○ 徐俊麗 謝祎 吳詩雨 米運生

（華南農業(yè)大學經濟管理學院，廣東 廣州 510642）

一、引言

一直以來，為緩解農戶融資難問題，農村金融改革著力于緩解金融機構供給的缺乏，如增設村鎮(zhèn)銀行、農村資金互助社、小額貸款公司等新型農村金融機構。這不僅增加了農村金融機構的供給，也打破了農村金融市場的壟斷局面，降低了金融市場門檻。在供給和市場得到完善的同時，需求對農村金融的作用也逐漸突顯。農戶借貸需求包括消費性借貸需求和生產性借貸需求。隨著經濟的發(fā)展和收入的提高，農戶家庭消費得到滿足，借貸需求從滿足家庭消費逐漸轉向生產領域[1-2]。土地確權政策的實施加快了農村土地流轉進程。農戶轉入土地，相應地需要增加生產性支出以匹配經營規(guī)模的擴大，即增加資本投入，進而提高農戶借貸需求[3-4]。

已有研究針對東北、華北、華中、華東等地區(qū)進行了大量分析，發(fā)現(xiàn)在土地集中連片的大規(guī)模經營地區(qū)，農戶傾向于投資購買與其經營規(guī)模相匹配的農業(yè)機械[5]；且土地經營規(guī)模越大，越有利于農戶私人購買農業(yè)機械[6]。同時，為滿足規(guī)模經營的用工需求，農戶需要更多的勞動力投入以用于農業(yè)生產。在家庭可支配勞動力約束下，農戶通常采用勞動力市場的雇工進行農業(yè)生產[7]。無論是購買農業(yè)機械還是雇傭農業(yè)勞動力，都增加了農戶對資金的需要，從而提高農戶借貸需求[8]。也有研究發(fā)現(xiàn)，在土地細碎化程度較高的小規(guī)模經營地區(qū)也出現(xiàn)了土地轉入帶來的借貸需求增加[9]。但這一現(xiàn)象貌似與小農戶實際情況不太吻合，因為對于小農戶而言，一方面，地塊細碎化不僅會降低農業(yè)技術效率[10]，也會阻礙農戶對創(chuàng)新技術的采用[11]。同時，小規(guī)模經營難以與自購農業(yè)機械的經濟效益相匹配，從而抑制小農戶對農機裝備的購置需求[12]。另一方面，由于經營規(guī)模較小，小農戶對雇傭農業(yè)勞動力的需求也顯著低于大規(guī)模農戶。

那么，為什么在土地細碎化程度較高的小規(guī)模經營地區(qū)，轉入土地農戶的借貸需求也會大幅增加？其內在機制是什么？解決這些問題對于深入分析小農戶借貸需求，促進小農戶與現(xiàn)代農業(yè)有機銜接具有重要意義。江西省作為土地細碎化程度較高、小規(guī)模農戶較多的糧食主產區(qū)之一，對于研究小農戶借貸需求有良好的代表性?；诖耍疚囊越魇檠芯繉ο?，以10縣1 080戶經營規(guī)模在50 畝以下的農戶為研究樣本，分析土地轉入對小農戶資金借貸需求的作用機制。這在理論上有助于進一步厘清土地流轉與農戶借貸需求間的關系，實踐上可以為農村金融市場改革和土地流轉導向，提供預見性思路和操作性的政策建議。

二、理論分析與研究假說

轉入土地會提高農戶的借貸需求[4]。理論上來說，在要素密集度不變的情況下，土地這一核心要素發(fā)生變化，勞動力、資本等相關要素配置也相應發(fā)生變化[13]。轉入土地擴大經營規(guī)模后，為實現(xiàn)農業(yè)活動的正常運行并增加收益，農戶需要對土地額外增加一部分勞動力和資本投入。對于勞動力投入而言，傳統(tǒng)的農業(yè)外部勞動力投入方式是農戶家庭間的互助與互換，無須支付資金。隨著農村勞動力市場的建立和發(fā)展，農戶雇傭農業(yè)勞動力進行農業(yè)生產的現(xiàn)象也逐漸增加[14]。轉入土地擴大經營規(guī)模后，農戶需要更多的勞動力投入來完成農業(yè)生產，為此，農戶需支付勞工報酬，進而可能提高農戶的資金借貸需求。由此，本文提出假說H1：

