農戶宅基地使用權抵押貸款意愿的研究

彭麗坤+寧國強+姜健

摘要：以遼寧省21縣（區）331戶農戶參與宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿的調查問卷為樣本數據，通過建立Probit回歸模型分析了影響農戶參與宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿的各種因素。結果表明：農戶對資金的需求、戶主性別、受教育程度、身體狀況、年凈收入、風險偏好程度等因素對農戶參與宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿有顯著的正影響，而戶主年齡和籌措資金能力對該意愿影響不顯著。

關鍵詞：宅基地使用權；抵押意愿；影響因素；遼寧省

中圖分類號： F301.3文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2014）06-0467-03

收稿日期：2014-04-02

作者簡介：彭麗坤（1963—），女，滿族，副教授，研究方向為財務管理與管理會計。

通信作者：寧國強，博士研究生，講師，研究方向為農村財政金融。E-mail：522102275@qq.com。隨著農村改革全面深化和農村經濟的快速發展，農戶對資金需求也日益旺盛。對農戶來說，土地承包經營權、宅基地使用權及住房財產權是一般農戶所擁有的最重要資產。如何利用農戶的這些重要資產，破解農戶的資金難題，已成為國內外學者研究熱點。自2006年中央一號文件《中共中央國務院關于推進社會主義新農村建設的若干意見》中強調“健全在依法、自愿、有償基礎上的土地承包經營權流轉機制，有條件的地方可發展多種形式的適度規模經營”開始，學者對土地承包經營權的流轉、轉讓和抵押的研究開始增多。而學者對農戶住房財產權的研究是從近3年才開始逐漸增多，特別是2014年中央一號文件《關于全面深化農村改革加快推進農業現代化的若干意見》中進一步強調“改革農村宅基地制度，完善農村宅基地分配政策，在保障農戶宅基地用益物權前提下，選擇若干試點，慎重穩妥推進農民住房財產權抵押、擔保、轉讓”，相信農戶宅基地使用權及住房財產權必將成為學者研究的熱點。

在中國農村，農戶的宅基地與在宅基地上興建的房屋分屬于不同的所有人，農戶對房屋擁有所有權，而宅基地所有權屬村民集體所有，農戶只擁有宅基地使用權，宅基地使用權是中國農村特有的集體土地所有權中的用益物權。但以往農戶在處分自己的房屋時往往將宅基地的用益物權與房屋所有權同時處分，鑒于國有土地的各項法律仍留有許多空白，所以多數學者認為農戶住房財產權與農戶宅基地使用權是不可分割的，在研究宅基地使用處置時應考慮到農戶住房財產權處置的問題。

國內學者對農戶宅基地的研究的視角和重點各有千秋，但對農戶住房財產權的研究卻鮮見。從農戶宅基地置換角度，張恩碧等提出宅基地置換必須堅持以和諧理念為指導，運用市場機制，遵循公平原則，讓農民從宅基地置換中真正得到實惠，享受到土地增值帶來的收益[1]。劉旦等從農戶的角度探討了宅基地置換工程的成本-收入問題，提出要建立公正的利益均衡機制，有效發揮宏觀調控機制的作用，健全社會保障機制[2]。從宅基地流轉模式角度，徐波等以陜西省武功縣為對象，研究了農村宅基地流轉模式[3]。從宅基地流轉影響因子的作用強弱角度，趙亞萍等提出社會經濟發展狀況對其有顯著的影響，尤其是非農業率與宅基地交易比率呈較強的正相關性，政府采取一定的措施鼓勵轉移出的勞動力“離土并離鄉”成為城鎮居民，并允許空閑出來的宅基地進入市場[4]。周婧等利用社會學理性選擇理論和Logistic分析表明農戶宅基地流轉意愿普遍偏低，且從純農業戶到非農業戶意愿逐漸減弱，兼業程度由低到高，宅基地流轉決策因子沿生存—經濟—社會方向轉移，純農業型為生存理性，農業主導型為生存與經濟理性，農工兼具型為經濟理性，非農主導型與非農業型以社會理性為主導[5]。南亞剛等采用Logistic回歸分析，提出影響農戶宅基地流轉意愿的因素依次為非農收入占總收入的比重、距縣城距離、對政策了解程度、戶主年齡、戶主學齡[6-7]。但從宅基地抵押角度的研究還是鳳毛麟角，耿宏儒等剖析了當前農村宅基地流轉中存在的問題，提出了轉變觀念，用市場經濟的觀點看待農村宅基地流轉的必要性[8]。

1理論假設

農戶對宅基地使用權及住房財產權抵押貸款需求的影響因素很多，主要有性別、年齡、家庭收入、自有資金規模、業主職業穩定度、鄉鎮企業總產值、非農收入占總收入的比重等。基于以上文獻和評述，將影響農戶對宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿的影響因素進行合理的歸納、概括和梳理，并提出3個假說：

