農民金融素養、農地轉入與農地抵押融資 ——基于陜西、寧夏、山東1947戶農戶調查數據的實證

蘇嵐嵐 孔 榮

(1.西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西 楊凌 712100；2.北京大學 中國農業政策研究中心，北京 100871)

一、引言和相關文獻綜述

農地產權制度改革深入推進背景下，我國覆蓋縣、鄉、村三級的農村產權交易體系逐漸形成和完善。以農地經營權流轉(簡稱農地流轉)和抵押融資交易(簡稱農地抵押融資)兩種主要形式表征的農地產權交易獲得快速發展。農地流轉方面，截至2018年底，我國2.3億承包農戶中超過30%農戶已全部或部分地將承包地轉出，流轉承包地面積占家庭承包耕地總面積的近39.0%(1)資料來源：中國網. 《農業農村部：到2018年底全國有5.39億畝耕地在不同主體間進行流轉》，http://mini.eastday.com/mobile/191128210148446.html。。農地抵押融資方面，截至2018年9月，我國232個試點地區農地抵押貸款余額為520億元，同比增長76.3%，累計發放964億元(2)資料來源：新華社. 《“兩權”抵押貸款試點成效積極，推動緩解“三農”融資難題》，http://www.gov.cn/Xinwen/2018-12/23/content_5351390.htm。。農地經營權流轉改革的深化有力提高了農地資本化程度和農地金融發展水平，農民農地產權交易行為從依賴關系情感逐步轉向依賴經濟理性，從非市場化轉向市場化，有關交易對象選擇、交易契約簽訂等不同環節均不可避免會涉及財務問題，對農民投資理財意識、財務計算知識、資金管理能力等提出較高要求。因而，金融素養在農民農地流轉市場和農地金融市場參與決策中的作用逐漸凸顯。金融素養最早被定義為管理個人財富方面所具有的高效金融決策和理性判斷能力(Noctor et al.，1992)。后續研究分別從知識(Culter et al.，1996)、能力(Servon et al.，2008)和意識(Mason et al.，2000)層面形成對金融素養各有側重的定義。事實上，我國對居民金融素養尤其是農民金融素養問題的關注起步較晚，農村金融教育體系不夠完善，金融知識公共供給渠道不足，導致諸多農村家庭仍難以獲取全面而系統的金融教育。相關數據顯示，我國居民金融素養水平整體偏低，城鄉間、區域間存在較大的不平衡性，農村居民的金融素養水平明顯低于城鎮居民(3)資料來源：中國人民銀行金融消費權益保護局.《消費者金融素養調查分析報告(2017)》，http://www.pbc.gov.cn/goutongjiaoliu/113456/113469/3344008/index.html。。農民金融素養水平滯后于農村金融市場的發展需要，在一定程度上制約了新型金融產品和服務在農村地區的推廣進程。鑒于此，本文立足農地金融深化的現實背景，深入探究金融素養對農民農地流轉和農地抵押融資的影響具有重要現實意義。

梳理文獻可知，已有研究多從農戶認知(羅必良 等，2012a)、風險態度(孫小龍 等，2016)、行為能力(羅必良 等，2012b)等層面探究農民農地流轉行為的內在制約因素，從個人及家庭特征、土地特征等方面(惠獻波，2013；李韜 等，2015；許泉 等，2016)論證農民農地抵押融資需求及響應行為的內在影響因素，但均忽視從金融需求主體的金融素養視角追蹤形成上述因素的深層次原因，缺乏對金融素養與農民農地流轉、農地抵押融資交易行為之間關系的理論闡釋和實證檢驗。此外，已有案例分析表明，農地融資流轉對農地資本增值、農業信貸等產生積極影響(夏玉蓮 等，2014)，且農地流轉服務體系的日臻完善對農民農地抵押貸款參與具有促進作用(靳聿軒 等，2012)。隨著農地流轉參與率的提升和農地經營權權能由流轉等向抵押、擔保權能擴展，農地轉入將在一定程度上助力農地資本化進程。然而，鮮有研究實證探討農地流轉特別是農地轉入對農民農地抵押融資實踐的影響?；谏鲜龇治?，本文探索性地將金融素養引入農民農地產權交易行為的分析框架，深入闡釋農民金融素養、農地轉入與農地抵押融資之間的關聯機理，從農地流轉和農地抵押融資交易及其內在關聯層面拓展農民金融素養的福祉影響研究。

