農(nóng)戶借貸對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營的影響及其差異
——基于土地轉(zhuǎn)入視角的分析

張應(yīng)良，歐陽鑫

（西南大學(xué) 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與管理研究中心，重慶 400715）

一、問題的提出

土地流轉(zhuǎn)和適度規(guī)模經(jīng)營對(duì)于中國實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、提高農(nóng)民收入、保障國家糧食安全等具有重大意義[1,2]，是近年來學(xué)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題，也是國家農(nóng)業(yè)政策關(guān)注的重要領(lǐng)域。近年來中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)取得了一定進(jìn)展，但呈現(xiàn)“小農(nóng)復(fù)制”特征，戶均耕地面積仍然偏小[3]。據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計(jì)，截至2016 年底中國農(nóng)村家庭戶均耕地面積僅5 畝左右。而根據(jù)眾多學(xué)者的測(cè)算，中國最優(yōu)土地經(jīng)營面積為幾十畝甚至上百畝[4,5]。可見，現(xiàn)階段仍要繼續(xù)鼓勵(lì)土地流轉(zhuǎn)，推動(dòng)中國農(nóng)業(yè)規(guī)?；M(jìn)程。

推進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營不僅是單一轉(zhuǎn)入土地?cái)U(kuò)大土地經(jīng)營面積的問題，而且涉及了包括資金在內(nèi)的各種資源的合理配置，才能發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是一項(xiàng)高投入、長(zhǎng)周期的生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)，對(duì)于大多數(shù)農(nóng)戶而言，要擴(kuò)大經(jīng)營規(guī)模，自有資金難以應(yīng)對(duì)[3,6]，這就產(chǎn)生了生產(chǎn)借貸需求。此外，自然災(zāi)害、醫(yī)療、建房、婚嫁等還會(huì)引發(fā)農(nóng)戶的消費(fèi)借貸需求。農(nóng)戶是集生產(chǎn)與消費(fèi)統(tǒng)一的經(jīng)濟(jì)體，資金在生產(chǎn)和消費(fèi)上具有很強(qiáng)的替代性[6]，因而借貸資金無論是用于生產(chǎn)領(lǐng)域還是消費(fèi)領(lǐng)域，都有利于緩解農(nóng)戶的流動(dòng)性約束。近年來，農(nóng)村金融取得較快發(fā)展，普惠金融、小額信貸等有助于解決農(nóng)戶資金缺口問題，給農(nóng)戶的生產(chǎn)生活帶來了極大便利。那么農(nóng)戶的借貸行為能否緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資金約束，突破生產(chǎn)約束條件，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地?cái)U(kuò)大土地經(jīng)營規(guī)模呢？顯然，對(duì)這一問題的探討將有利于發(fā)展和完善農(nóng)村金融體系，推進(jìn)土地規(guī)模經(jīng)營進(jìn)程。

