債務融資、耕地質量與土地產出

王睿 李辰哲 汪翔

摘要： 厘清“錢、地、人”三者的關系是實施鄉村振興戰略的現實抓手。以農村借貸與農業經營業績關系研究為基礎，收集江蘇省濱?？h耕地質量保護示范輻射區耕地質量數據。在控制耕地質量的基礎上，進一步明晰不同類型農業經營主體債務融資對于其生產經營績效的影響程度與作用機制。實證分析結果表明，對于新型農業經營主體及傳統農戶而言，債務比率與農業產出均具有顯著的正相關關系，耕地質量加強了債務融資對農業產出的積極影響。據此提出政策建議，即金融政策與農業政策并舉、大力培育新型農業經營主體、增強農業信貸的靈活性、加大耕地質量保護研發投入力度、提高農田基礎設施建設水平等，以助力我國實現鄉村振興，提高我國農業現代化水平。

關鍵詞： 債務融資;農業經營主體;耕地質量;耕地數量;信貸約束;土地產出;鄉村振興

中圖分類號：F323? 文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2020）05-0001-07

黨的十九大報告提出鄉村振興戰略，對新時代的“三農”工作進行了科學精準定位，以20個字5個維度（產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕），高度概括了鄉村振興戰略實施目標，再次強調了產業發展與生態宜居并舉對于農村發展的重要意義。一方面，產業興旺要求農業產業化高質量發展、形成農業產業體系集群，延伸農業產業鏈，進而在促進農民增收的同時促進新型農業經營主體形成，推動我國農業現代化發展。另一方面，生態宜居要求加強生態環境保護，切實保護耕地質量，防治污染，在提高糧食產量的同時，落實“藏糧于地，藏糧于技”戰略。因此，鄉村振興戰略實施的重要抓手是處理好“錢、地、人”三者的關系。農村金融一直是助力鄉村發展的重要力量，不僅可為農村產業發展注入資金動力，更激發了農業生產者的主觀能動性。因此，實施鄉村振興戰略需要金融、產業、生態共同發力。目前“錢與人”的關系在傳統公司財務以及農村金融領域已經得到了廣泛研究，但對于農業生產而言，土地是不可或缺的重要生產要素，將土地納入到“錢與人”的關系中，統籌“錢、地、人”三者關系的研究并不多見，這也就成為了本研究著力解決的命題。

首先從“錢”的供給渠道來看，我國農村小農戶的資金有不斷完善的正規借貸渠道，也有長期植根的非正規借貸渠道，同時，農業補貼與稅收減免政策等也對農戶的資金獲得渠道進行了補充。其次從“人”的要素來看，一直以來相關部門致力于完善農業生產經營制度，以激發農業生產主體活力。十八大報告提出，以農業現代化為目標，構建新型農業經營體系，培育專業大戶、家庭農場、農民合作社、農業龍頭企業等新型農業經營主體;十九大報告提出的鄉村振興戰略明確了產業興旺的戰略實施目標，對于進一步培育新型農業經營主體提出了更高的要求。最后，在“地”的供給方面，“數量”與“質量”并重。我國農村土地制度改革不斷有序推進，土地承包經營權流轉制度促進了土地規?；?、連片化化供給，提高土地產出的規模經濟效應。在提高土地質量方面，耕地地力是土地產出最為重要的基礎影響因素，而土壤有機質含量是影響耕地地力的根本因素。目前關于土地產出影響因素的研究較多，但并未涉及對土壤有機質含量的控制。對于有經驗的農業生產者而言，其對農業生產投入程度會依據耕地地力有所改變。因此，把控耕地地力因素對土地產出的影響尤為重要。

據此，本研究在明確農業經營主體間特征與差異的基礎上，開展理論分析并提出研究假設。在進行研究設計時，將耕地質量要素納入到債務融資與土地產出關系的模型中。根據模型3實證結果可知，總結研究結論，給出政策建議。

