王睿 李辰哲 汪翔

摘要： 厘清“錢、地、人”三者的關系是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的現(xiàn)實抓手。以農(nóng)村借貸與農(nóng)業(yè)經(jīng)營業(yè)績關系研究為基礎，收集江蘇省濱?？h耕地質(zhì)量保護示范輻射區(qū)耕地質(zhì)量數(shù)據(jù)。在控制耕地質(zhì)量的基礎上，進一步明晰不同類型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體債務融資對于其生產(chǎn)經(jīng)營績效的影響程度與作用機制。實證分析結果表明，對于新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體及傳統(tǒng)農(nóng)戶而言，債務比率與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出均具有顯著的正相關關系，耕地質(zhì)量加強了債務融資對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的積極影響。據(jù)此提出政策建議，即金融政策與農(nóng)業(yè)政策并舉、大力培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體、增強農(nóng)業(yè)信貸的靈活性、加大耕地質(zhì)量保護研發(fā)投入力度、提高農(nóng)田基礎設施建設水平等，以助力我國實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，提高我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平。

關鍵詞： 債務融資;農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體;耕地質(zhì)量;耕地數(shù)量;信貸約束;土地產(chǎn)出;鄉(xiāng)村振興

中圖分類號：F323? 文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2020）05-0001-07

黨的十九大報告提出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，對新時代的“三農(nóng)”工作進行了科學精準定位，以20個字5個維度（產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風文明、治理有效、生活富裕），高度概括了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施目標，再次強調(diào)了產(chǎn)業(yè)發(fā)展與生態(tài)宜居并舉對于農(nóng)村發(fā)展的重要意義。一方面，產(chǎn)業(yè)興旺要求農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化高質(zhì)量發(fā)展、形成農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系集群，延伸農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，進而在促進農(nóng)民增收的同時促進新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體形成，推動我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。另一方面，生態(tài)宜居要求加強生態(tài)環(huán)境保護，切實保護耕地質(zhì)量，防治污染，在提高糧食產(chǎn)量的同時，落實“藏糧于地，藏糧于技”戰(zhàn)略。因此，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的重要抓手是處理好“錢、地、人”三者的關系。農(nóng)村金融一直是助力鄉(xiāng)村發(fā)展的重要力量，不僅可為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展注入資金動力，更激發(fā)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的主觀能動性。因此，實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略需要金融、產(chǎn)業(yè)、生態(tài)共同發(fā)力。目前“錢與人”的關系在傳統(tǒng)公司財務以及農(nóng)村金融領域已經(jīng)得到了廣泛研究，但對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而言，土地是不可或缺的重要生產(chǎn)要素，將土地納入到“錢與人”的關系中，統(tǒng)籌“錢、地、人”三者關系的研究并不多見，這也就成為了本研究著力解決的命題。

首先從“錢”的供給渠道來看，我國農(nóng)村小農(nóng)戶的資金有不斷完善的正規(guī)借貸渠道，也有長期植根的非正規(guī)借貸渠道，同時，農(nóng)業(yè)補貼與稅收減免政策等也對農(nóng)戶的資金獲得渠道進行了補充。其次從“人”的要素來看，一直以來相關部門致力于完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營制度，以激發(fā)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體活力。十八大報告提出，以農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化為目標，構建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系，培育專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社、農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體;十九大報告提出的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略明確了產(chǎn)業(yè)興旺的戰(zhàn)略實施目標，對于進一步培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體提出了更高的要求。最后，在“地”的供給方面，“數(shù)量”與“質(zhì)量”并重。我國農(nóng)村土地制度改革不斷有序推進，土地承包經(jīng)營權流轉(zhuǎn)制度促進了土地規(guī)模化、連片化化供給，提高土地產(chǎn)出的規(guī)模經(jīng)濟效應。在提高土地質(zhì)量方面，耕地地力是土地產(chǎn)出最為重要的基礎影響因素，而土壤有機質(zhì)含量是影響耕地地力的根本因素。目前關于土地產(chǎn)出影響因素的研究較多，但并未涉及對土壤有機質(zhì)含量的控制。對于有經(jīng)驗的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者而言，其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入程度會依據(jù)耕地地力有所改變。因此，把控耕地地力因素對土地產(chǎn)出的影響尤為重要。

