蘇嵐嵐 孔 榮

(1.西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100；2.北京大學(xué) 中國農(nóng)業(yè)政策研究中心，北京 100871)

一、引言和相關(guān)文獻(xiàn)綜述

農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革深入推進(jìn)背景下，我國覆蓋縣、鄉(xiāng)、村三級的農(nóng)村產(chǎn)權(quán)交易體系逐漸形成和完善。以農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)(簡稱農(nóng)地流轉(zhuǎn))和抵押融資交易(簡稱農(nóng)地抵押融資)兩種主要形式表征的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)交易獲得快速發(fā)展。農(nóng)地流轉(zhuǎn)方面，截至2018年底，我國2.3億承包農(nóng)戶中超過30%農(nóng)戶已全部或部分地將承包地轉(zhuǎn)出，流轉(zhuǎn)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(wǎng). 《農(nóng)業(yè)農(nóng)村部：到2018年底全國有5.39億畝耕地在不同主體間進(jìn)行流轉(zhuǎn)》，http://mini.eastday.com/mobile/191128210148446.html。。農(nóng)地抵押融資方面，截至2018年9月，我國232個(gè)試點(diǎn)地區(qū)農(nóng)地抵押貸款余額為520億元，同比增長76.3%，累計(jì)發(fā)放964億元(2)資料來源：新華社. 《“兩權(quán)”抵押貸款試點(diǎn)成效積極，推動緩解“三農(nóng)”融資難題》，http://www.gov.cn/Xinwen/2018-12/23/content_5351390.htm。。農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)改革的深化有力提高了農(nóng)地資本化程度和農(nóng)地金融發(fā)展水平，農(nóng)民農(nóng)地產(chǎn)權(quán)交易行為從依賴關(guān)系情感逐步轉(zhuǎn)向依賴經(jīng)濟(jì)理性，從非市場化轉(zhuǎn)向市場化，有關(guān)交易對象選擇、交易契約簽訂等不同環(huán)節(jié)均不可避免會涉及財(cái)務(wù)問題，對農(nóng)民投資理財(cái)意識、財(cái)務(wù)計(jì)算知識、資金管理能力等提出較高要求。因而，金融素養(yǎng)在農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場和農(nóng)地金融市場參與決策中的作用逐漸凸顯。金融素養(yǎng)最早被定義為管理個(gè)人財(cái)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(xù)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(yǎng)各有側(cè)重的定義。事實(shí)上，我國對居民金融素養(yǎng)尤其是農(nóng)民金融素養(yǎng)問題的關(guān)注起步較晚，農(nóng)村金融教育體系不夠完善，金融知識公共供給渠道不足，導(dǎo)致諸多農(nóng)村家庭仍難以獲取全面而系統(tǒng)的金融教育。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，我國居民金融素養(yǎng)水平整體偏低，城鄉(xiāng)間、區(qū)域間存在較大的不平衡性，農(nóng)村居民的金融素養(yǎng)水平明顯低于城鎮(zhèn)居民(3)資料來源：中國人民銀行金融消費(fèi)權(quán)益保護(hù)局.《消費(fèi)者金融素養(yǎng)調(diào)查分析報(bào)告(2017)》，http://www.pbc.gov.cn/goutongjiaoliu/113456/113469/3344008/index.html。。農(nóng)民金融素養(yǎng)水平滯后于農(nóng)村金融市場的發(fā)展需要，在一定程度上制約了新型金融產(chǎn)品和服務(wù)在農(nóng)村地區(qū)的推廣進(jìn)程。鑒于此，本文立足農(nóng)地金融深化的現(xiàn)實(shí)背景，深入探究金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)和農(nóng)地抵押融資的影響具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

梳理文獻(xiàn)可知，已有研究多從農(nóng)戶認(rèn)知(羅必良 等，2012a)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度(孫小龍 等，2016)、行為能力(羅必良 等，2012b)等層面探究農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的內(nèi)在制約因素，從個(gè)人及家庭特征、土地特征等方面(惠獻(xiàn)波，2013；李韜 等，2015；許泉 等，2016)論證農(nóng)民農(nóng)地抵押融資需求及響應(yīng)行為的內(nèi)在影響因素，但均忽視從金融需求主體的金融素養(yǎng)視角追蹤形成上述因素的深層次原因，缺乏對金融素養(yǎng)與農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)、農(nóng)地抵押融資交易行為之間關(guān)系的理論闡釋和實(shí)證檢驗(yàn)。此外，已有案例分析表明，農(nóng)地融資流轉(zhuǎn)對農(nóng)地資本增值、農(nóng)業(yè)信貸等產(chǎn)生積極影響(夏玉蓮 等，2014)，且農(nóng)地流轉(zhuǎn)服務(wù)體系的日臻完善對農(nóng)民農(nóng)地抵押貸款參與具有促進(jìn)作用(靳聿軒 等，2012)。隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與率的提升和農(nóng)地經(jīng)營權(quán)權(quán)能由流轉(zhuǎn)等向抵押、擔(dān)保權(quán)能擴(kuò)展，農(nóng)地轉(zhuǎn)入將在一定程度上助力農(nóng)地資本化進(jìn)程。然而，鮮有研究實(shí)證探討農(nóng)地流轉(zhuǎn)特別是農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)民農(nóng)地抵押融資實(shí)踐的影響?；谏鲜龇治?，本文探索性地將金融素養(yǎng)引入農(nóng)民農(nóng)地產(chǎn)權(quán)交易行為的分析框架，深入闡釋農(nóng)民金融素養(yǎng)、農(nóng)地轉(zhuǎn)入與農(nóng)地抵押融資之間的關(guān)聯(lián)機(jī)理，從農(nóng)地流轉(zhuǎn)和農(nóng)地抵押融資交易及其內(nèi)在關(guān)聯(lián)層面拓展農(nóng)民金融素養(yǎng)的福祉影響研究。

