农民金融素养、农地转入与农地抵押融资 ——基于陕西、宁夏、山东1947户农户调查数据的实证

苏岚岚 孔 荣

(1.西北农林科技大学 经济管理学院，陕西 杨凌 712100；2.北京大学 中国农业政策研究中心，北京 100871)

一、引言和相关文献综述

农地产权制度改革深入推进背景下，我国覆盖县、乡、村三级的农村产权交易体系逐渐形成和完善。以农地经营权流转(简称农地流转)和抵押融资交易(简称农地抵押融资)两种主要形式表征的农地产权交易获得快速发展。农地流转方面，截至2018年底，我国2.3亿承包农户中超过30%农户已全部或部分地将承包地转出，流转承包地面积占家庭承包耕地总面积的近39.0%(1)资料来源：中国网. 《农业农村部：到2018年底全国有5.39亿亩耕地在不同主体间进行流转》，http://mini.eastday.com/mobile/191128210148446.html。。农地抵押融资方面，截至2018年9月，我国232个试点地区农地抵押贷款余额为520亿元，同比增长76.3%，累计发放964亿元(2)资料来源：新华社. 《“两权”抵押贷款试点成效积极，推动缓解“三农”融资难题》，http://www.gov.cn/Xinwen/2018-12/23/content_5351390.htm。。农地经营权流转改革的深化有力提高了农地资本化程度和农地金融发展水平，农民农地产权交易行为从依赖关系情感逐步转向依赖经济理性，从非市场化转向市场化，有关交易对象选择、交易契约签订等不同环节均不可避免会涉及财务问题，对农民投资理财意识、财务计算知识、资金管理能力等提出较高要求。因而，金融素养在农民农地流转市场和农地金融市场参与决策中的作用逐渐凸显。金融素养最早被定义为管理个人财富方面所具有的高效金融决策和理性判断能力(Noctor et al.，1992)。后续研究分别从知识(Culter et al.，1996)、能力(Servon et al.，2008)和意识(Mason et al.，2000)层面形成对金融素养各有侧重的定义。事实上，我国对居民金融素养尤其是农民金融素养问题的关注起步较晚，农村金融教育体系不够完善，金融知识公共供给渠道不足，导致诸多农村家庭仍难以获取全面而系统的金融教育。相关数据显示，我国居民金融素养水平整体偏低，城乡间、区域间存在较大的不平衡性，农村居民的金融素养水平明显低于城镇居民(3)资料来源：中国人民银行金融消费权益保护局.《消费者金融素养调查分析报告(2017)》，http://www.pbc.gov.cn/goutongjiaoliu/113456/113469/3344008/index.html。。农民金融素养水平滞后于农村金融市场的发展需要，在一定程度上制约了新型金融产品和服务在农村地区的推广进程。鉴于此，本文立足农地金融深化的现实背景，深入探究金融素养对农民农地流转和农地抵押融资的影响具有重要现实意义。

梳理文献可知，已有研究多从农户认知(罗必良 等，2012a)、风险态度(孙小龙 等，2016)、行为能力(罗必良 等，2012b)等层面探究农民农地流转行为的内在制约因素，从个人及家庭特征、土地特征等方面(惠献波，2013；李韬 等，2015；许泉 等，2016)论证农民农地抵押融资需求及响应行为的内在影响因素，但均忽视从金融需求主体的金融素养视角追踪形成上述因素的深层次原因，缺乏对金融素养与农民农地流转、农地抵押融资交易行为之间关系的理论阐释和实证检验。此外，已有案例分析表明，农地融资流转对农地资本增值、农业信贷等产生积极影响(夏玉莲 等，2014)，且农地流转服务体系的日臻完善对农民农地抵押贷款参与具有促进作用(靳聿轩 等，2012)。随着农地流转参与率的提升和农地经营权权能由流转等向抵押、担保权能扩展，农地转入将在一定程度上助力农地资本化进程。然而，鲜有研究实证探讨农地流转特别是农地转入对农民农地抵押融资实践的影响。基于上述分析，本文探索性地将金融素养引入农民农地产权交易行为的分析框架，深入阐释农民金融素养、农地转入与农地抵押融资之间的关联机理，从农地流转和农地抵押融资交易及其内在关联层面拓展农民金融素养的福祉影响研究。