據(jù)此，本研究在明確農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體間特征與差異的基礎上，開展理論分析并提出研究假設。在進行研究設計時，將耕地質(zhì)量要素納入到債務融資與土地產(chǎn)出關系的模型中。根據(jù)模型3實證結果可知，總結研究結論，給出政策建議。

1 理論分析與假設提出

1.1 債務融資與土地產(chǎn)出

對公司財務領域的大量研究表明，債務融資具有治理效應。Jensen等指出，適度負債能夠提高企業(yè)業(yè)績，具體作用路徑體現(xiàn)在負債的激勵與約束作用、信號傳遞功能對企業(yè)治理的積極作用上[1]。Myers等基于權衡理論認為，債務融資對企業(yè)績效的作用體現(xiàn)在負債帶來的稅盾效應與破產(chǎn)成本的動態(tài)互動上[2]。Ross認為，高價值公司運用較多的負債進行融資，并將其作為信號傳遞給公司利益相關者[3]。隨著信息不對稱理論的發(fā)展，學者們對負債與企業(yè)績效的關系進行了進一步的佐證。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中，金融借貸很常見，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的季節(jié)性導致投入決策和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在時間差，現(xiàn)金流入和流出時間的不匹配產(chǎn)生了外部融資需求。此外，由于減免農(nóng)業(yè)稅政策的實施，債務利息的減稅效應在農(nóng)業(yè)經(jīng)營中被弱化。因此，債務融資對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的影響將更為復雜[4]。我國眾多小農(nóng)戶的生產(chǎn)組織形式是小農(nóng)生產(chǎn)、自負盈虧，因此不存在代理的問題，且小農(nóng)往往需要通過借貸來滿足季節(jié)性生產(chǎn)需要，所有者需承擔無限責任。Guan等指出，在債務剛性償還壓力的驅(qū)動下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營者將產(chǎn)生更為強大的提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的內(nèi)部動力[5]。因此在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中債務具有約束與激勵作用。

農(nóng)業(yè)經(jīng)營普遍具有外部融資的需求，農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進行債務融資一方面可以補充短期資金流動性需求，另一方面?zhèn)鶆盏募s束與激勵作用會促使農(nóng)戶改善經(jīng)營管理，進而促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的提高。由此提出第1個假設，即

H1：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體適度負債對提高土地產(chǎn)出具有顯著正向影響。

1.2 耕地質(zhì)量與土地產(chǎn)出

2016年農(nóng)業(yè)部發(fā)布的《耕地質(zhì)量調(diào)查監(jiān)測與評價辦法》中對于耕地質(zhì)量概念進行了界定：由耕地地力、土壤健康狀況和田間基礎設施構成的滿足農(nóng)產(chǎn)品持續(xù)產(chǎn)出和質(zhì)量安全的能力。在此基礎上，本研究將耕地質(zhì)量概念的構成因素分解為2層，第1層是內(nèi)在質(zhì)量，即耕地地力與土壤健康狀況;第2層是外顯質(zhì)量，即田間基礎設施水平。筆者認為，耕地內(nèi)在質(zhì)量是影響耕地產(chǎn)出的重要因素且具有正向作用，表層有機質(zhì)含量可以作為耕地內(nèi)在質(zhì)量的代理參數(shù)。對耕作者而言，耕地外顯質(zhì)量即田間基礎設施水平更容易直接觀測，因此，田間基礎設施水平直接影響著耕作者的生產(chǎn)設施投入及耕作效率。2018年12月，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部指出，今后一段時間要集中力量開展集中連片、設施完善的高標準農(nóng)田建設。因此，提高耕地外顯質(zhì)量對于我國耕地質(zhì)量的提高同樣具有重要意義。