已有研究對(duì)金融供需與土地經(jīng)營規(guī)模的關(guān)系及二者的雙向影響特征進(jìn)行了廣泛而深入的討論。在土地經(jīng)營規(guī)模對(duì)金融需求的影響方面，王萍等[7]研究發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)對(duì)金融需求有正向影響；何安華等[8]以借貸利率為工具分析認(rèn)為，土地租賃規(guī)模越大，獲得貸款的利率越低，最終有助于刺激農(nóng)戶的借貸需求；在家庭資產(chǎn)的視角下，土地資產(chǎn)對(duì)借貸需求有正向影響[9]，并且有助于提高農(nóng)戶的借貸可得性[9,10]。然而徐忠等[11]認(rèn)為我國土地經(jīng)營規(guī)模和土地流轉(zhuǎn)規(guī)模普遍較小，尚未達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟(jì)水平，土地轉(zhuǎn)入不會(huì)促使農(nóng)戶增加資本投入，不會(huì)影響農(nóng)戶借貸。在金融供需對(duì)土地經(jīng)營規(guī)模的影響方面，王小葉[12]認(rèn)為充足的資金供給有助于農(nóng)戶做出規(guī)模擴(kuò)張決策；侯建昀等[13]認(rèn)為，農(nóng)地規(guī)模擴(kuò)大與生產(chǎn)投資在一定范圍內(nèi)具有互動(dòng)關(guān)系，用以緩解農(nóng)戶流動(dòng)性約束的信貸供給是兩者能夠有效互動(dòng)的前提條件，因此借貸資金的獲得將增加農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地的概率，促進(jìn)其擴(kuò)大農(nóng)地轉(zhuǎn)入的規(guī)模。王曉青[14]基于江蘇省的農(nóng)戶調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中大多數(shù)農(nóng)戶借貸目的并非為了滿足基本生產(chǎn)和生活的需要, 而是為了擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營的需要，而且農(nóng)戶的信貸需求呈現(xiàn)大額化與長(zhǎng)期化的特點(diǎn)。闞麗娜等[15]探討了不同形式的金融支持對(duì)土地流轉(zhuǎn)效率的影響，認(rèn)為財(cái)政補(bǔ)貼形式的金融支持有助于提高土地流轉(zhuǎn)效率，而銀行借款或民間借貸形式的金融支持對(duì)土地流轉(zhuǎn)效率的影響較小且不顯著；徐忠等[11]從資本收益視角研究發(fā)現(xiàn)，由于農(nóng)戶的借貸資金大多用于消費(fèi)，農(nóng)戶借貸不會(huì)帶來凈收益的增加，故對(duì)土地經(jīng)營規(guī)模沒有影響。已有文獻(xiàn)大多按借貸資金的來源將農(nóng)戶借貸分為正規(guī)借貸、非正規(guī)借貸（或民間借貸）進(jìn)行分類研究，而隨著土地經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大，農(nóng)戶更愿意從正規(guī)渠道獲得貸款[16]；這類正規(guī)借貸主要用于生產(chǎn)領(lǐng)域，對(duì)家庭生產(chǎn)投入有顯著的拉動(dòng)作用，具有明顯的增收效應(yīng)[17,18]。此外，借貸資金對(duì)不同特征農(nóng)戶的影響不同，對(duì)于戶主年齡處于45～55 歲、受教育水平較高的家庭以及對(duì)于經(jīng)營規(guī)模較大[16-18]和中等收入水平的家庭[6]而言，借貸資金對(duì)生產(chǎn)投入的拉動(dòng)效應(yīng)更強(qiáng)，增收效應(yīng)更顯著。在非正規(guī)借貸中，土地資產(chǎn)對(duì)信貸可得性的影響小[10]，非正規(guī)借貸資金主要用于非生產(chǎn)用途[7]，對(duì)家庭生產(chǎn)投入的拉動(dòng)效用較低，增收效應(yīng)不明顯[17]。

已有研究為分析農(nóng)戶借貸和土地規(guī)模經(jīng)營的關(guān)系奠定了良好基礎(chǔ)，但仍存在以下不足：研究?jī)?nèi)容上，一是現(xiàn)有文獻(xiàn)較多探討了土地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶借貸的影響，至于農(nóng)戶借貸對(duì)土地規(guī)模影響的研究，則多被置于農(nóng)地規(guī)模與生產(chǎn)投資互動(dòng)關(guān)系的分析框架下，或?qū)⑵渥鳛榭刂谱兞窟M(jìn)行分析，而少有對(duì)其直接分析。二是關(guān)于農(nóng)戶借貸對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營影響的已有文獻(xiàn)，大多只對(duì)影響的結(jié)果進(jìn)行了簡(jiǎn)單闡述，較少涉及影響機(jī)制或影響路徑的系統(tǒng)性分析。鑒于此，本文擬從農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入視角探析農(nóng)戶借貸對(duì)土地規(guī)模經(jīng)營的影響，并利用2016 年中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS）建立IV Probit 模型，進(jìn)一步驗(yàn)證和分析農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響方向、影響路徑和農(nóng)戶異質(zhì)性問題。

二、理論分析與模型構(gòu)建

1.理論分析

在中國人多地少、土地細(xì)碎化的現(xiàn)行條件下，土地規(guī)模經(jīng)營的實(shí)現(xiàn)依賴于土地轉(zhuǎn)入[19]，故本文以土地轉(zhuǎn)入反映土地規(guī)模經(jīng)營。本文研究的是農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響，而資金借貸和土地轉(zhuǎn)入可看成是農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中資金和土地兩種生產(chǎn)要素投入的決策。借鑒 Pranab Bardhan、Udry Christopher[20]和Klaus W Deininger[21]的模型，本文構(gòu)建了包含土地、資金在內(nèi)的農(nóng)戶生產(chǎn)模型，試圖分析農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響。