本文创新之处在于：一是立足金融素养视角挖掘农民农地产权交易行为的内在能动性因素，分别阐释金融素养对农民农地转入和农地抵押融资交易的差异化影响机理，系统构建要素流动视角下“金融素养—农地转入—农地抵押融资”的理论框架。二是运用工具变量法处理内生性问题，实证探究金融素养对农地转入和农地抵押融资交易的影响效应；采用中介效应模型计量论证农地转入对金融素养影响农地抵押融资的中介作用。本文研究结论有益于从农民内在能动性因素层面丰富农地产权交易行为的理论探讨，为新时期立足金融素养视角探求农民农地流转和农地抵押融资交易参与程度提升、协调推进农地经营权流转和农地抵押融资改革深化谋求可行的实践路径。

二、理论分析框架

我国农地产权交易实质为产权管制背景下农地经营权的暂时性转让，包括租赁、互换、转让、入股、抵押等形式，对优化农地产权结构和提高农地市场资源配置效率发挥积极作用。农地流转融资和抵押融资均是农地融资功能的重要体现(刘广明，2011)。立足农村不同要素市场的匹配发育，本文将农地转入和农地抵押融资交易分别视为土地要素的流动(地动)和资本要素的流动(钱动)，构建要素流动视角下“金融素养—农地转入—农地抵押融资”的逻辑框架。

(一)金融素养影响农民农地转入交易的理论分析

学者们从机会成本(罗必良 等，2012a)、劳动力流动(陈飞 等，2015)、交易费用(冀县卿 等，2015)等不同视角探究了农民农地流转行为的诱因，但鲜有研究将金融素养引入分析框架。本文立足理性经济人假设，阐释金融素养对农民农地转入交易的影响机理。一方面，金融素养对农民农地转入交易产生直接影响。金融素养高的农民对从事农业和非农经营的成本及收益的计算较为清晰，尤其对维持原有小规模农地分散经营的机会成本和转入农地从事规模经营的比较效益与潜在风险等有较为理性的衡量与判断；若转入农地相较于维持现有经营规模可实现更大的综合效用，农民转入农地的倾向性较高。具体分析可知，农地转入的平均租金水平在一定时期和特定区域内较为稳定，而其非农就业收入等机会成本则不确定；且农地经营的自然风险和市场风险等农地转入风险较大，加之农地转入的收益(主要指农地经营收入)因受个体努力程度、农地经营风险等影响而难以准确测算。因此，总体上农地转入的成本、收益及风险的不确定性程度较高，金融素养对农民农地转入理性决策的作用较为凸显。另一方面，金融素养对农民农地转入交易产生间接影响。金融素养越高的农民，关于生产资金获取、流动性资产配置和财务收支管理等技能越高，因而从事农业规模经营的行为能力越强；加之金融素养越高的农民参与农地流转交易能力尤其是议价能力越好，可有效降低农地流转市场参与成本，促进农地转入频率和转入规模的提高。基于上述分析，本文提出：

假设1：金融素养对农民农地转入交易产生正向影响。

(二)金融素养影响农民农地抵押融资交易的理论分析

诸多研究指出，金融素养水平与信贷活动参与密切相关，提升信贷者金融素养水平可增加其信贷需求量，缓解正规信贷约束，促进正规信贷获取(Davidson，2002；马双 等，2015；吴雨 等，2016)。金融素养水平高的个体较熟悉借贷条款和金融市场，因而有能力依据自身实际条件理性选择信贷产品(Gathergood，2012)，并减少金融决策时的信息搜寻和处理成本(Dohmen et al.，2010)。此外，Huston(2012)研究发现金融素养水平高者的抵押贷款成本显著低于金融素养水平低者。农地抵押贷款作为一种新型的农村金融产品，既具有政策驱动的特殊性，也具有一般信贷的共性特征。不考虑农地抵押贷款供给约束时，金融素养可通过直接和间接作用机制影响农民农地抵押贷款需求及参与行为。直接作用方面，农民金融素养水平越高，对信用、担保和抵押等不同类型贷款的基本要求与一般程序具有越充分的理解和认知，越能够对不同融资渠道所需投入的成本、预期收益、可得性水平及潜在的违约风险等进行理性评估和综合比较，最终选择具有比较优势且符合自身实际需求的融资渠道。当农地抵押贷款在节约面子成本、降低人际关系依赖性等方面的比较优势更为明显时，理性的农民将优先选择农地抵押融资。间接作用方面，金融意识越强的农民越具有金融风险规避意识，对农地抵押贷款申请及办理过程中可能存在的交易风险、信用风险和农地被处置风险等的认知和识别能力越好，且具有一定的农地抵押风险容忍度和风险防范能力；金融知识越丰富、金融能力越强的农民越能及时全面获取农地抵押融资相关信息，可越熟练地申请和办理农地抵押贷款业务，减少农地抵押融资过程中的信息搜寻成本和谈判成本等，实现低成本、高效率地获取农地抵押融资。苏岚岚等(2017)研究证实金融素养显著正向影响农民农地抵押贷款需求，但金融素养对农民农地抵押贷款申请、获批等不同环节参与行为的影响效果仍有待进一步实证检验。鉴于此，本文提出：