據(jù)此可知，耕地質(zhì)量對土地產(chǎn)出及土地生產(chǎn)力具有重要影響。一方面，土壤有機質(zhì)含量是影響耕地生產(chǎn)力的內(nèi)在因素，當耕地有機質(zhì)含量差異較大時，產(chǎn)出情況也具有較大差異，提高耕地內(nèi)在質(zhì)量可以從根本上提高土地生產(chǎn)力;另一方面，耕地的外顯質(zhì)量如基礎設施建設水平對耕地耕作與管理的影響更為直觀，在一定程度上也影響著農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平。由此提出第2個假設，即

H2：耕地質(zhì)量對土地產(chǎn)出具有顯著正向影響。

H2a：耕地內(nèi)在質(zhì)量對土地產(chǎn)出具有顯著正向影響。

H2b：耕地外顯質(zhì)量對土地產(chǎn)出具有顯著正向影響。

1.3 債務融資、耕地質(zhì)量與土地產(chǎn)出

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施需要統(tǒng)籌“錢、地、人”三者的關系。統(tǒng)籌“錢、地、人”之間的關系時，需要統(tǒng)籌金融、產(chǎn)業(yè)、生態(tài)的發(fā)展，理順資本、土地、勞動力三者的關系。具體而言，就是通過生產(chǎn)機制的創(chuàng)新與改革來激發(fā)、釋放“人”這一重要要素活力。培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，進一步加快推進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系建設，體現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中以人為本的思想。一定規(guī)模的土地是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的必要條件，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體在進行農(nóng)業(yè)主產(chǎn)經(jīng)營時以科技高效、生態(tài)環(huán)保的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為目標。這對“地”這一要素提出了數(shù)量與質(zhì)量的雙重要求。一方面，要逐步建立完善的土地流轉(zhuǎn)制度，土地三權分置的運營模式為適度規(guī)模經(jīng)營提供了制度保障。另一方面，要依據(jù)“藏糧于地，藏糧于技”的農(nóng)業(yè)發(fā)展要求，保障耕地質(zhì)量，使農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。在金融方面，農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的資金獲得具有重要幫助。應形成農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系“錢、地、人”的良性循環(huán)，最終完成產(chǎn)業(yè)興旺的目標。

目前，綜合探討債務融資、耕地質(zhì)量與土地產(chǎn)出的研究并不多見。黃惠春研究指出，實際耕地面積對農(nóng)戶擔保貸款及農(nóng)地抵押貸款需求均具有顯著影響，農(nóng)業(yè)大戶具有更高的貸款可得性，通過推進承包經(jīng)營權抵押貸款試點，降低交易成本，將有助于提高農(nóng)戶貸款可得性[6]。柳凌韻等指出，長期存在的正規(guī)借貸約束會抑制農(nóng)戶的規(guī)模經(jīng)營[7]。結合“1.2”節(jié)中耕地質(zhì)量與土地產(chǎn)出的關系，“地與人”的關系得以完整闡述，在新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的培育過程中，促進耕地數(shù)量規(guī)模適度與耕地質(zhì)量提高均可以促進土地產(chǎn)出。綜合上述分析，提出第3個假設，即

H3：耕地質(zhì)量加強了債務融資對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的正向影響。

2 研究設計

本研究采用實地調(diào)研的方式取得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營數(shù)據(jù)，耕地質(zhì)量數(shù)據(jù)由中國科學院南京土壤研究所實際測量所得。利用最小二乘法（OLS）回歸模型，檢驗財務理論在我國農(nóng)業(yè)領域的適用性，厘清債務融資、耕地質(zhì)量與土地產(chǎn)出之間的關系。

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究依托江蘇省財政立項資助課題“江蘇省糧食主產(chǎn)區(qū)耕地保育與質(zhì)量提升綜合解決方案”，獲取江蘇省鹽城市濱?？h界牌鎮(zhèn)示范輻射區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營數(shù)據(jù)。實地走訪調(diào)研淮南、沖邊、條河、三壩、吉港、眾興6個村，共獲得66份有效問卷，其中淮南村24份，沖邊村13份，條河村14份，三壩村9份，吉港村2份，眾興村4份，涉及小農(nóng)戶62戶，專業(yè)大戶1戶，家庭農(nóng)場3戶。