假說H1：土地轉入可能通過雇傭農業(yè)勞動力提高小農戶借貸需求。

然而，隨著農村勞動力大量向非農部門轉移，農業(yè)勞動力供給量下降，導致農戶雇傭農業(yè)勞動力成本大幅上升[7]。勞動力成本的上升直接增加了要素使用成本，擠壓了農民的獲利空間[15]。基于理性人假設，為避免收益降低，農戶通常會相對減少勞動力投入并積極尋找勞動力的替代對象，以降低生產成本[16]。農業(yè)機械不僅節(jié)約了對勞動力的使用，也提高了農業(yè)生產效率，成為農戶對勞動力投入的主要替代者[17]。

二十一世紀以來，農機市場逐漸發(fā)育，農戶不僅可以自購農機，也可以購買農機服務。但對于小農戶而言，可能更傾向于后者。原因主要有如下三個方面：首先，小規(guī)模經營無法與自購農機的規(guī)模效應相匹配，這限制了農戶對機械技術的使用并降低了農業(yè)機械效率[18]。其次，農業(yè)機械具有較強的資產專用性，自購農業(yè)機械給小農戶帶來巨大沉沒成本的同時，也浪費了農機資源。最后，經營規(guī)模細小，也使小農戶自身通常無力承擔投資農業(yè)機械產生的高額費用。上述三種原因構成了農戶購買農機服務的推力，農機服務市場的發(fā)育則提供了拉力。在市場化、社會化下逐漸發(fā)展的農機服務，不僅有效解決了農戶雇傭農業(yè)勞動力和無力投資農機的矛盾[19]，而且其縱向分工和專業(yè)化的服務也為農業(yè)生產提供了便捷[21]，成為小農戶替代農業(yè)勞動力和獲取農業(yè)機械的首選[21]。那么，農機服務使用的大幅增加必然提高農戶對資金的需求，而小農戶經濟能力有限，當其自有資金不能滿足農業(yè)生產投入的需要時，便可能面臨流動性約束[22]，從而提高內生借貸需求?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僬fH2：

假說H2：土地轉入可能通過購買農機服務提高小農戶借貸需求。

三、數據來源與描述性統(tǒng)計分析

（一）數據來源

本文數據來自課題組于2016 年12 月至2017年3 月對江西農戶的入戶調查。調查按照一縣兩鎮(zhèn)（鄉(xiāng)），一鎮(zhèn)（鄉(xiāng)）兩村，一村30位農戶的抽樣方法，共計10個縣、20個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、40個村、1 200戶糧農，發(fā)放問卷1 200份，有效問卷1 080份，問卷有效率90%。調查對象為經營規(guī)模50畝以下的水稻種植戶。

（二）描述性統(tǒng)計與獨立樣本T檢驗

1.描述性統(tǒng)計。本文樣本農戶土地轉入的描述性統(tǒng)計如表1所示。通過表1可以看出，1 080戶樣本農戶中，358戶轉入土地，占總樣本的33.15%，戶均轉入面積為8.93 畝。在轉入土地的樣本農戶中，69.27%的農戶轉入土地規(guī)模不超過10 畝，29.05%的農戶轉入規(guī)模在10～30 畝之間，僅有1.68%的農戶土地轉入規(guī)模在30～50畝之間。說明小農戶土地轉入率較高，但轉入規(guī)模較小。

表1 樣本農戶土地轉入情況

樣本農戶土地轉入與借貸需求情況如表2 所示。由表2 可知，土地轉入戶的借貸需求率為25.42%，比未轉入土地農戶的借貸需求率高7.14%；土地轉入戶的無借貸需求率為74.58%，比未轉入土地農戶的無借貸需求率低7.14%。整體而言，土地轉入戶的借貸需求率高于未轉入戶，可看出轉入土地會引起小農戶借貸需求的增加。

表2 土地轉入與借貸需求情況

轉入土地農戶要素配置情況如表3 所示。由表3可知，在358戶土地轉入戶中，有農機服務的農戶占90.22%，無農機服務農戶占9.78%；有雇傭農業(yè)勞動力農戶占32.68%，無雇傭農業(yè)勞動力農戶占67.32%。且隨著轉入規(guī)模的增加，購買農機服務和雇傭農業(yè)勞動力的比例均增加。但是相對來說，購買農機服務增加的更多。說明由于小農戶經營規(guī)模有限，對雇傭農業(yè)勞動力的需求不高，對農機社會化服務的需求較為旺盛。據此推測，購買農機社會化服務是小農戶在擴大土地經營規(guī)模過程中重要的資金需求來源。