在土地市場(chǎng)上，假定農(nóng)戶初始土地資源稟賦為A0，農(nóng)戶可根據(jù)需要轉(zhuǎn)入土地，農(nóng)戶實(shí)際經(jīng)營的土地面積為A，土地租金為a，故轉(zhuǎn)入土地面積為(A－A0)，租地成本是a(A－A0)。在資本市場(chǎng)上，假定農(nóng)戶自有資金為K0，農(nóng)戶可根據(jù)需要獲取借貸資金，農(nóng)戶實(shí)際資金量為K，利率為r，則農(nóng)戶借貸金額為(K－K0)，獲取借貸資金所花費(fèi)的成本是r(K－K0)。假定農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、機(jī)械、生產(chǎn)技術(shù)等其他生產(chǎn)要素為Z，其他生產(chǎn)要素的價(jià)格為b；農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格為P。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)是f(A,K,Z)，求解農(nóng)戶借貸和土地轉(zhuǎn)入量的最優(yōu)值可轉(zhuǎn)變?yōu)榍蠼廪r(nóng)戶利潤最大化的問題。為了保證最大化利潤存在，本文不失一般性地假定農(nóng)戶生產(chǎn)函數(shù)f(A,K,Z)為嚴(yán)格凹函數(shù)，即滿足fA>0，fK>0，fZ>0，fAA<0，fKK<0，fZZ<0，并且f(A,K,Z)的海塞矩陣為正。在上述假定下，農(nóng)戶的利潤函數(shù)為：

利潤最大化的一階條件為：

（2）式表明，在其他條件不變的情況下，為獲取最大化利潤，農(nóng)戶對(duì)生產(chǎn)要素的選擇須遵循以下規(guī)則：一是轉(zhuǎn)入1 單位土地所得的邊際產(chǎn)品價(jià)值等于單位地租；二是增加1 單位借貸所得的邊際產(chǎn)品價(jià)值等于利率；三是增加1 單位其他生產(chǎn)要素所得的邊際產(chǎn)品價(jià)值等于其他生產(chǎn)要素的單位價(jià)格。下面繼續(xù)對(duì)（2）式求全微分：

假定生產(chǎn)的外部環(huán)境不變，即價(jià)格P、地租a、利率r、其他生產(chǎn)要素的價(jià)格b 均不變，即dp=0、da=0、dr=0、db=0。對(duì)（3）式化簡(jiǎn)可得：

生產(chǎn)性消費(fèi)是指農(nóng)戶為生產(chǎn)而導(dǎo)致的勞動(dòng)力、生產(chǎn)工具等生產(chǎn)資料的消耗行為和過程等[18,22,23]。家庭收入和借貸資金是農(nóng)戶生產(chǎn)性消費(fèi)資金的主要來源。農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性使得農(nóng)戶家庭收入來源單一且脆弱，農(nóng)戶的儲(chǔ)蓄率長(zhǎng)期低迷[18]，這使得借貸資金在農(nóng)戶改善生產(chǎn)性消費(fèi)中具有舉足輕重的地位，借貸資金的獲得可有效緩解農(nóng)戶的資金約束，進(jìn)而促進(jìn)生產(chǎn)性消費(fèi)。在現(xiàn)行條件下，農(nóng)村家庭的勞動(dòng)力數(shù)量或質(zhì)量受限、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)不足、大型農(nóng)機(jī)具缺乏或獲取困難等限制了土地規(guī)模的擴(kuò)大，不得不少耕種或不耕種土地。獲得借貸資金使得農(nóng)戶可以更多地雇傭勞動(dòng)力、購買農(nóng)用機(jī)械或機(jī)械服務(wù)、獲取科學(xué)精準(zhǔn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)或社會(huì)化服務(wù)等，有效緩解家庭農(nóng)業(yè)用工約束、農(nóng)用機(jī)械約束、生產(chǎn)技術(shù)約束等，使得農(nóng)戶有能力經(jīng)營更大規(guī)模的土地，有助于土地轉(zhuǎn)入。

生活性消費(fèi)是指農(nóng)戶用于滿足日常生活和社會(huì)生活需要而發(fā)生的消費(fèi)，包括食物、生活用品、建房、教育、醫(yī)療、婚喪等方面的消費(fèi)。農(nóng)戶低水平的收入使得農(nóng)戶消費(fèi)偏向于基本的生活消費(fèi)以滿足生存需要[18,24]，大多數(shù)農(nóng)戶的借貸資金主要用于生活領(lǐng)域[11,25]。在此情形下，一方面，由于生活性消費(fèi)的增加并沒有改變現(xiàn)有生產(chǎn)投入和生產(chǎn)環(huán)境，因此借貸資金可能不會(huì)影響生產(chǎn)，農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入可能不會(huì)產(chǎn)生影響[11]；另一方面，借貸資金用于食物、教育、醫(yī)療等方面有助于提升農(nóng)戶的人力資本，進(jìn)而影響農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模決策?？梢?，借貸資金在促進(jìn)農(nóng)戶生活性消費(fèi)的同時(shí)，對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響不確定。