2.2 變量選擇

在本研究設計中，被解釋變量是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，用全年產(chǎn)量表示，即每戶耕地全年的產(chǎn)量，代表耕地的生產(chǎn)能力。[JP2]解釋變量是資本結構，包括負債資金占耕種投入資金總體的比重（債務比率）以及耕地質(zhì)量，其中耕地質(zhì)量分為內(nèi)在質(zhì)量與外顯質(zhì)量，內(nèi)在質(zhì)量用土壤有機質(zhì)平均含量表示，外顯質(zhì)量用農(nóng)戶關于田間基礎設施的評價分值表示?？刂谱兞堪ǜ孛娣e、肥料施用費用率、農(nóng)業(yè)機械使用費用率、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼率、從事農(nóng)業(yè)耕種的時長（表1）。

2.2.1 被解釋變量選擇

通常采用回歸模型對產(chǎn)出的影響因素進行估計，根據(jù)不同的研究領域，衡量農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的形式不同，在宏觀農(nóng)業(yè)經(jīng)濟方面的研究主要側(cè)重于對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率進行測算與分解，常采用柯布-道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)模型對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率進行研究與評價;在微觀農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面，通常結合相關試驗與數(shù)據(jù)，將產(chǎn)量作為因變量，對其波動進行直接研究[8-10];在農(nóng)村金融領域，學者們通常采用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為代表農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的因變量，結合C-D生產(chǎn)函數(shù)對影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的金融因素進行研究[11-12]，也有以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率或產(chǎn)量作為因變量的研究[13]。不同研究在農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響方面得出了不同的結論。

以上研究領域的研究內(nèi)容各有側(cè)重，但不論是在生產(chǎn)函數(shù)構建與生產(chǎn)率測算中，還是在農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的測算中，作物產(chǎn)量均以不同形式得到了體現(xiàn)，如在測算生產(chǎn)技術效率和全要素生產(chǎn)率時，高鳴等將農(nóng)戶當年小麥產(chǎn)量作為產(chǎn)出指標，結合投入指標對生產(chǎn)率進行測算[14]。因此，結合數(shù)據(jù)可得性與直觀性，同時為了剔除價格變化帶來的影響，本研究用耕地全年產(chǎn)量代表農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，作為被解釋變量。

2.2.2 解釋變量選擇

根據(jù)財務冗余與經(jīng)營業(yè)績的相關研究得出，不同的債務水平會起到不同的作用，Lang等指出，高債務水平會推動管理層履行義務，促進經(jīng)營，同時低債務水平也是抵御外部威脅的一種有價值資源[15]。在相關學術研究中，通常選用資產(chǎn)負債率指標對資本結構進行度量，包括短期負債與總資產(chǎn)賬面價值比值、長期負債與總資產(chǎn)賬面價值比值和總負債與總資產(chǎn)賬面價值比值[16-17]。因此，借鑒資本結構理論，并結合我國農(nóng)村金融領域的特點，本研究將負債資金總額占自有耕種投入資金的比重設定為解釋變量。

此外，耕地內(nèi)在質(zhì)量是影響耕地產(chǎn)出的根本因素，在已有研究中，研究者往往認為區(qū)域研究范圍內(nèi)耕地質(zhì)量差異不大，進而忽視了耕地質(zhì)量這一重要因素。本研究結合濱海縣耕地質(zhì)量數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，即使是同一個試驗區(qū)，耕地有機質(zhì)含量也存在明顯差異。耕地外顯質(zhì)量即田間基礎設施水平直接影響著耕作者的生產(chǎn)設施投入及耕作效率。因此，本研究將耕地質(zhì)量作為第2個解釋變量，并區(qū)分耕地內(nèi)在質(zhì)量（用土壤有機質(zhì)平均含量表示）與外顯質(zhì)量（用農(nóng)戶對田間基礎設施的評價分值表示），以提高研究的準確性。

