惠晓华，李韬

（西北农林科技大学 经济管理学院，陕西 杨凌712100）

一、引言

在农村金融市场中，由于信息不对称、抵押品缺乏、交易成本过高等原因[1-2]，中国农户遭受着一定程度的正规贷款约束。以2018年一项调查为例，31.21%具备有效贷款需求的农户遭受过约束[3]，这制约了农村地区的经济发展和农民增收。因此，为拓宽农户融资渠道，盘活农村沉睡资产，促进农民增收，中央政府及相关部门试点推行农村土地经营权抵押贷款（全文简称“农地抵押”）。试点10年来，农地抵押由点及面、由政策赋权转为法律赋权，取得了显著成效，为缓解农村金融市场失灵提供了一种有效途径[4]。然而，在实践中，由于包括抵押物价值评估、贷后违约抵押物处置等在内的农地产权抵押制度尚不完善，尽管各地采用农地经营权足额抵押贷款方式，但农户农地抵押贷款申请数量与获批数量之间仍然存在明显差距，农户遭受了一定程度的贷款数量约束（即农地抵押约束），从而影响了农业收入增长。

国内外现有对农地抵押约束与农户收入问题的研究，仍停留在收入水平的绝对值层面上。然而，由于农户要素禀赋等存在差异，仅仅研究农地抵押约束引起农户收入变化的绝对值，可能既无法对比农地抵押约束对农户农业收入的影响，也使得研究结论欠缺普遍性，从而其应用价值存在一定程度的不足。所以，从贷款始、终期收入变化的相对值层面切入，考察农地抵押约束对农户农业收入增长幅度（全文简称“农户农收增幅”）的影响效应，便成为评估农地抵押试点实效的基础。

最为关键的是，在贷款约束对农户收入影响的实证研究方面，国内外学者大多使用直接因果分析方法，即通过分析贷款约束与农户收入的关系，来反向推断贷款约束是否产生了抑制农户收入增长的作用，虽然也得出了许多富有成效的结论，但均较少触及或挖掘问题本源及成因，鲜有就贷款约束影响农户收入的路径和方式做深入探讨，从而难以清晰还原这种影响的作用机理。近年来，为促进小农户和现代农业发展的有机衔接，中央政府高度重视并鼓励农户农业生产的适度规模经营，并通过“农地经营权抵押”等金融服务创新支持多种形式的适度规模经营。显然，经营规模在正规贷款和农户收入之间发挥何种作用值得关注和思考。进一步引申，如果把贷款始终期“经营规模扩大水平的中介效应”这一命题作为切入点，探究经营规模扩大水平在农地抵押约束与农户农收增幅之间的作用机制及其传导方式，有助于在相当程度上探究信贷约束对农户收入的影响机理，从而为该领域的研究做出有益的补充。总之，通过探讨经营规模扩大水平在农地抵押约束与农户农收增幅之间的作用机制，一定程度上厘清了农地抵押约束、经营规模扩大与农户农收增幅之间的内在联系，这对于我们重新审视中国通过立法（即2018版《中华人民共和国农村土地承包法》）对农地经营权抵押予以支持的背景下，如何有针对性地发挥其在乡村振兴战略中的作用与价值具有重要现实意义。

二、文献回顾与假说提出

正规贷款对农户收入的影响广受学界关注，多数研究表明，无论贷款是否满足农户融资需求，其本身都能在一定程度上促进农户收入的增长[5-8]。但是，与诸多研究聚焦贷款约束对农户收入的影响程度相比，直接考察贷款约束对农户收入影响的作用机理的文献尚不多见，主要分为两个维度。一是认为贷款约束对农户收入负面影响的作用路径来自投资水平的减少。譬如，Foltz（2004）研究表明，遭受信贷约束后，农户会降低当期的农业投资水平，从而使得短期的产量和收入下降[9]。又如，Carter and Olinto（2003）的研究表明，贷款约束会降低农户的预期，使其无法制订出适当的长期计划，减少可以转变为沉没成本的长期投资，并最终减少农户的长期收入[10]。二是认为贷款约束对农户收入负面影响的作用路径来自生产要素配置比例的改变。贷款约束不仅会影响农户对于固定投资和可变投入的配置比例，还会影响农户对于可变投入中其他各种要素（如劳动力）的配置比例[11]。上述研究虽然一定程度上为揭示信贷约束对农户收入的影响机理提供了洞见，但都是基于反向推断考察影响贷款约束对农户收入的传导因素，且缺乏对传导因素影响程度的量化考察，从而无法准确评估这些因素的具体影响。

