農地抵押約束、經營規模擴大與農戶農業收入增幅
——基于中介效應模型的實證分析

惠曉華，李韜

（西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西 楊凌712100）

一、引言

在農村金融市場中，由于信息不對稱、抵押品缺乏、交易成本過高等原因[1-2]，中國農戶遭受著一定程度的正規貸款約束。以2018年一項調查為例，31.21%具備有效貸款需求的農戶遭受過約束[3]，這制約了農村地區的經濟發展和農民增收。因此，為拓寬農戶融資渠道，盤活農村沉睡資產，促進農民增收，中央政府及相關部門試點推行農村土地經營權抵押貸款（全文簡稱“農地抵押”）。試點10年來，農地抵押由點及面、由政策賦權轉為法律賦權，取得了顯著成效，為緩解農村金融市場失靈提供了一種有效途徑[4]。然而，在實踐中，由于包括抵押物價值評估、貸后違約抵押物處置等在內的農地產權抵押制度尚不完善，盡管各地采用農地經營權足額抵押貸款方式，但農戶農地抵押貸款申請數量與獲批數量之間仍然存在明顯差距，農戶遭受了一定程度的貸款數量約束（即農地抵押約束），從而影響了農業收入增長。

國內外現有對農地抵押約束與農戶收入問題的研究，仍停留在收入水平的絕對值層面上。然而，由于農戶要素稟賦等存在差異，僅僅研究農地抵押約束引起農戶收入變化的絕對值，可能既無法對比農地抵押約束對農戶農業收入的影響，也使得研究結論欠缺普遍性，從而其應用價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值層面切入，考察農地抵押約束對農戶農業收入增長幅度（全文簡稱“農戶農收增幅”）的影響效應，便成為評估農地抵押試點實效的基礎。

最為關鍵的是，在貸款約束對農戶收入影響的實證研究方面，國內外學者大多使用直接因果分析方法，即通過分析貸款約束與農戶收入的關系，來反向推斷貸款約束是否產生了抑制農戶收入增長的作用，雖然也得出了許多富有成效的結論，但均較少觸及或挖掘問題本源及成因，鮮有就貸款約束影響農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理。近年來，為促進小農戶和現代農業發展的有機銜接，中央政府高度重視并鼓勵農戶農業生產的適度規模經營，并通過“農地經營權抵押”等金融服務創新支持多種形式的適度規模經營。顯然，經營規模在正規貸款和農戶收入之間發揮何種作用值得關注和思考。進一步引申，如果把貸款始終期“經營規模擴大水平的中介效應”這一命題作為切入點，探究經營規模擴大水平在農地抵押約束與農戶農收增幅之間的作用機制及其傳導方式，有助于在相當程度上探究信貸約束對農戶收入的影響機理，從而為該領域的研究做出有益的補充?？傊?，通過探討經營規模擴大水平在農地抵押約束與農戶農收增幅之間的作用機制，一定程度上厘清了農地抵押約束、經營規模擴大與農戶農收增幅之間的內在聯系，這對于我們重新審視中國通過立法（即2018版《中華人民共和國農村土地承包法》）對農地經營權抵押予以支持的背景下，如何有針對性地發揮其在鄉村振興戰略中的作用與價值具有重要現實意義。

二、文獻回顧與假說提出

正規貸款對農戶收入的影響廣受學界關注，多數研究表明，無論貸款是否滿足農戶融資需求，其本身都能在一定程度上促進農戶收入的增長[5-8]。但是，與諸多研究聚焦貸款約束對農戶收入的影響程度相比，直接考察貸款約束對農戶收入影響的作用機理的文獻尚不多見，主要分為兩個維度。一是認為貸款約束對農戶收入負面影響的作用路徑來自投資水平的減少。譬如，Foltz（2004）研究表明，遭受信貸約束后，農戶會降低當期的農業投資水平，從而使得短期的產量和收入下降[9]。又如，Carter and Olinto（2003）的研究表明，貸款約束會降低農戶的預期，使其無法制訂出適當的長期計劃，減少可以轉變為沉沒成本的長期投資，并最終減少農戶的長期收入[10]。二是認為貸款約束對農戶收入負面影響的作用路徑來自生產要素配置比例的改變。貸款約束不僅會影響農戶對于固定投資和可變投入的配置比例，還會影響農戶對于可變投入中其他各種要素（如勞動力）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農戶收入的影響機理提供了洞見，但都是基于反向推斷考察影響貸款約束對農戶收入的傳導因素，且缺乏對傳導因素影響程度的量化考察，從而無法準確評估這些因素的具體影響。