2.2.3 控制變量選擇

肥料施用的費用率及農(nóng)業(yè)機械使用費用率均體現(xiàn)了農(nóng)戶投入要素水平。龔斌磊指出，肥料與機械等要素投入的增加對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻率較強[18]。因而，本研究將肥料施用費用率及農(nóng)業(yè)機械使用費用率作為控制變量，用來衡量其潛在影響。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼率也是控制變量之一，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼可在一定程度上改善農(nóng)民的生產(chǎn)資金約束，進而降低農(nóng)戶的借貸需求。王歐等研究指出，農(nóng)業(yè)補貼可以改善農(nóng)戶生產(chǎn)條件，提高糧食產(chǎn)量[19]。因此，本研究將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼作為控制變量，用來衡量農(nóng)業(yè)補貼的潛在影響。

其他控制變量包括從事農(nóng)業(yè)耕種的時長及耕地面積。

2.2.4 描述性統(tǒng)計

從表2可以看出，樣本地區(qū)耕地面積的均值為0.862 hm2，高于全國戶均耕地面積水平（0.7 hm2）;全年產(chǎn)量的最大值為 115 000 kg，最小值為 950 kg，分別為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體家庭農(nóng)場與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體小農(nóng)戶的全年產(chǎn)量，樣本中新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體與小農(nóng)戶耕地規(guī)模差異較大;負債資金總額占自有耕種投入資金的比重均值為0.128，最大值為2.000，最小值為0，最大比重樣本為家庭農(nóng)場，通過農(nóng)村信用社取得貸款，貸款總額為140 000元，取得貸款資金的樣本占比較低且貸款金額并未滿足融資需求，總體而言，農(nóng)戶取得的信貸資金有限;樣本地區(qū)耕地有機質(zhì)含量的均值為15.686 g/kg，低于江蘇省的平均水平（20.160 g/kg），最大值為24.660 g/kg，最小值為8.990 g/kg;田間基礎設施水平評價均值為2.288分，對應等級為較低水平，說明樣本地區(qū)田間基礎設施建設的整體水平有待提高;樣本地區(qū)肥料施用費用率均值為0.414，最小值為0.020，最大值為0.780;樣本地區(qū)農(nóng)業(yè)機械使用費用率均值為0.073，最小值為0，最大值為0.800，總體而言，樣本地區(qū)農(nóng)業(yè)機械使用率不高;樣本地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼率的均值為0.307，最小值為0，最大值為0.960，總體而言，當?shù)剞r(nóng)業(yè)補貼覆蓋較為全面;樣本地區(qū)農(nóng)業(yè)主體從事農(nóng)業(yè)耕種的平均時長約為33年，最小值為2年，最大值為60年，一方面反映出耕作者務農(nóng)時間較長，另一方面反映出樣本地區(qū)中老年耕作者占主體地位。