1 理論分析與假設提出

1.1 債務融資與土地產出

對公司財務領域的大量研究表明，債務融資具有治理效應。Jensen等指出，適度負債能夠提高企業業績，具體作用路徑體現在負債的激勵與約束作用、信號傳遞功能對企業治理的積極作用上[1]。Myers等基于權衡理論認為，債務融資對企業績效的作用體現在負債帶來的稅盾效應與破產成本的動態互動上[2]。Ross認為，高價值公司運用較多的負債進行融資，并將其作為信號傳遞給公司利益相關者[3]。隨著信息不對稱理論的發展，學者們對負債與企業績效的關系進行了進一步的佐證。在農業生產經營過程中，金融借貸很常見，農業生產的季節性導致投入決策和農業產出之間存在時間差，現金流入和流出時間的不匹配產生了外部融資需求。此外，由于減免農業稅政策的實施，債務利息的減稅效應在農業經營中被弱化。因此，債務融資對農業生產經營的影響將更為復雜[4]。我國眾多小農戶的生產組織形式是小農生產、自負盈虧，因此不存在代理的問題，且小農往往需要通過借貸來滿足季節性生產需要，所有者需承擔無限責任。Guan等指出，在債務剛性償還壓力的驅動下，農業生產經營者將產生更為強大的提高農業產出的內部動力[5]。因此在農業生產中債務具有約束與激勵作用。

農業經營普遍具有外部融資的需求，農業經營主體進行債務融資一方面可以補充短期資金流動性需求，另一方面債務的約束與激勵作用會促使農戶改善經營管理，進而促進農業產出的提高。由此提出第1個假設，即

H1：農業生產經營主體適度負債對提高土地產出具有顯著正向影響。

1.2 耕地質量與土地產出

2016年農業部發布的《耕地質量調查監測與評價辦法》中對于耕地質量概念進行了界定：由耕地地力、土壤健康狀況和田間基礎設施構成的滿足農產品持續產出和質量安全的能力。在此基礎上，本研究將耕地質量概念的構成因素分解為2層，第1層是內在質量，即耕地地力與土壤健康狀況;第2層是外顯質量，即田間基礎設施水平。筆者認為，耕地內在質量是影響耕地產出的重要因素且具有正向作用，表層有機質含量可以作為耕地內在質量的代理參數。對耕作者而言，耕地外顯質量即田間基礎設施水平更容易直接觀測，因此，田間基礎設施水平直接影響著耕作者的生產設施投入及耕作效率。2018年12月，農業農村部指出，今后一段時間要集中力量開展集中連片、設施完善的高標準農田建設。因此，提高耕地外顯質量對于我國耕地質量的提高同樣具有重要意義。

據此可知，耕地質量對土地產出及土地生產力具有重要影響。一方面，土壤有機質含量是影響耕地生產力的內在因素，當耕地有機質含量差異較大時，產出情況也具有較大差異，提高耕地內在質量可以從根本上提高土地生產力;另一方面，耕地的外顯質量如基礎設施建設水平對耕地耕作與管理的影響更為直觀，在一定程度上也影響著農業產出水平。由此提出第2個假設，即

H2：耕地質量對土地產出具有顯著正向影響。

H2a：耕地內在質量對土地產出具有顯著正向影響。

H2b：耕地外顯質量對土地產出具有顯著正向影響。

1.3 債務融資、耕地質量與土地產出

鄉村振興戰略的實施需要統籌“錢、地、人”三者的關系。統籌“錢、地、人”之間的關系時，需要統籌金融、產業、生態的發展，理順資本、土地、勞動力三者的關系。具體而言，就是通過生產機制的創新與改革來激發、釋放“人”這一重要要素活力。培育新型農業經營主體，進一步加快推進現代農業經營體系建設，體現農業生產中以人為本的思想。一定規模的土地是新型農業經營主體進行農業生產經營的必要條件，新型農業經營主體在進行農業主產經營時以科技高效、生態環保的農業生產為目標。這對“地”這一要素提出了數量與質量的雙重要求。一方面，要逐步建立完善的土地流轉制度，土地三權分置的運營模式為適度規模經營提供了制度保障。另一方面，要依據“藏糧于地，藏糧于技”的農業發展要求，保障耕地質量，使農業可持續發展。在金融方面，農業信貸對農業經營主體的資金獲得具有重要幫助。應形成農業產業體系“錢、地、人”的良性循環，最終完成產業興旺的目標。

目前，綜合探討債務融資、耕地質量與土地產出的研究并不多見。黃惠春研究指出，實際耕地面積對農戶擔保貸款及農地抵押貸款需求均具有顯著影響，農業大戶具有更高的貸款可得性，通過推進承包經營權抵押貸款試點，降低交易成本，將有助于提高農戶貸款可得性[6]。柳凌韻等指出，長期存在的正規借貸約束會抑制農戶的規模經營[7]。結合“1.2”節中耕地質量與土地產出的關系，“地與人”的關系得以完整闡述，在新型農業經營主體的培育過程中，促進耕地數量規模適度與耕地質量提高均可以促進土地產出。綜合上述分析，提出第3個假設，即