表3 轉入土地農戶雇傭農業(yè)勞動力和購買農機服務情況

2.獨立樣本T 檢驗。上述描述性統(tǒng)計初步顯示，購買農機服務在土地轉入對小農戶借貸需求的影響過程中具有促進作用，但這種相關關系是否具有統(tǒng)計上的顯著性，有待于進一步檢驗。表4提供了按農戶是否轉入土地分組的獨立樣本T檢驗。

表4 土地轉入對購買農機服務、雇傭農業(yè)勞動力和借貸需求的獨立樣本T檢驗

結果顯示，是否轉入土地農戶在購買農機服務、雇傭農業(yè)勞動力和借貸需求方面均存在顯著差異，p均小于0.01，達到1%的顯著性水平。比較轉入和未轉入土地農戶的均值發(fā)現(xiàn)，轉入土地農戶在購買農機服務、雇傭農業(yè)勞動力和借貸需求均值都高于未轉入土地農戶。這意味著土地轉入農戶的農機服務使用和勞動力雇傭數量都高于未轉入土地農戶，且借貸需求也高于未轉入戶。獨立T檢驗表明，上述關系具有統(tǒng)計意義，那么是否具有統(tǒng)計規(guī)律性，需要做進一步的檢驗。

四、模型選擇、變量選取與實證分析

（一）模型選擇

1.Probit 模型。Probit 模型是針對二分類因變量的回歸模型，本文使用Probit模型估計對因變量農戶借貸需求影響顯著的指標。農戶借貸需求yi只有（yi=1）、（yi=0）兩種狀態(tài)。

首先，引入潛在變量：

表示農戶是否有借貸需求的潛在變量，當>0 時，可觀測變量yi等于1（有借貸需求）；當<0時，則yi=0（無借貸需求）；transferi表示農戶i是否轉入土地，xi為影響農戶借貸需求的控制變量，包括農戶個體特征、家庭特征、外部特征。

數學表達式如下：

Φ(?)表示標準正態(tài)分布的累計分布函數。對標準正態(tài)分布函數取逆，可得：

使用Stata 15.0軟件對上述具體回歸參數進行估計。

2.中介效應模型。依據前文所述，土地轉入通過農業(yè)生產支出（購買農機服務、雇傭農業(yè)勞動力）影響農戶借貸需求。因此，構建如下的中介效應模型：

式（4）-（6）中，Yi表示第i個農戶的借貸需求；Ti表示第i個農戶的土地轉入狀況；Mi表示中介變量（購買農機服務和雇傭農業(yè)勞動力）；xi表示影響農戶借貸需求的其他控制變量；a2、b2和c3表示其他控制變量的系數。式（4）中，a1是土地轉入影響第i個農戶的借貸需求的總效應；式（5）中，b1是土地轉入對中介變量的影響；式（6）中，c1和c2分別是土地轉入、中介變量對第i個農戶借貸需求的直接效應。將式（5）代入式（6）可得到土地轉入的中介效應b1c2，即土地轉入通過中介變量（購買農機服務和雇傭農業(yè)勞動力）對農戶借貸需求產生的間接影響。由于Bootstrap 法的檢驗力高于Sobel 檢驗，本文使用Bootstrap法進行穩(wěn)健性檢驗。

（二）變量選取

1.因變量：基于上述理論分析和研究假說，本文參照現(xiàn)有研究[22]，選取農戶是否有借貸需求作為因變量，并使用“農戶是否需要借錢或貸款”進行刻畫，1表示是，0表示否。

2.核心自變量：本研究的核心自變量為農戶是否轉入土地，反映的是農戶土地要素的變化，采用“農戶當前是否轉入其他承包戶的土地”進行測度，1表示是，0表示否。

3.中介變量：本文從資本投入角度檢驗土地要素變化對農戶借貸需求的作用機制。依據上述分析，主要從機械投入和勞動力投入兩個方面來考察農戶的資本投入情況。因此，本研究以是否購買農機服務和是否雇傭農業(yè)勞動力作為中介變量。是否購買農機服務，即農戶在水稻生產的各個環(huán)節(jié)，是否使用外部農機服務并支付費用，1表示是，0表示否。雇傭農業(yè)勞動力，即農戶的農業(yè)勞動力來源中，是否有從外部請人為自己干農活，并支付傭金，1表示是，0表示否。