假设2：金融素养对农民农地抵押融资交易产生正向影响；

假设2a：金融素养对农民农地抵押融资申请产生正向影响；

假设2b：金融素养对农民农地抵押融资获批产生正向影响。

(三)农地转入影响农民农地抵押融资交易的理论分析

农地“三权分置”改革深化使农地经营权权能得以扩展，农地流转规模的扩大推进了农地资本化进程，农地经营权抵押特别是流转农地的经营权抵押融资得以在更大地域范围内实现。已有研究指出，农地流转可通过农地制度建设的促进效应和金融环境的优化效应对农地金融产生影响，即农地流转促使农业生产绩效持续提高，增加农村金融机构赢利机会，推动金融机构合理调整信贷产品和服务；同时，农地流转推动农地经营规模的提高、催生更多金融需求，且在一定程度上增强农业经营主体的信用水平、优化农村金融交易环境(孙全亮，2010)。李松泽等(2020)基于信贷员授信意愿的实证分析表明，农户实际经营土地面积的增加显著提高金融机构农地抵押贷款供给意愿。农地转入需支付一定的租金，且农地转入引致的规模经营需投入相应的农地生产经营成本，由此激发农民更大的信贷需求。以承包农地或流转农地经营权抵押贷款成为试点地区农民获取融资的重要途径，且农地转入促进农地规模经营，提升农民土地资产和抵押标的物持有量，有益于提高农民信用水平和农地抵押融资能力。

当然，从长期看，限于金融机构对农地抵押贷款资金的用途监管，农地抵押融资主要用于支持农民从事农业适度规模经营，农民在参与农地抵押市场获取借贷资金方面越具有比较优势，越有助于缓解农地规模经营的融资约束，推动其农地转入决策实施。相较于农地经营权流转改革，农地抵押融资改革起步较晚，发展尚不成熟，尤其是流转农地的经营权抵押融资制度还处在小范围试点探索阶段。现阶段农民农地抵押融资参与率明显低于农地流转参与率，农地抵押贷款对于农民来讲仍是有限供给，加之单位面积农地评估价值偏低，且人均承包地面积较小，以家庭承包地经营权抵押贷款作为扩大投资的主要资本来源对农地转入尤其是农地规模转入作用较为有限。但农地流转市场的发育有力促进了农地抵押融资改革，农地转入农民以流转农地获取抵押融资可有效提高农地抵押融资规模。综上分析，本文重点关注农地转入对农民农地抵押融资交易的影响。由此，本文提出：

假设3：农地转入对农民农地抵押融资交易产生促进作用。

(四)农民金融素养与农村要素市场“地动—钱动”的关联逻辑

如前所述，提升农民金融素养水平可促进其农地流转市场和农地金融市场的单一市场参与。已有研究证实，农民农地流转与资金借贷行为之间存在显著的关联关系(胡新艳 等，2017)。本文进一步认为，农民金融素养水平的提升可通过促进农村土地要素的流动进而推动资本要素的流动。具体表现为：金融素养高的农民有能力对农地流转市场的参与形式及参与规模等作出理性决策。农地转入促进农地规模经营，无论是支付租金还是保障生产经营的需要均在一定程度上激发农民信贷需求，加之流转农地经营权抵押贷款的实施为农地转入户申请农地抵押融资提供政策支持，因此，农地转入所形成的农地资产规模优势有助于提升农民农地抵押融资参与意愿和参与程度。鉴于金融素养影响农民农地转入的理性参与决策，且农地转入交易对农民农地抵押融资需求及其规模产生促进作用，逻辑推导可知，农民金融素养水平的差异可通过影响农地转入决策进而作用于其农地抵押融资交易行为。基于此，本文提出：

