縣域金融集聚、要素配置結(jié)構(gòu)與糧食生產(chǎn)供給
——來自中國縣域的經(jīng)驗證據(jù)

劉 洋 顏 華

(1.山東女子學院，山東 濟南 250300；2.東北農(nóng)業(yè)大學，黑龍江 哈爾濱 150030)

一、引言

糧食穩(wěn)定生產(chǎn)與有效供給是筑牢國家糧食安全的防線。2004年以來，黨和政府高度重視糧食生產(chǎn)，在一系列“紅線論”“飯碗論”“底線論”等行之有效的實踐理論與政策指導下，我國糧食生產(chǎn)實現(xiàn)“十八連豐”，從當年的4.695億噸增長到2021年的6.828億噸，年均增長2.52%。然而，從長期來看其不確定性仍然存在，我國城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與現(xiàn)代化的快速發(fā)展與糧食生產(chǎn)所依賴的土地、水資源及農(nóng)業(yè)勞動力之間的競爭與沖突日益嚴重(高延雷 等，2020)，且人口增長對糧食消費也存在長期剛性需求，糧食供求緊平衡態(tài)勢仍不會改變。2021年我國糧食進口量達歷史新高，對外依存度持續(xù)上升，在世紀疫情、貿(mào)易摩擦、國際沖突等影響下，國際糧食供應鏈不斷受到?jīng)_擊，糧食貿(mào)易面臨的外部環(huán)境日趨復雜，這對利用國外農(nóng)業(yè)資源調(diào)劑國內(nèi)余缺，解決國內(nèi)糧食結(jié)構(gòu)性短缺問題也帶來了風險和挑戰(zhàn)。因此，保障糧食生產(chǎn)供給，確保飯碗牢牢端在自己手中，仍是當前和未來很長時期的一項重要議題。

農(nóng)村金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展有著舉足輕重的作用，而糧食供應作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)，其增產(chǎn)、提質(zhì)也離不開農(nóng)村金融的支持?？h域金融是農(nóng)村金融的主體，其發(fā)展得到了中央高度重視，近兩年中央一號文件明確指出要深化農(nóng)村信用社改革，保持縣域金融機構(gòu)法人地位、數(shù)量總體穩(wěn)定，加強縣域金融機構(gòu)支持力度，推動農(nóng)村金融機構(gòu)回歸本源。同樣，為推動縣域金融生態(tài)建設(shè)，我國縣級地方政府也全方位、多舉措地展開了對地方金融市場和金融資源流動的干預，出臺了信用體系建設(shè)、政府擔保增信等一系列金融支持政策。部分縣域借助政府金融支持政策、經(jīng)濟基礎(chǔ)、人力資本以及地理區(qū)位優(yōu)勢等吸引了大量金融機構(gòu)和信貸資源，金融與經(jīng)濟發(fā)展之間呈現(xiàn)良性互動現(xiàn)象(馮林 等，2016a)。根據(jù)信息腹地理論、市場摩擦理論和金融資源流動理論，金融集聚是金融資源空間運動的基本規(guī)律，是經(jīng)濟發(fā)展過程中的必然現(xiàn)象，縣域?qū)用嬉嗳弧Ｄ壳?，我國縣域?qū)用娼鹑谫Y源的空間依賴性持續(xù)增強，金融機構(gòu)的地理位置不斷接近、業(yè)務關(guān)聯(lián)度日趨提升，部分縣域地區(qū)金融集聚特征逐漸明顯(馮林 等，2016b)。我國糧食生產(chǎn)高度集中于縣域，那么，縣域金融集聚發(fā)展會導致糧食生產(chǎn)要素配置結(jié)構(gòu)調(diào)整并影響糧食生產(chǎn)供給嗎？其背后的理論邏輯又是什么？此外，有研究表明，我國縣域金融集聚的“極化效應”已經(jīng)顯現(xiàn)，部分發(fā)達縣域的金融集聚水平達到了新的高度，但是部分落后縣域依舊徘徊在高功耗、低產(chǎn)能的粗放發(fā)展路徑中，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級步履維艱，金融資源集聚程度有限(馮林 等，2016b，2016c)，這種非均衡發(fā)展對糧食生產(chǎn)供給的影響效應是否存在差異？對這些問題的解析，有助于厘清縣域金融集聚與糧食生產(chǎn)供給的關(guān)系，對進一步發(fā)揮縣域金融支農(nóng)惠農(nóng)在保障國家糧食安全中的作用具有一定的指導意義和參考價值。