本文創(chuàng)新之處在于：一是立足金融素養(yǎng)視角挖掘農(nóng)民農(nóng)地產(chǎn)權(quán)交易行為的內(nèi)在能動性因素，分別闡釋金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入和農(nóng)地抵押融資交易的差異化影響機(jī)理，系統(tǒng)構(gòu)建要素流動視角下“金融素養(yǎng)—農(nóng)地轉(zhuǎn)入—農(nóng)地抵押融資”的理論框架。二是運(yùn)用工具變量法處理內(nèi)生性問題，實(shí)證探究金融素養(yǎng)對農(nóng)地轉(zhuǎn)入和農(nóng)地抵押融資交易的影響效應(yīng)；采用中介效應(yīng)模型計(jì)量論證農(nóng)地轉(zhuǎn)入對金融素養(yǎng)影響農(nóng)地抵押融資的中介作用。本文研究結(jié)論有益于從農(nóng)民內(nèi)在能動性因素層面豐富農(nóng)地產(chǎn)權(quán)交易行為的理論探討，為新時(shí)期立足金融素養(yǎng)視角探求農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)和農(nóng)地抵押融資交易參與程度提升、協(xié)調(diào)推進(jìn)農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)和農(nóng)地抵押融資改革深化謀求可行的實(shí)踐路徑。

二、理論分析框架

我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)交易實(shí)質(zhì)為產(chǎn)權(quán)管制背景下農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的暫時(shí)性轉(zhuǎn)讓，包括租賃、互換、轉(zhuǎn)讓、入股、抵押等形式，對優(yōu)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)和提高農(nóng)地市場資源配置效率發(fā)揮積極作用。農(nóng)地流轉(zhuǎn)融資和抵押融資均是農(nóng)地融資功能的重要體現(xiàn)(劉廣明，2011)。立足農(nóng)村不同要素市場的匹配發(fā)育，本文將農(nóng)地轉(zhuǎn)入和農(nóng)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(gòu)建要素流動視角下“金融素養(yǎng)—農(nóng)地轉(zhuǎn)入—農(nóng)地抵押融資”的邏輯框架。

(一)金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易的理論分析

學(xué)者們從機(jī)會成本(羅必良 等，2012a)、勞動力流動(陳飛 等，2015)、交易費(fèi)用(冀縣卿 等，2015)等不同視角探究了農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的誘因，但鮮有研究將金融素養(yǎng)引入分析框架。本文立足理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)，闡釋金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易的影響機(jī)理。一方面，金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易產(chǎn)生直接影響。金融素養(yǎng)高的農(nóng)民對從事農(nóng)業(yè)和非農(nóng)經(jīng)營的成本及收益的計(jì)算較為清晰，尤其對維持原有小規(guī)模農(nóng)地分散經(jīng)營的機(jī)會成本和轉(zhuǎn)入農(nóng)地從事規(guī)模經(jīng)營的比較效益與潛在風(fēng)險(xiǎn)等有較為理性的衡量與判斷；若轉(zhuǎn)入農(nóng)地相較于維持現(xiàn)有經(jīng)營規(guī)?？蓪?shí)現(xiàn)更大的綜合效用，農(nóng)民轉(zhuǎn)入農(nóng)地的傾向性較高。具體分析可知，農(nóng)地轉(zhuǎn)入的平均租金水平在一定時(shí)期和特定區(qū)域內(nèi)較為穩(wěn)定，而其非農(nóng)就業(yè)收入等機(jī)會成本則不確定；且農(nóng)地經(jīng)營的自然風(fēng)險(xiǎn)和市場風(fēng)險(xiǎn)等農(nóng)地轉(zhuǎn)入風(fēng)險(xiǎn)較大，加之農(nóng)地轉(zhuǎn)入的收益(主要指農(nóng)地經(jīng)營收入)因受個(gè)體努力程度、農(nóng)地經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)等影響而難以準(zhǔn)確測算。因此，總體上農(nóng)地轉(zhuǎn)入的成本、收益及風(fēng)險(xiǎn)的不確定性程度較高，金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入理性決策的作用較為凸顯。另一方面，金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易產(chǎn)生間接影響。金融素養(yǎng)越高的農(nóng)民，關(guān)于生產(chǎn)資金獲取、流動性資產(chǎn)配置和財(cái)務(wù)收支管理等技能越高，因而從事農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的行為能力越強(qiáng)；加之金融素養(yǎng)越高的農(nóng)民參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易能力尤其是議價(jià)能力越好，可有效降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場參與成本，促進(jìn)農(nóng)地轉(zhuǎn)入頻率和轉(zhuǎn)入規(guī)模的提高?；谏鲜龇治?，本文提出：