本文創新之處在于：一是立足金融素養視角挖掘農民農地產權交易行為的內在能動性因素，分別闡釋金融素養對農民農地轉入和農地抵押融資交易的差異化影響機理，系統構建要素流動視角下“金融素養—農地轉入—農地抵押融資”的理論框架。二是運用工具變量法處理內生性問題，實證探究金融素養對農地轉入和農地抵押融資交易的影響效應；采用中介效應模型計量論證農地轉入對金融素養影響農地抵押融資的中介作用。本文研究結論有益于從農民內在能動性因素層面豐富農地產權交易行為的理論探討，為新時期立足金融素養視角探求農民農地流轉和農地抵押融資交易參與程度提升、協調推進農地經營權流轉和農地抵押融資改革深化謀求可行的實踐路徑。

二、理論分析框架

我國農地產權交易實質為產權管制背景下農地經營權的暫時性轉讓，包括租賃、互換、轉讓、入股、抵押等形式，對優化農地產權結構和提高農地市場資源配置效率發揮積極作用。農地流轉融資和抵押融資均是農地融資功能的重要體現(劉廣明，2011)。立足農村不同要素市場的匹配發育，本文將農地轉入和農地抵押融資交易分別視為土地要素的流動(地動)和資本要素的流動(錢動)，構建要素流動視角下“金融素養—農地轉入—農地抵押融資”的邏輯框架。

(一)金融素養影響農民農地轉入交易的理論分析

學者們從機會成本(羅必良 等，2012a)、勞動力流動(陳飛 等，2015)、交易費用(冀縣卿 等，2015)等不同視角探究了農民農地流轉行為的誘因，但鮮有研究將金融素養引入分析框架。本文立足理性經濟人假設，闡釋金融素養對農民農地轉入交易的影響機理。一方面，金融素養對農民農地轉入交易產生直接影響。金融素養高的農民對從事農業和非農經營的成本及收益的計算較為清晰，尤其對維持原有小規模農地分散經營的機會成本和轉入農地從事規模經營的比較效益與潛在風險等有較為理性的衡量與判斷；若轉入農地相較于維持現有經營規?？蓪崿F更大的綜合效用，農民轉入農地的傾向性較高。具體分析可知，農地轉入的平均租金水平在一定時期和特定區域內較為穩定，而其非農就業收入等機會成本則不確定；且農地經營的自然風險和市場風險等農地轉入風險較大，加之農地轉入的收益(主要指農地經營收入)因受個體努力程度、農地經營風險等影響而難以準確測算。因此，總體上農地轉入的成本、收益及風險的不確定性程度較高，金融素養對農民農地轉入理性決策的作用較為凸顯。另一方面，金融素養對農民農地轉入交易產生間接影響。金融素養越高的農民，關于生產資金獲取、流動性資產配置和財務收支管理等技能越高，因而從事農業規模經營的行為能力越強；加之金融素養越高的農民參與農地流轉交易能力尤其是議價能力越好，可有效降低農地流轉市場參與成本，促進農地轉入頻率和轉入規模的提高?；谏鲜龇治觯疚奶岢觯?/p>