隨著中央政府近年來對農業適度規模經營的倡導，國內學界開始關注貸款約束、經營規模與農戶收入之間的關系，試圖通過經營規模變化視角對貸款約束影響農戶收入的機制做出有價值的解釋。具體來看，在貸款約束對農戶經營規模的影響方面，張龍耀等（2018）運用內生轉換模型發現：一方面，經營規模擴大后，未受到貸款約束的農戶能夠有效地控制成本，但受到約束農戶的單位產量成本則會上升；另一方面，貸款約束會使農戶在擴大經營規模時降低畝均投入強度，進而使農業產量下降[12]。而在經營規模對農戶收入的影響方面，有研究發現，擴大農業生產經營規?？梢蕴岣咿r業專業化程度[13]和生產效率[14]，進而促進農戶增收；農地流轉產生的經營規模效應會使轉入戶的農業經營性收入明顯增加[15]；同時，生產經營規模的擴大能通過土地、資金和勞動力的優化配置，在一定水平上改善農業生產效率，提高農戶的農業生產凈收益[16]。然而，上述研究要么側重于貸款約束與經營規模關系的考察，要么側重于經營規模與農戶收入關系的研究，因而無法有效解釋經營規模是否為貸款約束負面影響農戶收入的一個重要作用路徑，同時在正規金融支持“三農”的政策背景下，也無法準確評估正規金融支農扶農助農的政策效應。

鑒于此，本文嘗試根據馬歇爾生產理論[17]對貸款約束、經營規模和農戶收入之間的關系做出解釋，并從經營規模擴大角度一定程度上揭示貸款約束對農戶收入的影響機理。由于農地經營權抵押貸款主要用于農業生產，因此本文假定農戶取得的抵押貸款全部用于農業生產，參考已有研究給出的農戶生產效用最大化函數[18]：

其中，p表示農戶農地抵押貸款終期農產品價格，Y(·)是農業產量（生產）函數，S表示農戶利用農地抵押貸款從事農業經營的土地面積，C表示農戶農地抵押貸款金額，L表示農戶家庭從事農業經營投入的勞動力數量，T表示農戶家庭從事農業經營所需的生產技術水平。因此，假設在其他條件不變的情況下，由于內部規模經濟的存在，分攤到每單位產品上的固定成本會隨經營規模的擴大而減少，從而使得每單位產品的生產成本降低，進而使得生產利潤增加。在沒有受到農地抵押約束時（C等于農戶農地抵押貸款申請額，也即農戶農地抵押貸款獲批額與申請額一致），為了達到收益最大化原則，農戶就會根據帕累托最優原則進行資源配置，使用外部融資擴大農業經營規模（S擴大），吸納閑置剩余勞動力（L增加），提高農業經營能力（T提升）和全要素生產率，降低生產成本，從而增加農業生產利潤和收入［即pY(S，C，L，T)］。在這種情況下，Eu值達到最大化（即Max Eu），這不僅與農戶預期生產收益一致，也實現了農戶通過農地抵押貸款抬升農業收入的增加幅度和改善家庭福利水平的重要目標。

與之相反，受到農地抵押約束時，農戶通過外部融資獲得的資金無法達到預期數量，經營規模擴大水平由此受到限制，因而單位生產成本下降幅度有限。同時，經營規模擴大水平的限制既使得農業全要素資源和家庭勞動力配置效率未及最優，也使得農產品產量增長幅度小于未受到農地抵押約束的狀態，并最終導致農戶的農業生產利潤和收入增長幅度下降?；谏鲜龇治?，本文提出如下研究假說：