H3：耕地質量加強了債務融資對農業產出的正向影響。

2 研究設計

本研究采用實地調研的方式取得農業生產經營數據，耕地質量數據由中國科學院南京土壤研究所實際測量所得。利用最小二乘法（OLS）回歸模型，檢驗財務理論在我國農業領域的適用性，厘清債務融資、耕地質量與土地產出之間的關系。

2.1 樣本選擇與數據來源

本研究依托江蘇省財政立項資助課題“江蘇省糧食主產區耕地保育與質量提升綜合解決方案”，獲取江蘇省鹽城市濱?？h界牌鎮示范輻射區域農業生產經營數據。實地走訪調研淮南、沖邊、條河、三壩、吉港、眾興6個村，共獲得66份有效問卷，其中淮南村24份，沖邊村13份，條河村14份，三壩村9份，吉港村2份，眾興村4份，涉及小農戶62戶，專業大戶1戶，家庭農場3戶。

2.2 變量選擇

在本研究設計中，被解釋變量是農業產出，用全年產量表示，即每戶耕地全年的產量，代表耕地的生產能力。[JP2]解釋變量是資本結構，包括負債資金占耕種投入資金總體的比重（債務比率）以及耕地質量，其中耕地質量分為內在質量與外顯質量，內在質量用土壤有機質平均含量表示，外顯質量用農戶關于田間基礎設施的評價分值表示?？刂谱兞堪ǜ孛娣e、肥料施用費用率、農業機械使用費用率、農業生產補貼率、從事農業耕種的時長（表1）。

2.2.1 被解釋變量選擇

通常采用回歸模型對產出的影響因素進行估計，根據不同的研究領域，衡量農業產出的形式不同，在宏觀農業經濟方面的研究主要側重于對農業生產效率進行測算與分解，常采用柯布-道格拉斯（C-D）生產函數模型對農業產出效率進行研究與評價;在微觀農業生產方面，通常結合相關試驗與數據，將產量作為因變量，對其波動進行直接研究[8-10];在農村金融領域，學者們通常采用農業總產值作為代表農業產出的因變量，結合C-D生產函數對影響農業產出的金融因素進行研究[11-12]，也有以農業生產率或產量作為因變量的研究[13]。不同研究在農業貸款、農業保險對農業產出的影響方面得出了不同的結論。

以上研究領域的研究內容各有側重，但不論是在生產函數構建與生產率測算中，還是在農業總產值的測算中，作物產量均以不同形式得到了體現，如在測算生產技術效率和全要素生產率時，高鳴等將農戶當年小麥產量作為產出指標，結合投入指標對生產率進行測算[14]。因此，結合數據可得性與直觀性，同時為了剔除價格變化帶來的影響，本研究用耕地全年產量代表農業產出，作為被解釋變量。

2.2.2 解釋變量選擇

根據財務冗余與經營業績的相關研究得出，不同的債務水平會起到不同的作用，Lang等指出，高債務水平會推動管理層履行義務，促進經營，同時低債務水平也是抵御外部威脅的一種有價值資源[15]。在相關學術研究中，通常選用資產負債率指標對資本結構進行度量，包括短期負債與總資產賬面價值比值、長期負債與總資產賬面價值比值和總負債與總資產賬面價值比值[16-17]。因此，借鑒資本結構理論，并結合我國農村金融領域的特點，本研究將負債資金總額占自有耕種投入資金的比重設定為解釋變量。

此外，耕地內在質量是影響耕地產出的根本因素，在已有研究中，研究者往往認為區域研究范圍內耕地質量差異不大，進而忽視了耕地質量這一重要因素。本研究結合濱?？h耕地質量數據發現，即使是同一個試驗區，耕地有機質含量也存在明顯差異。耕地外顯質量即田間基礎設施水平直接影響著耕作者的生產設施投入及耕作效率。因此，本研究將耕地質量作為第2個解釋變量，并區分耕地內在質量（用土壤有機質平均含量表示）與外顯質量（用農戶對田間基礎設施的評價分值表示），以提高研究的準確性。

