摘要 數字普惠金融怎樣影響農戶土地出租行為值得深入探索。利用中國家庭追蹤調查數據構建多時點DID模型對農戶出租土地行為產生的經濟效益和數字普惠金融對農戶家庭的經濟效益進行分析，同時構建Probit模型評估數字普惠金融對農戶土地出租行為的影響。結果表明，數字普惠金融在促進農戶土地出租和提高工資性收入方面發(fā)揮了積極作用，但與之伴隨的是經營性收入的抑制。同時，研究還發(fā)現出租土地的農戶相對于不出租土地的家庭，工資性收入較高，但出租土地會抑制其經營性收入。上述效應在不同地區(qū)存在差異，且勞動力稟賦較高的家庭會獲得更高工資性收入和經營性收入。由此得出，數字普惠金融和土地出租對農村家庭的經濟狀況產生了復雜的影響。數字普惠金融可以作為一種工具，促進農業(yè)土地的流轉，實現土地資源的高效利用。在推動數字普惠金融的同時，也需要考慮如何平衡農戶的工資性收入和經營性收入。因此，政策制定應當因地制宜，最大程度地促進農村經濟的可持續(xù)增長，并提高農戶的整體福祉。

關鍵詞 數字普惠金融；土地流轉；農村經濟

中圖分類號 S-9；F 321.1;F 323.8 文獻標識碼 A

文章編號 0517-6611（2024）22-0215-11

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2024.22.045

開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

The Impact of Digital Inclusive Finance on the Land Leasing Behavior of Farmers

RAN Guang-he，HUANG Zheng-guo

（School of Economics and Business Administration， Chongqing University，Chongqing 400044）

Abstract The impact of digital inclusive finance on the land leasing behavior of farmers is worth exploring in depth. This study uses data from the China Family Panel Studies to construct a multi-time point DID model to analyze the economic benefits generated by farmers’ land leasing behavior and the impact of digital inclusive finance on the economic benefits of farming households. At the same time， a probit model is constructed to assess the influence of digital inclusive finance on farmers’ land leasing behavior. The results show that digital inclusive finance plays a positive role in promoting land leasing by farmers and increasing wage income， but it is accompanied by a suppression of operational income. The study also finds that households that lease land， compared to those that do not， have higher wage income， but leasing land suppresses their operational income. These effects vary by region， and households with higher labor endowments obtain higher wage and operational incomes. This study indicates that digital inclusive finance and land leasing have complex impacts on the economic conditions of rural families. Digital inclusive finance can serve as a tool to promote the circulation of agricultural land and achieve efficient utilization of land resources. While promoting digital inclusive finance， it is also necessary to consider how to balance the wage income and operational income of farmers. Therefore， policy-making should be tailored to local conditions to maximize the sustainable growth of the rural economy and improve the overall welfare of farmers.

Key words Digital inclusive finance;Land transfer;Rural economy

從古至今，土地一直是經濟社會發(fā)展的重要基礎。我國土地制度的發(fā)展是我國經歷的經濟社會變革的生動寫照。初期的公有制土地制度，到改革開放后的土地使用權出讓制度，再到近年來的集體土地建設用地入市改革，我國土地制度經歷了不斷的演變和優(yōu)化，反映出社會主義市場經濟制度的逐步完善。

過去通過剪刀差的方法吸取農業(yè)生產剩余，農業(yè)為我國啟動工業(yè)化的資本積累作出了不可磨滅的貢獻。經濟高速發(fā)展時，大量農業(yè)用地被政府低價征收用于工業(yè)建設，政府通過壓低工業(yè)用地價格以實現招商引資，另外商業(yè)用地的買賣也使得政府有足夠的資金以建設城鎮(zhèn)，土地財政再次為我國的城鎮(zhèn)化提供了資本的積累。土地征收和土地增值收益分配的城市偏向型政策導致鄉(xiāng)村發(fā)展長期落后于城鎮(zhèn)^［1］。當前我國經濟發(fā)展步入新階段、新常態(tài)。鄉(xiāng)村不僅為我國的經濟發(fā)展、經濟轉型提供了廣闊的腹地和生產剩余，在鄉(xiāng)村振興國家戰(zhàn)略背景的當下更有可能成為我國經濟新的發(fā)展空間和增長點。具有大量土地資源儲備的鄉(xiāng)村地區(qū)將迎來新的發(fā)展機遇，土地的資源價值與空間價值將逐步顯化為土地增值收益，土地增值收益的分配格局將扭轉原先的城市偏向轉為主要用于鄉(xiāng)村發(fā)展的分配格局^［2］。當前土地流轉、宅基地有償退出、土地承包經營權自愿退出等體制機制有利于土地資源的有效配置，有利于要素的自由流動，有利于新型經營主體介入鄉(xiāng)村發(fā)展。