學術(shù)界對縣域金融集聚、糧食生產(chǎn)供給等問題進行了諸多研究。關(guān)于縣域金融集聚的研究主要集中在三方面：一是金融集聚與經(jīng)濟發(fā)展。金融集聚是金融發(fā)展的重要方向，一些學者認為隨著金融集聚水平的提升，金融對經(jīng)濟增長的作用不斷下降(Levine，2005)，即金融集聚對實體產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的影響并非呈簡單的線性特征，而是一種復雜的非線性關(guān)系(Law et al.，2014)，即一定水平的集聚有利于實體產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，而金融不足或過度集聚則會使實體產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟受到“金融詛咒”的威脅(Shaxson et al.，2013)。二是縣域金融集聚的影響因素。大部分研究認為經(jīng)濟基礎(chǔ)、政府干預、政府競爭、投資水平以及人力資本是影響縣域金融集聚水平的關(guān)鍵因素(成春林 等，2013；馮林 等，2016b)。三是縣域金融市場結(jié)構(gòu)。傅昌鑾(2014)指出以農(nóng)村商業(yè)銀行和村鎮(zhèn)銀行等農(nóng)村中小金融機構(gòu)為主的金融結(jié)構(gòu)更適合于縣域經(jīng)濟發(fā)展，并且能顯著促進普惠金融服務深化；王雪等(2019)研究發(fā)現(xiàn)國有五大商業(yè)銀行在貧困縣和非貧困縣均不能有效促進普惠金融服務深化。關(guān)于糧食生產(chǎn)供給的研究側(cè)重于識別其影響因素，例如糧食生產(chǎn)成本(王向輝，2015)、勞動力轉(zhuǎn)移(鐘甫寧 等，2016)、資源稟賦(唐華俊，2014)、生態(tài)環(huán)境可持續(xù)性(Liu，2014)以及國際貿(mào)易環(huán)境(王學君 等，2020)等。聚焦于財政金融支農(nóng)政策與糧食生產(chǎn)供給關(guān)系的研究主要存在兩種代表性的觀點：一類觀點認為，財政金融支農(nóng)能有效緩解農(nóng)村信貸約束，降低農(nóng)業(yè)要素投入成本，進而有助于糧農(nóng)擴大糧食種植規(guī)模，促進糧食增產(chǎn)(Kropp et al.，2011)。而另一類觀點則強調(diào)財政金融支農(nóng)政策對糧食產(chǎn)量的影響不明顯，甚至起抑制作用(黃季焜 等，2011)。其邏輯在于，當前我國財政金融支農(nóng)資金存在總量不足和結(jié)系機構(gòu)不合理的雙重矛盾(溫濤 等，2008)，且資金使用效率偏低，大部分金融支農(nóng)資金與糧食“脫鉤”，糧農(nóng)增產(chǎn)、增收被排除在“錨定”外(高遠東 等，2013)，抑制了金融對糧食生產(chǎn)供給的積極作用。此外，亦有文獻關(guān)注了縣域金融集聚對農(nóng)民收入的影響及其路徑(劉洋 等，2021)，但鮮少聚焦于縣域金融對我國糧食生產(chǎn)供給的影響。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在：其一，現(xiàn)有研究多從農(nóng)業(yè)資本單一要素投入分析金融信貸與糧食生產(chǎn)的關(guān)系，而本文以縣域?qū)用娼鹑诩鬯椒蔷獍l(fā)展為切入點，從糧食生產(chǎn)要素配置結(jié)構(gòu)調(diào)整(資本替代勞動力、畝均技術(shù)(資本)投入以及土地規(guī)模經(jīng)營)視角探析縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給的影響效應，拓展了已有研究的視角；其二，縣域金融是金融支農(nóng)資金主要來源，我國糧食生產(chǎn)又高度集中于縣域，因此縣域金融與糧食生產(chǎn)聯(lián)系更為緊密，但以往研究多從省市層面探討農(nóng)村金融或財政支農(nóng)對糧食生產(chǎn)供給的影響。本文基于糧食主產(chǎn)區(qū)306個縣(縣級市)2007—2017年的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給的影響效應，不僅增加了來自縣域?qū)用娴慕?jīng)驗證據(jù)，也彌補了現(xiàn)有文獻多從城市經(jīng)濟角度探討金融集聚經(jīng)濟效應的局限；其三，本文研究發(fā)現(xiàn)縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給存在倒“U”形影響，可為縣域金融體制建設(shè)提供新的經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論邏輯與研究假說

(一)縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給的影響分析

根據(jù)金融集聚理論，集聚效應能產(chǎn)生外部規(guī)模經(jīng)濟、網(wǎng)絡效益、創(chuàng)新效益以及自我強化機制效益。糧食生產(chǎn)作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)，一定范圍內(nèi)的縣域金融集聚度提高會對糧食生產(chǎn)供給產(chǎn)生積極影響。一方面，隨著縣域金融集聚水平的上升，地區(qū)金融資源逐漸豐富，并間接帶來了人才、技術(shù)和產(chǎn)業(yè)的集聚(劉軍 等，2007)，其集聚的資源優(yōu)化配置效應、創(chuàng)新激勵效應及知識溢出效應，會推動農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與成果轉(zhuǎn)化，促進農(nóng)業(yè)技術(shù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，而農(nóng)業(yè)前沿技術(shù)進步與農(nóng)業(yè)物質(zhì)裝備升級對糧食增產(chǎn)均具有顯著的促進作用；另一方面，縣域金融集聚發(fā)展可以提高不同類型金融機構(gòu)的合作效率，加快城鄉(xiāng)間資本流動速度，降低交易費用，有利于突破農(nóng)業(yè)自身資本積累不足和外界資本獲取難度較大的約束，為農(nóng)業(yè)發(fā)展補充資金。從農(nóng)戶層面而言，縣域金融集聚可以拓展農(nóng)戶獲取金融資源渠道，降低信貸交易成本，有助于農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)機械、種子化肥等農(nóng)業(yè)資本投入，同時農(nóng)村信貸約束的逐步緩解也有利于土地規(guī)模經(jīng)營、高標準農(nóng)田建設(shè)以及農(nóng)業(yè)社會化服務發(fā)展，進而優(yōu)化縣域地區(qū)內(nèi)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式、提高糧食生產(chǎn)效率與供給水平。

然而，理論上講，縣域金融超規(guī)模發(fā)展對當?shù)丶Z食生產(chǎn)供給的促進作用可能會逐漸減弱。首先，隨著縣域金融集聚程度的上升，金融機構(gòu)間的競爭日益激烈，為了獲得更多客戶，金融中介會提高創(chuàng)新能力，開發(fā)各類復雜的金融服務與產(chǎn)品。出于規(guī)避監(jiān)管或增加短期盈利的壓力，這些金融產(chǎn)品有可能成為金融機構(gòu)投機、監(jiān)管套利或追求短期盈利的工具(潘敏 等，2019)，從而導致金融資源錯配，對糧食種植業(yè)等實體產(chǎn)業(yè)的資金投入減少，因此縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給的促進作用將變?nèi)?。其次，當縣域金融集聚達到高層級后，金融機構(gòu)與信貸資金的集中促進了非農(nóng)產(chǎn)業(yè)繁榮與縣域城鎮(zhèn)化擴張，地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將得到調(diào)整與升級，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比進一步下降、第二三產(chǎn)業(yè)成為地區(qū)主導產(chǎn)業(yè)。而該過程中會吸引農(nóng)業(yè)勞動力完全脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)進入非農(nóng)部門就業(yè)(伍駿騫 等，2017)，同時縣域城鎮(zhèn)規(guī)模擴張及產(chǎn)業(yè)園、工業(yè)園落地，也會導致部分農(nóng)地性質(zhì)轉(zhuǎn)變?yōu)榉寝r(nóng)用地(Markus，2012)，從而加劇農(nóng)村“空心化”、“非農(nóng)化”等形式的農(nóng)業(yè)邊緣化，給糧食種植業(yè)帶來一定負向沖擊。最后，縣域金融超規(guī)模會加劇地區(qū)農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)的“非糧化”。一方面，縣域金融超規(guī)模發(fā)展會促進縣域城鎮(zhèn)化建設(shè)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，并帶動人口集聚與收入水平提高。隨著人民生活品質(zhì)的提高，水果、蔬菜等經(jīng)濟作物的需求逐步擴大，由于經(jīng)濟作物的種植收益遠高于糧食作物，理性農(nóng)戶會調(diào)整農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，增加經(jīng)濟作物的種植面積以獲取更多農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入，這將不利于糧食穩(wěn)產(chǎn)保供；另一方面，縣域金融資源聚集會促進工商企業(yè)發(fā)展及工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地，而資本的“趨利性”將引致農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)“非糧化”，并且還可能存在企業(yè)因農(nóng)業(yè)投資回報率較低，改變農(nóng)地性質(zhì)發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)或?qū)α鬓D(zhuǎn)農(nóng)地“圈而不用”的情況，這都可能造成耕地資源的浪費(曹俊杰，2018)，不利于糧食生產(chǎn)供給。