随着中央政府近年来对农业适度规模经营的倡导，国内学界开始关注贷款约束、经营规模与农户收入之间的关系，试图通过经营规模变化视角对贷款约束影响农户收入的机制做出有价值的解释。具体来看，在贷款约束对农户经营规模的影响方面，张龙耀等（2018）运用内生转换模型发现：一方面，经营规模扩大后，未受到贷款约束的农户能够有效地控制成本，但受到约束农户的单位产量成本则会上升；另一方面，贷款约束会使农户在扩大经营规模时降低亩均投入强度，进而使农业产量下降[12]。而在经营规模对农户收入的影响方面，有研究发现，扩大农业生产经营规模可以提高农业专业化程度[13]和生产效率[14]，进而促进农户增收；农地流转产生的经营规模效应会使转入户的农业经营性收入明显增加[15]；同时，生产经营规模的扩大能通过土地、资金和劳动力的优化配置，在一定水平上改善农业生产效率，提高农户的农业生产净收益[16]。然而，上述研究要么侧重于贷款约束与经营规模关系的考察，要么侧重于经营规模与农户收入关系的研究，因而无法有效解释经营规模是否为贷款约束负面影响农户收入的一个重要作用路径，同时在正规金融支持“三农”的政策背景下，也无法准确评估正规金融支农扶农助农的政策效应。

鉴于此，本文尝试根据马歇尔生产理论[17]对贷款约束、经营规模和农户收入之间的关系做出解释，并从经营规模扩大角度一定程度上揭示贷款约束对农户收入的影响机理。由于农地经营权抵押贷款主要用于农业生产，因此本文假定农户取得的抵押贷款全部用于农业生产，参考已有研究给出的农户生产效用最大化函数[18]：

其中，p表示农户农地抵押贷款终期农产品价格，Y(·)是农业产量（生产）函数，S表示农户利用农地抵押贷款从事农业经营的土地面积，C表示农户农地抵押贷款金额，L表示农户家庭从事农业经营投入的劳动力数量，T表示农户家庭从事农业经营所需的生产技术水平。因此，假设在其他条件不变的情况下，由于内部规模经济的存在，分摊到每单位产品上的固定成本会随经营规模的扩大而减少，从而使得每单位产品的生产成本降低，进而使得生产利润增加。在没有受到农地抵押约束时（C等于农户农地抵押贷款申请额，也即农户农地抵押贷款获批额与申请额一致），为了达到收益最大化原则，农户就会根据帕累托最优原则进行资源配置，使用外部融资扩大农业经营规模（S扩大），吸纳闲置剩余劳动力（L增加），提高农业经营能力（T提升）和全要素生产率，降低生产成本，从而增加农业生产利润和收入［即pY(S，C，L，T)］。在这种情况下，Eu值达到最大化（即Max Eu），这不仅与农户预期生产收益一致，也实现了农户通过农地抵押贷款抬升农业收入的增加幅度和改善家庭福利水平的重要目标。

与之相反，受到农地抵押约束时，农户通过外部融资获得的资金无法达到预期数量，经营规模扩大水平由此受到限制，因而单位生产成本下降幅度有限。同时，经营规模扩大水平的限制既使得农业全要素资源和家庭劳动力配置效率未及最优，也使得农产品产量增长幅度小于未受到农地抵押约束的状态，并最终导致农户的农业生产利润和收入增长幅度下降。基于上述分析，本文提出如下研究假说：