土地流轉是農業(yè)現代化和鄉(xiāng)村振興的關鍵環(huán)節(jié)，它有助于優(yōu)化土地資源配置，提升農業(yè)生產效率。然而，我國農村土地權屬的復雜性以及農戶對土地的高度依賴性，造成了土地流轉的規(guī)模小、效率低的問題。同時，我國農村土地流轉主要依靠農戶自身，缺乏專業(yè)的土地流轉服務機構，使得流轉過程中信息不對稱、流轉成本高等問題制約了土地流轉的深化發(fā)展。農業(yè)生產具有特殊性和不確定性，市場風險和生產風險也在一定程度上限制了土地流轉的進一步推進。更為重要的是，如果土地流轉沒有得到有效的管理，可能導致農業(yè)環(huán)境的破壞和農業(yè)生態(tài)環(huán)境的惡化。此外，我國的土地流轉相關法律法規(guī)尚不完善，部分地方存在土地流轉的隨意性，甚至出現了一些亂象和非法行為，嚴重挫傷了農民對土地承包商的信任度，降低了土地的流動性。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出，使得土地制度改革進入了一個新的歷史階段。本質上，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是要實現城鄉(xiāng)發(fā)展的均衡，這需要土地制度能夠適應現代化經濟體系的要求，實現土地資源的合理配置和高效利用。因此，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施對我國土地制度提出了新的挑戰(zhàn)。然而當前我國土地制度還存在一些明顯的問題：城鄉(xiāng)土地使用制度的不平等，使得農村土地資源得不到充分利用，阻礙了鄉(xiāng)村經濟的發(fā)展；土地產權制度的不完善，使得農村土地產權轉讓存在諸多難題；土地供應制度的僵化，導致土地市場的活力不足，影響了鄉(xiāng)村土地資源的有效配置。這些問題都需要人們在深化土地制度改革的過程中進行深入研究和解決。

1 文獻綜述

許多文獻研究了農戶土地流轉決策的影響因素^［3-4］，農地流轉取決于市場的需求和供給，農地生產成本、使用成本、交易成本、現有規(guī)模等因素都會對農地流轉產生影響^［5］。當非農就業(yè)機會增加時，農戶更愿意將他們的農地租賃給那些擁有較差土地質量或更強農業(yè)種植技能的其他農戶^［3］。土地流轉與勞動力轉移是農村經濟和農村社會發(fā)展中的兩個重要方面，它們相互關聯(lián)，對農村地區(qū)的經濟增長和農民生計具有深遠影響。隨著全球化和工業(yè)化的推進，土地流轉與勞動力轉移的研究已經成為經濟學研究的重要議題。土地流轉是指土地所有權的轉移，通常伴隨著土地權屬的轉移，涉及土地的承包、出租、購買和出售等交易。土地流轉的主要動力包括農民對于土地的非農就業(yè)需求、土地碎片化問題、農村勞動力結構的變化以及農業(yè)現代化的推動。經濟學家通常將土地流轉視為一種有效的資源配置方式，可以提高土地的利用效率^［6］。這個過程可能會導致農村勞動力的大規(guī)模流動，這是一個復雜且有爭議的問題。勞動力轉移通常是從農業(yè)轉向工業(yè)或服務業(yè)。這個過程被視為經濟發(fā)展的必然結果，可以推動技術進步和生產率提高^［7］。然而，勞動力轉移可能會導致農村人口的流失和城市的過度擁擠，這需要政策干預來解決^［8］。土地流轉和勞動力轉移相互影響。一方面，土地流轉可以釋放農村勞動力，促使他們轉移到更高效的非農業(yè)部門^［9］。另一方面，勞動力轉移可以改變土地所有權結構，促使土地流轉^［10］。土地利用轉型一般與社會經濟的演進并行，其中社會經濟的增長是催化土地利用轉型的主要動力。反之，有效的土地利用轉型管理也能理性地引導并有效地刺激社會經濟的發(fā)展^［2］。土地流轉能夠促進農村剩余勞動力轉移以獲得更高收入，有利于農民收入的增長^［11］，主要表現為對轉出農戶有正的收入效應，對轉入農戶的家庭純收入影響并不明顯^［12］。但土地流轉活動對不同收入的農戶影響不同，會通過馬太效應擴大農民之間的收入差距^［13］。與政府主導下的土地流轉相比，農戶主導型土地流轉更能提高農戶勞動力資源配置效率^［14］。農戶轉出土地行為中，收入導向的理性行為顯著影響農戶收入增加^［15］。李文明等^［16］基于大規(guī)模的水稻種植戶數據，從規(guī)模效益、產出水平和生產成本3個角度綜合考察了水稻適度規(guī)模經營問題。研究發(fā)現種植利潤和產出水平在不同區(qū)域表現出差異，并且農戶水稻單產水平隨著其經營規(guī)模的擴大，呈現“先降-后升-再降”的變化趨向。陳會廣等^［17］通過修正托達羅模型，利用年南京市農民工土地承包權益調查數據，發(fā)現城鄉(xiāng)收入差距、土地資源稟賦、土地調整、土地承包權等因素對農村勞動力轉移行為產生影響，指出土地細碎化和產權認知等方面仍需進一步研究。陳飛等^［18］利用傾向得分匹配法分析農戶土地流轉決策行為及其福利效應，并發(fā)現租入和租出土地都能提高農戶收入并降低貧困發(fā)生率，但不同家庭組之間存在顯著差異。研究還揭示了農戶土地流轉決策的影響因素，認為城市工資水平和就業(yè)機會是農戶租出土地從事非農生產活動的主要驅動因素。