根據(jù)上述分析，縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給會產(chǎn)生正向和負向兩方面影響，而哪一種效應會占據(jù)主導，這可能與縣域金融集聚本身所處的發(fā)展階段密切相關(guān)。在縣域金融集聚發(fā)展的適度階段，正向效應占據(jù)主導，此時提高縣域金融集聚度將促進糧食生產(chǎn)供給；在縣域金融超規(guī)模發(fā)展階段，由于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域金融資源投放降低、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素加速抽取、農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)“非糧化”加劇，此時負向效應超過正向效應。因此，本文提出：

假說1：縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給的影響具有非線性倒“U”形特征，即縣域金融集聚與糧食生產(chǎn)供給之間存在一個門檻，當縣域金融集聚水平上升超過該門檻后，對糧食生產(chǎn)供給的促進作用會減弱乃至變?yōu)橐种啤?/p>

(二)要素配置結(jié)構(gòu)的作用機制分析

改革開放以來，工商部門的快速成長與擴張促進農(nóng)村剩余勞動力向非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移，并與糧食生產(chǎn)所依賴的土地、水資源形成競爭，但工商部門發(fā)展也為農(nóng)業(yè)部門提供了農(nóng)業(yè)機械、種子、化肥等生產(chǎn)資料。因此，相對于土地和勞動力等要素，在糧食生產(chǎn)過程中農(nóng)業(yè)資本的豐富度及價格在下降，農(nóng)業(yè)資本深化程度不斷加深?？h域金融集聚發(fā)展則加快了農(nóng)業(yè)資本與技術(shù)對土地、勞動力的替代進程并促進了土地適度規(guī)模經(jīng)營，進而通過改變糧食生產(chǎn)要素投入結(jié)構(gòu)影響糧食生產(chǎn)效率及供給水平，如圖1所示。

圖1 縣域金融集聚影響糧食生產(chǎn)供給的作用機制分析

1.資本替代勞動力與畝均農(nóng)業(yè)技術(shù)(資本)投入增加的機制分析

(1)縣域金融集聚會加劇非農(nóng)部門與糧食生產(chǎn)所依賴的勞動力、土地等要素的競爭。首先，縣域金融集聚水平上升帶來的金融規(guī)模擴大與金融機構(gòu)數(shù)量增加，可為縣域工業(yè)化發(fā)展提供更多金融信貸資源，加速工業(yè)部門及服務業(yè)部門的繁榮。而工商部門的發(fā)展除了需要資本外，勞動力投入也是必備的要素。故而，縣域非農(nóng)部門的快速發(fā)展會給農(nóng)民帶來大量的就業(yè)機會與崗位，由于第二三產(chǎn)業(yè)的工資性收入遠大于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性收入，大量農(nóng)村剩余勞動力不斷涌入工商部門從事非農(nóng)活動，致使從事糧食生產(chǎn)的勞動力數(shù)量嚴重短缺。其次，縣域金融集聚通過為縣域城鎮(zhèn)化建設(shè)提供資金支持，促進了地區(qū)教育、醫(yī)療、文化與娛樂等公共服務和基礎(chǔ)設(shè)施的完善，進一步提高了農(nóng)民進城務工與生活的積極性。再次，縣域金融集聚通過緩解農(nóng)村信貸約束促使農(nóng)村家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)(李長生 等，2020)，進一步減少了糧食生產(chǎn)中的勞動力投入，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體呈現(xiàn)出愈加明顯的“老齡化”現(xiàn)象。最后，縣域金融集聚會改變農(nóng)村勞動力的人力資本水平。一般而言，金融業(yè)等非農(nóng)部門對從業(yè)人員的年齡、知識水平與專業(yè)技能有一定的要求，只允許農(nóng)村青壯年或者知識、技能水平等綜合素質(zhì)較高者轉(zhuǎn)移至非農(nóng)部門就業(yè)，這就導致從事糧食生產(chǎn)的勞動力面臨數(shù)量與結(jié)構(gòu)的雙重約束，對糧食生產(chǎn)供給造成不利影響。此外，縣域金融集聚還能在一定程度上加快土地“非農(nóng)化”。一方面，縣域金融集聚促進了縣域城鎮(zhèn)化建設(shè)與工業(yè)化進程，而城鎮(zhèn)規(guī)模擴張及產(chǎn)業(yè)園、工業(yè)園落地往往會導致大量農(nóng)地轉(zhuǎn)變?yōu)樽≌玫?、工業(yè)用地及公共基礎(chǔ)設(shè)施用地(劉守英 等，2020)，致使糧食種植的耕地面積減少；另一方面，縣域金融集聚為工商資本下鄉(xiāng)提供了資金支持，一定程度上會加劇農(nóng)地“非農(nóng)化”“非糧化”傾向。不少學者認為工商資本下鄉(xiāng)的主要形式便是通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)實現(xiàn)土地規(guī)?；?jīng)營(周飛舟 等，2015)，而資本的趨利避害性容易導致流轉(zhuǎn)土地更多地種植經(jīng)濟作物，更甚者會改變農(nóng)地用途性質(zhì)，借土地流轉(zhuǎn)之名實施非農(nóng)建設(shè)，增加糧食種植業(yè)的耕地壓力。

