農(nóng)地抵押約束、經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增幅
——基于中介效應(yīng)模型的實(shí)證分析

惠曉華，李韜

（西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌712100）

一、引言

在農(nóng)村金融市場(chǎng)中，由于信息不對(duì)稱、抵押品缺乏、交易成本過(guò)高等原因[1-2]，中國(guó)農(nóng)戶遭受著一定程度的正規(guī)貸款約束。以2018年一項(xiàng)調(diào)查為例，31.21%具備有效貸款需求的農(nóng)戶遭受過(guò)約束[3]，這制約了農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民增收。因此，為拓寬農(nóng)戶融資渠道，盤活農(nóng)村沉睡資產(chǎn)，促進(jìn)農(nóng)民增收，中央政府及相關(guān)部門試點(diǎn)推行農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款（全文簡(jiǎn)稱“農(nóng)地抵押”）。試點(diǎn)10年來(lái)，農(nóng)地抵押由點(diǎn)及面、由政策賦權(quán)轉(zhuǎn)為法律賦權(quán)，取得了顯著成效，為緩解農(nóng)村金融市場(chǎng)失靈提供了一種有效途徑[4]。然而，在實(shí)踐中，由于包括抵押物價(jià)值評(píng)估、貸后違約抵押物處置等在內(nèi)的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)抵押制度尚不完善，盡管各地采用農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)足額抵押貸款方式，但農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款申請(qǐng)數(shù)量與獲批數(shù)量之間仍然存在明顯差距，農(nóng)戶遭受了一定程度的貸款數(shù)量約束（即農(nóng)地抵押約束），從而影響了農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)。

國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有對(duì)農(nóng)地抵押約束與農(nóng)戶收入問(wèn)題的研究，仍停留在收入水平的絕對(duì)值層面上。然而，由于農(nóng)戶要素稟賦等存在差異，僅僅研究農(nóng)地抵押約束引起農(nóng)戶收入變化的絕對(duì)值，可能既無(wú)法對(duì)比農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的影響，也使得研究結(jié)論欠缺普遍性，從而其應(yīng)用價(jià)值存在一定程度的不足。所以，從貸款始、終期收入變化的相對(duì)值層面切入，考察農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)幅度（全文簡(jiǎn)稱“農(nóng)戶農(nóng)收增幅”）的影響效應(yīng)，便成為評(píng)估農(nóng)地抵押試點(diǎn)實(shí)效的基礎(chǔ)。

最為關(guān)鍵的是，在貸款約束對(duì)農(nóng)戶收入影響的實(shí)證研究方面，國(guó)內(nèi)外學(xué)者大多使用直接因果分析方法，即通過(guò)分析貸款約束與農(nóng)戶收入的關(guān)系，來(lái)反向推斷貸款約束是否產(chǎn)生了抑制農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的作用，雖然也得出了許多富有成效的結(jié)論，但均較少觸及或挖掘問(wèn)題本源及成因，鮮有就貸款約束影響農(nóng)戶收入的路徑和方式做深入探討，從而難以清晰還原這種影響的作用機(jī)理。近年來(lái)，為促進(jìn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的有機(jī)銜接，中央政府高度重視并鼓勵(lì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，并通過(guò)“農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押”等金融服務(wù)創(chuàng)新支持多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)。顯然，經(jīng)營(yíng)規(guī)模在正規(guī)貸款和農(nóng)戶收入之間發(fā)揮何種作用值得關(guān)注和思考。進(jìn)一步引申，如果把貸款始終期“經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平的中介效應(yīng)”這一命題作為切入點(diǎn)，探究經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平在農(nóng)地抵押約束與農(nóng)戶農(nóng)收增幅之間的作用機(jī)制及其傳導(dǎo)方式，有助于在相當(dāng)程度上探究信貸約束對(duì)農(nóng)戶收入的影響機(jī)理，從而為該領(lǐng)域的研究做出有益的補(bǔ)充?？傊?，通過(guò)探討經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平在農(nóng)地抵押約束與農(nóng)戶農(nóng)收增幅之間的作用機(jī)制，一定程度上厘清了農(nóng)地抵押約束、經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大與農(nóng)戶農(nóng)收增幅之間的內(nèi)在聯(lián)系，這對(duì)于我們重新審視中國(guó)通過(guò)立法（即2018版《中華人民共和國(guó)農(nóng)村土地承包法》）對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押予以支持的背景下，如何有針對(duì)性地發(fā)揮其在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中的作用與價(jià)值具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧與假說(shuō)提出