上述文獻對農戶土地經營決策與勞動力轉移的因果次序展開了大量討論，且長期被其中的內生性因素所困擾。因此該研究嘗試構建理論模型以說明困擾學界的農戶土地經營決策與勞動力配置問題，同時聚焦數字普惠金融對農戶家庭收入的作用，特別關注農戶土地出租行為產生的經濟效應。實證結果發(fā)現，數字普惠金融的發(fā)展確實對農戶出租行為有正向影響，并且數字普惠金融有助于提高農村家庭的工資性收入和財產性收入，但會抑制經營性收入。研究還發(fā)現，出租土地的農村家庭工資性收入顯著高于不出租土地家庭，但經營性收入顯著低于不出租土地家庭，這從側面反映了土地出租行為對勞動力流動的影響。引導數字普惠金融良好發(fā)展是實現鄉(xiāng)村振興的重要舉措，但正如劉守英^［19］所說，“人口城市化造成了人地關系的實質性松動，農地對農民的經濟重要性下降，成員權逐漸從側重于占有和使用等權能的財產權變成側重于流轉和收益等權能的身份性財產權”。農民離土出村和代際轉變是推動這場歷史轉型的根本力量，大量的農村年輕勞動力向城市轉移以獲取更高額的工資性收入，而這一趨勢是否有悖于現代農業(yè)建設還有待進一步研究。

2 理論機理與假設

根據劉易斯二元經濟理論，在勞動力無限供給條件下農村勞動力向非農部門轉移以獲得更高的工資，這一過程由農村勞動力過剩引起，其特征為地少人多。這一階段的勞動力轉移不會主動引起農戶流轉土地的行為，轉移剩余勞動力的目的反而是使土地的邊際產出達到最大。第二階段勞動力無限供給轉為有限剩余，此時農業(yè)生產的邊際產出已經達到最大，土地在家庭內部得到有效分配和充分利用，但收入與非農部門相比仍有差距。為了獲得更高的收入和更好的社區(qū)條件，農戶開始放棄耕作部分土地以將人力資本較高的勞動力派遣至非農部門以獲得更高收入。同時農戶需要處置閑置土地以實現收入最大化，出租土地行為便在此產生。對于農村家庭而言，在勞動力和土地均有限的情況下如何將這些生產要素分配到農業(yè)和非農業(yè)部門以獲得最大化收入是其首要問題。雖然農地資源由其特殊性使其只能保留在農業(yè)部門，農村家庭決策主要是對勞動力在農業(yè)部門和非農部門的分配，但這一階段的勞動力流動勢必會引起農地流動，農村家庭對勞動力處置自然會引起人地關系的松動。隨著我國戶籍制度放寬以及農村土地制度改革，農戶不再以經營土地作為唯一的收入來源，變得更加多元化。該研究將農村家庭的收入分為工資性收入Y1、財產性收入Y和經營性收入Y3。其中工資性收入Y1是勞動力轉移數L1的函數，財產性收入Y是土地出租數R1的函數，且R1是L1的函數。經營性收入是家庭勞動力保留數L和土地保留數R的函數。農村家庭總勞動力L總=L+L1，總土地R總=R+R1。勞動力流動會使工資性收入增加，土地經營的勞動力缺口使農村家庭出租多余土地以獲得更多收入，將直接導致財產性收入增加，勞動力保留數和土地保留數減少使經營性收入減少。由于財產性收入與土地流轉的關系較為直觀，該研究重點關注土地流轉與工資性收入和經營性收入的影響關系，家庭總收入Y=Y1+Y+Y3。

假設經營性收入Y=ALαRβKθ，不失一般性，設α+β+θ=1。在不考慮出租土地的情況下MPL=αAL^α-1RβKθ。如果非農部門的工資性收入ω>MPL，則會產生勞動力流動。假設R1=k×L1，即家庭勞動力每轉移L單位勞動力便會出租k單位土地，則MP′L=αAL^α-1（R-kL）βKθ，顯然MPL>MP′L。故在考慮土地出租的情況下，隨著農村家庭勞動不斷向非農部門轉移，農地經營性邊際產出會比土地要素不變時更低。

受二元經濟理論啟發(fā)，該研究擴展托達羅模型以分析農村家庭決策。托達羅模型構建的遷移決策模型如下：

V（0）=∫nt=0［p（t）Y1（t）-Y3（t）］e^-rt-C（0）（1）

其中：V（0）表示預期收入差距的貼現值;r為貼現率;P為成功轉移勞動力的概率;Y1（t）表示t時期在城市工資所得;Y3（t）為t時期在農村經營性收入；C為轉移成本。為簡化分析，該研究取t=0，且將非農村部門收入視為城市部門工資性收入，上式可以簡化為