(2)縣域金融集聚會促進農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與農(nóng)業(yè)資本深化。一方面，縣域金融集聚有利于農(nóng)業(yè)技術(shù)進步。隨著市場經(jīng)濟及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的不斷發(fā)展，農(nóng)業(yè)機械裝備企業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)需要向更高級別調(diào)整，且農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新主體呈現(xiàn)多元化特征，單依靠財政投資已經(jīng)難以滿足農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新及農(nóng)業(yè)技術(shù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的資金需求(尹雷 等，2014)?？h域金融集聚的資源優(yōu)化配置效應在縮短投資周期、提高儲蓄投資轉(zhuǎn)化效率的同時，還可為農(nóng)業(yè)技術(shù)的研發(fā)、成果轉(zhuǎn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等提供資金支持，以促進農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(黃紅光 等，2018)。此外，縣域金融集聚的創(chuàng)新激勵效應可以促進農(nóng)業(yè)技術(shù)企業(yè)競爭與行業(yè)人才流動，實現(xiàn)創(chuàng)新知識的流動與轉(zhuǎn)移，同時網(wǎng)絡效應可以實現(xiàn)知識共享與擴散，降低技術(shù)創(chuàng)新主體的學習研發(fā)成本，推動勞動節(jié)約型技術(shù)進步。另一方面，縣域金融集聚有助于增加農(nóng)業(yè)資本投入。占據(jù)縣域金融市場主導地位的農(nóng)村信用社，以及國有銀行、股份制銀行、城商行等多種類型金融機構(gòu)的聚集，加劇了縣域金融市場化競爭。在有限的客戶資源下，金融機構(gòu)會通過提高金融信貸規(guī)模及服務質(zhì)量來防止客戶分流(張珩 等，2021)，這有助于緩解農(nóng)民采用新技術(shù)、新機械裝備的資金短缺問題，促使農(nóng)業(yè)資本深化。隨著農(nóng)村信貸約束的緩解，通過激勵農(nóng)民合作社、農(nóng)業(yè)企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體增加對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務領(lǐng)域投資，可有效促進農(nóng)業(yè)社會化服務發(fā)展，改善農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件(涂圣偉，2014)。

綜上所述，縣域金融集聚發(fā)展會加劇非農(nóng)部門與糧食生產(chǎn)所依賴的勞動力、土地等要素的競爭，同時促進農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與農(nóng)業(yè)資本深化。根據(jù)誘致性技術(shù)變遷理論，農(nóng)民會選擇增加金融資本、農(nóng)業(yè)機械等資本要素投入來替代價格與務農(nóng)機會成本不斷上升的勞動力要素及資源不斷稀缺的耕地，以維持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性經(jīng)營活動。也就是說，縣域金融集聚會引致糧食生產(chǎn)要素投入結(jié)構(gòu)調(diào)整，如農(nóng)業(yè)資本替代勞動力、畝均農(nóng)業(yè)技術(shù)(資本)投入增加，而隨著農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)業(yè)資本深化提高土地產(chǎn)出率及勞動生產(chǎn)率(邱俊杰 等，2019)，最終正向影響糧食生產(chǎn)供給?；谏鲜龇治觯疚奶岢觯?/p>

假說2：縣域金融集聚通過促進農(nóng)業(yè)資本替代勞動力影響糧食生產(chǎn)供給。

假說3：縣域金融集聚通過促進畝均農(nóng)業(yè)技術(shù)(資本)投入增加影響糧食生產(chǎn)供給。

2.土地資源再配置與規(guī)模經(jīng)營的機制分析

土地適度規(guī)模經(jīng)營通過改善勞動生產(chǎn)率和土地產(chǎn)出效率正向作用于糧食生產(chǎn)供給(劉魏 等，2018)，而土地規(guī)模擴大受到了農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)市場可行能力的約束，其中，縣域農(nóng)村地區(qū)信貸市場失靈導致農(nóng)戶無法獲得擴大經(jīng)營規(guī)模所需的資金支持，是造成發(fā)展中國家土地流轉(zhuǎn)市場無效率的關(guān)鍵原因(侯建昀 等，2016)。大規(guī)模的土地流轉(zhuǎn)會產(chǎn)生大量流轉(zhuǎn)費用，一般農(nóng)戶自身資本積累難以支撐，而縣域農(nóng)村地區(qū)信貸市場失靈又使農(nóng)戶面臨較強的信貸約束，進而限制了土地流轉(zhuǎn)與規(guī)模經(jīng)營。即使農(nóng)戶通過自身資本積累支付了流轉(zhuǎn)費用，但是伴隨土地規(guī)模擴大農(nóng)戶會選擇購買農(nóng)業(yè)機械替代勞動力進行生產(chǎn)，而為了實現(xiàn)生產(chǎn)性機械的使用效率最大化，又會通過流轉(zhuǎn)土地繼續(xù)擴大經(jīng)營規(guī)模，于是該過程將產(chǎn)生大量長期信貸需求?？傊邢薜男刨J可得性和居高不下的信貸交易成本不僅不利于農(nóng)戶的農(nóng)地市場參與，也對農(nóng)戶優(yōu)化要素配置產(chǎn)生了不利影響?？h域金融集聚的空間溢出效應會促使金融服務范圍向空白地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)延伸，增加農(nóng)村信貸供給，提高農(nóng)村金融服務滲透能力，進而改善縣域農(nóng)村地區(qū)信貸市場失靈問題，為小農(nóng)戶及新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體流轉(zhuǎn)土地、購置農(nóng)機具提供基本金融服務需求，最終實現(xiàn)土地要素資源再配置與糧食生產(chǎn)供給水平的提高。