總而言之，借貸資金通過生產(chǎn)性消費(fèi)和生活性消費(fèi)影響農(nóng)戶面臨的生產(chǎn)約束，進(jìn)而影響農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入決策。

2.模型設(shè)定與變量選取

為判斷農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響，本文設(shè)定如下基準(zhǔn)模型：

方程中被解釋變量Landini表示土地轉(zhuǎn)入變量，以農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)入土地表征；Loani表示農(nóng)戶借貸變量，以農(nóng)戶是否借貸表征，模型另以借貸金額為核心解釋變量以檢驗(yàn)穩(wěn)健性。此外，本文進(jìn)一步按農(nóng)戶借貸資金來源將農(nóng)戶借貸變量分為正規(guī)借貸和非正規(guī)借貸以探究?jī)烧邔?duì)土地轉(zhuǎn)入影響的差異，正規(guī)借貸以農(nóng)戶是否向銀行、信用社借款表征，非正規(guī)借貸以農(nóng)戶是否向民間金融組織或親朋好友借款表征。Mki、Fji、Vmi分別表示農(nóng)戶的個(gè)體特征、家庭特征、村莊特征。βi是主要關(guān)注的待估參數(shù)，μi表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

家庭決策者的個(gè)人特征會(huì)直接影響到整個(gè)家庭的經(jīng)濟(jì)決策和經(jīng)濟(jì)行為，故土地轉(zhuǎn)入模型需要控制家庭決策者的個(gè)人特征。參照楊子等[19]的研究，本文從人力資本和政治資本兩個(gè)維度選取了家庭決策者的性別、年齡、受教育程度、健康狀況、是否黨員5 個(gè)變量來反映家庭決策者的個(gè)人特征。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策更多是基于家庭勞動(dòng)力、土地等資源稟賦以及農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)的綜合比較利益等[26]家庭綜合情況做出的，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策以家庭而非單個(gè)人為單位，故土地轉(zhuǎn)入模型需進(jìn)一步控制家庭特征的影響。本文從家庭人口特征、家庭資產(chǎn)情況、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況3 個(gè)方面選取了家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、機(jī)械化程度、家庭農(nóng)地面積、家庭人口規(guī)模、家庭總收入、農(nóng)業(yè)收入占比、工資收入占比、社會(huì)資本、政府補(bǔ)貼9 個(gè)變量。

村莊的地理區(qū)位、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也是影響農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營決策的重要因素。本文選取的村莊特征變量包括村莊距縣城距離、村莊地形、金融環(huán)境。

三、數(shù)據(jù)來源及結(jié)果分析

本文選用中山大學(xué)公布的“2016 年中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查”數(shù)據(jù)（簡(jiǎn)稱CLDS），圍繞勞動(dòng)力現(xiàn)狀與變遷，CLDS 采用多階段、多層次、與勞動(dòng)力規(guī)模成比例的概率抽樣方法，調(diào)查內(nèi)容從村居、家庭、個(gè)人三個(gè)層面展開，同時(shí)也涉及了家庭人口結(jié)構(gòu)、家庭生產(chǎn)、土地、家庭消費(fèi)與借貸等情況，為本研究提供了堅(jiān)實(shí)的數(shù)據(jù)支撐。根據(jù)研究需要，本文只保留了從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，并將農(nóng)戶個(gè)人數(shù)據(jù)、家庭數(shù)據(jù)和村莊數(shù)據(jù)進(jìn)行合并。剔除信息缺失的樣本后，本文最終得到了涵蓋除港澳臺(tái)、西藏、海南、青海、上海外27 省225 個(gè)村莊共3478 個(gè)樣本的數(shù)據(jù)，其中東部地區(qū)樣本量占比37%，中部地區(qū)約為28%，西部地區(qū)約為35%。從家庭生產(chǎn)經(jīng)營決策者的個(gè)人特征方面看，約86%為男性，近89%的文化程度為小學(xué)及以下，這可能與家庭生產(chǎn)經(jīng)營決策者年齡普遍較高有關(guān)。家庭決策者的平均年齡約為54 歲，且60 歲以上的樣本占比超過60%。這符合中國農(nóng)村地區(qū)家庭“男主外”的分工模式和家庭生產(chǎn)經(jīng)營決策者較高年齡與較低受教育程度的特征?？偟膩碚f，樣本具有較好的代表性。

