究結果顯示如下。

第一，農地抵押貸款試點有效地降低了家庭農場的生存風險。

第二，農地抵押貸款試點對家庭農場生存風險影響具有異質性，在發展狀況較好的家庭農場政策促進效應更為顯著。

第三，農地抵押貸款試點緩解了家庭農場的融資約束，當家庭農場融資約束程度較低時，農地抵押貸款試點對家庭農場生存風險降低效果更為顯著。

基于此，提出以下建議。

第一，家庭農場在考慮使用農地抵押貸款時，應仔細了解政策細則、流程和條件。通過參加培訓、咨詢金融專家等方式，確保對政策的操作有清晰的認知，以充分發揮其降低生存風險的效果。

第二，優化資金運營管理，借助農地抵押貸款試點，家庭農場可以獲得更多的資金支持。在資金使用方面，應根據自身經營情況合理規劃，避免浪費和盲目擴張。同時，積極開展市場調研，探索新的經營機遇以增強家庭農場的盈利潛力，從而有效降低其生存風險。

第三，鑒于農地抵押貸款試點在不同地區下的效果存在異質性，應根據地區特點制定差異化的政策。同時，應完善監測和評估機制，跟蹤農地抵押貸款試點的實施效果，及時調整和優化政策。