4.控制變量：參照現(xiàn)有文獻[8,13]，為更準確地估計土地轉入對農戶借貸需求的影響，有必要在模型中控制農戶的個體特征、家庭特征和外部特征。其中，（1）個人特征變量包括性別、年齡、受教育層次、是否做過村干部和是否參加過農業(yè)培訓。（2）家庭特征變量包括農業(yè)勞動力占比、人均可支配收入、農業(yè)收入比重、承包土地面積、姓氏在本村大小、與外村人來往程度、家庭是否有政府工作人員。（3）外部特征變量包括農戶家到縣城距離、農戶所在村的交通狀況。

各變量定義及描述統(tǒng)計見表5。

表5 變量定義及描述性統(tǒng)計

（三）實證結果與分析

1.基準結果?；? 080個小農戶樣本數據，本文使用Stata15.0軟件對上述模型采用穩(wěn)健標準誤和所有自變量的平均邊際效應進行估計（見表6）。

類似于其他的研究，本文也發(fā)現(xiàn)土地轉入在總體上有助于提高小農戶的借貸需求（見表6 模型2）。在控制了農戶個體特征、家庭特征、外部特征等變量后，土地轉入對小農戶借貸需求的影響達到了1%的顯著水平，即（2）式中的顯著，且為正向影響，其總效應為0.0747。

表6 土地轉入影響農戶借貸需求的總效應估計

2.內生性討論。前文基準回歸結果探討了土地轉入對農戶借貸需求的影響，但未考慮到土地轉入與農戶借貸需求可能存在的內生性問題，可能導致估計結果有偏。因此，下文將對可能存在的內生性問題進行討論，以確保估計結果的可靠性。

（1）自選擇偏差。農戶是否轉入土地的行為是內生的，因為不可觀測的因素（如風險偏好、智力等）會影響農戶轉入土地的決定，即轉入土地是農戶自選擇的結果，但這種自選擇的過程會影響到農戶的借貸需求，使得前文模型估計結果產生偏差。傾向得分匹配法（PSM）建立在反事實框架的基礎上，通過根據多個控制變量匹配實驗組和控制組，能夠使未轉入土地與轉入土地的農戶在特征變量上的差異減少甚至消失，較好地解決樣本自選擇導致的內生性估計偏差問題。因此，本文使用PSM模型進行估計。

為了保證回歸結果的穩(wěn)健性，本文同時采用k近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配三種匹配方法進行估計土地轉入的平均處理效應（ATT）。為最小化均方誤差，k 近鄰匹配分別選擇一對四和一對三匹配；計算發(fā)現(xiàn)將卡尺范圍分別設定為0.02和0.04為最佳值；核匹配使用默認的核函數和帶寬，結果如表7所示。

由表7可知，三種匹配方法取得的結果基本一致，表明數據具有良好的穩(wěn)健性。就小農戶借貸需求而言，經過核匹配后的處理組平均處理效應達到了0.0767，且在1%的水平上顯著，即解決了變量“自選擇”的內生性問題后，轉入土地的農戶在1%的顯著水平上更可能具有借貸需求。同時，土地轉入對農戶購買農機服務和雇傭農業(yè)勞動力的平均處理效應穩(wěn)定在1%的顯著性水平上，即轉入土地的農戶購買農機服務和雇傭農業(yè)勞動力的可能性更大。進一步分析有借貸需求農戶的購買農機服務和雇傭農業(yè)勞動力的情況（子樣本），結果表明，有借貸需求的土地轉入戶購買農機服務的可能性更大，雇傭農業(yè)勞動力的可能性未達到顯著性水平。

表7 傾向得分匹配法的處理效應

為保證傾向得分匹配結果的可靠性，檢驗匹配結果是否較好地平衡了數據，本文進行了平衡性檢驗（見表8）。根據表8 匯報的平衡性檢驗結果可知，經過傾向得分匹配后，基本消除了處理組和控制組的自變量分布的差異，降低了樣本自選擇偏差，傾向得分匹配結果是可靠的。

表8 傾向得分匹配平衡性檢驗結果

（2）互為因果。土地轉入與農戶借貸需求之間可能存在互為因果的內生性問題，即土地轉入會影響農戶借貸需求，借貸需求也可能會加強農戶的土地轉入行為，從而產生互為因果的關系。為解決這一內生性問題，本文使用IVProbit 模型進行估計。對于工具變量的選取，本文借鑒已有研究的做法[23]，采用“鄉(xiāng)鎮(zhèn)內除該農戶之外其他樣本農戶的土地轉入比重”作為樣本農戶土地轉入情況的工具變量。選擇依據是：首先，工具變量具有相關性。上述工具變量反映了鄉(xiāng)鎮(zhèn)區(qū)域內土地轉入的情況，顯然與特定樣本農戶土地轉入情況息息相關；其次，工具變量具有外生性。剔除特定個體信息之后的工具變量與樣本農戶的借貸需求之間沒有直接聯(lián)系。