2.3 模型設計

根據(jù)前文的理論分析與假設，構建3個回歸模型。

負債水平與土地產(chǎn)出模型：

yi=α0+α1Debti+α2Areai+α3Ferti+α4Maci+α5Subi+α6Yearr+εt。（1）

耕地質(zhì)量與土地產(chǎn)出模型：

yi=β0+β1Soci+β2Fii+β3Areai+β4Ferti+β5Maci+β6Subi+β7Yeari+εt。（2）

負債水平、耕地質(zhì)量與土地產(chǎn)出模型：

yi=γ0+γ1Debti+γ2Soci+γ3Fii+γ4Areai+γ5Ferti+γ6Maci+γ7Subi+γ8Yeari+εt。（3）

式中：α0、β0、γ0為3個回歸模型的常數(shù)項;α1～α6、β1～β7、γ1～γ8為3個回歸模型解釋變量與控制變量前的系數(shù);εt為殘差。

3.4 相關性分析

在對變量進行定義及描述性統(tǒng)計的基礎上，通過分析變量間的相關性來初步判斷其相互影響程度及是否存在多重共線性問題，為后續(xù)分析提供基礎。

由表3可知，除耕地面積與全年產(chǎn)量的相關系數(shù)大于0.8外，各變量相關系數(shù)均小于0.8，說明不存在嚴重的多重共線性問題。此外，全年產(chǎn)量與債務比率、全年產(chǎn)量與耕地內(nèi)在質(zhì)量的相關系數(shù)為正數(shù)，初步說明其存在正相關關系，與“1.1”“1.2”節(jié)中的假設一致，后文將通過多元回歸進行進一步分析。

3 實證分析

3.1 實證分析結果

根據(jù)模型設計與數(shù)據(jù)，運用Stata 14.0軟件，對濱?？h示范輻射區(qū)樣本數(shù)據(jù)分組進行OLS回歸分析。在進行分析前，對數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，以使數(shù)據(jù)平穩(wěn)，即除債務比率、肥料施用責用率、農(nóng)業(yè)機械使用費用率、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼率外，對各變量均進行對數(shù)化處理。每個模型分別包括全樣本組、傳統(tǒng)農(nóng)戶組和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體組。其中，模型1對應假設H1，研究負債對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響。模型2對應假設H2，研究耕地質(zhì)量（包括內(nèi)在質(zhì)量與外顯質(zhì)量）對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響。其中 Fert度量了H2a中耕地的內(nèi)在質(zhì)量對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響;Fi度量H2b中耕地的外顯質(zhì)量對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響。模型3對應假設H3，研究負債與耕地質(zhì)量對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的共同影響。

由表4可以看出，在債務對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響方面，全樣本組中，變量Debt的回歸系數(shù)是0.411，在0.05水平上顯著;傳統(tǒng)農(nóng)戶組中Debt的回歸系數(shù)是0.526，在0.10水平上顯著;新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體組Debt的回歸系數(shù)是0.388，在0.10的水平上顯著，且整體上債務在傳統(tǒng)農(nóng)戶組與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體組對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響差異不大。變量Debt的系數(shù)均為正且顯著，整體上驗證了假設1，說明債務對產(chǎn)出具有促進作用，債務融資促進了經(jīng)營主體資金使用效率的提高，進而提高了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。在控制變量中，耕地面積的回歸系數(shù)在3組中均為正且在0.01的水平上顯著，說明擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模有助于提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼率的系數(shù)在3組中均為正，且在0.10的水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)補貼與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出也具有正相關關系，有利于經(jīng)營主體的資金獲得并投入生產(chǎn)。

此外，全樣本組和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體組整體的調(diào)整R2值分別為0.800和0.793，傳統(tǒng)農(nóng)戶組的調(diào)整R2值低于新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體組，為0.586，說明模型整體上擬合程度較好。

由表5可以看出，在耕地質(zhì)量對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響方面，全樣本組、傳統(tǒng)農(nóng)戶組、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體組變量Soc的回歸系數(shù)分別是0.216、0.222、0.207，系數(shù)均為正且不顯著，可能是由樣本地區(qū)耕地有機質(zhì)含量偏低所致。變量Fi的回歸系數(shù)均為負值且不顯著，參考描述性統(tǒng)計結果可知，樣本地區(qū)田間基礎設施水平較差，因而可能導致設施水平對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出無法達到促進效果。此外，全樣本組和新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體組整體的調(diào)整R2值分別為0.784和0.783，傳統(tǒng)農(nóng)戶組的調(diào)整R2值低于新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體組，為0.563，模型整體上擬合程度較好。

表6顯示了債務與耕地質(zhì)量對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的共同影響，可以看出，全樣本、傳統(tǒng)農(nóng)戶與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體3組中，變量Debt的系數(shù)均為正，其中全樣本組Debt的回歸系數(shù)在0.05水平上顯著;全樣本、傳統(tǒng)農(nóng)戶與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體3組中，變量Soc的系數(shù)均為正但均不顯著。相較于模型1，加入耕地質(zhì)量變量后，債務仍對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出具有正向影響，且其系數(shù)較模型1有所提高，此外，模型3調(diào)整R2值與模型1相比無較大變化，擬合程度較好，這在一定程度上說明耕地質(zhì)量加強了債務融資對土地產(chǎn)出的積極作用，進而驗證了假設3。