正規(guī)貸款對(duì)農(nóng)戶收入的影響廣受學(xué)界關(guān)注，多數(shù)研究表明，無(wú)論貸款是否滿足農(nóng)戶融資需求，其本身都能在一定程度上促進(jìn)農(nóng)戶收入的增長(zhǎng)[5-8]。但是，與諸多研究聚焦貸款約束對(duì)農(nóng)戶收入的影響程度相比，直接考察貸款約束對(duì)農(nóng)戶收入影響的作用機(jī)理的文獻(xiàn)尚不多見，主要分為兩個(gè)維度。一是認(rèn)為貸款約束對(duì)農(nóng)戶收入負(fù)面影響的作用路徑來(lái)自投資水平的減少。譬如，F(xiàn)oltz（2004）研究表明，遭受信貸約束后，農(nóng)戶會(huì)降低當(dāng)期的農(nóng)業(yè)投資水平，從而使得短期的產(chǎn)量和收入下降[9]。又如，Carter and Olinto（2003）的研究表明，貸款約束會(huì)降低農(nóng)戶的預(yù)期，使其無(wú)法制訂出適當(dāng)?shù)拈L(zhǎng)期計(jì)劃，減少可以轉(zhuǎn)變?yōu)槌翛]成本的長(zhǎng)期投資，并最終減少農(nóng)戶的長(zhǎng)期收入[10]。二是認(rèn)為貸款約束對(duì)農(nóng)戶收入負(fù)面影響的作用路徑來(lái)自生產(chǎn)要素配置比例的改變。貸款約束不僅會(huì)影響農(nóng)戶對(duì)于固定投資和可變投入的配置比例，還會(huì)影響農(nóng)戶對(duì)于可變投入中其他各種要素（如勞動(dòng)力）的配置比例[11]。上述研究雖然一定程度上為揭示信貸約束對(duì)農(nóng)戶收入的影響機(jī)理提供了洞見，但都是基于反向推斷考察影響貸款約束對(duì)農(nóng)戶收入的傳導(dǎo)因素，且缺乏對(duì)傳導(dǎo)因素影響程度的量化考察，從而無(wú)法準(zhǔn)確評(píng)估這些因素的具體影響。

隨著中央政府近年來(lái)對(duì)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的倡導(dǎo)，國(guó)內(nèi)學(xué)界開始關(guān)注貸款約束、經(jīng)營(yíng)規(guī)模與農(nóng)戶收入之間的關(guān)系，試圖通過(guò)經(jīng)營(yíng)規(guī)模變化視角對(duì)貸款約束影響農(nóng)戶收入的機(jī)制做出有價(jià)值的解釋。具體來(lái)看，在貸款約束對(duì)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模的影響方面，張龍耀等（2018）運(yùn)用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型發(fā)現(xiàn)：一方面，經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大后，未受到貸款約束的農(nóng)戶能夠有效地控制成本，但受到約束農(nóng)戶的單位產(chǎn)量成本則會(huì)上升；另一方面，貸款約束會(huì)使農(nóng)戶在擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模時(shí)降低畝均投入強(qiáng)度，進(jìn)而使農(nóng)業(yè)產(chǎn)量下降[12]。而在經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)農(nóng)戶收入的影響方面，有研究發(fā)現(xiàn)，擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)?？梢蕴岣咿r(nóng)業(yè)專業(yè)化程度[13]和生產(chǎn)效率[14]，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶增收；農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的經(jīng)營(yíng)規(guī)模效應(yīng)會(huì)使轉(zhuǎn)入戶的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入明顯增加[15]；同時(shí)，生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大能通過(guò)土地、資金和勞動(dòng)力的優(yōu)化配置，在一定水平上改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)凈收益[16]。然而，上述研究要么側(cè)重于貸款約束與經(jīng)營(yíng)規(guī)模關(guān)系的考察，要么側(cè)重于經(jīng)營(yíng)規(guī)模與農(nóng)戶收入關(guān)系的研究，因而無(wú)法有效解釋經(jīng)營(yíng)規(guī)模是否為貸款約束負(fù)面影響農(nóng)戶收入的一個(gè)重要作用路徑，同時(shí)在正規(guī)金融支持“三農(nóng)”的政策背景下，也無(wú)法準(zhǔn)確評(píng)估正規(guī)金融支農(nóng)扶農(nóng)助農(nóng)的政策效應(yīng)。