H1：在農地經營權抵押貸款下，經營規模擴大水平是貸款約束負面影響農戶農收增幅的一種重要傳導路徑，具有中介效應。

三、研究設計

（一）數據來源

作為中國農地抵押改革的先行試點區，寧夏回族自治區以縣為單位展開的試點不僅效果良好，而且社會反響強烈，形成了極具特色的“政府主導型”（如平羅縣）和“市場主導型”（如同心縣）兩種農地抵押運行模式，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農地抵押試點區同心、平羅兩縣作為調查區域。

在確定樣本地區之后，為了獲得有說服力的調查數據，課題組于2019年1—2月間組織調查員采用三階段隨機抽樣法開展一對一入戶調查。首先在各縣內，將所轄鄉鎮依據農地抵押試點水平分成高、較高、中等、較低和低5組，在每組內隨機抽取1個鄉鎮作為樣本鄉鎮；其次，在每個樣本鄉鎮中按照調研便利性原則隨機抽取5—8個村莊，兩縣共抽取63個樣本村莊；再次，在每個樣本村莊中隨機抽取10—15個農戶進行一對一入戶調查，共獲得有效樣本農戶779個。調查的內容主要包括樣本農戶最近一次完整參與農地抵押的情況（即農地抵押貸款已償還完畢），貸款始、終期經營收入變化情況，經營規模變化情況以及農戶家庭經濟社會特征等內容。

（二）實證策略

本文采用中介效應模型對經營規模擴大水平在農地抵押約束影響農戶農收增幅中的傳導機制進行檢驗，嘗試探究農地抵押約束對農戶農業收入的內部影響機理。為更好地實現本文研究目標，這一中介效應模型的構建基礎是處理效應模型（Treatment Effect Model）。之所以如此，原因在于，進行上述分析，首先要處理好農戶受到農地抵押約束與否導致的樣本選擇偏差問題。農戶是否受到農地抵押約束往往與農戶的收入、文化程度、耕地面積等因素密切相關，從數據收集情況來看，并不是所有農戶都會遭受農地抵押約束。也就是說，受到約束的農戶樣本是經過選擇的樣本。因此，使用基準回歸的OLS方法，無法剔除選擇性偏差對農地抵押約束影響效應的干擾。以往大多數研究廣泛采用傾向得分匹配法（PSM，即Propensity Score Matching）來消除選擇性偏差帶來的有偏估計問題，但是，PSM方法在消除選擇性偏差時，只關注可觀測變量對因變量的作用，遺漏了不可觀測變量的影響[19]。事實上，那些被遺漏的不可觀測變量可能同時影響農戶是否遭受約束以及農戶農收增幅，進而產生有偏誤的估計系數。因此，為克服上述問題，本文采用Maddala（1983）提出的處理效應模型估計農地抵押約束對農戶農收增幅的影響[20]，基本模型如下所示：

式（1）及式（2）中，i代表農戶，Di表示農戶i是否遭受貸款約束，Di=1表示農戶i受到了貸款約束，Di=0則表示農戶i沒有受到貸款約束，X′i為影響農戶是否受到貸款約束的控制變量。IVi是農戶i農業收入增收幅度，Xi為影響農戶農收增幅的其他控制變量；εi和μi表示獨立同分布隨機誤差項，代表不可預測變量的匯總，且服從正態分布；β3為本文關注的內生處理效應模型估計量。

由上可見，處理效應模型是兩部分方程構成的聯立方程。式（1）構成第一部分，稱之為選擇方程，意在考察農地抵押農戶遭受約束的影響因素；式（2）形成第二部分，稱之為農收增幅方程，意在測度農地抵押約束和其他因素對農收增幅的影響。需說明的是，為了有效地識別兩部分方程，在影響農戶是否遭受貸款約束的因素中，應至少包含一個只影響農戶是否遭受貸款約束而不影響農戶農收增幅的因素經反復試驗并考慮在現實中，鄉鎮是金融機構的最基層服務地區（即金融機構系統的最末端），在供給資金數額有限的情況下，農戶是否受到約束由其自身和其他競爭者的特征共同決定，因此，本文采用同一鄉鎮除受訪農戶之外其他農戶農地抵押約束程度的平均值作為識別工具變量。