2.2.3 控制變量選擇

肥料施用的費用率及農業機械使用費用率均體現了農戶投入要素水平。龔斌磊指出，肥料與機械等要素投入的增加對農業產出的貢獻率較強[18]。因而，本研究將肥料施用費用率及農業機械使用費用率作為控制變量，用來衡量其潛在影響。

農業生產補貼率也是控制變量之一，農業生產補貼可在一定程度上改善農民的生產資金約束，進而降低農戶的借貸需求。王歐等研究指出，農業補貼可以改善農戶生產條件，提高糧食產量[19]。因此，本研究將農業生產補貼作為控制變量，用來衡量農業補貼的潛在影響。

其他控制變量包括從事農業耕種的時長及耕地面積。

2.2.4 描述性統計

從表2可以看出，樣本地區耕地面積的均值為0.862 hm2，高于全國戶均耕地面積水平（0.7 hm2）;全年產量的最大值為 115 000 kg，最小值為 950 kg，分別為新型農業經營主體家庭農場與傳統農業經營主體小農戶的全年產量，樣本中新型農業經營主體與小農戶耕地規模差異較大;負債資金總額占自有耕種投入資金的比重均值為0.128，最大值為2.000，最小值為0，最大比重樣本為家庭農場，通過農村信用社取得貸款，貸款總額為140 000元，取得貸款資金的樣本占比較低且貸款金額并未滿足融資需求，總體而言，農戶取得的信貸資金有限;樣本地區耕地有機質含量的均值為15.686 g/kg，低于江蘇省的平均水平（20.160 g/kg），最大值為24.660 g/kg，最小值為8.990 g/kg;田間基礎設施水平評價均值為2.288分，對應等級為較低水平，說明樣本地區田間基礎設施建設的整體水平有待提高;樣本地區肥料施用費用率均值為0.414，最小值為0.020，最大值為0.780;樣本地區農業機械使用費用率均值為0.073，最小值為0，最大值為0.800，總體而言，樣本地區農業機械使用率不高;樣本地區農業生產補貼率的均值為0.307，最小值為0，最大值為0.960，總體而言，當地農業補貼覆蓋較為全面;樣本地區農業主體從事農業耕種的平均時長約為33年，最小值為2年，最大值為60年，一方面反映出耕作者務農時間較長，另一方面反映出樣本地區中老年耕作者占主體地位。

2.3 模型設計

根據前文的理論分析與假設，構建3個回歸模型。

負債水平與土地產出模型：

yi=α0+α1Debti+α2Areai+α3Ferti+α4Maci+α5Subi+α6Yearr+εt。（1）

耕地質量與土地產出模型：

yi=β0+β1Soci+β2Fii+β3Areai+β4Ferti+β5Maci+β6Subi+β7Yeari+εt。（2）

負債水平、耕地質量與土地產出模型：

yi=γ0+γ1Debti+γ2Soci+γ3Fii+γ4Areai+γ5Ferti+γ6Maci+γ7Subi+γ8Yeari+εt。（3）

式中：α0、β0、γ0為3個回歸模型的常數項;α1～α6、β1～β7、γ1～γ8為3個回歸模型解釋變量與控制變量前的系數;εt為殘差。

3.4 相關性分析

在對變量進行定義及描述性統計的基礎上，通過分析變量間的相關性來初步判斷其相互影響程度及是否存在多重共線性問題，為后續分析提供基礎。

由表3可知，除耕地面積與全年產量的相關系數大于0.8外，各變量相關系數均小于0.8，說明不存在嚴重的多重共線性問題。此外，全年產量與債務比率、全年產量與耕地內在質量的相關系數為正數，初步說明其存在正相關關系，與“1.1”“1.2”節中的假設一致，后文將通過多元回歸進行進一步分析。

3 實證分析

3.1 實證分析結果

根據模型設計與數據，運用Stata 14.0軟件，對濱?？h示范輻射區樣本數據分組進行OLS回歸分析。在進行分析前，對數據進行對數化處理，以使數據平穩，即除債務比率、肥料施用責用率、農業機械使用費用率、農業生產補貼率外，對各變量均進行對數化處理。每個模型分別包括全樣本組、傳統農戶組和新型農業經營主體組。其中，模型1對應假設H1，研究負債對農業產出的影響。模型2對應假設H2，研究耕地質量（包括內在質量與外顯質量）對農業產出的影響。其中 Fert度量了H2a中耕地的內在質量對農業產出的影響;Fi度量H2b中耕地的外顯質量對農業產出的影響。模型3對應假設H3，研究負債與耕地質量對農業產出的共同影響。