假設1：金融素養對農民農地轉入交易產生正向影響。

(二)金融素養影響農民農地抵押融資交易的理論分析

諸多研究指出，金融素養水平與信貸活動參與密切相關，提升信貸者金融素養水平可增加其信貸需求量，緩解正規信貸約束，促進正規信貸獲取(Davidson，2002；馬雙 等，2015；吳雨 等，2016)。金融素養水平高的個體較熟悉借貸條款和金融市場，因而有能力依據自身實際條件理性選擇信貸產品(Gathergood，2012)，并減少金融決策時的信息搜尋和處理成本(Dohmen et al.，2010)。此外，Huston(2012)研究發現金融素養水平高者的抵押貸款成本顯著低于金融素養水平低者。農地抵押貸款作為一種新型的農村金融產品，既具有政策驅動的特殊性，也具有一般信貸的共性特征。不考慮農地抵押貸款供給約束時，金融素養可通過直接和間接作用機制影響農民農地抵押貸款需求及參與行為。直接作用方面，農民金融素養水平越高，對信用、擔保和抵押等不同類型貸款的基本要求與一般程序具有越充分的理解和認知，越能夠對不同融資渠道所需投入的成本、預期收益、可得性水平及潛在的違約風險等進行理性評估和綜合比較，最終選擇具有比較優勢且符合自身實際需求的融資渠道。當農地抵押貸款在節約面子成本、降低人際關系依賴性等方面的比較優勢更為明顯時，理性的農民將優先選擇農地抵押融資。間接作用方面，金融意識越強的農民越具有金融風險規避意識，對農地抵押貸款申請及辦理過程中可能存在的交易風險、信用風險和農地被處置風險等的認知和識別能力越好，且具有一定的農地抵押風險容忍度和風險防范能力；金融知識越豐富、金融能力越強的農民越能及時全面獲取農地抵押融資相關信息，可越熟練地申請和辦理農地抵押貸款業務，減少農地抵押融資過程中的信息搜尋成本和談判成本等，實現低成本、高效率地獲取農地抵押融資。蘇嵐嵐等(2017)研究證實金融素養顯著正向影響農民農地抵押貸款需求，但金融素養對農民農地抵押貸款申請、獲批等不同環節參與行為的影響效果仍有待進一步實證檢驗。鑒于此，本文提出：

假設2：金融素養對農民農地抵押融資交易產生正向影響；

假設2a：金融素養對農民農地抵押融資申請產生正向影響；

假設2b：金融素養對農民農地抵押融資獲批產生正向影響。

(三)農地轉入影響農民農地抵押融資交易的理論分析

農地“三權分置”改革深化使農地經營權權能得以擴展，農地流轉規模的擴大推進了農地資本化進程，農地經營權抵押特別是流轉農地的經營權抵押融資得以在更大地域范圍內實現。已有研究指出，農地流轉可通過農地制度建設的促進效應和金融環境的優化效應對農地金融產生影響，即農地流轉促使農業生產績效持續提高，增加農村金融機構贏利機會，推動金融機構合理調整信貸產品和服務；同時，農地流轉推動農地經營規模的提高、催生更多金融需求，且在一定程度上增強農業經營主體的信用水平、優化農村金融交易環境(孫全亮，2010)。李松澤等(2020)基于信貸員授信意愿的實證分析表明，農戶實際經營土地面積的增加顯著提高金融機構農地抵押貸款供給意愿。農地轉入需支付一定的租金，且農地轉入引致的規模經營需投入相應的農地生產經營成本，由此激發農民更大的信貸需求。以承包農地或流轉農地經營權抵押貸款成為試點地區農民獲取融資的重要途徑，且農地轉入促進農地規模經營，提升農民土地資產和抵押標的物持有量，有益于提高農民信用水平和農地抵押融資能力。

當然，從長期看，限于金融機構對農地抵押貸款資金的用途監管，農地抵押融資主要用于支持農民從事農業適度規模經營，農民在參與農地抵押市場獲取借貸資金方面越具有比較優勢，越有助于緩解農地規模經營的融資約束，推動其農地轉入決策實施。相較于農地經營權流轉改革，農地抵押融資改革起步較晚，發展尚不成熟，尤其是流轉農地的經營權抵押融資制度還處在小范圍試點探索階段。現階段農民農地抵押融資參與率明顯低于農地流轉參與率，農地抵押貸款對于農民來講仍是有限供給，加之單位面積農地評估價值偏低，且人均承包地面積較小，以家庭承包地經營權抵押貸款作為擴大投資的主要資本來源對農地轉入尤其是農地規模轉入作用較為有限。但農地流轉市場的發育有力促進了農地抵押融資改革，農地轉入農民以流轉農地獲取抵押融資可有效提高農地抵押融資規模。綜上分析，本文重點關注農地轉入對農民農地抵押融資交易的影響。由此，本文提出：