通過采用IVProbit 兩步法對農戶借貸需求模型進行估計，結果如表9所示，Wald檢驗均達到1%的顯著性水平，表明拒絕外生性假設，土地轉入與農戶借貸需求存在反向因果關系。工具變量聯(lián)合顯著性檢驗的F值為11.62，大于10，并且弱工具變量檢驗顯示AR、Wald 的p 值均在5%的水平上顯著，說明本文所選擇的工具變量不是弱工具變量。由表9 的檢驗結果可知，在引入工具變量后，土地轉入對農戶借貸需求仍具有顯著的正向影響，說明前文檢驗結果具有一定可靠性。

表9 土地轉入對農戶借貸需求的IVProbit回歸結果

3.作用機制檢驗。在上述工具變量選擇的基礎上，下文繼續(xù)采用IVProbit兩步法驗證土地轉入對農戶借貸需求的作用機制。根據理論分析，土地轉入可能通過購買農機服務和雇傭農業(yè)勞動力增加農戶的借貸需求。對此進行中介效應分析，結果表明，土地轉入不僅直接影響小農戶借貸需求，還通過購買農機服務這一中介變量間接影響小農戶借貸需求（見表9 模型（2）、表10 模型（3）和模型（5））。模型（3）和模型（4）是土地轉入對中介變量購買農機服務和雇傭農業(yè)勞動力影響的估計結果，土地轉入變量的系數對應上文（5）式中b1，土地轉入對購買農機服務達到了5%的正向顯著水平，對雇傭農業(yè)勞動力不顯著。模型（5）是土地轉入、中介變量購買農機服務和雇傭農業(yè)勞動力對小農戶借貸需求的直接效應，土地轉入、中介變量的系數分別對應上文（6）式中的c1和c2。結果顯示，在“土地轉入—購買農機服務—借貸需求”這一路徑中，核心自變量土地轉入和中介變量購買農機服務對小農戶借貸需求分別在10%和1%的水平上呈正向影響；土地轉入對小農戶借貸需求的直接效應為0.7517?！巴恋剞D入—雇傭農業(yè)勞動力—借貸需求”這一路徑中，雇傭農業(yè)勞動力未能通過顯著性檢驗。為檢驗依次檢驗的穩(wěn)健性，本文對購買農機服務產生的中介效應進行Bootstrap檢驗（見表11）。

表10 土地轉入影響農戶借貸需求的中介效應估計——IVProbit

由表11可知，購買農機服務對借貸需求的中介效應顯著，說明購買農機服務具有部分中介效應，即土地轉入通過購買農機服務提高了小農戶的借貸需求。計算表明中介效應為0.5739，占總效應比例為63.50%。雇傭農業(yè)勞動力對借貸需求的中介效應不顯著。Bootstrap檢驗和依次檢驗結果一致。