假設(shè)1：金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易產(chǎn)生正向影響。

(二)金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易的理論分析

諸多研究指出，金融素養(yǎng)水平與信貸活動參與密切相關(guān)，提升信貸者金融素養(yǎng)水平可增加其信貸需求量，緩解正規(guī)信貸約束，促進(jìn)正規(guī)信貸獲取(Davidson，2002；馬雙 等，2015；吳雨 等，2016)。金融素養(yǎng)水平高的個(gè)體較熟悉借貸條款和金融市場，因而有能力依據(jù)自身實(shí)際條件理性選擇信貸產(chǎn)品(Gathergood，2012)，并減少金融決策時(shí)的信息搜尋和處理成本(Dohmen et al.，2010)。此外，Huston(2012)研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)水平高者的抵押貸款成本顯著低于金融素養(yǎng)水平低者。農(nóng)地抵押貸款作為一種新型的農(nóng)村金融產(chǎn)品，既具有政策驅(qū)動的特殊性，也具有一般信貸的共性特征。不考慮農(nóng)地抵押貸款供給約束時(shí)，金融素養(yǎng)可通過直接和間接作用機(jī)制影響農(nóng)民農(nóng)地抵押貸款需求及參與行為。直接作用方面，農(nóng)民金融素養(yǎng)水平越高，對信用、擔(dān)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(rèn)知，越能夠?qū)Σ煌谫Y渠道所需投入的成本、預(yù)期收益、可得性水平及潛在的違約風(fēng)險(xiǎn)等進(jìn)行理性評估和綜合比較，最終選擇具有比較優(yōu)勢且符合自身實(shí)際需求的融資渠道。當(dāng)農(nóng)地抵押貸款在節(jié)約面子成本、降低人際關(guān)系依賴性等方面的比較優(yōu)勢更為明顯時(shí)，理性的農(nóng)民將優(yōu)先選擇農(nóng)地抵押融資。間接作用方面，金融意識越強(qiáng)的農(nóng)民越具有金融風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識，對農(nóng)地抵押貸款申請及辦理過程中可能存在的交易風(fēng)險(xiǎn)、信用風(fēng)險(xiǎn)和農(nóng)地被處置風(fēng)險(xiǎn)等的認(rèn)知和識別能力越好，且具有一定的農(nóng)地抵押風(fēng)險(xiǎn)容忍度和風(fēng)險(xiǎn)防范能力；金融知識越豐富、金融能力越強(qiáng)的農(nóng)民越能及時(shí)全面獲取農(nóng)地抵押融資相關(guān)信息，可越熟練地申請和辦理農(nóng)地抵押貸款業(yè)務(wù)，減少農(nóng)地抵押融資過程中的信息搜尋成本和談判成本等，實(shí)現(xiàn)低成本、高效率地獲取農(nóng)地抵押融資。蘇嵐嵐等(2017)研究證實(shí)金融素養(yǎng)顯著正向影響農(nóng)民農(nóng)地抵押貸款需求，但金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地抵押貸款申請、獲批等不同環(huán)節(jié)參與行為的影響效果仍有待進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)。鑒于此，本文提出：

假設(shè)2：金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易產(chǎn)生正向影響；

假設(shè)2a：金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地抵押融資申請產(chǎn)生正向影響；

假設(shè)2b：金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地抵押融資獲批產(chǎn)生正向影響。