模型變量的賦值、說明及描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)

本文在數(shù)據(jù)處理中將轉(zhuǎn)入土地賦值為1，將未轉(zhuǎn)入土地賦值為0，故基準(zhǔn)模型中的因變量可視為二元選擇變量。Probit 模型可預(yù)測(cè)觀測(cè)值相對(duì)于某一事件的發(fā)生概率，常用來預(yù)測(cè)二元因變量對(duì)于離散型或連續(xù)型解釋變量的非線性關(guān)系，因而本文采用Probit 進(jìn)行模型的基準(zhǔn)估計(jì)。

理論分析表明農(nóng)戶借貸有利于土地轉(zhuǎn)入，從而擴(kuò)大土地經(jīng)營規(guī)模；而土地經(jīng)營規(guī)模越大的農(nóng)戶，其資金需求也越大，進(jìn)而借貸的可能性越大。即農(nóng)戶借貸決策和土地轉(zhuǎn)入決策可能存在雙向因果關(guān)系。此外，模型還可能遺漏了重要變量或變量存在測(cè)量誤差等，導(dǎo)致模型存在內(nèi)生性問題。因此，本文在已有模型基礎(chǔ)上引入工具變量，采用兩階段最小二乘法以減少偏誤。借鑒張璟、李寧等[27,28]的做法，本文選取“村內(nèi)其他農(nóng)戶借貸率”作為農(nóng)戶借貸變量的工具變量，原因如下：第一，宏觀層面上村內(nèi)其他農(nóng)戶的借貸行為難以直接影響微觀層面上農(nóng)戶個(gè)體土地轉(zhuǎn)入決策，此外，模型還控制了村莊金融環(huán)境、距城鎮(zhèn)距離等因素，以使工具變量滿足外生性要求；第二，由于農(nóng)戶與其他農(nóng)戶處于同一村莊，面臨的社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境相同，村內(nèi)其他農(nóng)戶的借貸行為會(huì)影響農(nóng)戶本身的借貸行為，即工具變量滿足與內(nèi)生解釋變量的相關(guān)性要求。由于模型被解釋變量為二元選擇變量，傳統(tǒng)工具變量法不適用，本文借鑒陳強(qiáng)的研究采用IV Probit 模型[29]。

1.估計(jì)結(jié)果

表2 的模型（1）、模型（2）、模型（3）以全體樣本為研究對(duì)象，刻畫了農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響，模型（3）將核心解釋變量由是否借貸二元變量替換成借貸金額連續(xù)變量進(jìn)行重新估計(jì)以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性。模型（4）、模型（5）以發(fā)生借貸的農(nóng)戶為研究對(duì)象，探究正規(guī)借貸和非正規(guī)借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入影響的差異，其中模型（4）以正規(guī)借貸為核心解釋變量，并控制了非正規(guī)借貸的參與情況，刻畫了正規(guī)借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響，模型（5）以非正規(guī)借貸為核心解釋變量，并控制了正規(guī)借貸的參與情況，刻畫了非正規(guī)借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響。模型（1）匯報(bào)了Probit 估計(jì)結(jié)果，模型（2）—模型（5）均匯報(bào)了IV Probit 估計(jì)結(jié)果。

表2 農(nóng)戶借貸行為對(duì)土地轉(zhuǎn)入影響的回歸結(jié)果

在使用工具變量之前，應(yīng)對(duì)弱工具變量和過度識(shí)別問題進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)合模型具體情況，由于本文只有一個(gè)工具變量，故不存在過度識(shí)別問題。對(duì)于弱工具變量檢驗(yàn)，本文借鑒阮榮平、張璟等[27,30]的做法，以第一階段中工具變量對(duì)內(nèi)生解釋變量估計(jì)系數(shù)的顯著性為判斷依據(jù)。模型（2）、模型（4）、模型（5）報(bào)告了IV Probit 第一階段回歸結(jié)果，從結(jié)果中可以看到，村內(nèi)其他農(nóng)戶借貸率對(duì)農(nóng)戶是否借貸、正規(guī)借貸、非正規(guī)借貸均有正向影響，且顯著性水平達(dá)到1%，故可以認(rèn)為弱工具變量問題不太嚴(yán)重。此外，用于檢驗(yàn)內(nèi)生性問題的Waldχ2的P值均小于0.05，表明農(nóng)戶是否借貸、正規(guī)借貸、非正規(guī)借貸均為內(nèi)生解釋變量，有必要使用工具變量消除內(nèi)生性問題，IV Probit 的估計(jì)結(jié)果將比單一Probit 估計(jì)更有效。因此，下文將重點(diǎn)對(duì)IV Probit模型的結(jié)果進(jìn)行分析。