假设4：农地转入在金融素养影响农民农地抵押融资交易行为中具有正向中介作用。

三、研究设计

(一)数据来源及样本基本情况

本文数据来源于课题组2018年在陕西、宁夏、山东开展的主题为“农民金融素养与农地产权交易参与”的农村实地入户调查。陕西、宁夏、山东分别作为西部和东部农业大省，农业优势特色产业突出，农地流转发生率较高，农地规模经营为农业产业化发展提供重要支撑；同时，农地产权制度改革尤其是农地抵押贷款试点基础较好。调查采取典型抽样和分层随机抽样相结合的原则，选取陕西西安市高陵区、宁夏吴忠市同心县和石嘴山市平罗县、山东临沂市沂南县4个农地抵押贷款典型试点区域进行抽样；同时，兼顾地理环境和区域经济发展水平的差异，选取陕西渭南市富平县及汉中市南郑县、宁夏中卫市沙坡头区、山东聊城市莘县及潍坊市青州市5个一般试点区域进行抽样。调查组在上述各县(区)选取3～4个反映不同层次经济发展水平的代表性乡(镇)，每个样本乡(镇)按照相同标准分层选取2～3个样本自然村，每个样本村再随机选择15～20个样本农户(主要为家庭生产经营决策人)进行一对一访谈。上述样本区覆盖黄土高原区、关中平原区、陕南山区、华北平原区等不同地理环境下的农业生态系统，农业生产经营自然条件的区域性差异致使农民农地流转和农地抵押贷款参与行为呈现不同特征，因而样本代表性较好。调研共发放问卷2000份，回收有效问卷1947份，问卷有效率为97.35%，共涉及9个市9个县(区)36个乡(镇)105个自然村。

样本参与农地转入的比例为27.52%，且农地转入规模平均值为13.82亩。样本参与农地抵押贷款的比例为24.00%，获得农地抵押贷款金额的均值为3.26万元，且获批农地抵押贷款样本中获批贷款金额为5万元及以下、高于5万元且不超过10万元、10万元以上分别占比46.64%、30.14%和23.22%。受访者个体特征方面，男性和女性占比分别为70.88%和29.12%，平均年龄为47岁，受教育程度为初中以下、初中、高中及以上的比例分别为30.92%、47.46%和21.62%，已婚占比接近98.20%，务农年限平均为25年，风险厌恶、风险中性和风险偏好的样本比例分别为24.81%、16.23%和58.96%，样本农地依赖性低、一般和高的比例分别为17.52%、11.72%和70.76%。家庭特征方面，家庭劳动力数量平均接近3人，有亲友任职村干部或公务员的比例为45.71%，有亲友供职于银行或信用社的比例为12.27%，经常联系微信好友数平均为28人，房产价值均值为18.56万元，已完成农地确权颁证的比例为80.57%。村庄特征方面，村庄在所处乡镇的富裕程度为贫困、一般和富裕的比例分别为6.89%、41.09%和52.02%，村庄到乡镇的距离平均为4.91公里，乡镇正规金融机构数目均值为2个。

(二)变量选取

1.因变量

本文因变量为农地抵押融资。通过询问受访对象“2017年您家有没有向金融机构申请过农地抵押贷款？”“2017年您家有无获批农地抵押贷款？”“2017年您家获批农地抵押贷款金额是多少？”分别衡量样本农地抵押贷款申请、有无获批及获批金额情况。

2.核心自变量

本文核心自变量为金融素养。依据国际上广泛采用的经济合作与发展组织科学素养测评框架，并结合农民金融活动的具体范围与特点，本文从金融知识、金融能力和金融意识三个维度设计指标，最终筛选25个测量题项进行测度。相关因子分析及信效度检验结果如表1所示。

采用主成分分析法，按照特征根大于1的原则提取公共因子11个(如表1所示)，累积方差贡献率为78.79%。将上述各因子得分进行加权求和以计算金融素养总体水平，并以各因子方差贡献率占总方差贡献率的比重作为各因子得分的权重。因子分析结果中，25个测量题项的样本充足性检验KMO值为0.751，表明测量题项间具有较好的相关性；同时，Bartlett球形度检验统计量的显著性P值为0.00，表明因子分析结果有效。本量表25个测量题项的克朗巴哈系数(Cronbach’s α，简称α系数)为0.800，金融知识、金融意识、金融能力测量题项的α系数均高于0.65，表明变量测量信度较好。此外，各测量题项的因子载荷值均大于0.5，表明变量测量收敛效度较好。鉴于因子得分反映的是相对量，难以实现直观比较，本文将金融素养因子得分及各维度因子得分进行标准化处理，使最终数值均介于0～1。结果显示，全样本金融素养均值为0.5368、标准差为0.2659，即整体处于中间水平且个体间金融素养水平存在较明显差异；分维度看，农民金融知识、金融能力和金融意识的均值分别为0.5134、0.4924、0.6114。