(三)農(nóng)地轉(zhuǎn)入影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易的理論分析

農(nóng)地“三權(quán)分置”改革深化使農(nóng)地經(jīng)營權(quán)權(quán)能得以擴(kuò)展，農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模的擴(kuò)大推進(jìn)了農(nóng)地資本化進(jìn)程，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押特別是流轉(zhuǎn)農(nóng)地的經(jīng)營權(quán)抵押融資得以在更大地域范圍內(nèi)實(shí)現(xiàn)。已有研究指出，農(nóng)地流轉(zhuǎn)可通過農(nóng)地制度建設(shè)的促進(jìn)效應(yīng)和金融環(huán)境的優(yōu)化效應(yīng)對農(nóng)地金融產(chǎn)生影響，即農(nóng)地流轉(zhuǎn)促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績效持續(xù)提高，增加農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)贏利機(jī)會，推動金融機(jī)構(gòu)合理調(diào)整信貸產(chǎn)品和服務(wù)；同時(shí)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)推動農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的提高、催生更多金融需求，且在一定程度上增強(qiáng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的信用水平、優(yōu)化農(nóng)村金融交易環(huán)境(孫全亮，2010)。李松澤等(2020)基于信貸員授信意愿的實(shí)證分析表明，農(nóng)戶實(shí)際經(jīng)營土地面積的增加顯著提高金融機(jī)構(gòu)農(nóng)地抵押貸款供給意愿。農(nóng)地轉(zhuǎn)入需支付一定的租金，且農(nóng)地轉(zhuǎn)入引致的規(guī)模經(jīng)營需投入相應(yīng)的農(nóng)地生產(chǎn)經(jīng)營成本，由此激發(fā)農(nóng)民更大的信貸需求。以承包農(nóng)地或流轉(zhuǎn)農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款成為試點(diǎn)地區(qū)農(nóng)民獲取融資的重要途徑，且農(nóng)地轉(zhuǎn)入促進(jìn)農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營，提升農(nóng)民土地資產(chǎn)和抵押標(biāo)的物持有量，有益于提高農(nóng)民信用水平和農(nóng)地抵押融資能力。

當(dāng)然，從長期看，限于金融機(jī)構(gòu)對農(nóng)地抵押貸款資金的用途監(jiān)管，農(nóng)地抵押融資主要用于支持農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，農(nóng)民在參與農(nóng)地抵押市場獲取借貸資金方面越具有比較優(yōu)勢，越有助于緩解農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的融資約束，推動其農(nóng)地轉(zhuǎn)入決策實(shí)施。相較于農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)改革，農(nóng)地抵押融資改革起步較晚，發(fā)展尚不成熟，尤其是流轉(zhuǎn)農(nóng)地的經(jīng)營權(quán)抵押融資制度還處在小范圍試點(diǎn)探索階段?，F(xiàn)階段農(nóng)民農(nóng)地抵押融資參與率明顯低于農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與率，農(nóng)地抵押貸款對于農(nóng)民來講仍是有限供給，加之單位面積農(nóng)地評估價(jià)值偏低，且人均承包地面積較小，以家庭承包地經(jīng)營權(quán)抵押貸款作為擴(kuò)大投資的主要資本來源對農(nóng)地轉(zhuǎn)入尤其是農(nóng)地規(guī)模轉(zhuǎn)入作用較為有限。但農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育有力促進(jìn)了農(nóng)地抵押融資改革，農(nóng)地轉(zhuǎn)入農(nóng)民以流轉(zhuǎn)農(nóng)地獲取抵押融資可有效提高農(nóng)地抵押融資規(guī)模。綜上分析，本文重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易的影響。由此，本文提出：

假設(shè)3：農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易產(chǎn)生促進(jìn)作用。

(四)農(nóng)民金融素養(yǎng)與農(nóng)村要素市場“地動—錢動”的關(guān)聯(lián)邏輯

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

假設(shè)4：農(nóng)地轉(zhuǎn)入在金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易行為中具有正向中介作用。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源及樣本基本情況

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2018年在陜西、寧夏、山東開展的主題為“農(nóng)民金融素養(yǎng)與農(nóng)地產(chǎn)權(quán)交易參與”的農(nóng)村實(shí)地入戶調(diào)查。陜西、寧夏、山東分別作為西部和東部農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)業(yè)優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)突出，農(nóng)地流轉(zhuǎn)發(fā)生率較高，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展提供重要支撐；同時(shí)，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革尤其是農(nóng)地抵押貸款試點(diǎn)基礎(chǔ)較好。調(diào)查采取典型抽樣和分層隨機(jī)抽樣相結(jié)合的原則，選取陜西西安市高陵區(qū)、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(gè)農(nóng)地抵押貸款典型試點(diǎn)區(qū)域進(jìn)行抽樣；同時(shí)，兼顧地理環(huán)境和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)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(wèi)市沙坡頭區(qū)、山東聊城市莘縣及濰坊市青州市5個(gè)一般試點(diǎn)區(qū)域進(jìn)行抽樣。調(diào)查組在上述各縣(區(qū))選取3～4個(gè)反映不同層次經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代表性鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，每個(gè)樣本鄉(xiāng)(鎮(zhèn))按照相同標(biāo)準(zhǔn)分層選取2～3個(gè)樣本自然村，每個(gè)樣本村再隨機(jī)選擇15～20個(gè)樣本農(nóng)戶(主要為家庭生產(chǎn)經(jīng)營決策人)進(jìn)行一對一訪談。上述樣本區(qū)覆蓋黃土高原區(qū)、關(guān)中平原區(qū)、陜南山區(qū)、華北平原區(qū)等不同地理環(huán)境下的農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營自然條件的區(qū)域性差異致使農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)和農(nóng)地抵押貸款參與行為呈現(xiàn)不同特征，因而樣本代表性較好。調(diào)研共發(fā)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(gè)市9個(gè)縣(區(qū))36個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))105個(gè)自然村。