V=（pY1-Y3）-C（2）

又因為收入為勞動力L的函數，對式（2）求偏導可得：

VL=pY1L-Y3L-CL（3）

其中Y1L=ω，ω為非農部門平均工資，Y3L=MPL，MPL為農業(yè)生產的邊際產出，CL=c，為勞動力轉移的邊際成本。故式（3）可化簡為

VL=pω-c-MPL（4）

當邊際預期收入VL=0時，農村家庭將停止勞動力向非農部門轉移。

拉尼斯-費景漢拓展的城鄉(xiāng)二元經濟理論將勞動力轉移分為不同階段，且認為隨著農業(yè)生產率的提高，工資也會隨之變化，為便于分析，該研究假設工資與農業(yè)邊際生產率保持相對不變。如圖（1a）和圖（1b）所示，L>L0時邊際產出為0甚至為負，這一部分勞動力被稱為“剩余勞動力”，農村家庭轉移此類勞動力不會引起產量下降，更不會產生土地出租行為。針對第二階段的勞動力轉移，該研究將這一過程中的農村家庭分為2類。對于第一類家庭而言，隨著戶籍制度放寬和土地制度改革，農村勞動力將部分轉移到非農部門并出租部分閑置土地以獲得更高收入。在不改變土地規(guī)模即不出租土地的情況下，農戶將農村勞動力保留數調整至L′0，但為追求最大化收益，農戶會部分出租土地降低邊際產出以調整更多勞動力至非農部門。此時如果土地租金大于等于陰影部分面積，農村家庭勞動力保留數便進一步從L′0調整至L″0。伴隨著數字普惠金融的發(fā)展以及農村土地制度的持續(xù)改革，農村勞動力找到工作的概率增加，且轉移成本減少，pω0-c上移至p1ω0-c1。這類家庭將選擇把勞動力全部轉移到非農部門，且出租全部土地，即從“離鄉(xiāng)不離土”到“離鄉(xiāng)又離土”。圖1（b）中，相較于第一類家庭，第二類家庭的農業(yè)邊際產出較高，pω0-c上移至p1ω0-c1將使其分配更多家庭勞動力在非農部門。與第一類家庭類似，如果土地租金大于等于陰影部分面積則農戶將出租更多閑置土地，農村勞動力保留數將調整至L″′0。L′0～L″0的調整為數字普惠金融發(fā)展的經濟效應（以下簡稱普惠效應），包括農村勞動力保留數減少引起的農戶經營性收入減少和經營性收入和財產性增加。L″0～L′″0的調整為土地出租的經濟效應（以下簡稱土地效應），亦包括農村勞動力保留數減少引起的農戶經營性收入減少，以及出租土地帶來的財產性收益和勞動力轉移獲得的工資性收入。以上分析表明，數字普惠金融發(fā)展會引起農村勞動力向非農部門轉移，且一定條件下農戶會出租土地以獲得更多收入。因此該研究提出假設H1～H。

H1：存在土地出租的經濟效應，即農戶土地出租行為將增加農戶工資性收入且抑制經營性收入。

H：存在數字普惠金融發(fā)展的經濟效應，即數字普惠金融發(fā)展將引起農戶工資性收入增加且減少經營性收入。

以上理論分析表明，農戶閑置土地出租意味著勞動力的轉移，但實際情況中，農戶在轉移勞動力前需要先處理好閑置土地確保土地不會撂荒，這樣即使在非農部門失業(yè)回鄉(xiāng)也能有土地作為基本保障。該研究從土地流轉市場的供需方對農戶出租土地行為的影響因素進行分析。

在現代農業(yè)發(fā)展的背景下，土地流轉被視為一個有效的資源優(yōu)化機制，其核心在于推動土地資源的有效配置和生產效率的提升。然而這一過程面臨著多元化的挑戰(zhàn)。首先，農戶對承包商的信任缺失是一個主要問題，其中包括信息不對稱和契約不完全性。信息不對稱是指農戶缺乏足夠的信息來評估承包商的信譽和能力，而契約不完全性則涉及合同條款無法覆蓋所有可能的情況，導致農戶在承包過程中存在風險。其次，大規(guī)模農業(yè)生產中的高成本構成了生產門檻。這主要源于固定成本和可變成本的高昂支出。固定成本包括機械設備等長期投資，而可變成本則包括人工等短期投入。由于規(guī)模效應的存在，只有達到一定的生產規(guī)模，才能在單位產出上實現成本的降低。然而，這需要大量的初始投資，對于普通的農戶和新經濟體來說，可能會形成較高的門檻。因此，農戶更傾向于將生產規(guī)?？刂圃谝欢ǚ秶鷥?，這種小規(guī)模生產可以更好地進行微觀管理，降低風險，同時也可以降低管理成本。當然，這也意味著規(guī)模效應的缺失，難以充分利用土地資源，限制了農業(yè)生產的效率和產值。

根據科斯定律，在交易成本為0或很小且產權清晰的情況下，無論將土地產權賦予誰，市場均衡的結果都是有效率的。如上文所述，交易成本和風險抑制了農戶土地出租行為，但數字普惠金融的發(fā)展通過提供便捷的線上服務，使得土地流轉的信息獲取更加方便，從而提高流轉效率。農戶可以通過數字平臺了解到哪些土地可以流轉，以及流轉價格等相關信息，大大減少了信息搜索成本。數字普惠金融可以通過大數據、云計算等技術，為農民提供風險評估、信用評級等服務，降低土地流轉的風險。例如，通過對農民的信用行為進行評級，可以為土地流轉提供信用保障，降低流轉風險，通過降低交易成本和風險大大提升了農戶土地出租行為。數字普惠金融可以提供便利的金融服務，如微信支付、支付寶等，使得土地租賃方可以方便地進行資金的流動，另外還可以為土地租賃提供貸款等金融服務，解決資金短缺問題，有助于推動農村土地流轉?；谝陨戏治?，該研究提出假設H3。