從模型（1）和模型（2）中可以看出IV Probit估計(jì)結(jié)果中關(guān)于農(nóng)戶是否借貸變量的系數(shù)估計(jì)值較Probit 估計(jì)有較大的提高，這說明忽視內(nèi)生性問題將導(dǎo)致模型低估農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響，引入工具變量是必要的，估計(jì)結(jié)果表明農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入有顯著的促進(jìn)作用。模型（3）表明替換核心解釋變量后，結(jié)果依然穩(wěn)健。模型（4）、模型（5）顯示了正規(guī)借貸和非正規(guī)借貸在10%的顯著性水平上對(duì)土地轉(zhuǎn)入有正向影響，且非正規(guī)借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響系數(shù)（5.784）略大于正規(guī)借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響系數(shù)（4.129），這說明相比于正規(guī)借貸，非正規(guī)借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的促進(jìn)作用更大。這與已有研究結(jié)論不一致[17,18,31,32]，一個(gè)可能的解釋是正規(guī)金融機(jī)構(gòu)為能成功收回借款及利息，往往要對(duì)農(nóng)戶的擔(dān)保情況、借款用途等進(jìn)行評(píng)估，從而將大量生產(chǎn)規(guī)模小、缺少擔(dān)保條件的農(nóng)戶排斥在外，能順利得到貸款的農(nóng)戶有限，較低的可得性限制了正規(guī)借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的促進(jìn)效應(yīng)；近年來，隨著農(nóng)民專業(yè)合作社等農(nóng)民自治組織、民間金融組織等非正規(guī)金融的迅速發(fā)展，資金籌集的抵押約束條件日益寬松、渠道日趨多元，較高的可得性使得非正規(guī)借貸能在更大程度上影響農(nóng)戶的生產(chǎn)決策，進(jìn)而對(duì)土地轉(zhuǎn)入的促進(jìn)效應(yīng)更大。借貸農(nóng)戶的樣本也顯示“非正規(guī)借貸的可得性高，而正規(guī)借貸的可得性低”。90.41%的借貸農(nóng)戶從非正規(guī)渠道獲得借貸資金，而只有22.03%從正規(guī)渠道獲得借貸資金①。

2.影響機(jī)制檢驗(yàn)

農(nóng)戶借貸行為對(duì)土地轉(zhuǎn)入的正向影響已得到了驗(yàn)證，前文理論分析討論了借貸資金可能會(huì)通過生產(chǎn)性消費(fèi)和生活性消費(fèi)影響土地轉(zhuǎn)入，本部分將生產(chǎn)性消費(fèi)和生活性消費(fèi)視為機(jī)制變量，對(duì)此影響機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證。本文采用畝均農(nóng)業(yè)經(jīng)營成本測(cè)度生產(chǎn)性消費(fèi)，采用家庭人均生活支出衡量生活性消費(fèi)。本文選用溫忠麟等[33]的中介效用模型進(jìn)行檢驗(yàn)，即在農(nóng)戶借貸變量顯著影響土地轉(zhuǎn)入變量的基礎(chǔ)上，若農(nóng)戶借貸變量對(duì)機(jī)制變量的影響顯著，并且機(jī)制變量對(duì)土地轉(zhuǎn)入變量的影響也顯著，則生產(chǎn)性消費(fèi)或生活性消費(fèi)作為中介變量的影響機(jī)理通過檢驗(yàn)；若至少有一個(gè)不顯著，則需要進(jìn)一步進(jìn)行Sobel 檢驗(yàn)，Sobel 檢驗(yàn)關(guān)注的是核心解釋變量對(duì)機(jī)制變量、以及機(jī)制變量對(duì)被解釋變量的回歸系數(shù)，用以上兩個(gè)回歸系數(shù)之積除以相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)誤得到統(tǒng)計(jì)量，并將該統(tǒng)計(jì)量與臨界值進(jìn)行比較判斷顯著性。Sobel 檢驗(yàn)被認(rèn)為降低了第一類錯(cuò)誤的概率，同時(shí)又具有較高的檢驗(yàn)功效。