除此之外，有研究表明區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展能否為農(nóng)村勞動力提供充分的、穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)機會也是制約土地流轉(zhuǎn)的關(guān)鍵因素之一(陳飛 等，2015)，而根據(jù)上文分析可知，縣域金融集聚能加速農(nóng)村剩余勞動力非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移。綜上所述，縣域金融集聚通過增加農(nóng)村信貸供給、加速農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移促進土地流轉(zhuǎn)與規(guī)模經(jīng)營，并最終影響糧食生產(chǎn)供給?；诖?，本文提出：

假說4：縣域金融集聚通過促進土地流轉(zhuǎn)與規(guī)模經(jīng)營影響糧食生產(chǎn)供給。

三、研究設(shè)計

(一)計量模型設(shè)定

1.基本模型設(shè)定

為了探究縣域金融集聚與糧食生產(chǎn)供給之間的關(guān)系，本文以各縣級行政區(qū)的糧食生產(chǎn)供給為被解釋變量，縣域金融集聚為核心解釋變量，建立如下基準模型：

graini,t=β0+β1finai,t+β2Xi,t+ui+et+εi,t

(1)

其中：finai,t為第i個縣(縣級市)第t年的縣域金融集聚水平，graini,t為糧食生產(chǎn)供給水平，Xi,t表示其他影響糧食生產(chǎn)供給的一系列控制變量，ui表示地區(qū)固定效應，et表示時間固定效應，εi,t為隨機干擾項，β0為常數(shù)項，β1和β2為待估系數(shù)。在模型參數(shù)估計中對相應變量做自然對數(shù)化處理，以減輕變量間的異方差和多重共線性。為了檢驗縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給的非線性關(guān)系，在模型(1)的基礎(chǔ)上加入縣域金融集聚的平方項，如下所示：

(2)

2.中介效應檢驗模型

根據(jù)上文理論分析，縣域金融集聚通過引致糧食生產(chǎn)要素投入結(jié)構(gòu)調(diào)整影響糧食生產(chǎn)供給。為了檢驗該作用機制，本文借鑒Edwards et al.(2007)的方法構(gòu)建中介效應檢驗模型，該方法比溫忠麟等(2004)提出的“三步法”中介效應檢驗更適用于檢驗變量間的非線性關(guān)系。在模型(2)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建以下方程：

(3)

(4)

(二)變量說明

1.核心變量

(1)縣域金融集聚(fina)。已有研究通常采用衡量產(chǎn)業(yè)集聚的赫芬達爾指數(shù)、空間基尼系數(shù)、區(qū)位熵指數(shù)等指標度量金融集聚水平。但赫芬達爾指數(shù)未考慮金融資源的空間布局和地理區(qū)域大小差異，只能度量絕對集聚程度；而空間基尼系數(shù)沒有考慮行業(yè)中企業(yè)規(guī)模大小的差異，因此在表示集聚程度時含有虛假成分；區(qū)位熵指數(shù)是一個相對指標，通過計算縣域金融集聚水平與整個地區(qū)金融集聚水平的比值，不僅可以衡量縣域金融發(fā)展水平，還能比較分析縣域之間的差異。此外，馮林等(2016a)認為銀行貸款規(guī)模能夠較好地反映縣域金融資源的豐富程度，可以采用縣域地區(qū)銀行貸款規(guī)模與當?shù)谿DP的比值表示縣域金融集聚水平。本質(zhì)上，這種方法與赫芬達爾指數(shù)相似，雖然可以衡量縣域金融發(fā)展水平，但無法體現(xiàn)出不同縣域之間的金融集聚水平差異。本文在計算縣域金融集聚時需要考慮不同縣域地區(qū)的差異，因此采用區(qū)位熵指數(shù)計算縣域金融集聚水平(fina)，公式如下：

(5)

(2)糧食生產(chǎn)供給(grain)。以國內(nèi)學者常用的糧食作物產(chǎn)量來衡量。

2.中介變量

本文涉及三類要素投入結(jié)構(gòu)調(diào)整：一是農(nóng)業(yè)資本替代勞動力(農(nóng)業(yè)資本要素投入相對勞動力要素投入的變化)，利用機械投工比進行表征(劉魏 等，2018)。二是畝均農(nóng)業(yè)技術(shù)(資本)投入增加(農(nóng)業(yè)技術(shù)(資本)要素投入相對土地要素投入的變化)，采用畝均耕地農(nóng)業(yè)機械化程度進行表征。一方面，隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程推進，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作業(yè)主要依靠機械設(shè)備來完成，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)大部分是農(nóng)業(yè)機械，因此農(nóng)業(yè)機械總動力可衡量農(nóng)業(yè)資本投入(曹菲 等，2021)；另一方面，農(nóng)業(yè)機械總動力可衡量農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度(劉歡，2020)。三是土地規(guī)模經(jīng)營(土地要素投入相對勞動力要素投入的變化)，運用人均耕地面積進行表征。其中，耕地要素投入用縣域地區(qū)糧食作物播種面積來衡量；糧食種植機械總動力=農(nóng)業(yè)機械總動力×糧食播種面積/農(nóng)作物播種面積；糧食種植從業(yè)人員數(shù)=農(nóng)林牧漁業(yè)就業(yè)人員數(shù)×(農(nóng)業(yè)產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值)×(糧食播種面積/農(nóng)作物播種面積)。