整體而言，樣本地區(qū)債務對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出具有顯著促進作用，耕地內(nèi)在質(zhì)量對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出具有促進作用但并不顯著，且耕地質(zhì)量加強了債務融資對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的積極作用。相關影響在傳統(tǒng)農(nóng)戶與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的之間具有差異。

4 研究結論與政策建議

4.1 研究結論

4.1.1 適度負債有助于提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出

根據(jù)實證分析結果可知，適度負債有助于提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，有負債農(nóng)戶比無負債農(nóng)戶具有更高的土地產(chǎn)出，這說明負債有助于農(nóng)戶運用債務資本進行生產(chǎn)行為決策的優(yōu)化調(diào)整，改善田間管理。對于新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體而言，他們具有更高的土地經(jīng)營管理水平與資金利用效率，且達到適度土地規(guī)模時更能夠發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟作用，因而債務融資與土地產(chǎn)出呈顯著正向相關關系;對于傳統(tǒng)農(nóng)戶而言，精耕細作與農(nóng)業(yè)風險促進了其謹慎經(jīng)營，因此發(fā)揮了債務融資對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的正向作用。

4.1.2 耕地質(zhì)量是重要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營要素，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出至關重要

根據(jù)實證分析結果可知，耕地內(nèi)在質(zhì)量與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出具有正相關關系但并不顯著，這可能是由于樣本地區(qū)土地略顯貧瘠、耕地地力不足。因而，持續(xù)推進耕地質(zhì)量保護研究，提高耕地地力應是長久之計，有助于促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的可持續(xù)增長，提高生態(tài)效益。另外，外顯質(zhì)量與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有負相關關系但不顯著，可能是由于樣本地區(qū)田間基礎設施水平較低，影響了外顯質(zhì)量對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的作用效果。根據(jù)已有研究，提高田間基礎設施水平，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生促進作用[20]。對于新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體而言，他們具有一定的資金積累與抗風險能力，因而對于有一定規(guī)模的土地，能夠?qū)μ镩g設施進行規(guī)?；脑?，進而促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的提高;對于傳統(tǒng)農(nóng)戶而言，他們的抗風險能力較低，更易受到自然條件約束，因而改造自然的能力較弱。

4.1.3 耕地質(zhì)量是激發(fā)債務融資促進土地產(chǎn)出提高的重要基礎保障

根據(jù)模型3實證分析結果可知，加入耕地質(zhì)量變量后，負債對土地產(chǎn)出的正向影響得到了加強，且在0.05的水平上，全樣本組的債務融資與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出具有顯著的正相關關系，這說明耕地質(zhì)量在負債對土地產(chǎn)出的影響中起到了一定的傳導作用。一方面，除極端環(huán)境狀況外，內(nèi)在質(zhì)量即耕地地力與土壤健康狀況是影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的重要因素，外界因素難以根治耕地地力問題，因而若耕地內(nèi)在質(zhì)量較低，負債便難以發(fā)揮作用。對于新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體而言，在耕地質(zhì)量得到保障的情況下，其債務融資可以更多地用于要素投入與改善經(jīng)營管理水平方面，進而促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的提高;對于傳統(tǒng)農(nóng)戶而言，在耕地質(zhì)量得到保障后，自然條件約束降低，其債務融資資金能更集中地用于要素投入，進而促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。

4.2 政策建議

4.2.1 提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)業(yè)化水平，增強農(nóng)業(yè)信貸對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極促進作用