還需說明的是，處理效應模型的估計結果雖然直接反映了農地抵押約束對農戶農收增幅影響的邊際效應，即貸款約束從0變為1時，農戶農收增幅的變化情況，但是，要考察農地抵押約束對農戶農收增幅的整體影響，則需采用處理效應模型的估計系數，計算出農地抵押約束對農戶農收增幅的平均處理效應（Average Treatment Effect，即ATE），公式為：

式（3）中，E(Yi|Di=1)表示農戶受到約束時的農業收入增幅，E(Yi|Di=0)表示農戶沒有受到約束時的農業收入增幅。借助式（3），不僅可以從整體樣本、不同類別樣本角度測度農地抵押約束對農戶農收增幅的影響，而且其所計算出的影響效應值更是控制了由可觀測、不可觀測因素引起的估計偏誤問題[20]。

進一步地，為了有效考察經營規模擴大在農地抵押約束影響農戶農收增幅中的傳導作用，本文基于前述處理效應模型構建如下中介效應模型：

其中，式（4）為選擇方程，式（5）及式（6）為回歸方程。SVi表示農戶i的經營規模擴大水平，IVi表示農戶i的農業收入增幅；Di表示農戶是否受到農地抵押貸款約束為影響農戶i是否受到抵押約束的控制變量，具體含義同式（1）；Xi為影響農戶i經營規模擴大和農收增幅的控制變量；εi、μi、υi表示獨立同分布隨機誤差項，代表不可預測變量的匯總，且服從正態分布。其中，β5、β′2和β7為本文關注的中介效應模型估計量。需說明的是，在具體估計過程中，式（4）分別與式（5）和式（6）各構成一個處理效應模型。

（三）變量選取及統計性描述

1.因變量：農業收入增長幅度

區別于以往的研究，并考慮到農地經營權抵押服務于農業生產的政策導向，本文將農戶貸款終期農業總收入相比始期的增長幅度界定為描述農戶農業收入增長幅度的變量。

2.核心自變量：農地抵押約束

實地調研結果表明，所有農戶農地抵押貸款申請額都與其借款意愿最大數額一致，因此，本文中的農地抵押約束為貸款數量約束，即若農地抵押農戶獲批貸款額度小于貸款申請額度，則認為農戶受到約束，否則認為農戶沒有受到約束。

3.中介變量：經營規模擴大水平

由于土地是農業生產中不可替代的生產資料，故本文用農戶農地抵押貸款終期相比始期農地利用面積的增加比例來衡量經營規模擴大水平。

4.識別工具變量：農地抵押約束平均程度

依據前文所述，本文采用除受訪者以外，同一鄉鎮等收入水平其他農戶貸款數量約束程度的平均值來衡量農地抵押約束的平均程度。

5.控制變量

參考李長生和張文琪（2015）的研究[22]，本文設置年齡、受教育年限、務農時間、勞動力人數、勞動力健康狀況、土地面積、主要農業生產類型、是否參加農業保險、金融機構數量、銷售單價是否上漲、地域為控制變量。

各變量的定義、賦值及統計性描述如表1所示。

表1 變量定義與統計性描述

四、實證分析結果及解釋

（一）經營規模擴大水平對農地抵押約束影響農戶農收增幅的中介效應

在進行處理效應模型檢驗和實證分析前，為保證所選工具變量的合理性，需對其進行有效性檢驗。本文采用2SLS回歸檢驗，結果表明，就第一階段回歸而言，其穩健F統計值（25.88）高于常用的臨界值10，此外，Stock-Yogo檢驗所得最小特征根統計值（10.070）也高于LIML統計量的臨界值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題。此外，本文利用方差膨脹因子檢驗自變量間共線性問題，結果表明，VIF的最大值（5.102）小于經驗臨界值10，說明文中涉及的自變量不存在多重共線性問題，可以全部納入方程進行分析。