H1：在农地经营权抵押贷款下，经营规模扩大水平是贷款约束负面影响农户农收增幅的一种重要传导路径，具有中介效应。

三、研究设计

（一）数据来源

作为中国农地抵押改革的先行试点区，宁夏回族自治区以县为单位展开的试点不仅效果良好，而且社会反响强烈，形成了极具特色的“政府主导型”（如平罗县）和“市场主导型”（如同心县）两种农地抵押运行模式，具有一定的典型性和代表性。因此，本文选取宁夏回族自治区农地抵押试点区同心、平罗两县作为调查区域。

在确定样本地区之后，为了获得有说服力的调查数据，课题组于2019年1—2月间组织调查员采用三阶段随机抽样法开展一对一入户调查。首先在各县内，将所辖乡镇依据农地抵押试点水平分成高、较高、中等、较低和低5组，在每组内随机抽取1个乡镇作为样本乡镇；其次，在每个样本乡镇中按照调研便利性原则随机抽取5—8个村庄，两县共抽取63个样本村庄；再次，在每个样本村庄中随机抽取10—15个农户进行一对一入户调查，共获得有效样本农户779个。调查的内容主要包括样本农户最近一次完整参与农地抵押的情况（即农地抵押贷款已偿还完毕），贷款始、终期经营收入变化情况，经营规模变化情况以及农户家庭经济社会特征等内容。

（二）实证策略

本文采用中介效应模型对经营规模扩大水平在农地抵押约束影响农户农收增幅中的传导机制进行检验，尝试探究农地抵押约束对农户农业收入的内部影响机理。为更好地实现本文研究目标，这一中介效应模型的构建基础是处理效应模型（Treatment Effect Model）。之所以如此，原因在于，进行上述分析，首先要处理好农户受到农地抵押约束与否导致的样本选择偏差问题。农户是否受到农地抵押约束往往与农户的收入、文化程度、耕地面积等因素密切相关，从数据收集情况来看，并不是所有农户都会遭受农地抵押约束。也就是说，受到约束的农户样本是经过选择的样本。因此，使用基准回归的OLS方法，无法剔除选择性偏差对农地抵押约束影响效应的干扰。以往大多数研究广泛采用倾向得分匹配法（PSM，即Propensity Score Matching）来消除选择性偏差带来的有偏估计问题，但是，PSM方法在消除选择性偏差时，只关注可观测变量对因变量的作用，遗漏了不可观测变量的影响[19]。事实上，那些被遗漏的不可观测变量可能同时影响农户是否遭受约束以及农户农收增幅，进而产生有偏误的估计系数。因此，为克服上述问题，本文采用Maddala（1983）提出的处理效应模型估计农地抵押约束对农户农收增幅的影响[20]，基本模型如下所示：

式（1）及式（2）中，i代表农户，Di表示农户i是否遭受贷款约束，Di=1表示农户i受到了贷款约束，Di=0则表示农户i没有受到贷款约束，X′i为影响农户是否受到贷款约束的控制变量。IVi是农户i农业收入增收幅度，Xi为影响农户农收增幅的其他控制变量；εi和μi表示独立同分布随机误差项，代表不可预测变量的汇总，且服从正态分布；β3为本文关注的内生处理效应模型估计量。

由上可见，处理效应模型是两部分方程构成的联立方程。式（1）构成第一部分，称之为选择方程，意在考察农地抵押农户遭受约束的影响因素；式（2）形成第二部分，称之为农收增幅方程，意在测度农地抵押约束和其他因素对农收增幅的影响。需说明的是，为了有效地识别两部分方程，在影响农户是否遭受贷款约束的因素中，应至少包含一个只影响农户是否遭受贷款约束而不影响农户农收增幅的因素经反复试验并考虑在现实中，乡镇是金融机构的最基层服务地区（即金融机构系统的最末端），在供给资金数额有限的情况下，农户是否受到约束由其自身和其他竞争者的特征共同决定，因此，本文采用同一乡镇除受访农户之外其他农户农地抵押约束程度的平均值作为识别工具变量。