假設3：農地轉入對農民農地抵押融資交易產生促進作用。

(四)農民金融素養與農村要素市場“地動—錢動”的關聯邏輯

如前所述，提升農民金融素養水平可促進其農地流轉市場和農地金融市場的單一市場參與。已有研究證實，農民農地流轉與資金借貸行為之間存在顯著的關聯關系(胡新艷 等，2017)。本文進一步認為，農民金融素養水平的提升可通過促進農村土地要素的流動進而推動資本要素的流動。具體表現為：金融素養高的農民有能力對農地流轉市場的參與形式及參與規模等作出理性決策。農地轉入促進農地規模經營，無論是支付租金還是保障生產經營的需要均在一定程度上激發農民信貸需求，加之流轉農地經營權抵押貸款的實施為農地轉入戶申請農地抵押融資提供政策支持，因此，農地轉入所形成的農地資產規模優勢有助于提升農民農地抵押融資參與意愿和參與程度。鑒于金融素養影響農民農地轉入的理性參與決策，且農地轉入交易對農民農地抵押融資需求及其規模產生促進作用，邏輯推導可知，農民金融素養水平的差異可通過影響農地轉入決策進而作用于其農地抵押融資交易行為?；诖?，本文提出：

假設4：農地轉入在金融素養影響農民農地抵押融資交易行為中具有正向中介作用。

三、研究設計

(一)數據來源及樣本基本情況

本文數據來源于課題組2018年在陜西、寧夏、山東開展的主題為“農民金融素養與農地產權交易參與”的農村實地入戶調查。陜西、寧夏、山東分別作為西部和東部農業大省，農業優勢特色產業突出，農地流轉發生率較高，農地規模經營為農業產業化發展提供重要支撐；同時，農地產權制度改革尤其是農地抵押貸款試點基礎較好。調查采取典型抽樣和分層隨機抽樣相結合的原則，選取陜西西安市高陵區、寧夏吳忠市同心縣和石嘴山市平羅縣、山東臨沂市沂南縣4個農地抵押貸款典型試點區域進行抽樣；同時，兼顧地理環境和區域經濟發展水平的差異，選取陜西渭南市富平縣及漢中市南鄭縣、寧夏中衛市沙坡頭區、山東聊城市莘縣及濰坊市青州市5個一般試點區域進行抽樣。調查組在上述各縣(區)選取3～4個反映不同層次經濟發展水平的代表性鄉(鎮)，每個樣本鄉(鎮)按照相同標準分層選取2～3個樣本自然村，每個樣本村再隨機選擇15～20個樣本農戶(主要為家庭生產經營決策人)進行一對一訪談。上述樣本區覆蓋黃土高原區、關中平原區、陜南山區、華北平原區等不同地理環境下的農業生態系統，農業生產經營自然條件的區域性差異致使農民農地流轉和農地抵押貸款參與行為呈現不同特征，因而樣本代表性較好。調研共發放問卷2000份，回收有效問卷1947份，問卷有效率為97.35%，共涉及9個市9個縣(區)36個鄉(鎮)105個自然村。