H3：數字普惠金融將激勵農戶土地出租行為。

3 農戶土地出租行為的研究框架

該研究選取CFPS家庭追蹤調查數據2012、2014、2016、2018、2020年這5年中城鄉(xiāng)分類變量為鄉(xiāng)村的數據。數據處理上，刪除類別變量為不適用的數據，對收入類變量為不適用的數據賦值為0，最后刪除只有1年數據的家庭。利用北京大學數字普惠金融指數作為解釋變量。其中被解釋變量為是否出租土地；同時選取家庭層面和省份層面的變量對回歸結果進行控制，其中戶主個人層面的控制變量為婚姻狀況、健康水平、年齡。家庭層面的控制變量為家庭人數、老年人（60歲以上）比例、青少年（16歲以下）比例、家庭人均受教育程度pedu、家庭人均收入、金融產品總價值。這些都是影響家庭決策的經典變量。省份層面的控制變量有財政支農水平、人均GDP水平、金融發(fā)展水平。該研究對絕對值較大的變量取對數以降低數據波動，其中包括人均GDP、工資性收入、財產性收入、經營性收入、家庭人均收入。

處理后的數據中有土地出租行為的家庭占比從2012年僅為 9.98%增長至2020年的18.19%，增幅為82.36%；2012年農村家庭工資性收入均值為26 119.75元，2020年工資性收入均值為37 366.11元，增幅43.06%；農村家庭的財產性收入均值從2012年的232.72元增加至2020年 661.48元，增幅較大但絕對值較?。晦r村家庭經營性收入不增反降，從2012年均值為9 583.34元降低至2020年的均值9 386.05元。農村家庭收入主要來源還是工資性收入，而經營性收入不僅沒有逐漸替代工資性收入在家庭收入結構中的地位，反而在農戶家庭收入中的占比逐漸減少，這不是高質量農村建設的長久之計。描述性統(tǒng)計分析見表1。

下文聚焦數字普惠金融發(fā)展能否促進農戶土地出租，及其對農戶收入的影響。首先檢驗數字普惠金融的經濟效應，接著處理選擇性偏誤和樣本自選擇問題，最后討論異質性影響。

該研究建立了一個二元選擇模型，農戶出租土地為被解釋變量。出租土地行為一般為虛擬變量，背后存在一個連續(xù)的潛在變量，這個潛在變量可以理解為出租土地帶來的凈收益或效用，當出租土地的福利或效用大于0時，家庭選擇出租土地;否則，家庭選擇不出租土地。潛在變量和二元選擇模型的表達式如下：

Hireit=δ0+δ1Indexit+δXit+ηi+t+εit（5）

P（Hireit=1）=P（Gireit>0）=Φ（δ0+δ1Indexit+δXit+ηi+t）（6）

其中：Hireit為被解釋變量;Indexit為數字普惠金融指數;ηi為個體固定效應;t為時間固定效應;Xit為控制變量。對式（5）用Probit模型進行回歸，并使用工具變量法、面板Logit和更換被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗。由于Probit控制家庭效應時往往有偏，該研究參照張勛等^［20］的做法，在所有Probit回歸中只控制地區(qū)和年份效應。表2回歸結果顯示，數字普惠金融的發(fā)展能夠顯著促進農戶土地出租行為。為解決內生性問題，參考張勛等^［20］的做法，用各省份省會城市到杭州的球面距離作為外生工具變量，進一步用面板Logit模型控制固定效應和年份，結果顯示在0.05顯著水平H1依然成立。

據上文分析，數字普惠金融發(fā)展將會促進農戶土地流轉行為。與之相反，農戶租賃土地的行為自然會被抑制，因此該研究將被解釋變量替換為農戶租賃行為進行回歸。另外有文章指出農戶的風險意識是影響其土地流轉意愿的決定性因素^［21］，在缺乏正規(guī)避險機制的條件下，多數農戶具有強烈的風險意識。農戶在面對土地流轉時可能會更加謹慎，他們會傾向于對流轉的結果進行更為細致的評估，考慮到流轉后可能面臨的市場風險、價格波動、氣候變化等因素。這種評估可能導致他們在決定是否流轉土地時更加保守，風險規(guī)避意識將導致風險規(guī)避行為，即農戶可能更傾向于保留土地，以免因流轉而失去土地的控制權和穩(wěn)定的生活來源。而數字普惠金融通過提供保險服務使農戶可以針對不同情況進行風險管理，有效緩解上述困境，進而激勵農戶出租行為。數字普惠金融平臺可以提供農業(yè)保險知識的普及教育，從而減少農戶對風險的恐懼和誤解。因此該研究將解釋變量替換為數字普惠金融指數的次級保險指標進行回歸。