樣本參與農(nóng)地轉(zhuǎn)入的比例為27.52%，且農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模平均值為13.82畝。樣本參與農(nóng)地抵押貸款的比例為24.00%，獲得農(nóng)地抵押貸款金額的均值為3.26萬元，且獲批農(nóng)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(gè)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(wù)農(nóng)年限平均為25年，風(fēng)險(xiǎn)厭惡、風(fēng)險(xiǎn)中性和風(fēng)險(xiǎn)偏好的樣本比例分別為24.81%、16.23%和58.96%，樣本農(nóng)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(shù)量平均接近3人，有親友任職村干部或公務(wù)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(jīng)常聯(lián)系微信好友數(shù)平均為28人，房產(chǎn)價(jià)值均值為18.56萬元，已完成農(nóng)地確權(quán)頒證的比例為80.57%。村莊特征方面，村莊在所處鄉(xiāng)鎮(zhèn)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(xiāng)鎮(zhèn)的距離平均為4.91公里，鄉(xiāng)鎮(zhèn)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)數(shù)目均值為2個(gè)。

(二)變量選取

1.因變量

本文因變量為農(nóng)地抵押融資。通過詢問受訪對象“2017年您家有沒有向金融機(jī)構(gòu)申請過農(nóng)地抵押貸款？”“2017年您家有無獲批農(nóng)地抵押貸款？”“2017年您家獲批農(nóng)地抵押貸款金額是多少？”分別衡量樣本農(nóng)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(yǎng)。依據(jù)國際上廣泛采用的經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織科學(xué)素養(yǎng)測評框架，并結(jié)合農(nóng)民金融活動的具體范圍與特點(diǎn)，本文從金融知識、金融能力和金融意識三個(gè)維度設(shè)計(jì)指標(biāo)，最終篩選25個(gè)測量題項(xiàng)進(jìn)行測度。相關(guān)因子分析及信效度檢驗(yàn)結(jié)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(gè)(如表1所示)，累積方差貢獻(xiàn)率為78.79%。將上述各因子得分進(jìn)行加權(quán)求和以計(jì)算金融素養(yǎng)總體水平，并以各因子方差貢獻(xiàn)率占總方差貢獻(xiàn)率的比重作為各因子得分的權(quán)重。因子分析結(jié)果中，25個(gè)測量題項(xiàng)的樣本充足性檢驗(yàn)KMO值為0.751，表明測量題項(xiàng)間具有較好的相關(guān)性；同時(shí)，Bartlett球形度檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的顯著性P值為0.00，表明因子分析結(jié)果有效。本量表25個(gè)測量題項(xiàng)的克朗巴哈系數(shù)(Cronbach’s α，簡稱α系數(shù))為0.800，金融知識、金融意識、金融能力測量題項(xiàng)的α系數(shù)均高于0.65，表明變量測量信度較好。此外，各測量題項(xiàng)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(shí)現(xiàn)直觀比較，本文將金融素養(yǎng)因子得分及各維度因子得分進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，使最終數(shù)值均介于0～1。結(jié)果顯示，全樣本金融素養(yǎng)均值為0.5368、標(biāo)準(zhǔn)差為0.2659，即整體處于中間水平且個(gè)體間金融素養(yǎng)水平存在較明顯差異；分維度看，農(nóng)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(nóng)地轉(zhuǎn)入。通過詢問受訪樣本“您家2017年有沒有轉(zhuǎn)入農(nóng)地？”“您家2017年農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積是多少？”測量農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入決策。

4.控制變量

參考已有文獻(xiàn)(孫小龍 等，2016；李韜 等，2015)，本文農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與方程和農(nóng)地抵押融資參與方程選取共有的控制變量包括：個(gè)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(wù)農(nóng)年限、風(fēng)險(xiǎn)偏好、農(nóng)地依賴性、創(chuàng)業(yè)能力；家庭特征中的勞動力數(shù)量、主要勞動力身體健康狀況、有無親友任職村干部或公務(wù)員、有無親友供職于銀行或信用社、經(jīng)常聯(lián)系微信好友數(shù)、房產(chǎn)價(jià)值、農(nóng)地確權(quán)頒證；村莊特征中的村莊在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)富裕程度、村莊到鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離、鄉(xiāng)鎮(zhèn)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)數(shù)目、村莊創(chuàng)業(yè)氛圍、區(qū)域非農(nóng)就業(yè)機(jī)會、本地社會保障水平；同時(shí)選取“是否陜西”“是否寧夏”兩個(gè)區(qū)域虛擬變量控制區(qū)域固定效應(yīng)。此外，農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與方程控制變量還包括村莊農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況、農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策宣傳情況；農(nóng)地抵押融資參與方程控制變量還包括農(nóng)地抵押信任水平、村莊農(nóng)地抵押貸款參與情況、農(nóng)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(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 變量定義、賦值及描述性統(tǒng)計(jì)

(續(xù)表2)