樣本參與農地轉入的比例為27.52%，且農地轉入規模平均值為13.82畝。樣本參與農地抵押貸款的比例為24.00%，獲得農地抵押貸款金額的均值為3.26萬元，且獲批農地抵押貸款樣本中獲批貸款金額為5萬元及以下、高于5萬元且不超過10萬元、10萬元以上分別占比46.64%、30.14%和23.22%。受訪者個體特征方面，男性和女性占比分別為70.88%和29.12%，平均年齡為47歲，受教育程度為初中以下、初中、高中及以上的比例分別為30.92%、47.46%和21.62%，已婚占比接近98.20%，務農年限平均為25年，風險厭惡、風險中性和風險偏好的樣本比例分別為24.81%、16.23%和58.96%，樣本農地依賴性低、一般和高的比例分別為17.52%、11.72%和70.76%。家庭特征方面，家庭勞動力數量平均接近3人，有親友任職村干部或公務員的比例為45.71%，有親友供職于銀行或信用社的比例為12.27%，經常聯系微信好友數平均為28人，房產價值均值為18.56萬元，已完成農地確權頒證的比例為80.57%。村莊特征方面，村莊在所處鄉鎮的富裕程度為貧困、一般和富裕的比例分別為6.89%、41.09%和52.02%，村莊到鄉鎮的距離平均為4.91公里，鄉鎮正規金融機構數目均值為2個。

(二)變量選取

1.因變量

本文因變量為農地抵押融資。通過詢問受訪對象“2017年您家有沒有向金融機構申請過農地抵押貸款？”“2017年您家有無獲批農地抵押貸款？”“2017年您家獲批農地抵押貸款金額是多少？”分別衡量樣本農地抵押貸款申請、有無獲批及獲批金額情況。

2.核心自變量

本文核心自變量為金融素養。依據國際上廣泛采用的經濟合作與發展組織科學素養測評框架，并結合農民金融活動的具體范圍與特點，本文從金融知識、金融能力和金融意識三個維度設計指標，最終篩選25個測量題項進行測度。相關因子分析及信效度檢驗結果如表1所示。

采用主成分分析法，按照特征根大于1的原則提取公共因子11個(如表1所示)，累積方差貢獻率為78.79%。將上述各因子得分進行加權求和以計算金融素養總體水平，并以各因子方差貢獻率占總方差貢獻率的比重作為各因子得分的權重。因子分析結果中，25個測量題項的樣本充足性檢驗KMO值為0.751，表明測量題項間具有較好的相關性；同時，Bartlett球形度檢驗統計量的顯著性P值為0.00，表明因子分析結果有效。本量表25個測量題項的克朗巴哈系數(Cronbach’s α，簡稱α系數)為0.800，金融知識、金融意識、金融能力測量題項的α系數均高于0.65，表明變量測量信度較好。此外，各測量題項的因子載荷值均大于0.5，表明變量測量收斂效度較好。鑒于因子得分反映的是相對量，難以實現直觀比較，本文將金融素養因子得分及各維度因子得分進行標準化處理，使最終數值均介于0～1。結果顯示，全樣本金融素養均值為0.5368、標準差為0.2659，即整體處于中間水平且個體間金融素養水平存在較明顯差異；分維度看，農民金融知識、金融能力和金融意識的均值分別為0.5134、0.4924、0.6114。

3.中介變量

本文中介變量為農地轉入。通過詢問受訪樣本“您家2017年有沒有轉入農地？”“您家2017年農地轉入面積是多少？”測量農民農地轉入決策。

4.控制變量

參考已有文獻(孫小龍 等，2016；李韜 等，2015)，本文農地流轉參與方程和農地抵押融資參與方程選取共有的控制變量包括：個體特征中的受訪者性別、年齡、年齡平方、受教育程度、婚姻狀況、務農年限、風險偏好、農地依賴性、創業能力；家庭特征中的勞動力數量、主要勞動力身體健康狀況、有無親友任職村干部或公務員、有無親友供職于銀行或信用社、經常聯系微信好友數、房產價值、農地確權頒證；村莊特征中的村莊在本鄉鎮富裕程度、村莊到鄉鎮的距離、鄉鎮正規金融機構數目、村莊創業氛圍、區域非農就業機會、本地社會保障水平；同時選取“是否陜西”“是否寧夏”兩個區域虛擬變量控制區域固定效應。此外，農地流轉參與方程控制變量還包括村莊農地流轉情況、農地流轉政策宣傳情況；農地抵押融資參與方程控制變量還包括農地抵押信任水平、村莊農地抵押貸款參與情況、農地抵押貸款政策宣傳情況。