还需说明的是，处理效应模型的估计结果虽然直接反映了农地抵押约束对农户农收增幅影响的边际效应，即贷款约束从0变为1时，农户农收增幅的变化情况，但是，要考察农地抵押约束对农户农收增幅的整体影响，则需采用处理效应模型的估计系数，计算出农地抵押约束对农户农收增幅的平均处理效应（Average Treatment Effect，即ATE），公式为：

式（3）中，E(Yi|Di=1)表示农户受到约束时的农业收入增幅，E(Yi|Di=0)表示农户没有受到约束时的农业收入增幅。借助式（3），不仅可以从整体样本、不同类别样本角度测度农地抵押约束对农户农收增幅的影响，而且其所计算出的影响效应值更是控制了由可观测、不可观测因素引起的估计偏误问题[20]。

进一步地，为了有效考察经营规模扩大在农地抵押约束影响农户农收增幅中的传导作用，本文基于前述处理效应模型构建如下中介效应模型：

其中，式（4）为选择方程，式（5）及式（6）为回归方程。SVi表示农户i的经营规模扩大水平，IVi表示农户i的农业收入增幅；Di表示农户是否受到农地抵押贷款约束为影响农户i是否受到抵押约束的控制变量，具体含义同式（1）；Xi为影响农户i经营规模扩大和农收增幅的控制变量；εi、μi、υi表示独立同分布随机误差项，代表不可预测变量的汇总，且服从正态分布。其中，β5、β′2和β7为本文关注的中介效应模型估计量。需说明的是，在具体估计过程中，式（4）分别与式（5）和式（6）各构成一个处理效应模型。

（三）变量选取及统计性描述

1.因变量：农业收入增长幅度

区别于以往的研究，并考虑到农地经营权抵押服务于农业生产的政策导向，本文将农户贷款终期农业总收入相比始期的增长幅度界定为描述农户农业收入增长幅度的变量。

2.核心自变量：农地抵押约束

实地调研结果表明，所有农户农地抵押贷款申请额都与其借款意愿最大数额一致，因此，本文中的农地抵押约束为贷款数量约束，即若农地抵押农户获批贷款额度小于贷款申请额度，则认为农户受到约束，否则认为农户没有受到约束。

3.中介变量：经营规模扩大水平

由于土地是农业生产中不可替代的生产资料，故本文用农户农地抵押贷款终期相比始期农地利用面积的增加比例来衡量经营规模扩大水平。

4.识别工具变量：农地抵押约束平均程度

依据前文所述，本文采用除受访者以外，同一乡镇等收入水平其他农户贷款数量约束程度的平均值来衡量农地抵押约束的平均程度。

5.控制变量

参考李长生和张文琪（2015）的研究[22]，本文设置年龄、受教育年限、务农时间、劳动力人数、劳动力健康状况、土地面积、主要农业生产类型、是否参加农业保险、金融机构数量、销售单价是否上涨、地域为控制变量。

各变量的定义、赋值及统计性描述如表1所示。

表1 变量定义与统计性描述

四、实证分析结果及解释

（一）经营规模扩大水平对农地抵押约束影响农户农收增幅的中介效应

在进行处理效应模型检验和实证分析前，为保证所选工具变量的合理性，需对其进行有效性检验。本文采用2SLS回归检验，结果表明，就第一阶段回归而言，其稳健F统计值（25.88）高于常用的临界值10，此外，Stock-Yogo检验所得最小特征根统计值（10.070）也高于LIML统计量的临界值8.68，故本文所选工具变量是合适的，不存在弱工具变量选择问题。此外，本文利用方差膨胀因子检验自变量间共线性问题，结果表明，VIF的最大值（5.102）小于经验临界值10，说明文中涉及的自变量不存在多重共线性问题，可以全部纳入方程进行分析。