表3、表4 分別驗(yàn)證了生產(chǎn)性消費(fèi)、生活性消費(fèi)在農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入影響中的中介效應(yīng)。表3顯示農(nóng)戶是否借貸對(duì)生產(chǎn)性消費(fèi)的影響顯著為正，并且在土地轉(zhuǎn)入模型中加入生產(chǎn)性消費(fèi)變量后，是否借貸與生產(chǎn)性消費(fèi)的影響系數(shù)均顯著為正，這說明農(nóng)戶是否借貸通過促進(jìn)生產(chǎn)性消費(fèi)進(jìn)而促進(jìn)土地轉(zhuǎn)入。將是否借貸變量替換成借貸金額變量后，生產(chǎn)性消費(fèi)的中介作用仍然存在。因此，農(nóng)戶借貸通過生產(chǎn)性消費(fèi)促進(jìn)土地轉(zhuǎn)入的影響路徑通過了驗(yàn)證。表4 中是否借貸和借貸金額對(duì)生活性消費(fèi)的影響均顯著為正，但是在土地轉(zhuǎn)入模型中加入生活性消費(fèi)變量后，生活性消費(fèi)對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響均不顯著，并且未通過Sobel 檢驗(yàn)，表明農(nóng)戶借貸通過生活性消費(fèi)促進(jìn)土地轉(zhuǎn)入的影響路徑未通過驗(yàn)證。

表3 生產(chǎn)性消費(fèi)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表4 生活性消費(fèi)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

3.異質(zhì)性分析

基準(zhǔn)回歸證實(shí)了農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入有顯著的正向影響，然而這種正向效應(yīng)可能在不同特征群體農(nóng)戶中存在差異。不同特征群體農(nóng)戶的經(jīng)營目標(biāo)和面臨的生產(chǎn)約束存在巨大差異，對(duì)信貸資金的可得性、用途和使用方式不同[34-36]，因而信貸資金對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響可能存在農(nóng)戶異質(zhì)性，以下異質(zhì)性分析的所有回歸均采用IV Probit 估計(jì)方法進(jìn)行。

家庭土地經(jīng)營面積反映了農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模，本文以樣本家庭土地經(jīng)營面積均值為基準(zhǔn)，將樣本分為家庭土地經(jīng)營面積均值以下和均值以上兩組進(jìn)行分組回歸。經(jīng)計(jì)算，樣本家庭土地經(jīng)營面積均值為11.38 畝，已有研究多將土地經(jīng)營面積低于10 畝的農(nóng)戶視為小農(nóng)戶[15,34]，這與本文家庭土地經(jīng)營面積均值相差不大，故可以將處于家庭土地經(jīng)營面積均值以下的農(nóng)戶視為小規(guī)模農(nóng)戶，將處于家庭土地經(jīng)營面積均值以上的農(nóng)戶視為規(guī)模農(nóng)戶。此外，農(nóng)業(yè)收入反映了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營特征，農(nóng)業(yè)收入高的農(nóng)戶往往有著較強(qiáng)的經(jīng)營能力和較高的農(nóng)業(yè)依賴度，而農(nóng)業(yè)收入低的農(nóng)戶其經(jīng)營能力和農(nóng)業(yè)依賴度相對(duì)較低，不同農(nóng)業(yè)收入的農(nóng)戶對(duì)土地需求存在差異，本文按農(nóng)業(yè)收入的大小對(duì)樣本進(jìn)行排序，并以農(nóng)業(yè)收入的三分位數(shù)為分組依據(jù)將樣本分為低農(nóng)業(yè)收入組、中等農(nóng)業(yè)收入組、高農(nóng)業(yè)收入組，并依次進(jìn)行分組回歸。

表5 中不同土地經(jīng)營面積農(nóng)戶的分組回歸結(jié)果顯示：是否借貸和借貸金額對(duì)土地轉(zhuǎn)入的正向影響在小規(guī)模農(nóng)戶中顯著，而在規(guī)模農(nóng)戶中不顯著。要素的邊際效率遞減規(guī)律有助于解釋這一現(xiàn)象：在現(xiàn)有土地經(jīng)營規(guī)模上，規(guī)模農(nóng)戶面臨的土地約束較小，擴(kuò)大土地面積的預(yù)測(cè)概率較小，不追求“以大為美”的決策邏輯[12]，規(guī)模農(nóng)戶的信貸資金更可能用于獲取機(jī)械或社會(huì)化服務(wù)等而非轉(zhuǎn)入土地；而小規(guī)模農(nóng)戶面臨的土地約束較大，擴(kuò)大土地帶來邊際產(chǎn)出較大，故小農(nóng)戶的信貸資金主要用于轉(zhuǎn)入土地。