(三)模型構(gòu)建

1.IV-Probit模型

為考察金融素養(yǎng)對農(nóng)民有無參與農(nóng)地產(chǎn)權(quán)交易的影響，設(shè)定模型如下：

Prob(LT1mi=1|Xi)=Prob(α0FLi+β0Xmi+μ0)

(1)

2.IV-Tobit模型

鑒于農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模和農(nóng)地抵押融資規(guī)模近似連續(xù)型變量，但其數(shù)據(jù)從零點(diǎn)處刪失，屬于歸并數(shù)據(jù)，本文采用Tobit模型檢驗(yàn)金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地產(chǎn)權(quán)交易規(guī)模的影響，并設(shè)定方程如下：

(2)

3.IV-Heckman模型

鑒于農(nóng)地抵押融資交易申請與獲批農(nóng)地抵押融資規(guī)模存在內(nèi)在關(guān)聯(lián)，對兩式進(jìn)行單一估計(jì)可能存在樣本選擇問題，本文采用Heckman兩階段模型進(jìn)行處理。同時(shí)考慮到金融素養(yǎng)可能的內(nèi)生性，本文參考Wooldridge(2010)，構(gòu)建基于工具變量的IV-Heckman模型進(jìn)行估計(jì)。具體步驟為：將內(nèi)生解釋變量金融素養(yǎng)對工具變量和所有外生解釋變量進(jìn)行OLS估計(jì)，得到金融素養(yǎng)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(yīng)模型

依據(jù)溫忠麟等(2005)提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，本文分別構(gòu)建金融素養(yǎng)對農(nóng)地抵押融資交易的影響、金融素養(yǎng)對農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易的影響、金融素養(yǎng)與農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易對農(nóng)地抵押融資交易的影響三個(gè)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(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易的實(shí)證分析

金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易的回歸估計(jì)結(jié)果如表3所示。第(2)、(4)列工具變量估計(jì)結(jié)果顯示，Durbin-Wu-Hausman(以下簡稱DWH)內(nèi)生性檢驗(yàn)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上拒絕金融素養(yǎng)不存在內(nèi)生性的原假設(shè)，故而采用工具變量回歸結(jié)果進(jìn)行解釋。一階段估計(jì)的F值均為112.91，表明所選取工具變量非弱工具變量。結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)對農(nóng)民有無農(nóng)地轉(zhuǎn)入和農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模的影響均在1%的水平上正向顯著，且邊際效應(yīng)分別為0.5690和1.0964，表明金融素養(yǎng)每提升一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，農(nóng)民參與農(nóng)地轉(zhuǎn)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(jì)算的金融素養(yǎng)標(biāo)準(zhǔn)差為0.38，乘以回歸邊際系數(shù)0.5690，即可得到金融素養(yǎng)每提升一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易概率的變化。其他計(jì)算同理。，農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易的規(guī)模平均增加41.66畝。農(nóng)民在投資理財(cái)、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(qiáng)，其對農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易的成本、收益與風(fēng)險(xiǎn)的衡量越全面和清晰，參與農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易的締約能力越好。因此，金融素養(yǎng)顯著促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易的理性參與，假設(shè)1得到證實(shí)。

表3 金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易的估計(jì)結(jié)果

(二)金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易的實(shí)證分析

金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地抵押貸款申請的估計(jì)結(jié)果如表4第(1)～(2)列所示。第(1)列報(bào)告了金融素養(yǎng)影響農(nóng)民獲批農(nóng)地抵押貸款金額的IV-Heckman模型估計(jì)結(jié)果。兩式獨(dú)立性檢驗(yàn)結(jié)果表明，無法拒絕農(nóng)地抵押貸款申請方程和獲批金額方程獨(dú)立的原假設(shè)。因此，本文對兩式進(jìn)行單一估計(jì)。第(2)列工具變量估計(jì)結(jié)果顯示，DWH內(nèi)生性檢驗(yàn)拒絕金融素養(yǎng)為外生變量的原假設(shè)，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(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地抵押貸款申請的影響在1%的水平上正向顯著，邊際效應(yīng)為0.3472，即金融素養(yǎng)每提升一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，農(nóng)民參與農(nóng)地抵押貸款申請的概率增加13.19%。農(nóng)民在投資理財(cái)、財(cái)務(wù)規(guī)劃、信貸融資等方面的綜合金融素養(yǎng)水平越高，越能充分認(rèn)識農(nóng)地抵押融資相較于信用、擔(dān)保融資等渠道的比較優(yōu)勢，促進(jìn)其對農(nóng)地抵押貸款的理性申請決策。由此，假設(shè)2a得到證實(shí)。

表4 金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易的估計(jì)結(jié)果

(續(xù)表4)