3.中介变量

本文中介变量为农地转入。通过询问受访样本“您家2017年有没有转入农地？”“您家2017年农地转入面积是多少？”测量农民农地转入决策。

4.控制变量

参考已有文献(孙小龙 等，2016；李韬 等，2015)，本文农地流转参与方程和农地抵押融资参与方程选取共有的控制变量包括：个体特征中的受访者性别、年龄、年龄平方、受教育程度、婚姻状况、务农年限、风险偏好、农地依赖性、创业能力；家庭特征中的劳动力数量、主要劳动力身体健康状况、有无亲友任职村干部或公务员、有无亲友供职于银行或信用社、经常联系微信好友数、房产价值、农地确权颁证；村庄特征中的村庄在本乡镇富裕程度、村庄到乡镇的距离、乡镇正规金融机构数目、村庄创业氛围、区域非农就业机会、本地社会保障水平；同时选取“是否陕西”“是否宁夏”两个区域虚拟变量控制区域固定效应。此外，农地流转参与方程控制变量还包括村庄农地流转情况、农地流转政策宣传情况；农地抵押融资参与方程控制变量还包括农地抵押信任水平、村庄农地抵押贷款参与情况、农地抵押贷款政策宣传情况。

上述各类变量的定义、赋值及描述性统计如表2所示。

表2 变量定义、赋值及描述性统计

(续表2)

(三)模型构建

1.IV-Probit模型

为考察金融素养对农民有无参与农地产权交易的影响，设定模型如下：

Prob(LT1mi=1|Xi)=Prob(α0FLi+β0Xmi+μ0)

(1)

2.IV-Tobit模型

鉴于农地转入规模和农地抵押融资规模近似连续型变量，但其数据从零点处删失，属于归并数据，本文采用Tobit模型检验金融素养对农民农地产权交易规模的影响，并设定方程如下：

(2)

3.IV-Heckman模型

鉴于农地抵押融资交易申请与获批农地抵押融资规模存在内在关联，对两式进行单一估计可能存在样本选择问题，本文采用Heckman两阶段模型进行处理。同时考虑到金融素养可能的内生性，本文参考Wooldridge(2010)，构建基于工具变量的IV-Heckman模型进行估计。具体步骤为：将内生解释变量金融素养对工具变量和所有外生解释变量进行OLS估计，得到金融素养潜变量的拟合值，再将该拟合值引入Heckman两阶段回归模型。模型具体形式如下：

(3)

(4)

4.中介效应模型

依据温忠麟等(2005)提出的中介效应检验程序，本文分别构建金融素养对农地抵押融资交易的影响、金融素养对农地转入交易的影响、金融素养与农地转入交易对农地抵押融资交易的影响三个层次回归模型，分别表示如下：

LT22i=α4+β4FLi+η1X2i+ε1

(5)

LT21i=α5+β5FLi+η2X1i+ε2

(6)

LT22i=α6+β6FLi+χLT21i+η3X2i+ε3

(7)

四、实证检验与结果分析

(一)金融素养影响农民农地转入交易的实证分析

金融素养影响农民农地转入交易的回归估计结果如表3所示。第(2)、(4)列工具变量估计结果显示，Durbin-Wu-Hausman(以下简称DWH)内生性检验均在1%的统计水平上拒绝金融素养不存在内生性的原假设，故而采用工具变量回归结果进行解释。一阶段估计的F值均为112.91，表明所选取工具变量非弱工具变量。结果显示，金融素养对农民有无农地转入和农地转入规模的影响均在1%的水平上正向显著，且边际效应分别为0.5690和1.0964，表明金融素养每提升一个标准差，农民参与农地转入交易的概率提升21.62%(5)参考王正位等(2016)，由因子得分法计算的金融素养标准差为0.38，乘以回归边际系数0.5690，即可得到金融素养每提升一个标准差时农地转入交易概率的变化。其他计算同理。，农地转入交易的规模平均增加41.66亩。农民在投资理财、资金配置、信贷融资等方面的金融知识越丰富、金融能力越强，其对农地转入交易的成本、收益与风险的衡量越全面和清晰，参与农地转入交易的缔约能力越好。因此，金融素养显著促进农民农地转入交易的理性参与，假设1得到证实。