在農(nóng)村金融不斷發(fā)展的背景下，本研究認為，只有促進農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，才能夠充分發(fā)揮農(nóng)村金融對農(nóng)業(yè)發(fā)展的促進作用。產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營的農(nóng)業(yè)主體具有更好的盈利能力與抗風險能力，因而他們有能力獲得信貸資金，且更能充分發(fā)揮信貸資金的作用，促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的提高。此外，在我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的過渡期內(nèi)，在促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營的同時，應區(qū)分不同農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體及農(nóng)業(yè)經(jīng)營狀況，為其提供不同規(guī)模與利率期限結構的農(nóng)業(yè)信貸資金，并拓寬農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的債務融資渠道，同時建立有效風險防范機制。即對于新型農(nóng)業(yè)主體而言，促進其債務規(guī)模達到適度水平，進而促進農(nóng)業(yè)的提高;對具有一定經(jīng)營規(guī)模且具有一定經(jīng)濟實力與抗風險能力的農(nóng)戶而言，促進其擴大經(jīng)營規(guī)模并向新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體轉(zhuǎn)變;對于小農(nóng)戶而言，普及農(nóng)村金融教育與培訓，促進其財務素養(yǎng)提高，并引導其利用信貸資金改善田間管理。

4.2.2 加大耕地質(zhì)量保護研發(fā)投入力度，提高農(nóng)田基礎設施建設水平，大力推進高標準農(nóng)田建設

耕地質(zhì)量與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全、國家糧食安全息息相關，十分珍惜、合理利用土地和切實保護耕地是我國的基本國策。耕地內(nèi)在質(zhì)量對農(nóng)業(yè)發(fā)展具有關鍵作用。因此，應加大對耕地質(zhì)量保護項目的研發(fā)支持力度，促進科研成果的轉(zhuǎn)化落地，并對農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體購買使用有機物料提供一定補貼，降低使用成本，在保護生態(tài)效益的同時促進經(jīng)營效益的提高。

耕地外顯質(zhì)量即農(nóng)田基礎設施建設水平關乎糧食生產(chǎn)能力與生產(chǎn)效率，我國已明確2022年建成6 666.67萬hm2高標準農(nóng)田的建設目標。在提高耕地內(nèi)在質(zhì)量的同時，建設集中連片、設施完善的高標準農(nóng)田是提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力的重要舉措。只有耕地質(zhì)量得到保障，農(nóng)田基礎設施水平有所提高，信貸才能更好發(fā)地揮作用，促進我國農(nóng)業(yè)管理現(xiàn)代化的發(fā)展。

4.2.3 大力培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，在生產(chǎn)機制層面綜合激發(fā)“錢、地、人”要素潛力

促進“錢、地、人”協(xié)同發(fā)揮作用，需要統(tǒng)籌“錢、地、人”的發(fā)展。人是生產(chǎn)力中最具決定性的因素，培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是促進我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要戰(zhàn)略舉措;在金融與用地方面加大政策扶持力度，利用金融信貸提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的資金獲得渠道，促進其改善生產(chǎn)經(jīng)營;提供用地支持，加強基礎設施建設，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境，促進我國農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模適度，進而統(tǒng)籌“錢、地、人”的發(fā)展，并向農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進一步邁進。

綜上所述，只有金融政策與農(nóng)業(yè)政策并舉，才能在保證產(chǎn)業(yè)興旺、提高我國耕地質(zhì)量、保護生態(tài)效益的同時，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，提高我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平。

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收 稿日期：2019-12-02

基金項目：江蘇省社會科學基金青年項目（編號：16EYC007）;江蘇省農(nóng)業(yè)科技自主創(chuàng)新資金 [編號：CX（ 17） 1001]。

作者簡介：王 睿（1981—），男，江蘇南京人，博士，副教授，碩士生導師，主要從事產(chǎn)業(yè)組織投融資行為研究，E-mail： wangrui@njau.edu.cn;共同第一作者：李辰哲（1996—），女，河南洛陽人，碩士研究生，主要從[JP2]事財務理論與實務研究，E-mail：lczworking@outlook.com。

通信作者：汪 翔，博士，副研究員，主要從事農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究。E-mail：njflywang@163.com。