表3報告了上述回歸，結果顯示數字普惠金融發(fā)展確實抑制了農戶土地租賃行為，這從側面驗證了假設H3（使用數字普惠金融的二級指標使用深度、覆蓋廣度和數字化程度的實證結果亦顯著，這進一步檢驗了該研究結果的穩(wěn)健性）。數字普惠金融指數中，保險指數對農戶土地出租行為的影響在0.01水平下顯著，表明數字普惠金融的發(fā)展有助于規(guī)范農戶的風險管理，解除農戶對不確定性的擔憂從而更愿意出租土地。

4 經濟效應的反事實研究框架

上文已檢驗了數字普惠金融對農戶土地出租行為的影響，并初步檢驗了出租土地對家庭收入的收入效應。此部分將出租土地的家庭作為實驗組，同村且從未出租土地的家庭作為控制組，利用多時點雙重差分法對農戶出租行為帶來的福利效應進行更嚴謹的分析，并通過PSM-DID進行穩(wěn)健性檢驗，眾多學者認為PSM-DID可以緩解樣本自選擇和選擇性偏誤等問題，該研究不再贅述。根據顯示偏好原理，人們的選擇反映了其內在偏好。如果實證檢驗中發(fā)現農村家庭存在對勞動力在農業(yè)部門和非農部門的調整，即對經營性收入和工資性收入的調整，那么該研究認為其滿足收入最大化

原則，且這種調整是有效的。依據理論分析，為檢驗土地效應是否存在，該研究將檢驗分為兩部分，一部分檢驗土地出租行為是否會提升工資性收入，另一部分檢驗土地出租行為是否會減少凈營性收入，如果兩部分檢驗均通過，即表明該研究假設成立。對于普惠效應檢驗采取上述相同策略。財產性收入雖然不在該研究理論分析的主要框架內，但作為出租土地引起經營性收入下降的反面結果，直覺上認為出租土地行為會引起財產性收入增加，故該研究將其納入回歸中作為一種穩(wěn)健性檢驗。

模型設定如下：

Y1it=α+βLeaseit+θIndexit+μi+γt+εit（7）

Yit=α+βLeaseit+θIndexit+μi+γt+εit（8）

Y3it=α+βLeaseit+θIndexit+μi+γt+εit（9）

其中：Y1it為工資性收入，Yit為財產性收入，Y3it為經營性收入；Hire為二值變量，表示農戶是否出租土地;Index為數字普惠金融指數，β和θ為假設H1和H所關心的系數。μi為家庭固定效應，γt為時間固定效應，另外自2004年起，我國已經連續(xù)20年將“三農”問題列入中央一號文件，故可認為在該研究時間范圍內，關于農村經濟建設的宏觀條件并未產生較大變化，唯2014年以來的農村土地制度改革是可能影響農戶土地流轉行為的政策變化?；谝陨峡紤]，該研究對農村土地制度改革之前的年份進行控制，即只將2012年設置年份虛擬變量。

4.1 土地效應與普惠效應

依據家庭跟蹤調查數據，該研究基于雙重差分法測算的數字普惠金融發(fā)展的經濟效應和出租土地的經濟效應見表4。結果表明，農戶出租土地的行為有利于提升工資性收入和財產性收入，由于農戶出租土地導致資本投入減少，使經營性收入降低。土地效應和普惠效應存在，假設H1和H成立。

4.2 平行趨勢檢驗

使用DID模型的前提是滿足平行趨勢假設，即實驗組與對照組在出租土地之前保持一致的變化趨勢。但由于農戶出租土地發(fā)生的時間不同，所以需要針對每個農村家庭設定相對的時間虛擬變量。該研究構造式（10）進行平行趨勢假設，具體如下：

Y=α+β1Before4i，t+βBefore2i，t+β3Currenti，t+β4After2+β5Afer4+γControl_Vari，t+Fid12FE+Iyear_2012+εi，t（10）

因中國家庭追蹤調查數據2012年后每2年一發(fā)布，其中Before4和Before2表示出租前4年和前2年的觀測值，After2和After4為出租后2年和后4年的觀測值，Current表示出租當期觀測值，控制組的虛擬變量均為0。結果如圖2所示，農戶出租土地之前的時間虛擬變量對工資性收入和經營性收入的系數均不顯著且數值較小，表明土地出租發(fā)生前處理組和控制組在收入上無顯著差異，即符合平行趨勢假設。但財產性收入的平行趨勢檢驗并未通過。

4.3 安慰劑檢驗

多時點DID中處理組的決策沖擊時間存在差異，不僅需要生成偽隨機處理組和偽決策沖擊年份。該研究借鑒白俊紅等^［22］的做法，利用Stata軟件在 2012年被調查家庭中隨機抽取1 914個偽處理組，同時為偽處理組隨機抽取決策年份，并重復進行500次，回歸得到β的核密度及其分布如圖3。結果顯示，財產性收入、工資性收入和經營性收入的β主要集中在0附近并且P值大多高于0.1，且與實際估計值存在顯著差異。這在一定程度上表明該研究的結果具有穩(wěn)健性。