表2 經營規模擴大水平對農地抵押約束影響農戶農收增幅中介效應的估計結果

經營規模擴大水平對農地抵押約束影響農戶農收增幅的中介效應檢驗估計結果見表2。結果顯示，抵押約束方程與規模擴大方程誤差項的相關系數分別為0.538和0.893，且在1%的統計水平上顯著；Wald內生性檢驗也均在1%的顯著性水平上拒絕了抵押約束方程與規模擴大方程、農收增幅方程相互獨立的原假設，表明采用基于處理效應模型構建的中介效應模型對樣本分析是合適的。

表2 的估計結果顯示，經營規模擴大水平對農戶農收增幅的邊際效應為0.467。與未受到農地抵押約束的農戶相比，受到約束的農戶的經營規模擴大水平和農業收入增長幅度更低，且在1%的水平上顯著。此外，基于處理效應模型的估計結果，測算出受約束條件下和未受約束條件下農戶貸款始、終期生產經營規模平均擴大水平以及農業收入增長平均幅度。結果表明（見表3），受約束與未受約束條件下農戶貸款始、終期經營規模擴大平均水平分別為38.768和41.468，農業收入增長平均幅度分別為21.145和27.192。農地抵押約束對農戶經營規模擴大平均水平和農業收入增長平均幅度影響的平均處理效應分別為-2.700和-6.047，且都在1%的水平上顯著。在控制了可觀測、不可觀測因素后，農戶遭受農地抵押約束會導致其經營規模擴大平均水平和農收平均增幅分別下降6.966%和28.598%。

表3 中介效應模型下的農地抵押約束對農戶經營規模擴大、農收增幅平均處理效應

依據溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的中介效應檢驗流程[23]，從表2中方程（2）（4）的估計結果可以看出，農地抵押約束變量對經營規模擴大水平的回歸系數和經營規模擴大水平變量對農戶農收增幅的回歸系數分別在1%和10%的統計水平上顯著，這表明，經營規模擴大水平在農地抵押約束對農戶農收增幅的影響中發揮著顯著的中介效應。方程（4）的估計結果顯示，農地抵押約束變量的系數顯著為負，表明農地抵押約束對農戶農收增幅影響的直接效應顯著。同時，方程（2）中的農地抵押約束變量和方程（4）中的經營規模擴大水平變量的系數乘積符號為負，方程（4）的估計結果顯示農地抵押約束變量的系數符號也為負，兩者同號，因此經營規模擴大水平對農地抵押約束影響農戶農收增幅的中介作用屬于部分中介效應。進一步地，按照溫忠麟和葉寶娟（2014）[23]提供的中介效應值計算公式，結合表2中方程（4）經營規模擴大水平的估計值0.467，以及表3中經營規模擴大水平和農業收入增長幅度兩個ATE值（-2.700和-6.047），可計算出經營規模擴大水平中介效應值占總效應值為：[(-2.700×0.467)/-6.047]×100%=20.85%。也就是說，在農地經營權抵押下，貸款約束通過抑制經營規模擴大水平，對農戶農收增幅產生間接影響，這種影響占貸款約束對農戶農收增幅全部影響的20.85%。研究發現的經營規模擴大水平在農地抵押約束與農戶農收增幅之間的傳導路徑，使得農地抵押約束對農戶農業收入的影響機理在一定程度上得以揭示。本文所提出的研究假說也由此得以證實。

（二）內生性檢驗和穩健性檢驗

鑒于以上中介效應模型可能出現由于中介變量與因變量互為因果關系導致的內生性問題，本文對經營規模擴大水平變量的內生性進行檢驗，選用農戶貸款前經營規模在所在村所處水平作為“經營規模擴大水平”的工具變量。邏輯上講，如果農戶農地抵押前在村中經營規模越小的話，獲得貸款后擴大經營規模的意愿就越強烈，然而，農戶貸款前經營規模在所在村所處水平對于農戶農收增幅是沒有影響的，也就是說農戶貸款前的經營規模在所在村所處水平與農戶貸后經營規模擴大水平相關性較高，但是與農戶貸后農收增幅相關性不高，因而符合工具變量的條件。本文采用DWH檢驗法進行內生性檢驗，結果表明，DWH檢驗值（2.556）統計不顯著（P=0.109），因此不能拒絕“所有變量均為外生變量”的原假設，即認為經營規模擴大水平變量不是內生變量。