鑒于此，本文嘗試根據(jù)馬歇爾生產(chǎn)理論[17]對(duì)貸款約束、經(jīng)營(yíng)規(guī)模和農(nóng)戶收入之間的關(guān)系做出解釋，并從經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大角度一定程度上揭示貸款約束對(duì)農(nóng)戶收入的影響機(jī)理。由于農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款主要用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因此本文假定農(nóng)戶取得的抵押貸款全部用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，參考已有研究給出的農(nóng)戶生產(chǎn)效用最大化函數(shù)[18]：

其中，p表示農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款終期農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，Y(·)是農(nóng)業(yè)產(chǎn)量（生產(chǎn)）函數(shù)，S表示農(nóng)戶利用農(nóng)地抵押貸款從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的土地面積，C表示農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款金額，L表示農(nóng)戶家庭從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)投入的勞動(dòng)力數(shù)量，T表示農(nóng)戶家庭從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)所需的生產(chǎn)技術(shù)水平。因此，假設(shè)在其他條件不變的情況下，由于內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)的存在，分?jǐn)偟矫繂挝划a(chǎn)品上的固定成本會(huì)隨經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大而減少，從而使得每單位產(chǎn)品的生產(chǎn)成本降低，進(jìn)而使得生產(chǎn)利潤(rùn)增加。在沒有受到農(nóng)地抵押約束時(shí)（C等于農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款申請(qǐng)額，也即農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款獲批額與申請(qǐng)額一致），為了達(dá)到收益最大化原則，農(nóng)戶就會(huì)根據(jù)帕累托最優(yōu)原則進(jìn)行資源配置，使用外部融資擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模（S擴(kuò)大），吸納閑置剩余勞動(dòng)力（L增加），提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)能力（T提升）和全要素生產(chǎn)率，降低生產(chǎn)成本，從而增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)利潤(rùn)和收入［即pY(S，C，L，T)］。在這種情況下，Eu值達(dá)到最大化（即Max Eu），這不僅與農(nóng)戶預(yù)期生產(chǎn)收益一致，也實(shí)現(xiàn)了農(nóng)戶通過(guò)農(nóng)地抵押貸款抬升農(nóng)業(yè)收入的增加幅度和改善家庭福利水平的重要目標(biāo)。

與之相反，受到農(nóng)地抵押約束時(shí)，農(nóng)戶通過(guò)外部融資獲得的資金無(wú)法達(dá)到預(yù)期數(shù)量，經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平由此受到限制，因而單位生產(chǎn)成本下降幅度有限。同時(shí)，經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平的限制既使得農(nóng)業(yè)全要素資源和家庭勞動(dòng)力配置效率未及最優(yōu)，也使得農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量增長(zhǎng)幅度小于未受到農(nóng)地抵押約束的狀態(tài)，并最終導(dǎo)致農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)利潤(rùn)和收入增長(zhǎng)幅度下降?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦卵芯考僬f(shuō)：

H1：在農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款下，經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平是貸款約束負(fù)面影響農(nóng)戶農(nóng)收增幅的一種重要傳導(dǎo)路徑，具有中介效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

作為中國(guó)農(nóng)地抵押改革的先行試點(diǎn)區(qū)，寧夏回族自治區(qū)以縣為單位展開的試點(diǎn)不僅效果良好，而且社會(huì)反響強(qiáng)烈，形成了極具特色的“政府主導(dǎo)型”（如平羅縣）和“市場(chǎng)主導(dǎo)型”（如同心縣）兩種農(nóng)地抵押運(yùn)行模式，具有一定的典型性和代表性。因此，本文選取寧夏回族自治區(qū)農(nóng)地抵押試點(diǎn)區(qū)同心、平羅兩縣作為調(diào)查區(qū)域。