3.控制變量

考慮到其他因素對糧食生產(chǎn)供給的影響，本文在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，控制了以下變量：(1)農(nóng)用化肥(fert)。作為農(nóng)業(yè)重要的生產(chǎn)要素投入，農(nóng)用化肥對糧食的增產(chǎn)和保產(chǎn)具有直接的促進作用。本文用各縣域地區(qū)糧食種植化肥施用折純量來衡量農(nóng)用化肥(fert)，測算方法為：糧食種植化肥施用折純量=農(nóng)用化肥施用折純量×(糧食播種面積/農(nóng)作物總播種面積)。(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indust)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)反映了地區(qū)內(nèi)主導性產(chǎn)業(yè)的特點，決定著經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量、相對重要性及所獲得的資源支持力度，如果工農(nóng)關(guān)系、城鄉(xiāng)關(guān)系處理不當則不利于“三農(nóng)”產(chǎn)業(yè)發(fā)展(項繼權(quán) 等，2017)，由此可能對糧食生產(chǎn)供給產(chǎn)生負向影響。與之相反，非農(nóng)部門發(fā)展也會加速農(nóng)業(yè)機械、種子、化肥以及灌溉設(shè)施等農(nóng)業(yè)資本深入，從而有助于糧食產(chǎn)量的進一步提高。本文用地區(qū)第二三產(chǎn)業(yè)增加值之和占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indust)。(3)農(nóng)民收入(income)。農(nóng)民收入關(guān)系著農(nóng)民種糧的積極性及投資能力，有助于保障糧食生產(chǎn)供給，但在農(nóng)民工資性收入逐漸成為農(nóng)民收入構(gòu)成的主體部分時，農(nóng)民收入提高反而可能會負面影響糧食生產(chǎn)供給。本文以農(nóng)民人均純收入和農(nóng)村居民人均可支配收入衡量農(nóng)民收入(income)。(4)經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)。經(jīng)濟發(fā)展水平與糧食價格之間呈正相關(guān)關(guān)系，而糧食價格關(guān)系著農(nóng)戶種糧積極性。本文采用地區(qū)人均GDP作為縣域地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)的代理變量。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

1.數(shù)據(jù)來源

本文選取江蘇、河南、河北、吉林四省306個縣(縣級市)2007—2017年的相關(guān)變量數(shù)據(jù)作為樣本。樣本以2007年為基期，原因主要在于2006年銀監(jiān)會發(fā)布文件放寬農(nóng)村金融市場準入、2007年初銀監(jiān)會又發(fā)文允許股份制商業(yè)銀行在縣域設(shè)立分支機構(gòu)，實施農(nóng)村金融增量改革，逐步開放農(nóng)村金融市場。自此村鎮(zhèn)銀行、貸款公司和互助社等多種類型的新型農(nóng)村金融機構(gòu)開始進駐縣域金融市場，縣域金融機構(gòu)數(shù)量、金融產(chǎn)品類型、信貸規(guī)模不斷擴大，金融市場機制逐步健全，縣域金融集聚水平日趨提高。樣本代表性說明：首先，樣本地區(qū)全部來自糧食主產(chǎn)區(qū)，2019年河南省糧食產(chǎn)量6695.40萬噸，位居全國第二，吉林、河北以及江蘇三省的糧食產(chǎn)量分別為3877.90萬噸、3739.20萬噸以及3706.20萬噸。相應地，上述四省的糧食作物播種面積也均位居全國前十。此外，考慮到地理位置的差異性，四個樣本省份均選自不同的地理區(qū)域，涵蓋東北地區(qū)、中部地區(qū)和東部地區(qū)。其次，樣本地區(qū)縣域金融發(fā)展水平存在明顯差異，2018年江蘇省縣域平均貸款余額高達782.41億元，而吉林、河南以及河北省的縣域平均貸款余額僅為125.72億元、126.10億元與141.99億元，不同省份間的縣域金融發(fā)展水平差距較大。最后，樣本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平也存在明顯不同，2019年江蘇省GDP高達99631.52億元，位居全國第二，河南省與河北省的GDP處于中等水平，而吉林省經(jīng)濟發(fā)展水平比較落后，僅為11726.82億元。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與金融集聚水平密切相關(guān)，而樣本地區(qū)經(jīng)濟、金融發(fā)展水平不平衡的特點與全國整體經(jīng)濟發(fā)展存在共性，因此樣本具有一定的代表性。

本文分析所用數(shù)據(jù)主要源于《河南統(tǒng)計年鑒》《江蘇統(tǒng)計年鑒》《吉林統(tǒng)計年鑒》《河北統(tǒng)計年鑒》《中國縣(市)社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國縣域統(tǒng)計年鑒》、Wind數(shù)據(jù)庫及各省市統(tǒng)計局整理而成。為了真實反映實際經(jīng)濟增長，本文以2007年為基期，利用各省份農(nóng)村居民消費價格指數(shù)(CPI)和GDP平減指數(shù)對上述名義經(jīng)濟變量進行價格平減(1)由于各市、縣(縣級市)的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)和GDP平減指數(shù)缺失，本文直接采用各省相應年份的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)和GDP平減指數(shù)代替。。需要說明的是，市轄區(qū)與縣(縣級市)在經(jīng)濟金融特征及財權(quán)事權(quán)劃分上存在較大差異，且我國農(nóng)業(yè)發(fā)展高度集中于縣(縣級市)，故在統(tǒng)計數(shù)據(jù)時不考慮市轄區(qū)，同時本文還剔除了少量因撤縣劃區(qū)的縣域樣本。

2.描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)以上統(tǒng)計年鑒資料和數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)，對變量樣本數(shù)據(jù)進行了描述統(tǒng)計分析，結(jié)果如表1所示。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果分析

(一)基準模型結(jié)果分析

為了避免異方差，本文對相關(guān)變量取對數(shù)處理。同時，為了確保模型估計參數(shù)的有效性，采用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF以及Fisher-PP檢驗方法對面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性分析，結(jié)果顯示所有變量均在兩種及以上檢驗中被判定為平穩(wěn)序列。進一步，使用多種估計方法展開計量檢驗，結(jié)果如表2所示。列(1)為在未引入其他控制變量的情況下，采用OLS混合回歸對模型(1)進行估計得到的結(jié)果，從中可見，縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給具有顯著的負向影響。列(2)在列(1)基礎(chǔ)上引入控制變量并加入了縣域金融集聚平方項，其結(jié)果顯示縣域金融集聚平方項的估計系數(shù)顯著為負，且擬合優(yōu)度與列(1)相比有明顯提升，可初步判定縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給的影響可能存在非線性結(jié)構(gòu)特征。此外，在考慮地區(qū)差異與時間差異的影響之后，采用隨機效應模型(RE)和雙向固定效應模型(Two-way FE)進行估計，結(jié)果見列(3)、(4)。從中可以看出，縣域金融集聚平方項均在5%水平上顯著為負，說明縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給的非線性影響依然存在，而且豪斯曼檢驗(Hausman)結(jié)果表明雙向固定效應的估計結(jié)果要優(yōu)于隨機效應。