金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地抵押貸款獲批情況的影響估計(jì)結(jié)果如表4第(3)～(6)列所示。第(4)、(6)列工具變量估計(jì)結(jié)果顯示，DWH內(nèi)生性檢驗(yàn)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上拒絕金融素養(yǎng)外生的原假設(shè)，故而采用工具變量回歸結(jié)果進(jìn)行解釋。一階段估計(jì)的F值均為109.66，表明所選取工具變量非弱工具變量。結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)對農(nóng)民有無獲批農(nóng)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(yīng)分別為0.3006和1.2911，表明金融素養(yǎng)每提升一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，農(nóng)民參與農(nóng)地抵押融資交易的概率提升11.42%，農(nóng)地抵押融資交易規(guī)模平均增加4.91萬元。農(nóng)民在投資理財(cái)、信貸融資等方面的金融意識越強(qiáng)、金融知識越豐富、金融能力越強(qiáng)，其對參與農(nóng)地抵押融資交易的成本、收益與風(fēng)險(xiǎn)的衡量越準(zhǔn)確和全面，農(nóng)地抵押融資交易的討價(jià)還價(jià)能力越好。因此，金融素養(yǎng)顯著提高農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易的獲批概率和獲批金額，假設(shè)2b得到證實(shí)。

(三)農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易的實(shí)證分析

表5 農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易的估計(jì)結(jié)果

(四)農(nóng)地轉(zhuǎn)入對金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易的中介作用檢驗(yàn)

由表3第(4)列可知，金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)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(yǎng)在1%的水平上對農(nóng)民獲批農(nóng)地抵押貸款金額產(chǎn)生顯著的正向影響，邊際效應(yīng)為1.2911。再由表6第(2)列可知，工具變量估計(jì)拒絕金融素養(yǎng)為外生變量的原假設(shè)，且一階段F值為110.06，表明不存在弱工具變量問題。引入農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模變量后，金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)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(yīng)為1.2181(低于1.2911)，且農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模對農(nóng)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(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模在金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地抵押貸款金額的關(guān)系中具有部分中介作用。

表6 農(nóng)地轉(zhuǎn)入交易的中介作用檢驗(yàn)結(jié)果

本文以金融素養(yǎng)為因變量，以金融素養(yǎng)工具變量和所有外生解釋變量為自變量，計(jì)算金融素養(yǎng)的估計(jì)值，并將其引入中介效應(yīng)模型，進(jìn)一步采用Sobel檢驗(yàn)進(jìn)行穩(wěn)健性討論。結(jié)果顯示，Z統(tǒng)計(jì)量為1.97，在5%的水平上顯著，中介效應(yīng)大小為0.1654，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為12.12%，表明上述結(jié)論較為穩(wěn)健。整體上，農(nóng)地轉(zhuǎn)入在金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資中的中介作用得以證實(shí)，但中介作用占比偏低。對此解釋如下：金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地抵押融資參與存在較強(qiáng)的直接作用；試點(diǎn)期農(nóng)地抵押融資供給較為有限、農(nóng)地金融市場發(fā)育滯后，農(nóng)村土地要素與資本要素(抵押融資)流動的關(guān)聯(lián)機(jī)制尚不成熟。上述結(jié)論為協(xié)同深化農(nóng)地流轉(zhuǎn)和農(nóng)地抵押融資改革提供重要支撐。綜上，假設(shè)4得到證實(shí)。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

依據(jù)Jiang(2017)可知，工具變量估計(jì)對基準(zhǔn)估計(jì)系數(shù)產(chǎn)生擴(kuò)大效應(yīng)在已有研究中較為普遍，這主要由局部平均處理效應(yīng)和弱工具變量等問題導(dǎo)致。因個(gè)體異質(zhì)性產(chǎn)生的局部平均處理效應(yīng)在因果關(guān)系研究中普遍存在；此外，本文對金融素養(yǎng)工具變量的有效性檢驗(yàn)顯示，所選取工具變量非弱工具變量。從估計(jì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析看，前述工具變量估計(jì)所得邊際系數(shù)具有合理性。進(jìn)一步，本文采用得分法重新評估個(gè)體金融素養(yǎng)總體水平，并對前述模型進(jìn)行再次回歸。具體操作為：對每個(gè)金融知識測量題項(xiàng)回答正確賦分為1，否則賦分為0；對每個(gè)金融能力測量題項(xiàng)回答“會”“有”賦分為1，否則賦分為0；對每個(gè)金融意識測量題項(xiàng)反饋結(jié)果為“意識較強(qiáng)”和“意識很強(qiáng)”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(qū)間分別為[0，5]、[0，8]、[0，7]，以等權(quán)重進(jìn)行加總計(jì)算，金融素養(yǎng)總得分區(qū)間為[0，20]。得分法測算結(jié)果顯示，樣本金融素養(yǎng)均值為10.4137，標(biāo)準(zhǔn)差為3.6834，進(jìn)一步佐證了我國農(nóng)民金融素養(yǎng)水平偏低且個(gè)體差異較大的論斷。重新計(jì)算的工具變量回歸結(jié)果證實(shí)(7)限于篇幅，詳細(xì)估計(jì)結(jié)果未予報(bào)告，若有需要，請向本文作者索取。，金融素養(yǎng)顯著影響農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入和農(nóng)地抵押融資交易，且農(nóng)地轉(zhuǎn)入在金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資交易的關(guān)系中存在部分中介效應(yīng)。因此，本文主要研究結(jié)論得到較穩(wěn)健的證實(shí)。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文探索性構(gòu)建了要素流動視角下“金融素養(yǎng)—農(nóng)地轉(zhuǎn)入—農(nóng)地抵押融資”的理論框架，闡釋了金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入和農(nóng)地抵押融資的單一影響機(jī)理，以及農(nóng)地轉(zhuǎn)入在金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資關(guān)系中的中介作用邏輯，采用工具變量法實(shí)證探究了金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入和抵押融資的影響效果，并運(yùn)用中介效應(yīng)模型計(jì)量檢驗(yàn)了農(nóng)地轉(zhuǎn)入對金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資的中介作用。研究結(jié)果表明，金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)地轉(zhuǎn)入?yún)⑴c及參與程度、農(nóng)地抵押融資申請、獲批及獲批金額均發(fā)揮顯著促進(jìn)作用。研究還證實(shí)，農(nóng)地轉(zhuǎn)入規(guī)模顯著提升農(nóng)民農(nóng)地抵押融資總額，且在金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)地抵押融資的關(guān)系中具有部分中介作用。