在確定樣本地區(qū)之后，為了獲得有說(shuō)服力的調(diào)查數(shù)據(jù)，課題組于2019年1—2月間組織調(diào)查員采用三階段隨機(jī)抽樣法開展一對(duì)一入戶調(diào)查。首先在各縣內(nèi)，將所轄鄉(xiāng)鎮(zhèn)依據(jù)農(nóng)地抵押試點(diǎn)水平分成高、較高、中等、較低和低5組，在每組內(nèi)隨機(jī)抽取1個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)作為樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)；其次，在每個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)中按照調(diào)研便利性原則隨機(jī)抽取5—8個(gè)村莊，兩縣共抽取63個(gè)樣本村莊；再次，在每個(gè)樣本村莊中隨機(jī)抽取10—15個(gè)農(nóng)戶進(jìn)行一對(duì)一入戶調(diào)查，共獲得有效樣本農(nóng)戶779個(gè)。調(diào)查的內(nèi)容主要包括樣本農(nóng)戶最近一次完整參與農(nóng)地抵押的情況（即農(nóng)地抵押貸款已償還完畢），貸款始、終期經(jīng)營(yíng)收入變化情況，經(jīng)營(yíng)規(guī)模變化情況以及農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征等內(nèi)容。

（二）實(shí)證策略

本文采用中介效應(yīng)模型對(duì)經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平在農(nóng)地抵押約束影響農(nóng)戶農(nóng)收增幅中的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，嘗試探究農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的內(nèi)部影響機(jī)理。為更好地實(shí)現(xiàn)本文研究目標(biāo)，這一中介效應(yīng)模型的構(gòu)建基礎(chǔ)是處理效應(yīng)模型（Treatment Effect Model）。之所以如此，原因在于，進(jìn)行上述分析，首先要處理好農(nóng)戶受到農(nóng)地抵押約束與否導(dǎo)致的樣本選擇偏差問(wèn)題。農(nóng)戶是否受到農(nóng)地抵押約束往往與農(nóng)戶的收入、文化程度、耕地面積等因素密切相關(guān)，從數(shù)據(jù)收集情況來(lái)看，并不是所有農(nóng)戶都會(huì)遭受農(nóng)地抵押約束。也就是說(shuō)，受到約束的農(nóng)戶樣本是經(jīng)過(guò)選擇的樣本。因此，使用基準(zhǔn)回歸的OLS方法，無(wú)法剔除選擇性偏差對(duì)農(nóng)地抵押約束影響效應(yīng)的干擾。以往大多數(shù)研究廣泛采用傾向得分匹配法（PSM，即Propensity Score Matching）來(lái)消除選擇性偏差帶來(lái)的有偏估計(jì)問(wèn)題，但是，PSM方法在消除選擇性偏差時(shí)，只關(guān)注可觀測(cè)變量對(duì)因變量的作用，遺漏了不可觀測(cè)變量的影響[19]。事實(shí)上，那些被遺漏的不可觀測(cè)變量可能同時(shí)影響農(nóng)戶是否遭受約束以及農(nóng)戶農(nóng)收增幅，進(jìn)而產(chǎn)生有偏誤的估計(jì)系數(shù)。因此，為克服上述問(wèn)題，本文采用Maddala（1983）提出的處理效應(yīng)模型估計(jì)農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)收增幅的影響[20]，基本模型如下所示：

式（1）及式（2）中，i代表農(nóng)戶，Di表示農(nóng)戶i是否遭受貸款約束，Di=1表示農(nóng)戶i受到了貸款約束，Di=0則表示農(nóng)戶i沒有受到貸款約束，X′i為影響農(nóng)戶是否受到貸款約束的控制變量。IVi是農(nóng)戶i農(nóng)業(yè)收入增收幅度，Xi為影響農(nóng)戶農(nóng)收增幅的其他控制變量；εi和μi表示獨(dú)立同分布隨機(jī)誤差項(xiàng)，代表不可預(yù)測(cè)變量的匯總，且服從正態(tài)分布；β3為本文關(guān)注的內(nèi)生處理效應(yīng)模型估計(jì)量。