表2 基準回歸結(jié)果

然而，此時依然可能存在遺漏變量或互為因果所致的內(nèi)生性問題。一方面，除本文選取的核心解釋變量和控制變量外，還可能存在其他影響糧食生產(chǎn)供給但不可度量的因素，如縣域地區(qū)內(nèi)糧食作物受災面積，這使得模型可能存在遺漏變量偏差；另一方面，縣域金融集聚與估計模型中的一些變量如經(jīng)濟發(fā)展水平等可能存在互為因果的關(guān)系，進而導致普通最小二乘法和靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計是有偏的。因此，這里采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中的廣義矩估計(GMM)方法進行估計。GMM估計方法分為差分GMM和系統(tǒng)GMM兩種，與差分GMM估計方法相比，系統(tǒng)GMM估計方法能更好地解決弱工具變量問題，提高估計效率。因此，列(5)為系統(tǒng)GMM方法估計結(jié)果，從中可見，Sargan檢驗在10%顯著性水平上接受“所有工具變量均有效”的原假設(shè)，即本文選取的工具變量是有效的。二階序列相關(guān)AR(2)檢驗沒有拒絕“模型殘差項不存在二階自相關(guān)”的原假設(shè)，說明模型存在的內(nèi)生性問題得以解決，系統(tǒng)GMM的估計是有效的。由估計結(jié)果可知，縣域金融集聚平方項系數(shù)為-0.1693，且在1%水平上顯著；曲線的拐點為2.4409，位于縣域金融集聚值域[0.1835，4.6887]內(nèi)；當變量取最小值0.1835時，曲線斜率為0.4595大于零，當變量取最大值6.6887時，曲線斜率為-8.5509小于零，滿足變量間存在倒“U”形關(guān)系的條件(2)根據(jù)Haans et al.(2016)的研究，驗證變量間的倒“U”形關(guān)系需要滿足：變量二次項系數(shù)顯著為負；曲線拐點位于樣本變量的取值范圍內(nèi)；當樣本變量取最小值時曲線斜率為正，取最大值時則為負。，這說明縣域金融集聚與糧食生產(chǎn)供給的關(guān)系是倒“U”形。

綜上所述，在考慮控制變量的影響和內(nèi)生性問題之后，多種基準模型回歸結(jié)果均表明縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給存在非線性倒“U”形影響，因此本文假說1得到驗證?？h域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給的影響效應具有復雜性，縣域金融集聚水平的上升會改善縣域農(nóng)村地區(qū)金融體系基礎(chǔ)設(shè)施、降低貸前調(diào)查和貸后監(jiān)管成本、促進農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)與農(nóng)業(yè)資本深化，有利于糧食穩(wěn)產(chǎn)增產(chǎn)；當縣域金融集聚水平達到高層級后，金融機構(gòu)與信貸資金的集中促進了縣域地區(qū)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)繁榮與發(fā)展，加劇了農(nóng)業(yè)勞動力、土地資源要素流失，促使農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)向“非糧化”調(diào)整，由此導致農(nóng)業(yè)領(lǐng)域金融資源供給減少，糧食生產(chǎn)供給能力受到負面影響。2017年樣本地區(qū)金融集聚水平均值為0.9779，大部分縣域地區(qū)的金融集聚水平位于拐點左側(cè)，僅有少數(shù)縣域地區(qū)高于拐點值。因此，對于大多數(shù)縣域來說，現(xiàn)階段提升縣域金融集聚水平不僅有助于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，還有利于促進糧食生產(chǎn)供給，但仍需警惕縣域金融集聚與糧食生產(chǎn)供給間存在的規(guī)模臨界門檻。

此外，從控制變量的估計結(jié)果來看，系數(shù)基本符合理論預期，并且與其他學者(趙丹丹 等，2020)的研究結(jié)論大體一致。例如，列(3)、(4)顯示，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)用化肥投入以及農(nóng)民收入對糧食生產(chǎn)供給均存在顯著的正向影響。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對糧食生產(chǎn)供給則具有顯著的負向影響，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對糧食生產(chǎn)供給的作用有限，甚至在某種程度上還會產(chǎn)生抑制作用。原因主要在于，第二三產(chǎn)業(yè)“主導性”發(fā)展會占用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源，而且其擁有較高的就業(yè)容納率與工資水平，會加速農(nóng)業(yè)勞動力非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移，從而對糧食種植業(yè)可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生一定沖擊。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結(jié)果的可靠性，本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表3所示。一是縮尾方法處理異常值。為避免樣本異常值對估計結(jié)果的影響，采用非刪失雙邊1%縮尾的方法對異常值進行處理，結(jié)果見列(1)。二是更換被解釋變量的測量指標。在基準回歸模型中，利用糧食產(chǎn)量來衡量被解釋變量，此處替換為糧食作物播種面積(area)進行穩(wěn)健性測試，結(jié)果見列(2)。三是采用非參數(shù)估計。考慮到參數(shù)估計法對模型設(shè)定的依賴性很強，但實際中很難準確判定參數(shù)模型是否被“正確設(shè)定”。而非參數(shù)估計方法一般不對模型的具體分布作任何假定，相較于參數(shù)模型具有更大的靈活性，從而可以有效避免參數(shù)設(shè)定錯誤所帶來的嚴重后果。利用非參數(shù)估計方法對模型(2)重新估計，結(jié)果見列(3)。四是增加控制變量。為減少遺漏變量對估計結(jié)果產(chǎn)生的影響，進一步納入農(nóng)村人力資本(hum)和農(nóng)村用電情況(elect)等可能影響糧食生產(chǎn)供給的其他變量重新估計，結(jié)果見列(4)。以上檢驗結(jié)果均與基準回歸結(jié)果基本一致，證明本文研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(三)作用機制檢驗