表4 基于樣本量調整的穩健性檢驗結果

接下來，為了檢查前述實證結果的穩健性，本文從樣本方面進行穩健性檢驗。具體做法為，剔除農戶農收增幅最高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。采用剩余樣本重復前述實證分析過程，結果表明，與方程（1）—（4）相比（見表2），方程（5）—（8）中各個變量系數的大小、方向和顯著性均未發生明顯變化（見表4），這表明本文實證估計結果是穩健的。

五、結論與建議

本文在回顧與總結正規貸款約束影響農戶收入相關研究動態以及已有研究偏重直接因果分析模式的基礎上，從農戶農業收入增幅這一相對值視角切入，根據馬歇爾生產理論對農地抵押約束、經營規模擴大和農戶農收增幅之間的作用關系及影響機理做出闡釋，然后在理論分析的基礎上，立足于寧夏回族自治區同心、平羅兩縣農地經營權抵押貸款農戶的微觀調查數據和Maddala提出的處理效應模型，構建中介效應模型實證考察農地經營權抵押貸款約束對農戶農業收入增加幅度的影響，以及經營規模擴大水平對上述影響的中介效應。通過實證研究，本文發現，在控制了可觀測、不可觀測因素后，農戶遭受農地抵押約束會導致其經營規模擴大平均水平和農業收入平均增幅分別下降6.97%和28.60%。經營規模擴大水平對農地抵押約束影響農戶農收增幅的中介效應為部分中介效應，這一效應占總效應的比值為20.85%。研究發現的經營規模擴大水平在正規貸款約束與農戶農收增幅之間的傳導路徑，一定程度上揭示了農地抵押約束對農戶農業收入的影響機理。

為此，本文提出如下政策建議。

第一，金融機構在支持“三農”的過程中，應增加對農戶的金融支持力度，積極關注并提升對農地經營權抵押農戶的貸款發放額度。在農戶貸款申請金額及其利息不超過抵押物價值的情況下，應貸盡貸，最大限度地減少其數量約束，滿足農戶融資需求，以有效促進農戶農業增收和農村經濟發展，進而助力鄉村振興戰略的有效實施。同時，在整合和加快農村土地、資本等要素市場發育的同時，應加大農業供給側的改革力度，采取多渠道、多手段的惠農助農扶農措施，提高農地經營權抵押農戶貸款資金利用水平，提升貸款資金運作效率，促進小農戶與現代農業發展有機銜接，真真切切地助力農民增收和農業發展。具體措施包括提升農地產權市場交易活躍度，加快現代農業技術培訓在農民中的普及，搭建和利用以現代通信技術、交通運輸等為依托的農村信息、物流服務、電商等綜合服務平臺。

第二，針對農業生產經營規模擴大在農地經營權抵押貸款促進農戶農業收入增長幅度中具有的顯著中介作用，政府有關部門應以農地金融改革已實現法律充分保障為契機，通過配套政策制定有效支持農戶因地制宜開展適度規?；洜I，提升農業收入的增長幅度。同時，在支持農地經營權抵押農戶利用貸款逐步實現農業生產向現代化、規?；较虬l展的同時，也應協助其在保證農業生產項目盈利的前提下，理性擴大經營規模。此外，也應協調推出農地經營權抵押貸款業務的配套政策與措施，促進農地金融市場發展，達到激活金融機構市場供給主體參與的積極性，培育農地經營權抵押貸款扶持農業發展的新動能，聯動多重政策共同發力，實現政策累積疊加效應。構建“地錢轉換（農地經營權抵押促進土地資本化轉換的充分實現）→地錢助力（農地經營權抵押融資資金助力農業生產經營規模的擴大）→地錢增益（農業生產經營規模擴大促進農民農業收入增長幅度的提升）”的良性運作機制，既充分喚醒農村“沉睡資產”，促進農業生產適度規模經營，又實現農業經營主體農民的增收致富。