由上可見，處理效應(yīng)模型是兩部分方程構(gòu)成的聯(lián)立方程。式（1）構(gòu)成第一部分，稱之為選擇方程，意在考察農(nóng)地抵押農(nóng)戶遭受約束的影響因素；式（2）形成第二部分，稱之為農(nóng)收增幅方程，意在測(cè)度農(nóng)地抵押約束和其他因素對(duì)農(nóng)收增幅的影響。需說(shuō)明的是，為了有效地識(shí)別兩部分方程，在影響農(nóng)戶是否遭受貸款約束的因素中，應(yīng)至少包含一個(gè)只影響農(nóng)戶是否遭受貸款約束而不影響農(nóng)戶農(nóng)收增幅的因素經(jīng)反復(fù)試驗(yàn)并考慮在現(xiàn)實(shí)中，鄉(xiāng)鎮(zhèn)是金融機(jī)構(gòu)的最基層服務(wù)地區(qū)（即金融機(jī)構(gòu)系統(tǒng)的最末端），在供給資金數(shù)額有限的情況下，農(nóng)戶是否受到約束由其自身和其他競(jìng)爭(zhēng)者的特征共同決定，因此，本文采用同一鄉(xiāng)鎮(zhèn)除受訪農(nóng)戶之外其他農(nóng)戶農(nóng)地抵押約束程度的平均值作為識(shí)別工具變量。

還需說(shuō)明的是，處理效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果雖然直接反映了農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)收增幅影響的邊際效應(yīng)，即貸款約束從0變?yōu)?時(shí)，農(nóng)戶農(nóng)收增幅的變化情況，但是，要考察農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)收增幅的整體影響，則需采用處理效應(yīng)模型的估計(jì)系數(shù)，計(jì)算出農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)收增幅的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect，即ATE），公式為：

式（3）中，E(Yi|Di=1)表示農(nóng)戶受到約束時(shí)的農(nóng)業(yè)收入增幅，E(Yi|Di=0)表示農(nóng)戶沒有受到約束時(shí)的農(nóng)業(yè)收入增幅。借助式（3），不僅可以從整體樣本、不同類別樣本角度測(cè)度農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)收增幅的影響，而且其所計(jì)算出的影響效應(yīng)值更是控制了由可觀測(cè)、不可觀測(cè)因素引起的估計(jì)偏誤問(wèn)題[20]。

進(jìn)一步地，為了有效考察經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大在農(nóng)地抵押約束影響農(nóng)戶農(nóng)收增幅中的傳導(dǎo)作用，本文基于前述處理效應(yīng)模型構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

其中，式（4）為選擇方程，式（5）及式（6）為回歸方程。SVi表示農(nóng)戶i的經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平，IVi表示農(nóng)戶i的農(nóng)業(yè)收入增幅；Di表示農(nóng)戶是否受到農(nóng)地抵押貸款約束為影響農(nóng)戶i是否受到抵押約束的控制變量，具體含義同式（1）；Xi為影響農(nóng)戶i經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大和農(nóng)收增幅的控制變量；εi、μi、υi表示獨(dú)立同分布隨機(jī)誤差項(xiàng)，代表不可預(yù)測(cè)變量的匯總，且服從正態(tài)分布。其中，β5、β′2和β7為本文關(guān)注的中介效應(yīng)模型估計(jì)量。需說(shuō)明的是，在具體估計(jì)過(guò)程中，式（4）分別與式（5）和式（6）各構(gòu)成一個(gè)處理效應(yīng)模型。

（三）變量選取及統(tǒng)計(jì)性描述

1.因變量：農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)幅度

區(qū)別于以往的研究，并考慮到農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押服務(wù)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的政策導(dǎo)向，本文將農(nóng)戶貸款終期農(nóng)業(yè)總收入相比始期的增長(zhǎng)幅度界定為描述農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)幅度的變量。

2.核心自變量：農(nóng)地抵押約束

實(shí)地調(diào)研結(jié)果表明，所有農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款申請(qǐng)額都與其借款意愿最大數(shù)額一致，因此，本文中的農(nóng)地抵押約束為貸款數(shù)量約束，即若農(nóng)地抵押農(nóng)戶獲批貸款額度小于貸款申請(qǐng)額度，則認(rèn)為農(nóng)戶受到約束，否則認(rèn)為農(nóng)戶沒有受到約束。