由表4可以看出，在債務對農業產出的影響方面，全樣本組中，變量Debt的回歸系數是0.411，在0.05水平上顯著;傳統農戶組中Debt的回歸系數是0.526，在0.10水平上顯著;新型農業經營主體組Debt的回歸系數是0.388，在0.10的水平上顯著，且整體上債務在傳統農戶組與新型農業經營主體組對農業產出的影響差異不大。變量Debt的系數均為正且顯著，整體上驗證了假設1，說明債務對產出具有促進作用，債務融資促進了經營主體資金使用效率的提高，進而提高了農業產出。在控制變量中，耕地面積的回歸系數在3組中均為正且在0.01的水平上顯著，說明擴大農業生產規模有助于提高農業產出;農業生產補貼率的系數在3組中均為正，且在0.10的水平上顯著，說明農業補貼與農業產出也具有正相關關系，有利于經營主體的資金獲得并投入生產。

此外，全樣本組和新型農業經營主體組整體的調整R2值分別為0.800和0.793，傳統農戶組的調整R2值低于新型農業經營主體組，為0.586，說明模型整體上擬合程度較好。

由表5可以看出，在耕地質量對農業產出的影響方面，全樣本組、傳統農戶組、新型農業經營主體組變量Soc的回歸系數分別是0.216、0.222、0.207，系數均為正且不顯著，可能是由樣本地區耕地有機質含量偏低所致。變量Fi的回歸系數均為負值且不顯著，參考描述性統計結果可知，樣本地區田間基礎設施水平較差，因而可能導致設施水平對農業產出無法達到促進效果。此外，全樣本組和新型農業經營主體組整體的調整R2值分別為0.784和0.783，傳統農戶組的調整R2值低于新型農業經營主體組，為0.563，模型整體上擬合程度較好。

表6顯示了債務與耕地質量對農業產出的共同影響，可以看出，全樣本、傳統農戶與新型農業經營主體3組中，變量Debt的系數均為正，其中全樣本組Debt的回歸系數在0.05水平上顯著;全樣本、傳統農戶與新型農業經營主體3組中，變量Soc的系數均為正但均不顯著。相較于模型1，加入耕地質量變量后，債務仍對農業產出具有正向影響，且其系數較模型1有所提高，此外，模型3調整R2值與模型1相比無較大變化，擬合程度較好，這在一定程度上說明耕地質量加強了債務融資對土地產出的積極作用，進而驗證了假設3。

整體而言，樣本地區債務對農業產出具有顯著促進作用，耕地內在質量對農業產出具有促進作用但并不顯著，且耕地質量加強了債務融資對農業產出的積極作用。相關影響在傳統農戶與新型農業經營主體的之間具有差異。

4 研究結論與政策建議

4.1 研究結論

4.1.1 適度負債有助于提高農業產出

根據實證分析結果可知，適度負債有助于提高農業產出，有負債農戶比無負債農戶具有更高的土地產出，這說明負債有助于農戶運用債務資本進行生產行為決策的優化調整，改善田間管理。對于新型農業經營主體而言，他們具有更高的土地經營管理水平與資金利用效率，且達到適度土地規模時更能夠發揮規模經濟作用，因而債務融資與土地產出呈顯著正向相關關系;對于傳統農戶而言，精耕細作與農業風險促進了其謹慎經營，因此發揮了債務融資對農業產出的正向作用。

4.1.2 耕地質量是重要農業生產經營要素，對農業產出至關重要

根據實證分析結果可知，耕地內在質量與農業產出具有正相關關系但并不顯著，這可能是由于樣本地區土地略顯貧瘠、耕地地力不足。因而，持續推進耕地質量保護研究，提高耕地地力應是長久之計，有助于促進農業產出的可持續增長，提高生態效益。另外，外顯質量與農業產出有負相關關系但不顯著，可能是由于樣本地區田間基礎設施水平較低，影響了外顯質量對農業產出的作用效果。根據已有研究，提高田間基礎設施水平，對農業產出產生促進作用[20]。對于新型農業經營主體而言，他們具有一定的資金積累與抗風險能力，因而對于有一定規模的土地，能夠對田間設施進行規?；脑?，進而促進農業產出的提高;對于傳統農戶而言，他們的抗風險能力較低，更易受到自然條件約束，因而改造自然的能力較弱。