表2 经营规模扩大水平对农地抵押约束影响农户农收增幅中介效应的估计结果

经营规模扩大水平对农地抵押约束影响农户农收增幅的中介效应检验估计结果见表2。结果显示，抵押约束方程与规模扩大方程误差项的相关系数分别为0.538和0.893，且在1%的统计水平上显著；Wald内生性检验也均在1%的显著性水平上拒绝了抵押约束方程与规模扩大方程、农收增幅方程相互独立的原假设，表明采用基于处理效应模型构建的中介效应模型对样本分析是合适的。

表2 的估计结果显示，经营规模扩大水平对农户农收增幅的边际效应为0.467。与未受到农地抵押约束的农户相比，受到约束的农户的经营规模扩大水平和农业收入增长幅度更低，且在1%的水平上显著。此外，基于处理效应模型的估计结果，测算出受约束条件下和未受约束条件下农户贷款始、终期生产经营规模平均扩大水平以及农业收入增长平均幅度。结果表明（见表3），受约束与未受约束条件下农户贷款始、终期经营规模扩大平均水平分别为38.768和41.468，农业收入增长平均幅度分别为21.145和27.192。农地抵押约束对农户经营规模扩大平均水平和农业收入增长平均幅度影响的平均处理效应分别为-2.700和-6.047，且都在1%的水平上显著。在控制了可观测、不可观测因素后，农户遭受农地抵押约束会导致其经营规模扩大平均水平和农收平均增幅分别下降6.966%和28.598%。

表3 中介效应模型下的农地抵押约束对农户经营规模扩大、农收增幅平均处理效应

依据温忠麟和叶宝娟（2014）提出的中介效应检验流程[23]，从表2中方程（2）（4）的估计结果可以看出，农地抵押约束变量对经营规模扩大水平的回归系数和经营规模扩大水平变量对农户农收增幅的回归系数分别在1%和10%的统计水平上显著，这表明，经营规模扩大水平在农地抵押约束对农户农收增幅的影响中发挥着显著的中介效应。方程（4）的估计结果显示，农地抵押约束变量的系数显著为负，表明农地抵押约束对农户农收增幅影响的直接效应显著。同时，方程（2）中的农地抵押约束变量和方程（4）中的经营规模扩大水平变量的系数乘积符号为负，方程（4）的估计结果显示农地抵押约束变量的系数符号也为负，两者同号，因此经营规模扩大水平对农地抵押约束影响农户农收增幅的中介作用属于部分中介效应。进一步地，按照温忠麟和叶宝娟（2014）[23]提供的中介效应值计算公式，结合表2中方程（4）经营规模扩大水平的估计值0.467，以及表3中经营规模扩大水平和农业收入增长幅度两个ATE值（-2.700和-6.047），可计算出经营规模扩大水平中介效应值占总效应值为：[(-2.700×0.467)/-6.047]×100%=20.85%。也就是说，在农地经营权抵押下，贷款约束通过抑制经营规模扩大水平，对农户农收增幅产生间接影响，这种影响占贷款约束对农户农收增幅全部影响的20.85%。研究发现的经营规模扩大水平在农地抵押约束与农户农收增幅之间的传导路径，使得农地抵押约束对农户农业收入的影响机理在一定程度上得以揭示。本文所提出的研究假说也由此得以证实。

（二）内生性检验和稳健性检验

鉴于以上中介效应模型可能出现由于中介变量与因变量互为因果关系导致的内生性问题，本文对经营规模扩大水平变量的内生性进行检验，选用农户贷款前经营规模在所在村所处水平作为“经营规模扩大水平”的工具变量。逻辑上讲，如果农户农地抵押前在村中经营规模越小的话，获得贷款后扩大经营规模的意愿就越强烈，然而，农户贷款前经营规模在所在村所处水平对于农户农收增幅是没有影响的，也就是说农户贷款前的经营规模在所在村所处水平与农户贷后经营规模扩大水平相关性较高，但是与农户贷后农收增幅相关性不高，因而符合工具变量的条件。本文采用DWH检验法进行内生性检验，结果表明，DWH检验值（2.556）统计不显著（P=0.109），因此不能拒绝“所有变量均为外生变量”的原假设，即认为经营规模扩大水平变量不是内生变量。