1.1償還能力假說

農戶的自身償還能力直接關系到抵押意愿，一般來說，農戶的償還能力越強，抵押意愿越強。而農戶的償還能力還體現在很多方面，比如農戶年凈收入、身體狀態、年齡和受教育程度等因素。

1.2資金需求假說

當農戶因就醫、子女上學、購買農機等原因對資金存在需求時，對通過宅基地使用權及住房財產權抵押獲得資金的意愿必將強烈；但是，這種意愿還要受到農戶籌措資金能力的影響，如果農戶能從其他途徑獲得資金，如向親友借款、擁有其他的可變現或可抵押資產、可獲得信用貸款等。農戶籌措資金能力越強，則通過宅基地使用權及住房財產權抵押獲得資金的意愿越弱。

1.3風險偏好假說

不同的農戶對通過抵押宅基地使用權及住房財產權獲得資金的的態度是存在差異的，我們將其分為3種不同的風險偏好：風險規避型農戶抵押意愿最弱，風險追求型農戶抵押意愿最強，風險中立性農戶抵押意愿居中。

2模型與方法

Probit回歸模型適用于因變量為兩分變量的回歸分析，是分析個體決策行為的理想模型。對農戶通過抵押宅基地使用權及住房財產權獲得貸款意愿分為愿意和不愿意2大類，因而模型的因變量是二分定性變量，只有“1”和“0”2個值，可采用Probit模型建立農戶宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿模型。假設有多個解釋變量，可按矩陣形式定義模型為：

Y=aX+μ（1）

式中：Y為觀測值為1或0的列向量，X為解釋變量觀測值矩陣，a為待估系數，μ為隨機誤差項。這時，Probit模型表示為：

Probit（yi=1|xi）=Φ（a0+a1x1+a2x2+…+anxn）（2）

式中：y為因變量，表示農戶通過抵押宅基地使用權及住房財產權獲得貸款意愿的概率（愿意=1，不愿意=1）；Φ（·）表示標準累計正態分布函數，Φ（z）表示標準正態分布函數小于z的概率；x1，x2，…，xn為自變量，表示n個影響農戶抵押意愿的因素；a0為常數項，a1，a2，…，an表示自變量的系數。模型中的變量定義與影響預測方向見表1。 表1模型變量定義與影響預測方向

變量名稱變量定義影響預測被解釋變量y：農戶對宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿愿意=1；不愿意=0解釋變量x1：戶主性別男=1；女=0+x2：年齡18～35歲=1；36～50歲=2；51～65周歲=3；65周歲以上=4-x3：教育小學及以下=1；初中=2；高中及以上=3+x4：身體狀態有勞動能力=1；無勞動能力=0+x5：農戶年凈收入實際調查數據（單位：萬元）+x6：是否有資金需求是=1；無=0+x7：是否有其他籌資能力是=1；無=0-x8：風險偏好風險規避型=1；風險中立型=2；風險追求型=3+

3數據分析

3.1數據來源

在2013年12月和2014年2月，課題組以遼寧省21個縣（區）的農戶為對象，采用隨機抽樣的方法對331戶農戶開展調研。在調查樣點的選取上，采用分層隨機抽樣的方法，充分考慮遼寧農村地區經濟發展水平差異，分別從遼寧不同地區的152個村莊隨機抽取350戶農戶開展問卷調查，最終收回有效問卷331份，總有效率為94.57%。

3.2樣本分析

從農戶參與宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿來看，被調查的331戶農戶中，132戶農戶有抵押意愿，占3988%，說明農戶對通過抵押獲取資金的意愿較為強烈。

從接受調查農戶性別來看，男性占90.94%，女性僅僅為9.06%，與中國農村通常是男性作為戶主且在家庭經濟活動中作決策的實際情況相符合。從被調查者的年齡來看，除65周歲以上的老人外，其他3個年齡段的調查者所占比列比較接近。從受教育程度來看，小學教育比列最大，接近50%，高中及以上僅為18.73%，符合中國農戶受教育的實際情況；抵押意愿來看，受過高中及以上教育的農戶抵押意愿最高，其次是受小學教育農戶。從農戶年凈收入來看，年凈收入在3萬元以下的農戶約占一半，而年凈收入高于6萬的農戶占不到5%，這與現階段中國農村農戶的實際情況相符。

從對資金的需求來看，有資金需求的農戶占32.63%，有資金需求農戶中有抵押意愿農戶所占比例為78.70%，遠遠高于無資金需求農戶中有抵押意愿農戶所占比例21.08%，可見資金需求對抵押意愿有正效應。是否有其他籌資能力對抵押意愿的影響不明顯，沒有表現出較大的差異。從風險偏好來看，風險規避型農戶占29.61%，風險中立型農戶占4441%，這與農戶長期形成的對風險較為保守態度的特點相符。具體情況見表2。