3.中介變量：經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平

由于土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中不可替代的生產(chǎn)資料，故本文用農(nóng)戶農(nóng)地抵押貸款終期相比始期農(nóng)地利用面積的增加比例來(lái)衡量經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平。

4.識(shí)別工具變量：農(nóng)地抵押約束平均程度

依據(jù)前文所述，本文采用除受訪者以外，同一鄉(xiāng)鎮(zhèn)等收入水平其他農(nóng)戶貸款數(shù)量約束程度的平均值來(lái)衡量農(nóng)地抵押約束的平均程度。

5.控制變量

參考李長(zhǎng)生和張文琪（2015）的研究[22]，本文設(shè)置年齡、受教育年限、務(wù)農(nóng)時(shí)間、勞動(dòng)力人數(shù)、勞動(dòng)力健康狀況、土地面積、主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)類型、是否參加農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)、金融機(jī)構(gòu)數(shù)量、銷售單價(jià)是否上漲、地域?yàn)榭刂谱兞俊?/p>

各變量的定義、賦值及統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示。

表1 變量定義與統(tǒng)計(jì)性描述

四、實(shí)證分析結(jié)果及解釋

（一）經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平對(duì)農(nóng)地抵押約束影響農(nóng)戶農(nóng)收增幅的中介效應(yīng)

在進(jìn)行處理效應(yīng)模型檢驗(yàn)和實(shí)證分析前，為保證所選工具變量的合理性，需對(duì)其進(jìn)行有效性檢驗(yàn)。本文采用2SLS回歸檢驗(yàn)，結(jié)果表明，就第一階段回歸而言，其穩(wěn)健F統(tǒng)計(jì)值（25.88）高于常用的臨界值10，此外，Stock-Yogo檢驗(yàn)所得最小特征根統(tǒng)計(jì)值（10.070）也高于LIML統(tǒng)計(jì)量的臨界值8.68，故本文所選工具變量是合適的，不存在弱工具變量選擇問(wèn)題。此外，本文利用方差膨脹因子檢驗(yàn)自變量間共線性問(wèn)題，結(jié)果表明，VIF的最大值（5.102）小于經(jīng)驗(yàn)臨界值10，說(shuō)明文中涉及的自變量不存在多重共線性問(wèn)題，可以全部納入方程進(jìn)行分析。

表2 經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平對(duì)農(nóng)地抵押約束影響農(nóng)戶農(nóng)收增幅中介效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果

經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平對(duì)農(nóng)地抵押約束影響農(nóng)戶農(nóng)收增幅的中介效應(yīng)檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果見表2。結(jié)果顯示，抵押約束方程與規(guī)模擴(kuò)大方程誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)分別為0.538和0.893，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；Wald內(nèi)生性檢驗(yàn)也均在1%的顯著性水平上拒絕了抵押約束方程與規(guī)模擴(kuò)大方程、農(nóng)收增幅方程相互獨(dú)立的原假設(shè)，表明采用基于處理效應(yīng)模型構(gòu)建的中介效應(yīng)模型對(duì)樣本分析是合適的。

表2 的估計(jì)結(jié)果顯示，經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平對(duì)農(nóng)戶農(nóng)收增幅的邊際效應(yīng)為0.467。與未受到農(nóng)地抵押約束的農(nóng)戶相比，受到約束的農(nóng)戶的經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平和農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)幅度更低，且在1%的水平上顯著。此外，基于處理效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，測(cè)算出受約束條件下和未受約束條件下農(nóng)戶貸款始、終期生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模平均擴(kuò)大水平以及農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)平均幅度。結(jié)果表明（見表3），受約束與未受約束條件下農(nóng)戶貸款始、終期經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大平均水平分別為38.768和41.468，農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)平均幅度分別為21.145和27.192。農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大平均水平和農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)平均幅度影響的平均處理效應(yīng)分別為-2.700和-6.047，且都在1%的水平上顯著。在控制了可觀測(cè)、不可觀測(cè)因素后，農(nóng)戶遭受農(nóng)地抵押約束會(huì)導(dǎo)致其經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大平均水平和農(nóng)收平均增幅分別下降6.966%和28.598%。

表3 中介效應(yīng)模型下的農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大、農(nóng)收增幅平均處理效應(yīng)