4.4 PSM-DID檢驗 該研究將同村從未參加土地出租的家庭作為控制組，能夠較好地控制不可觀測變量帶來偏誤，從而模擬自然實驗，但不同家庭之間還存在樣本自選擇問題。且上文關于農戶出租行為對財產性收入影響的平行趨勢檢驗并未通過，雖然不影響該研究的主要結論，但為保證結果的穩(wěn)健性該研究進一步基于多時點PSM-DID模型進行檢驗。因PSM適用截面數據而DID適用于面板數據，參照現有文獻分別使用將面板數據視為截面數據的截面PSM和逐年進行PSM的方式進行匹配。截面PSM具體操作方法如下：首先將個人、家庭、地區(qū)控制變量作為匹配變量；用卡尺最鄰近匹配方法為出租土地的家庭匹配滿足共同支撐條件的最優(yōu)控制組，并刪除不滿足共同區(qū)域假定的觀測值；對匹配后的數據進行平衡性檢驗并畫出匹配前后核密度圖；最后對匹配后的數據用多時點DID重新估計農戶出租土地行為對收入的影響。逐年PSM需要將各個家庭樣本逐年進行匹配，然后將匹配后的截面數據合并為面板數據，其余步驟與截面PSM相同。

4.4.1 平衡性檢驗。

為檢驗匹配結果的有效性，該研究分別對截面PSM和逐年PSM進行平衡性檢驗。圖4為截面PSM的平衡性檢驗結果和滿足共同支撐假設樣本的分布情況。其中圖4（a）和圖4（b）是以工資性收入為被解釋變量的截面PSM的平衡性檢驗結果；圖4（c）和圖4（d）是以經營性收入為被解釋變量的截面PSM的平衡性檢驗結果（限于篇幅，該研究只匯報了被解釋變量為工資性收入和經營性收入的截面PSM平衡性檢驗。財產性收入的平衡性檢驗結果與工資性收入相似，有需要可向作者獲?。?。從圖4（a）和圖4（c）可以看出，匹配前后的標準性偏差存在明顯差異，且匹配后的標準性偏差均顯著小于0.10，滿足平衡性檢驗條件。圖4（b）和圖4（d）顯示處理組和控制組的所有樣本都在共同取值范圍內，綜合來看截面PSM的匹配效果較好。對于逐年PSM，該研究參考謝申祥等^［23］的方法，逐年對匹配前后的Logit回歸結果進行比較（匹配后的大多數變量變得不顯著且系數變小，但仍有部分變量顯著，表明逐年PSM在平衡性方面存在一定不足，但可將其結果作為參考。限于篇幅正文并未匯報逐年PSM平衡性檢驗結果）^［24］。

4.4.2 樣本匹配效果。

對匹配前后的傾向得分值繪制核密度函數曲線，結果見圖5。其中圖5（a）和圖5（b）是將面板數據視為截面數據進行匹配前后的核密度圖；圖5（c）和圖5（b）是逐年進行匹配前后的核密度圖?？梢钥吹綗o論是截面PSM還是逐年PSM匹配前的處理組與控制組之間的數據特征已趨于一致，表明該研究選取的處理組和對照組有較好的一致性，已經具有一定可比性。不過在完成匹配之后均值之間的差距減小，樣本的概率密度分布具有更明顯的一致性，總體上2組樣本的匹配效果較好。

4.4.3 PSM回歸結果。表5分別展示了進行截面PSM和逐年PSM匹配后通過雙重差分法得到的結果，可以看到2種匹配方法的回歸結果均顯著，且絕大多回歸系數與基準回歸變化不大，故可認為該研究的結論具有穩(wěn)健性。

4.5 區(qū)域異質性分析

為進一步研究上述分析在區(qū)域間的差異，該研究分為東、中、西3個地區(qū)展開分析。結果如表6所示，東部地區(qū)土地效應檢驗并未通過，普惠效應檢驗通過。西部地區(qū)與東部地區(qū)相反，土地效應存在，而普惠效應不存在。東部地區(qū)大多處在第三階梯且為平原丘陵，土地邊際生產率較高，農戶與土地有一定黏性，加之非農部門競爭較大，吸納了許多西部地區(qū)的年輕勞動力，當地農戶轉移勞動力難度大且成本高，因此出租土地與不出租土地相比并不會引起當地農戶工資性收入的顯著變化。西部地區(qū)大多省份處在第一階梯，部分省份在第二階梯，地質情況復雜，多為熔巖和高原區(qū)。這些地區(qū)土地邊際生產率較低流動性差，城鄉(xiāng)收入差距較大，農戶可以出租土地將更多時間和精力投入到非農工作中。數字普惠金融對東部和中部地區(qū)的農村家庭存在普惠效應，但是對西部地區(qū)農戶不存在普惠效應。這表明數字普惠金融的普惠性受山川地域限制，各部門應當因地制宜失策。數字普惠金融對擴大金融服務覆蓋面，縮小金融服務差距，提升金融服務效率，推動經濟社會持續(xù)健康發(fā)展具有重要作用。東部和中部地區(qū)由于經濟較為發(fā)達，互聯(lián)網和移動通信等基礎設施建設相對完善，大數據、云計算等技術應用程度較高，農戶對數字金融服務的接受度和使用率也較高，因此數字普惠金融在這些地區(qū)的普惠性較為明顯。而在西部地區(qū)，由于地理環(huán)境復雜，基礎設施建設相對落后，互聯(lián)網和移動通信覆蓋率相對較低，大數據、云計算等技術應用程度較低，農戶對數字金融服務的接受度和使用率也相對較低，數字普惠金融對這些地區(qū)農戶的普惠性不夠明顯。要改善這種狀況，需要從提升西部地區(qū)基礎設施建設，提高農戶數字金融服務的接受度和使用率，提升大數據、云計算等技術在西部地區(qū)的應用程度等方面著手，以提高數字普惠金融在西部地區(qū)農戶的普惠性。