表5 中不同農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶的分組回歸結(jié)果顯示：是否借貸和借貸金額對(duì)土地轉(zhuǎn)入的正向效應(yīng)在低農(nóng)業(yè)收入組和中等農(nóng)業(yè)收入組中顯著，而在高農(nóng)業(yè)收入組中不顯著?？赡艿慕忉屖牵焊咿r(nóng)業(yè)收入水平農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模往往較大，資金基礎(chǔ)較雄厚，生產(chǎn)經(jīng)營中的流動(dòng)性不足大多可通過自有資金解決，相對(duì)于生產(chǎn)機(jī)械、雇工等投入，租地成本占比較小，因而借貸資金更可能用于購買機(jī)械等花費(fèi)較大的項(xiàng)目上，對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響不大；而低農(nóng)業(yè)收入、中等農(nóng)業(yè)收入水平農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模較小，且土地主要承擔(dān)著生產(chǎn)功能，他們面臨的資金約束較強(qiáng)，故借貸資金能夠有效增強(qiáng)低農(nóng)業(yè)收入和中等農(nóng)業(yè)收入水平農(nóng)戶的投資能力，對(duì)轉(zhuǎn)入土地的影響顯著。

表5 農(nóng)戶借貸行為對(duì)土地轉(zhuǎn)入影響的農(nóng)戶異質(zhì)性分析

四、結(jié)論與政策啟示

本文通過構(gòu)建農(nóng)戶生產(chǎn)函數(shù)模型論證了農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響，在此基礎(chǔ)上，利用2016年中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS），采用IV Probit估計(jì)方法驗(yàn)證和分析了農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響方向、影響機(jī)制及農(nóng)戶異質(zhì)性問題，得出以下結(jié)論：第一，農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入具有顯著的促進(jìn)作用，并且相比于正規(guī)借貸，非正規(guī)借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的促進(jìn)作用更大，信貸可得性的高低有助于解釋正規(guī)借貸與非正規(guī)借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的影響差異；第二，農(nóng)戶借貸通過促進(jìn)生產(chǎn)性消費(fèi)進(jìn)而促進(jìn)土地轉(zhuǎn)入的影響路徑通過了驗(yàn)證，而農(nóng)戶借貸通過生活性消費(fèi)促進(jìn)土地轉(zhuǎn)入的影響路徑未通過驗(yàn)證；第三，由于不同農(nóng)戶面臨的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)約束不同，農(nóng)戶借貸對(duì)土地轉(zhuǎn)入的促進(jìn)效應(yīng)在小規(guī)模農(nóng)戶中顯著，而在規(guī)模農(nóng)戶中不顯著；在低農(nóng)業(yè)收入、中等農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶中顯著，而在高農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶中不顯著。

上述結(jié)論表明借貸資金對(duì)促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)、提高土地經(jīng)營規(guī)?；桨l(fā)揮了重要作用，對(duì)于推進(jìn)土地規(guī)模經(jīng)營具有以下啟示：一是要注重優(yōu)化農(nóng)村資金信貸環(huán)境。一方面要提高商業(yè)銀行、農(nóng)村信用社等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信貸可得性，通過多元化抵押方式、創(chuàng)新抵押品等降低信貸門檻，解決農(nóng)戶尤其是小農(nóng)戶在正規(guī)機(jī)構(gòu)信貸上“想借而借不到”的現(xiàn)實(shí)困境；另一方面要加大對(duì)非正規(guī)金融組織的監(jiān)管，提高其運(yùn)行規(guī)范性，保障農(nóng)戶的合法權(quán)益。二是對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用途的借貸資金，要給予更多的信貸支持，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)借貸的信貸約束，實(shí)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)借貸和非農(nóng)生產(chǎn)借貸差別化利率，充分發(fā)揮借貸資金對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的支持作用。三是要更多地替小規(guī)模農(nóng)戶和低農(nóng)業(yè)收入、中等農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶考慮，發(fā)揮小農(nóng)戶在發(fā)展農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)中的作用，防止規(guī)模農(nóng)戶和高農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶在農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款中的“精英俘獲”問題。

注釋：

① 有農(nóng)戶既從正規(guī)渠道獲得了貸款，也從非正規(guī)渠道獲得了貸款，故從正規(guī)借貸的樣本量占比與非正規(guī)借貸的樣本量占比大于1。