表11 Bootstrap檢驗

具體來講，土地轉入促進了小農戶購買農機服務，進而內生了小農戶的借貸需求。但土地轉入尚未對小農戶雇傭農業(yè)勞動力產生顯著影響，因此，小農戶在雇傭農業(yè)勞動力層面的資金支出還不足以催生其資金借貸需求。對此可能的解釋是，一方面，對于轉入土地的小農戶來說，相比轉入前的自家承包地面積，雖然轉入后總經營面積擴大，但其農業(yè)生產還未達到一定的規(guī)模，尤其是對經營規(guī)模相對較少的農戶來說，不需要或者僅需雇傭少量農業(yè)勞動力即可保證農業(yè)生產的正常進行①如表2所示，經營規(guī)模在10畝及以下的土地轉入戶雇傭農業(yè)勞動力率僅為29.03%。。并且，目前農村兼業(yè)現(xiàn)象較為普遍，兼業(yè)農民有可能在農忙時節(jié)返回農村幫助家人完成農業(yè)生產活動，所以小農戶在雇傭農業(yè)勞動力的資金支出較少，故檢驗結果不顯著。另一方面，農村勞動力尤其是青壯年勞動力外流，使農業(yè)勞動力變得相對短缺和弱質化②表5中樣本農戶家庭農業(yè)勞動力占比為44.55%和農戶平均年齡為56歲也說明了這一點。，農業(yè)勞動力價格亦隨之上升。農業(yè)誘致性技術變遷理論認為，資源的稀缺會帶來價格的上升，繼而誘致技術進步和要素替代。在勞動力減少且成本上漲的情況下，為滿足農業(yè)生產的要求，理性的農戶會轉而尋求其替代品。農業(yè)機械技術的發(fā)展和農機社會化服務的出現(xiàn)，給農業(yè)生產經營帶來了巨大便利。尤其是農機服務的普及在提高農業(yè)生產效率的同時，也極大地緩解了農業(yè)勞動力不足這一現(xiàn)實問題。但農機服務的使用也需要農戶承擔相應的服務費用。具體來說，在土地轉入戶樣本中，課題組發(fā)現(xiàn)部分農戶農機服務費用高達450元/畝；購買農機服務的早稻、晚稻和中稻種植戶中，分別有26.32%、28.79%和34.02%的農戶支付的農機服務費用在200元/畝以上。因此，購買農機服務給農戶帶來了一定的經濟負擔，農戶在自有資金不足時，便內生了其借貸需求。

4.穩(wěn)健性檢驗。為檢驗上述中介效應的穩(wěn)健性，本文使用ERM 模型進行重新估計。ERM 模型是擴展回歸模型的簡稱，該模型可以很好地解決內生性問題，由于本文的因變量和內生變量均為二元變量，故選擇Eprobit 命令進行檢驗[24]。結果如表12所示，“土地轉入—購買農機服務—借貸需求”這一作用路徑仍然顯著，“土地轉入—雇傭農業(yè)勞動力—借貸需求”依舊沒有通過中介效應檢驗，表明前文中介效應檢驗結果是穩(wěn)健的，具有一定可靠性。

表12 土地轉入影響農戶借貸需求的中介效應估計——ERM

五、結論與啟示

（一）研究結論

基于江西省10 縣1 080 戶小規(guī)模農戶的問卷調查數據，本文通過理論分析與實證檢驗，研究了土地轉入對小農戶借貸需求的促進作用，并在要素配置和機械-勞動替代作用邏輯的基礎上，分析了土地轉入對小農戶借貸需求的影響機制。結果顯示：第一，土地轉入帶來的要素投入的變化，提高了小農戶的借貸需求。第二，從農機服務和勞動力投入角度來看，不同要素配置的變化在小農戶是否轉入土地下發(fā)揮著不同的作用。具體而言，土地轉入引起的小農戶雇傭農業(yè)勞動力不足以對其借貸需求產生顯著影響，是主要通過提升農機服務需求促進小農戶借貸需求增加，即“土地轉入—購買農機服務—借貸需求”這一影響路徑發(fā)揮作用。

（二）政策啟示

上述研究表明，土地轉入已成為激發(fā)小農戶借貸需求的重要因素。依托農機社會化服務市場的興起和發(fā)展，促進小農戶群體間的土地流轉，這不僅有利于提高小農戶生產經營水平，提升小農戶發(fā)展空間，也益于提高小農戶資金借貸需求，對于促進農村金融內生增長具有重要意義。

據此，本文提出兩點政策啟示：第一，持續(xù)推進小農戶土地流轉工作。土地流轉不僅有利于提高農業(yè)資源利用率，也會促進借貸需求的增加。然而，小農戶作為我國為數最多的經營主體，分散化的土地經營不利于借貸需求的增長。因此，進一步鼓勵小農戶進行土地流轉，促進規(guī)模經營，激發(fā)其內生借貸需求，將為農村金融市場發(fā)展提供良好的機遇，同時也為促進小農戶與現(xiàn)代農業(yè)有機銜接提供巨大推動力。第二，堅持發(fā)展和完善農機社會化服務。在市場化、社會化下逐漸發(fā)展的農機服務順應了我國農業(yè)發(fā)展的需要，這不僅解決了農業(yè)勞動力短缺難題，也避免了小農戶因自購農機帶來的沉沒成本。由此，為推動農機社會化服務市場發(fā)展，需要政府在增加農機服務供給主體、提高農機服務工作質量、培養(yǎng)農機服務人才等方面提供政策支持并發(fā)揮監(jiān)管作用，有效發(fā)揮農機服務對土地轉入激發(fā)小農戶借貸需求的機制作用。