5 結論與啟示

5.1 結論 我國全面建成了小康社會，開啟了全面建設社會主義現代化國家的新征程。在這新起點回顧過去的發(fā)展成果有助于在新的階段構建新發(fā)展格局，推動高質量發(fā)展。該研究借助中國家庭追蹤調查數據，利用2012—2020年的面板數據構建Probit和面板Logit模型并通過工具變量法檢驗了數字普惠金融對農戶出租行為的影響。同時利用以上數據以同村家庭作為出租土地行為準自然實驗的控制組和實驗組，構建多時點DID模型以評估農戶出租土地行為對家庭收入的影響。結果表明，研究期內數字普惠金融發(fā)展顯著促進農戶土地出租行為，且顯著影響農村家庭的收入結構，促進工資性收入抑制經營性收入。另外，雙重差分法結果顯示，出租土地家庭與不出租土地家庭相比會獲得更多的工資性收入，但因為失去了一部分土地的控制權導致農業(yè)經營效益下降，經營性收入減少。異質性分析發(fā)現，不同地區(qū)農戶土地出租帶來的經濟效應和數字普惠金融對農戶的普惠效應存在差異，即東部和中部地區(qū)相較于西部地區(qū)普惠效應更明顯，而土地效應在中部和西部地區(qū)更明顯；出租土地的經濟效應差異與家庭勞動力稟賦有關，即勞動力稟賦較高的家庭會獲得更高的經營性收入和工資性收入。

5.2 政策啟示 數字普惠金融通過數字技術手段，如移動支付、互聯(lián)網銀行、在線貸款平臺等，為廣大用戶特別是農村地區(qū)的小微企業(yè)和普通農戶提供便捷、低成本的金融服務。這種金融服務的普及有助于解決農村地區(qū)金融服務不足的問題，從而促進農戶的土地出租行為，提高土地流轉效率，優(yōu)化土地資源配置。該研究從理論和實證上評估了數字普惠金融對農戶土地出租行為的影響，且評估了其中的經濟效應，可為后續(xù)研究提供有益參考。基于以上結論，得出以下政策啟示。

5.2.1 完善信用體系。數字普惠金融使金融服務更加普及和便捷，尤其是對于那些傳統(tǒng)金融服務覆蓋不到的人群，然而，由于農戶的信用記錄不完善，金融機構在提供貸款服務時面臨較高的風險。對此應當建立農戶信用記錄系統(tǒng)，通過與農業(yè)部門、農村合作社、農業(yè)銀行等機構合作，收集農戶的生產、銷售、貸款等信息，建立農戶的信用記錄。這些信息可以幫助金融機構更準確地評估農戶的還款能力。同時也應當建立合理的風險分擔機制，通過政府、金融機構和農戶之間的合作，建立風險分擔機制，降低金融機構提供貸款服務的風險。

5.2.2 促進金融機構合作。數字普惠金融可以提高金融的可獲得性和可負擔性，從而促進包括土地出租在內的各種經濟活動。為了促進金融機構合作，以推動數字普惠金融促進農戶出租土地，政府可以制定優(yōu)惠政策，鼓勵金融機構向農村地區(qū)提供服務。例如，為在農村地區(qū)提供金融服務的機構提供稅收減免、資金補貼或風險補償機制。金融機構可以根據農戶出租土地的特點，設計符合其需求的金融產品，如短期流動資金貸款、土地托管服務貸款等。同時可以與政府、教育機構合作，對農戶進行金融知識的教育和培訓，提高他們使用數字金融服務的能力和意愿。金融機構可以探索與農業(yè)企業(yè)、合作社等農業(yè)鏈條上的其他參與者合作的新模式，如通過合作社為農戶提供金融服務，降低直接服務的難度和成本。

5.2.3 建立健全農地流轉市場機制。政府應建立公開透明的農地流轉市場，讓農地所有者和有意愿從事農業(yè)生產的企業(yè)或個人能夠自由交易。有效地將農地資源配置到最能發(fā)揮其效益的地方。同時根據不同地區(qū)的經濟發(fā)展水平、農業(yè)結構、土地資源狀況等因素，通過對土地政策的細化和在規(guī)劃，制定差異化的土地流轉政策，避免政策“一刀切”。該研究的異質性分析表明西部地區(qū)和東部地區(qū)的土地效應和普惠效應存在顯著差距，因此在今后推動數字普惠金融以及土地政策改革的過程中，應當加強對不同省份不同地區(qū)間的統(tǒng)籌協(xié)調，因地制宜施策，從而推動土地有效流轉以及農村高質量發(fā)展。

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