表3 金融素养影响农民农地转入交易的估计结果

(二)金融素养影响农民农地抵押融资交易的实证分析

金融素养影响农民农地抵押贷款申请的估计结果如表4第(1)～(2)列所示。第(1)列报告了金融素养影响农民获批农地抵押贷款金额的IV-Heckman模型估计结果。两式独立性检验结果表明，无法拒绝农地抵押贷款申请方程和获批金额方程独立的原假设。因此，本文对两式进行单一估计。第(2)列工具变量估计结果显示，DWH内生性检验拒绝金融素养为外生变量的原假设，且一阶段F值为109.66，表明不存在弱工具变量问题。金融素养对农民农地抵押贷款申请的影响在1%的水平上正向显著，边际效应为0.3472，即金融素养每提升一个标准差，农民参与农地抵押贷款申请的概率增加13.19%。农民在投资理财、财务规划、信贷融资等方面的综合金融素养水平越高，越能充分认识农地抵押融资相较于信用、担保融资等渠道的比较优势，促进其对农地抵押贷款的理性申请决策。由此，假设2a得到证实。

表4 金融素养影响农民农地抵押融资交易的估计结果

(续表4)

金融素养对农民农地抵押贷款获批情况的影响估计结果如表4第(3)～(6)列所示。第(4)、(6)列工具变量估计结果显示，DWH内生性检验均在1%的统计水平上拒绝金融素养外生的原假设，故而采用工具变量回归结果进行解释。一阶段估计的F值均为109.66，表明所选取工具变量非弱工具变量。结果显示，金融素养对农民有无获批农地抵押贷款和获批金额的影响分别在5%和1%的水平上正向显著，且边际效应分别为0.3006和1.2911，表明金融素养每提升一个标准差，农民参与农地抵押融资交易的概率提升11.42%，农地抵押融资交易规模平均增加4.91万元。农民在投资理财、信贷融资等方面的金融意识越强、金融知识越丰富、金融能力越强，其对参与农地抵押融资交易的成本、收益与风险的衡量越准确和全面，农地抵押融资交易的讨价还价能力越好。因此，金融素养显著提高农民农地抵押融资交易的获批概率和获批金额，假设2b得到证实。

(三)农地转入交易影响农民农地抵押融资交易的实证分析

表5 农地转入交易影响农民农地抵押融资交易的估计结果

(四)农地转入对金融素养影响农民农地抵押融资交易的中介作用检验

由表3第(4)列可知，金融素养对农民农地转入规模的影响在1%的水平上正向显著。由表4第(6)列可知，金融素养在1%的水平上对农民获批农地抵押贷款金额产生显著的正向影响，边际效应为1.2911。再由表6第(2)列可知，工具变量估计拒绝金融素养为外生变量的原假设，且一阶段F值为110.06，表明不存在弱工具变量问题。引入农地转入规模变量后，金融素养对农民农地抵押贷款金额的影响仍在1%的水平上正向显著，边际效应为1.2181(低于1.2911)，且农地转入规模对农地抵押贷款金额的影响在5%的水平上正向显著。由此可知，农地转入规模在金融素养影响农民农地抵押贷款金额的关系中具有部分中介作用。

表6 农地转入交易的中介作用检验结果

本文以金融素养为因变量，以金融素养工具变量和所有外生解释变量为自变量，计算金融素养的估计值，并将其引入中介效应模型，进一步采用Sobel检验进行稳健性讨论。结果显示，Z统计量为1.97，在5%的水平上显著，中介效应大小为0.1654，中介效应占总效应的比重为12.12%，表明上述结论较为稳健。整体上，农地转入在金融素养影响农民农地抵押融资中的中介作用得以证实，但中介作用占比偏低。对此解释如下：金融素养对农民农地抵押融资参与存在较强的直接作用；试点期农地抵押融资供给较为有限、农地金融市场发育滞后，农村土地要素与资本要素(抵押融资)流动的关联机制尚不成熟。上述结论为协同深化农地流转和农地抵押融资改革提供重要支撑。综上，假设4得到证实。