依據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程[23]，從表2中方程（2）（4）的估計(jì)結(jié)果可以看出，農(nóng)地抵押約束變量對(duì)經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平的回歸系數(shù)和經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平變量對(duì)農(nóng)戶農(nóng)收增幅的回歸系數(shù)分別在1%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這表明，經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平在農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)收增幅的影響中發(fā)揮著顯著的中介效應(yīng)。方程（4）的估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)地抵押約束變量的系數(shù)顯著為負(fù)，表明農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)收增幅影響的直接效應(yīng)顯著。同時(shí)，方程（2）中的農(nóng)地抵押約束變量和方程（4）中的經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平變量的系數(shù)乘積符號(hào)為負(fù)，方程（4）的估計(jì)結(jié)果顯示農(nóng)地抵押約束變量的系數(shù)符號(hào)也為負(fù)，兩者同號(hào)，因此經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平對(duì)農(nóng)地抵押約束影響農(nóng)戶農(nóng)收增幅的中介作用屬于部分中介效應(yīng)。進(jìn)一步地，按照溫忠麟和葉寶娟（2014）[23]提供的中介效應(yīng)值計(jì)算公式，結(jié)合表2中方程（4）經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平的估計(jì)值0.467，以及表3中經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平和農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)幅度兩個(gè)ATE值（-2.700和-6.047），可計(jì)算出經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平中介效應(yīng)值占總效應(yīng)值為：[(-2.700×0.467)/-6.047]×100%=20.85%。也就是說(shuō)，在農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押下，貸款約束通過(guò)抑制經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平，對(duì)農(nóng)戶農(nóng)收增幅產(chǎn)生間接影響，這種影響占貸款約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)收增幅全部影響的20.85%。研究發(fā)現(xiàn)的經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平在農(nóng)地抵押約束與農(nóng)戶農(nóng)收增幅之間的傳導(dǎo)路徑，使得農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的影響機(jī)理在一定程度上得以揭示。本文所提出的研究假說(shuō)也由此得以證實(shí)。

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

鑒于以上中介效應(yīng)模型可能出現(xiàn)由于中介變量與因變量互為因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本文對(duì)經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平變量的內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)，選用農(nóng)戶貸款前經(jīng)營(yíng)規(guī)模在所在村所處水平作為“經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平”的工具變量。邏輯上講，如果農(nóng)戶農(nóng)地抵押前在村中經(jīng)營(yíng)規(guī)模越小的話，獲得貸款后擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模的意愿就越強(qiáng)烈，然而，農(nóng)戶貸款前經(jīng)營(yíng)規(guī)模在所在村所處水平對(duì)于農(nóng)戶農(nóng)收增幅是沒有影響的，也就是說(shuō)農(nóng)戶貸款前的經(jīng)營(yíng)規(guī)模在所在村所處水平與農(nóng)戶貸后經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平相關(guān)性較高，但是與農(nóng)戶貸后農(nóng)收增幅相關(guān)性不高，因而符合工具變量的條件。本文采用DWH檢驗(yàn)法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果表明，DWH檢驗(yàn)值（2.556）統(tǒng)計(jì)不顯著（P=0.109），因此不能拒絕“所有變量均為外生變量”的原假設(shè)，即認(rèn)為經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平變量不是內(nèi)生變量。

表4 基于樣本量調(diào)整的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

接下來(lái)，為了檢查前述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文從樣本方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體做法為，剔除農(nóng)戶農(nóng)收增幅最高5%及最低5%的樣本，這樣做的目的是為了消除極端值的影響。采用剩余樣本重復(fù)前述實(shí)證分析過(guò)程，結(jié)果表明，與方程（1）—（4）相比（見表2），方程（5）—（8）中各個(gè)變量系數(shù)的大小、方向和顯著性均未發(fā)生明顯變化（見表4），這表明本文實(shí)證估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與建議