上述各類變量的定義、賦值及描述性統計如表2所示。

表2 變量定義、賦值及描述性統計

(續表2)

(三)模型構建

1.IV-Probit模型

為考察金融素養對農民有無參與農地產權交易的影響，設定模型如下：

Prob(LT1mi=1|Xi)=Prob(α0FLi+β0Xmi+μ0)

(1)

2.IV-Tobit模型

鑒于農地轉入規模和農地抵押融資規模近似連續型變量，但其數據從零點處刪失，屬于歸并數據，本文采用Tobit模型檢驗金融素養對農民農地產權交易規模的影響，并設定方程如下：

(2)

3.IV-Heckman模型

鑒于農地抵押融資交易申請與獲批農地抵押融資規模存在內在關聯，對兩式進行單一估計可能存在樣本選擇問題，本文采用Heckman兩階段模型進行處理。同時考慮到金融素養可能的內生性，本文參考Wooldridge(2010)，構建基于工具變量的IV-Heckman模型進行估計。具體步驟為：將內生解釋變量金融素養對工具變量和所有外生解釋變量進行OLS估計，得到金融素養潛變量的擬合值，再將該擬合值引入Heckman兩階段回歸模型。模型具體形式如下：

(3)

(4)

4.中介效應模型

依據溫忠麟等(2005)提出的中介效應檢驗程序，本文分別構建金融素養對農地抵押融資交易的影響、金融素養對農地轉入交易的影響、金融素養與農地轉入交易對農地抵押融資交易的影響三個層次回歸模型，分別表示如下：

LT22i=α4+β4FLi+η1X2i+ε1

(5)

LT21i=α5+β5FLi+η2X1i+ε2

(6)

LT22i=α6+β6FLi+χLT21i+η3X2i+ε3

(7)

四、實證檢驗與結果分析

(一)金融素養影響農民農地轉入交易的實證分析

金融素養影響農民農地轉入交易的回歸估計結果如表3所示。第(2)、(4)列工具變量估計結果顯示，Durbin-Wu-Hausman(以下簡稱DWH)內生性檢驗均在1%的統計水平上拒絕金融素養不存在內生性的原假設，故而采用工具變量回歸結果進行解釋。一階段估計的F值均為112.91，表明所選取工具變量非弱工具變量。結果顯示，金融素養對農民有無農地轉入和農地轉入規模的影響均在1%的水平上正向顯著，且邊際效應分別為0.5690和1.0964，表明金融素養每提升一個標準差，農民參與農地轉入交易的概率提升21.62%(5)參考王正位等(2016)，由因子得分法計算的金融素養標準差為0.38，乘以回歸邊際系數0.5690，即可得到金融素養每提升一個標準差時農地轉入交易概率的變化。其他計算同理。，農地轉入交易的規模平均增加41.66畝。農民在投資理財、資金配置、信貸融資等方面的金融知識越豐富、金融能力越強，其對農地轉入交易的成本、收益與風險的衡量越全面和清晰，參與農地轉入交易的締約能力越好。因此，金融素養顯著促進農民農地轉入交易的理性參與，假設1得到證實。

表3 金融素養影響農民農地轉入交易的估計結果

(二)金融素養影響農民農地抵押融資交易的實證分析

金融素養影響農民農地抵押貸款申請的估計結果如表4第(1)～(2)列所示。第(1)列報告了金融素養影響農民獲批農地抵押貸款金額的IV-Heckman模型估計結果。兩式獨立性檢驗結果表明，無法拒絕農地抵押貸款申請方程和獲批金額方程獨立的原假設。因此，本文對兩式進行單一估計。第(2)列工具變量估計結果顯示，DWH內生性檢驗拒絕金融素養為外生變量的原假設，且一階段F值為109.66，表明不存在弱工具變量問題。金融素養對農民農地抵押貸款申請的影響在1%的水平上正向顯著，邊際效應為0.3472，即金融素養每提升一個標準差，農民參與農地抵押貸款申請的概率增加13.19%。農民在投資理財、財務規劃、信貸融資等方面的綜合金融素養水平越高，越能充分認識農地抵押融資相較于信用、擔保融資等渠道的比較優勢，促進其對農地抵押貸款的理性申請決策。由此，假設2a得到證實。