(五)稳健性检验

依据Jiang(2017)可知，工具变量估计对基准估计系数产生扩大效应在已有研究中较为普遍，这主要由局部平均处理效应和弱工具变量等问题导致。因个体异质性产生的局部平均处理效应在因果关系研究中普遍存在；此外，本文对金融素养工具变量的有效性检验显示，所选取工具变量非弱工具变量。从估计结果的经济学分析看，前述工具变量估计所得边际系数具有合理性。进一步，本文采用得分法重新评估个体金融素养总体水平，并对前述模型进行再次回归。具体操作为：对每个金融知识测量题项回答正确赋分为1，否则赋分为0；对每个金融能力测量题项回答“会”“有”赋分为1，否则赋分为0；对每个金融意识测量题项反馈结果为“意识较强”和“意识很强”的赋分为1，否则赋分为0。由此，金融知识、金融能力、金融意识得分区间分别为[0，5]、[0，8]、[0，7]，以等权重进行加总计算，金融素养总得分区间为[0，20]。得分法测算结果显示，样本金融素养均值为10.4137，标准差为3.6834，进一步佐证了我国农民金融素养水平偏低且个体差异较大的论断。重新计算的工具变量回归结果证实(7)限于篇幅，详细估计结果未予报告，若有需要，请向本文作者索取。，金融素养显著影响农民农地转入和农地抵押融资交易，且农地转入在金融素养影响农民农地抵押融资交易的关系中存在部分中介效应。因此，本文主要研究结论得到较稳健的证实。

五、研究结论与政策建议

本文探索性构建了要素流动视角下“金融素养—农地转入—农地抵押融资”的理论框架，阐释了金融素养对农民农地转入和农地抵押融资的单一影响机理，以及农地转入在金融素养影响农民农地抵押融资关系中的中介作用逻辑，采用工具变量法实证探究了金融素养对农民农地转入和抵押融资的影响效果，并运用中介效应模型计量检验了农地转入对金融素养影响农民农地抵押融资的中介作用。研究结果表明，金融素养对农民农地转入参与及参与程度、农地抵押融资申请、获批及获批金额均发挥显著促进作用。研究还证实，农地转入规模显著提升农民农地抵押融资总额，且在金融素养影响农民农地抵押融资的关系中具有部分中介作用。

基于上述结论，为进一步提升农民金融素养水平、促进农民农地流转和农地抵押融资交易的深度参与，有力深化新时期农地产权制度改革，本文提出如下政策建议。一是立足宏微观层面构建提升农民金融素养的长效机制。推动国家层面将农民金融素养教育纳入农村普惠金融发展规划和农民科学素质提升行动的系统政策框架之中。具体通过增加农村义务教育阶段金融知识教育的比重，整合协调政府、金融机构、高校等多方力量参与农村金融知识宣传教育活动，搭建农村金融信息服务平台并充分发挥信息通信技术的便捷优势。同时，建立激励考核机制，鼓励引导金融机构开展面向区域不同层次金融需求农民的金融业务模拟操作专项培训活动，并将金融机构培训效果反馈情况纳入业务考核评价体系。此外，加强村级层面的宣传引导，努力营造农民自主学习金融知识、积极提高金融技能、主动利用金融服务生产生活的良好氛围。二是持续优化农地经营权流转和抵押融资改革的政策设计。推进覆盖县、乡、村三级的农村产权流转交易体系建设，完善农村产权流转交易服务平台的运作机制，加强对各级平台工作人员的业务技能培训，规范业务操作流程和标准，促进农地流转交易的规范化和市场化。推进农地确权颁证全覆盖，支持和规范第三方农地流转中介组织的发展，探索通过产业吸收、发展带动等解决部分农地转出户的生计问题，并提高农村养老保障、扶贫济困等社会保障水平。同时，进一步改善农地抵押贷款政策设计、突出政策服务重心、明确执行保障机制；聚焦潜在重点需求群体，创新农地抵押贷款产品和服务的供给，以满足不同主体的多样化需求，提高农民农地抵押贷款信任度和参与率。三是加强对农地流转、农村产权抵押融资等相关支持政策的顶层设计和协调匹配机制构建。有效激活金融素养的纽带作用，提升农民农地流转和抵押融资参与能力，协同推进农村土地要素和资本要素的有序流动，加强多部门沟通协调和密切协作，高效整合和优化多重政策实践。