本文在回顧與總結(jié)正規(guī)貸款約束影響農(nóng)戶收入相關(guān)研究動(dòng)態(tài)以及已有研究偏重直接因果分析模式的基礎(chǔ)上，從農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增幅這一相對(duì)值視角切入，根據(jù)馬歇爾生產(chǎn)理論對(duì)農(nóng)地抵押約束、經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大和農(nóng)戶農(nóng)收增幅之間的作用關(guān)系及影響機(jī)理做出闡釋，然后在理論分析的基礎(chǔ)上，立足于寧夏回族自治區(qū)同心、平羅兩縣農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)和Maddala提出的處理效應(yīng)模型，構(gòu)建中介效應(yīng)模型實(shí)證考察農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增加幅度的影響，以及經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平對(duì)上述影響的中介效應(yīng)。通過(guò)實(shí)證研究，本文發(fā)現(xiàn)，在控制了可觀測(cè)、不可觀測(cè)因素后，農(nóng)戶遭受農(nóng)地抵押約束會(huì)導(dǎo)致其經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大平均水平和農(nóng)業(yè)收入平均增幅分別下降6.97%和28.60%。經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平對(duì)農(nóng)地抵押約束影響農(nóng)戶農(nóng)收增幅的中介效應(yīng)為部分中介效應(yīng)，這一效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為20.85%。研究發(fā)現(xiàn)的經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大水平在正規(guī)貸款約束與農(nóng)戶農(nóng)收增幅之間的傳導(dǎo)路徑，一定程度上揭示了農(nóng)地抵押約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的影響機(jī)理。

為此，本文提出如下政策建議。

第一，金融機(jī)構(gòu)在支持“三農(nóng)”的過(guò)程中，應(yīng)增加對(duì)農(nóng)戶的金融支持力度，積極關(guān)注并提升對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押農(nóng)戶的貸款發(fā)放額度。在農(nóng)戶貸款申請(qǐng)金額及其利息不超過(guò)抵押物價(jià)值的情況下，應(yīng)貸盡貸，最大限度地減少其數(shù)量約束，滿足農(nóng)戶融資需求，以有效促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)增收和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而助力鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的有效實(shí)施。同時(shí)，在整合和加快農(nóng)村土地、資本等要素市場(chǎng)發(fā)育的同時(shí)，應(yīng)加大農(nóng)業(yè)供給側(cè)的改革力度，采取多渠道、多手段的惠農(nóng)助農(nóng)扶農(nóng)措施，提高農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押農(nóng)戶貸款資金利用水平，提升貸款資金運(yùn)作效率，促進(jìn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接，真真切切地助力農(nóng)民增收和農(nóng)業(yè)發(fā)展。具體措施包括提升農(nóng)地產(chǎn)權(quán)市場(chǎng)交易活躍度，加快現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)在農(nóng)民中的普及，搭建和利用以現(xiàn)代通信技術(shù)、交通運(yùn)輸?shù)葹橐劳械霓r(nóng)村信息、物流服務(wù)、電商等綜合服務(wù)平臺(tái)。

第二，針對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大在農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)幅度中具有的顯著中介作用，政府有關(guān)部門應(yīng)以農(nóng)地金融改革已實(shí)現(xiàn)法律充分保障為契機(jī)，通過(guò)配套政策制定有效支持農(nóng)戶因地制宜開展適度規(guī)?；?jīng)營(yíng)，提升農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)幅度。同時(shí)，在支持農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押農(nóng)戶利用貸款逐步實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向現(xiàn)代化、規(guī)?；较虬l(fā)展的同時(shí)，也應(yīng)協(xié)助其在保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)項(xiàng)目盈利的前提下，理性擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模。此外，也應(yīng)協(xié)調(diào)推出農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款業(yè)務(wù)的配套政策與措施，促進(jìn)農(nóng)地金融市場(chǎng)發(fā)展，達(dá)到激活金融機(jī)構(gòu)市場(chǎng)供給主體參與的積極性，培育農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款扶持農(nóng)業(yè)發(fā)展的新動(dòng)能，聯(lián)動(dòng)多重政策共同發(fā)力，實(shí)現(xiàn)政策累積疊加效應(yīng)。構(gòu)建“地錢轉(zhuǎn)換（農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押促進(jìn)土地資本化轉(zhuǎn)換的充分實(shí)現(xiàn)）→地錢助力（農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押融資資金助力農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大）→地錢增益（農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模擴(kuò)大促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)幅度的提升）”的良性運(yùn)作機(jī)制，既充分喚醒農(nóng)村“沉睡資產(chǎn)”，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，又實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體農(nóng)民的增收致富。