表4 金融素養影響農民農地抵押融資交易的估計結果

(續表4)

金融素養對農民農地抵押貸款獲批情況的影響估計結果如表4第(3)～(6)列所示。第(4)、(6)列工具變量估計結果顯示，DWH內生性檢驗均在1%的統計水平上拒絕金融素養外生的原假設，故而采用工具變量回歸結果進行解釋。一階段估計的F值均為109.66，表明所選取工具變量非弱工具變量。結果顯示，金融素養對農民有無獲批農地抵押貸款和獲批金額的影響分別在5%和1%的水平上正向顯著，且邊際效應分別為0.3006和1.2911，表明金融素養每提升一個標準差，農民參與農地抵押融資交易的概率提升11.42%，農地抵押融資交易規模平均增加4.91萬元。農民在投資理財、信貸融資等方面的金融意識越強、金融知識越豐富、金融能力越強，其對參與農地抵押融資交易的成本、收益與風險的衡量越準確和全面，農地抵押融資交易的討價還價能力越好。因此，金融素養顯著提高農民農地抵押融資交易的獲批概率和獲批金額，假設2b得到證實。

(三)農地轉入交易影響農民農地抵押融資交易的實證分析

表5 農地轉入交易影響農民農地抵押融資交易的估計結果

(四)農地轉入對金融素養影響農民農地抵押融資交易的中介作用檢驗

由表3第(4)列可知，金融素養對農民農地轉入規模的影響在1%的水平上正向顯著。由表4第(6)列可知，金融素養在1%的水平上對農民獲批農地抵押貸款金額產生顯著的正向影響，邊際效應為1.2911。再由表6第(2)列可知，工具變量估計拒絕金融素養為外生變量的原假設，且一階段F值為110.06，表明不存在弱工具變量問題。引入農地轉入規模變量后，金融素養對農民農地抵押貸款金額的影響仍在1%的水平上正向顯著，邊際效應為1.2181(低于1.2911)，且農地轉入規模對農地抵押貸款金額的影響在5%的水平上正向顯著。由此可知，農地轉入規模在金融素養影響農民農地抵押貸款金額的關系中具有部分中介作用。

表6 農地轉入交易的中介作用檢驗結果

本文以金融素養為因變量，以金融素養工具變量和所有外生解釋變量為自變量，計算金融素養的估計值，并將其引入中介效應模型，進一步采用Sobel檢驗進行穩健性討論。結果顯示，Z統計量為1.97，在5%的水平上顯著，中介效應大小為0.1654，中介效應占總效應的比重為12.12%，表明上述結論較為穩健。整體上，農地轉入在金融素養影響農民農地抵押融資中的中介作用得以證實，但中介作用占比偏低。對此解釋如下：金融素養對農民農地抵押融資參與存在較強的直接作用；試點期農地抵押融資供給較為有限、農地金融市場發育滯后，農村土地要素與資本要素(抵押融資)流動的關聯機制尚不成熟。上述結論為協同深化農地流轉和農地抵押融資改革提供重要支撐。綜上，假設4得到證實。