4.1.3 耕地質量是激發債務融資促進土地產出提高的重要基礎保障

根據模型3實證分析結果可知，加入耕地質量變量后，負債對土地產出的正向影響得到了加強，且在0.05的水平上，全樣本組的債務融資與農業產出具有顯著的正相關關系，這說明耕地質量在負債對土地產出的影響中起到了一定的傳導作用。一方面，除極端環境狀況外，內在質量即耕地地力與土壤健康狀況是影響農業產出的重要因素，外界因素難以根治耕地地力問題，因而若耕地內在質量較低，負債便難以發揮作用。對于新型農業經營主體而言，在耕地質量得到保障的情況下，其債務融資可以更多地用于要素投入與改善經營管理水平方面，進而促進農業產出的提高;對于傳統農戶而言，在耕地質量得到保障后，自然條件約束降低，其債務融資資金能更集中地用于要素投入，進而促進農業產出。

4.2 政策建議

4.2.1 提高農業生產產業化水平，增強農業信貸對于農業生產的積極促進作用

在農村金融不斷發展的背景下，本研究認為，只有促進農業的產業化經營，才能夠充分發揮農村金融對農業發展的促進作用。產業化經營的農業主體具有更好的盈利能力與抗風險能力，因而他們有能力獲得信貸資金，且更能充分發揮信貸資金的作用，促進農業產出的提高。此外，在我國農業現代化的過渡期內，在促進農業產業化經營的同時，應區分不同農業經營主體及農業經營狀況，為其提供不同規模與利率期限結構的農業信貸資金，并拓寬農業經營主體的債務融資渠道，同時建立有效風險防范機制。即對于新型農業主體而言，促進其債務規模達到適度水平，進而促進農業的提高;對具有一定經營規模且具有一定經濟實力與抗風險能力的農戶而言，促進其擴大經營規模并向新型農業經營主體轉變;對于小農戶而言，普及農村金融教育與培訓，促進其財務素養提高，并引導其利用信貸資金改善田間管理。

4.2.2 加大耕地質量保護研發投入力度，提高農田基礎設施建設水平，大力推進高標準農田建設

耕地質量與農業產出、農產品質量安全、國家糧食安全息息相關，十分珍惜、合理利用土地和切實保護耕地是我國的基本國策。耕地內在質量對農業發展具有關鍵作用。因此，應加大對耕地質量保護項目的研發支持力度，促進科研成果的轉化落地，并對農業經營主體購買使用有機物料提供一定補貼，降低使用成本，在保護生態效益的同時促進經營效益的提高。

耕地外顯質量即農田基礎設施建設水平關乎糧食生產能力與生產效率，我國已明確2022年建成6 666.67萬hm2高標準農田的建設目標。在提高耕地內在質量的同時，建設集中連片、設施完善的高標準農田是提高農業生產能力的重要舉措。只有耕地質量得到保障，農田基礎設施水平有所提高，信貸才能更好發地揮作用，促進我國農業管理現代化的發展。

4.2.3 大力培育新型農業經營主體，在生產機制層面綜合激發“錢、地、人”要素潛力

促進“錢、地、人”協同發揮作用，需要統籌“錢、地、人”的發展。人是生產力中最具決定性的因素，培育新型農業經營主體是促進我國農業現代化的重要戰略舉措;在金融與用地方面加大政策扶持力度，利用金融信貸提高農業經營主體的資金獲得渠道，促進其改善生產經營;提供用地支持，加強基礎設施建設，改善農業生產經營環境，促進我國農業經營規模適度，進而統籌“錢、地、人”的發展，并向農業現代化進一步邁進。

綜上所述，只有金融政策與農業政策并舉，才能在保證產業興旺、提高我國耕地質量、保護生態效益的同時，實現鄉村振興，提高我國農業現代化水平。

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收 稿日期：2019-12-02

基金項目：江蘇省社會科學基金青年項目（編號：16EYC007）;江蘇省農業科技自主創新資金 [編號：CX（ 17） 1001]。

作者簡介：王 睿（1981—），男，江蘇南京人，博士，副教授，碩士生導師，主要從事產業組織投融資行為研究，E-mail： wangrui@njau.edu.cn;共同第一作者：李辰哲（1996—），女，河南洛陽人，碩士研究生，主要從[JP2]事財務理論與實務研究，E-mail：lczworking@outlook.com。

通信作者：汪 翔，博士，副研究員，主要從事農業產業經濟研究。E-mail：njflywang@163.com。