表4 基于样本量调整的稳健性检验结果

接下来，为了检查前述实证结果的稳健性，本文从样本方面进行稳健性检验。具体做法为，剔除农户农收增幅最高5%及最低5%的样本，这样做的目的是为了消除极端值的影响。采用剩余样本重复前述实证分析过程，结果表明，与方程（1）—（4）相比（见表2），方程（5）—（8）中各个变量系数的大小、方向和显著性均未发生明显变化（见表4），这表明本文实证估计结果是稳健的。

五、结论与建议

本文在回顾与总结正规贷款约束影响农户收入相关研究动态以及已有研究偏重直接因果分析模式的基础上，从农户农业收入增幅这一相对值视角切入，根据马歇尔生产理论对农地抵押约束、经营规模扩大和农户农收增幅之间的作用关系及影响机理做出阐释，然后在理论分析的基础上，立足于宁夏回族自治区同心、平罗两县农地经营权抵押贷款农户的微观调查数据和Maddala提出的处理效应模型，构建中介效应模型实证考察农地经营权抵押贷款约束对农户农业收入增加幅度的影响，以及经营规模扩大水平对上述影响的中介效应。通过实证研究，本文发现，在控制了可观测、不可观测因素后，农户遭受农地抵押约束会导致其经营规模扩大平均水平和农业收入平均增幅分别下降6.97%和28.60%。经营规模扩大水平对农地抵押约束影响农户农收增幅的中介效应为部分中介效应，这一效应占总效应的比值为20.85%。研究发现的经营规模扩大水平在正规贷款约束与农户农收增幅之间的传导路径，一定程度上揭示了农地抵押约束对农户农业收入的影响机理。

为此，本文提出如下政策建议。

第一，金融机构在支持“三农”的过程中，应增加对农户的金融支持力度，积极关注并提升对农地经营权抵押农户的贷款发放额度。在农户贷款申请金额及其利息不超过抵押物价值的情况下，应贷尽贷，最大限度地减少其数量约束，满足农户融资需求，以有效促进农户农业增收和农村经济发展，进而助力乡村振兴战略的有效实施。同时，在整合和加快农村土地、资本等要素市场发育的同时，应加大农业供给侧的改革力度，采取多渠道、多手段的惠农助农扶农措施，提高农地经营权抵押农户贷款资金利用水平，提升贷款资金运作效率，促进小农户与现代农业发展有机衔接，真真切切地助力农民增收和农业发展。具体措施包括提升农地产权市场交易活跃度，加快现代农业技术培训在农民中的普及，搭建和利用以现代通信技术、交通运输等为依托的农村信息、物流服务、电商等综合服务平台。

第二，针对农业生产经营规模扩大在农地经营权抵押贷款促进农户农业收入增长幅度中具有的显著中介作用，政府有关部门应以农地金融改革已实现法律充分保障为契机，通过配套政策制定有效支持农户因地制宜开展适度规模化经营，提升农业收入的增长幅度。同时，在支持农地经营权抵押农户利用贷款逐步实现农业生产向现代化、规模化方向发展的同时，也应协助其在保证农业生产项目盈利的前提下，理性扩大经营规模。此外，也应协调推出农地经营权抵押贷款业务的配套政策与措施，促进农地金融市场发展，达到激活金融机构市场供给主体参与的积极性，培育农地经营权抵押贷款扶持农业发展的新动能，联动多重政策共同发力，实现政策累积叠加效应。构建“地钱转换（农地经营权抵押促进土地资本化转换的充分实现）→地钱助力（农地经营权抵押融资资金助力农业生产经营规模的扩大）→地钱增益（农业生产经营规模扩大促进农民农业收入增长幅度的提升）”的良性运作机制，既充分唤醒农村“沉睡资产”，促进农业生产适度规模经营，又实现农业经营主体农民的增收致富。