(五)穩健性檢驗

依據Jiang(2017)可知，工具變量估計對基準估計系數產生擴大效應在已有研究中較為普遍，這主要由局部平均處理效應和弱工具變量等問題導致。因個體異質性產生的局部平均處理效應在因果關系研究中普遍存在；此外，本文對金融素養工具變量的有效性檢驗顯示，所選取工具變量非弱工具變量。從估計結果的經濟學分析看，前述工具變量估計所得邊際系數具有合理性。進一步，本文采用得分法重新評估個體金融素養總體水平，并對前述模型進行再次回歸。具體操作為：對每個金融知識測量題項回答正確賦分為1，否則賦分為0；對每個金融能力測量題項回答“會”“有”賦分為1，否則賦分為0；對每個金融意識測量題項反饋結果為“意識較強”和“意識很強”的賦分為1，否則賦分為0。由此，金融知識、金融能力、金融意識得分區間分別為[0，5]、[0，8]、[0，7]，以等權重進行加總計算，金融素養總得分區間為[0，20]。得分法測算結果顯示，樣本金融素養均值為10.4137，標準差為3.6834，進一步佐證了我國農民金融素養水平偏低且個體差異較大的論斷。重新計算的工具變量回歸結果證實(7)限于篇幅，詳細估計結果未予報告，若有需要，請向本文作者索取。，金融素養顯著影響農民農地轉入和農地抵押融資交易，且農地轉入在金融素養影響農民農地抵押融資交易的關系中存在部分中介效應。因此，本文主要研究結論得到較穩健的證實。

五、研究結論與政策建議

本文探索性構建了要素流動視角下“金融素養—農地轉入—農地抵押融資”的理論框架，闡釋了金融素養對農民農地轉入和農地抵押融資的單一影響機理，以及農地轉入在金融素養影響農民農地抵押融資關系中的中介作用邏輯，采用工具變量法實證探究了金融素養對農民農地轉入和抵押融資的影響效果，并運用中介效應模型計量檢驗了農地轉入對金融素養影響農民農地抵押融資的中介作用。研究結果表明，金融素養對農民農地轉入參與及參與程度、農地抵押融資申請、獲批及獲批金額均發揮顯著促進作用。研究還證實，農地轉入規模顯著提升農民農地抵押融資總額，且在金融素養影響農民農地抵押融資的關系中具有部分中介作用。

基于上述結論，為進一步提升農民金融素養水平、促進農民農地流轉和農地抵押融資交易的深度參與，有力深化新時期農地產權制度改革，本文提出如下政策建議。一是立足宏微觀層面構建提升農民金融素養的長效機制。推動國家層面將農民金融素養教育納入農村普惠金融發展規劃和農民科學素質提升行動的系統政策框架之中。具體通過增加農村義務教育階段金融知識教育的比重，整合協調政府、金融機構、高校等多方力量參與農村金融知識宣傳教育活動，搭建農村金融信息服務平臺并充分發揮信息通信技術的便捷優勢。同時，建立激勵考核機制，鼓勵引導金融機構開展面向區域不同層次金融需求農民的金融業務模擬操作專項培訓活動，并將金融機構培訓效果反饋情況納入業務考核評價體系。此外，加強村級層面的宣傳引導，努力營造農民自主學習金融知識、積極提高金融技能、主動利用金融服務生產生活的良好氛圍。二是持續優化農地經營權流轉和抵押融資改革的政策設計。推進覆蓋縣、鄉、村三級的農村產權流轉交易體系建設，完善農村產權流轉交易服務平臺的運作機制，加強對各級平臺工作人員的業務技能培訓，規范業務操作流程和標準，促進農地流轉交易的規范化和市場化。推進農地確權頒證全覆蓋，支持和規范第三方農地流轉中介組織的發展，探索通過產業吸收、發展帶動等解決部分農地轉出戶的生計問題，并提高農村養老保障、扶貧濟困等社會保障水平。同時，進一步改善農地抵押貸款政策設計、突出政策服務重心、明確執行保障機制；聚焦潛在重點需求群體，創新農地抵押貸款產品和服務的供給，以滿足不同主體的多樣化需求，提高農民農地抵押貸款信任度和參與率。三是加強對農地流轉、農村產權抵押融資等相關支持政策的頂層設計和協調匹配機制構建。有效激活金融素養的紐帶作用，提升農民農地流轉和抵押融資參與能力，協同推進農村土地要素和資本要素的有序流動，加強多部門溝通協調和密切協作，高效整合和優化多重政策實踐。