根據(jù)上文理論分析可知，縣域金融集聚程度的上升會通過農(nóng)業(yè)資本替代勞動力、增加畝均農(nóng)業(yè)技術(shù)(資本)投入以及土地適度規(guī)模經(jīng)營等途徑影響糧食生產(chǎn)供給。接下來，實證檢驗糧食生產(chǎn)要素投入結(jié)構(gòu)變化在縣域金融集聚與糧食生產(chǎn)供給之間的中介作用?？紤]遺漏變量或互為因果的內(nèi)生性問題，采用系統(tǒng)廣義矩估計法(sys-GMM)對模型(3)、(4)進行估計，同時利用Sobel檢驗方法判斷中介效應是否存在，參數(shù)估計及檢驗結(jié)果見表4。

表4 中介效應與Sobel檢驗結(jié)果

首先，檢驗縣域金融集聚通過促進農(nóng)業(yè)資本替代勞動力作用于糧食生產(chǎn)供給。列(1)中縣域金融集聚的一次項及平方項系數(shù)均通過了1%的顯著性檢驗，列(2)中機械投工比的系數(shù)為0.3767，且在1%水平上顯著，可以初步判定農(nóng)業(yè)資本替代勞動力的中介效應顯著。此外，縣域金融集聚的一次項與二次項的Sobel檢驗Z統(tǒng)計量分別為2.8092和2.5328，均大于1%的顯著性水平對應的臨界值1.656，進一步證明了農(nóng)業(yè)資本替代勞動力在縣域金融集聚與糧食生產(chǎn)供給之間的中介傳導機制。由此，假說2得到驗證。

其次，檢驗縣域金融集聚通過促進畝均農(nóng)業(yè)技術(shù)(資本)投入增加作用于糧食生產(chǎn)供給。列(3)中縣域金融集聚的一次項為0.2065，且通過了1%的顯著性檢驗，列(4)中畝均資本投入系數(shù)為0.2510，且在1%水平上顯著，可以初步判定畝均農(nóng)業(yè)技術(shù)(資本)投入的中介效應顯著。此外，縣域金融集聚的一次項與二次項的Sobel檢驗Z統(tǒng)計量分別為1.7542和1.4375，均大于5%的顯著性水平對應的臨界值0.97，進一步證實縣域金融集聚可以通過促進畝均農(nóng)業(yè)技術(shù)(資本)投入作用于糧食生產(chǎn)供給。由此，假說3得到驗證。

最后，檢驗縣域金融集聚通過促進土地規(guī)模經(jīng)營作用于糧食生產(chǎn)供給。列(5)中縣域金融集聚的一次項系數(shù)在1%水平上顯著，且二次項系數(shù)也通過了顯著性檢驗，列(6)中土地規(guī)模經(jīng)營也通過了1%顯著性檢驗，可以初步判定土地規(guī)模經(jīng)營的中介效應顯著。此外，縣域金融集聚的一次項與二次項的Sobel檢驗Z統(tǒng)計量分別為2.1858和1.6406，均大于5%的顯著性水平對應的臨界值0.97，也證實縣域金融集聚可通過促進土地規(guī)模經(jīng)營作用于糧食生產(chǎn)供給。由此，假說4得到驗證。

五、結(jié)論與建議

本文以縣域?qū)用娼鹑诩鬯椒蔷獍l(fā)展為切入點，基于糧食生產(chǎn)要素配置視角，分析了縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給的影響及其作用機制，并利用糧食主產(chǎn)區(qū)縣域面板數(shù)據(jù)實證檢驗了縣域金融集聚通過引致糧食生產(chǎn)要素投入結(jié)構(gòu)變化對糧食生產(chǎn)供給產(chǎn)生的影響效應。研究發(fā)現(xiàn)，在樣本考察期內(nèi)縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給具有顯著的非線性倒“U”形影響，即一定范圍內(nèi)的縣域金融集聚通過緩解農(nóng)村信貸約束、增加農(nóng)業(yè)領(lǐng)域金融資源投放，促進了糧食生產(chǎn)供給水平的提升，但是當縣域金融集聚水平上升達到高層級之后，縣域金融集聚對糧食生產(chǎn)供給的正向促進效應會逐漸減弱乃至變?yōu)樨撓?，不同方式的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果也證實了這一結(jié)論的可靠性。作用機制檢驗發(fā)現(xiàn)，資本替代勞動力、畝均技術(shù)(資本)投入以及土地規(guī)模經(jīng)營等機制變量在縣域金融集聚與糧食生產(chǎn)供給之間發(fā)揮了顯著的中介傳導作用?？h域金融集聚度提高加劇了非農(nóng)部門與糧食生產(chǎn)所依賴的勞動力、土地等資源要素的競爭，導致農(nóng)業(yè)有效勞動力流失嚴重與耕地壓力上升，但同時也會促進農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與農(nóng)業(yè)資本投入深化，進而引致糧食生產(chǎn)要素投入結(jié)構(gòu)調(diào)整，并最終作用于糧食生產(chǎn)供給。

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：一是科學合理配置農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源。一方面，地方政府應嚴格落實土地用途管制、土地占補平衡等政策，嚴守基本耕地紅線，同時還應加大耕地質(zhì)量保護、土地整治以及高標準農(nóng)田建設(shè)，夯實“藏糧于地”戰(zhàn)略；另一方面，應加強職業(yè)農(nóng)民教育與培訓，提升農(nóng)村剩余勞動力人力資本水平，推動傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)種植觀念向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，這樣既能穩(wěn)定糧食生產(chǎn)供給，也能為縣域金融集聚創(chuàng)造條件。二是要強化政府引導效應，在提升縣域金融集聚水平的同時促進普惠金融服務深化，改善縣域農(nóng)村地區(qū)信貸市場失靈問題。一方面，縣域政府應制定相應鼓勵政策及獎勵辦法，對支持農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、提供涉農(nóng)貸款的縣域金融機構(gòu)給予稅收優(yōu)惠、貼息補貼等獎勵；另一方面，縣域金融機構(gòu)也要從服務鄉(xiāng)村振興、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的大局出發(fā)，創(chuàng)新農(nóng)村金融產(chǎn)品及服務方式，多渠道為“三農(nóng)”提供多元化的金融信貸服務。