基于上述結(jié)論，為進(jìn)一步提升農(nóng)民金融素養(yǎng)水平、促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)和農(nóng)地抵押融資交易的深度參與，有力深化新時(shí)期農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革，本文提出如下政策建議。一是立足宏微觀層面構(gòu)建提升農(nóng)民金融素養(yǎng)的長效機(jī)制。推動國家層面將農(nóng)民金融素養(yǎng)教育納入農(nóng)村普惠金融發(fā)展規(guī)劃和農(nóng)民科學(xué)素質(zhì)提升行動的系統(tǒng)政策框架之中。具體通過增加農(nóng)村義務(wù)教育階段金融知識教育的比重，整合協(xié)調(diào)政府、金融機(jī)構(gòu)、高校等多方力量參與農(nóng)村金融知識宣傳教育活動，搭建農(nóng)村金融信息服務(wù)平臺并充分發(fā)揮信息通信技術(shù)的便捷優(yōu)勢。同時(shí)，建立激勵(lì)考核機(jī)制，鼓勵(lì)引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)開展面向區(qū)域不同層次金融需求農(nóng)民的金融業(yè)務(wù)模擬操作專項(xiàng)培訓(xùn)活動，并將金融機(jī)構(gòu)培訓(xùn)效果反饋情況納入業(yè)務(wù)考核評價(jià)體系。此外，加強(qiáng)村級層面的宣傳引導(dǎo)，努力營造農(nóng)民自主學(xué)習(xí)金融知識、積極提高金融技能、主動利用金融服務(wù)生產(chǎn)生活的良好氛圍。二是持續(xù)優(yōu)化農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)和抵押融資改革的政策設(shè)計(jì)。推進(jìn)覆蓋縣、鄉(xiāng)、村三級的農(nóng)村產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)交易體系建設(shè)，完善農(nóng)村產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)交易服務(wù)平臺的運(yùn)作機(jī)制，加強(qiáng)對各級平臺工作人員的業(yè)務(wù)技能培訓(xùn)，規(guī)范業(yè)務(wù)操作流程和標(biāo)準(zhǔn)，促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易的規(guī)范化和市場化。推進(jìn)農(nóng)地確權(quán)頒證全覆蓋，支持和規(guī)范第三方農(nóng)地流轉(zhuǎn)中介組織的發(fā)展，探索通過產(chǎn)業(yè)吸收、發(fā)展帶動等解決部分農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的生計(jì)問題，并提高農(nóng)村養(yǎng)老保障、扶貧濟(jì)困等社會保障水平。同時(shí)，進(jìn)一步改善農(nóng)地抵押貸款政策設(shè)計(jì)、突出政策服務(wù)重心、明確執(zhí)行保障機(jī)制；聚焦?jié)撛谥攸c(diǎn)需求群體，創(chuàng)新農(nóng)地抵押貸款產(chǎn)品和服務(wù)的供給，以滿足不同主體的多樣化需求，提高農(nóng)民農(nóng)地抵押貸款信任度和參與率。三是加強(qiáng)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)、農(nóng)村產(chǎn)權(quán)抵押融資等相關(guān)支持政策的頂層設(shè)計(jì)和協(xié)調(diào)匹配機(jī)制構(gòu)建。有效激活金融素養(yǎng)的紐帶作用，提升農(nóng)民農(nóng)地流轉(zhuǎn)和抵押融資參與能力，協(xié)同推進(jìn)農(nóng)村土地要素和資本要素的有序流動，加強(qiáng)多部門溝通協(xié)調(diào)和密切協(xié)作，高效整合和優(yōu)化多重政策實(shí)踐。