4估計結果及分析

本文運用Eviews 6.0軟件對調查數據進行了Probit回歸分析，估計結果如表3所示。從估計結果看，模型整體擬合效果良好、檢驗基本可行。具體來說，影響農戶宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿的主要因素如下。

4.1償還能力假說大部分得到實證檢驗的支持

性別、受教育水平、身體狀態、農戶年凈收入4個變量系數分別為7.575 155、1.193 366、1.895 067、1.555 186，且都在1%的水平上通過顯著性檢驗。說明這4個變量對抵押意愿有正的影響，男性戶主抵押意愿要遠遠高于女性，受教育水平表2調查樣本分析

假說影響因素分類樣本數

（個）占樣本比例

（%）有抵押意愿數

（個）有抵押意愿

比例（%）償還能力性別男30190.9412641.86女309.06620.00年齡18～35周歲10431.424139.4236～50周歲8726.284248.2851～65周歲10230.823736.2765周歲以上3811.481231.58受教育程度小學及以下16449.556841.46初中10531.723129.52高中及以上6218.733353.23身體狀態有勞動能力20361.338541.87無勞動能力12838.674736.72農戶年凈收入3萬以下15948.041610.063萬～6萬15647.1310064.106萬以上164.8316100.00資金需求是否有資金需求是10832.638578.70無22367.374721.08是否有其他籌資能力是15948.045232.70無17251.968046.51風險偏好風險偏好風險規避型9829.6199.18風險中立型14744.416141.50風險追求型8625.986272.09

高的農戶抵押意愿強于受教育水平低的農戶，身體健康且有勞動能力的農戶抵押意愿更強，年凈收入高的農戶比年凈收入低的農戶更愿意通過抵押獲得資金。四者都是農戶償還能力的重要指標，一般來說，男性戶主、受教育時間長、身體健康有勞動能力、年凈收入多的農戶具有較好的償還能力，償還能力好的農戶抵押意愿更強烈。年齡與抵押意愿呈正相關，但沒有通過顯著性檢驗，表明年齡上的差異并未在抵押意愿上顯現出明顯的不同。筆者認為主要原因是由于不同年齡農戶對通過抵押來獲得貸款的認識程度比較接近，農戶對抵押貸款的認識大多來源于最近幾年房地產熱帶來的城市住房抵押貸款的了解，所以各年齡段農戶在抵押意愿上并未表現出太大的差異，只是中青年農戶比老年農戶抵押意愿稍強烈。表3估計結果

變量系數標準差Z統計量P值c：常數項-6.424 7761.214 9-5.288 60.000 0x1：戶主性別7.575 1551.389 5-5.451 80.000 0x2：年齡0.015 4380.154 10.100 20.920 2x3：教育1.1933 660.446 72.671 30.007 6x4：身體狀態1.895 0670.508 33.728 10.000 2x5：農戶年凈收入1.555 1860.274 15.674 30.000 0x6：是否有資金需求5.180 9051.003 35.163 90.000 0x7：是否有其他籌資能力-0.127 5500.370 7-0.344 10.730 8x8：風險偏好5.175 3940.938 25.516 30.000 0

4.2資金需求假說部分得到實證檢驗的支持

資金需求在1%的水平上顯著影響農戶宅基地使用權及住房財產權抵押意愿，影響系數為5.567 868，且系數為正，表明農戶資金需求越強烈則抵押意愿越強烈。但農戶籌措其他資金的能力系數為正，與假說不符，且沒有通過顯著性檢驗。主要原因可能是受調研內容影響，農戶在有資金需求時，最先考慮的是通過抵押方式來籌措資金而不是通過其他方式。

4.3風險偏好假說完全得到實證檢驗的支持

風險偏好變量的系數為5.175394，在1%的水平上通過顯著性檢驗。風險偏好與農戶宅基地使用權及住房財產權抵押意愿呈正相關，風險偏好越強的農戶則抵押意愿也越強。但鑒于現階段農戶對風險的態度都是比較保守的，所以通過對農戶開展金融風險的教育，提高他們對風險的認識，以及政府政策的適當引導，相信在提高農戶的抵押意愿上具有較大的空間。

5結論與建議

本研究利用遼寧省21縣（區）331戶農戶的樣本數據分析了影響農戶參與宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿的各種因素，結果表明：農戶對資金的需求、戶主性別、受教育程度、身體狀況、年凈收入、風險偏好程度對農戶宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿有顯著的正影響。從影響程度來看，戶主性別和農戶對資金需求的影響最大，而受教育程

式中：Y為觀測值為1或0的列向量，X為解釋變量觀測值矩陣，a為待估系數，μ為隨機誤差項。這時，Probit模型表示為：

Probit（yi=1|xi）=Φ（a0+a1x1+a2x2+…+anxn）（2）

式中：y為因變量，表示農戶通過抵押宅基地使用權及住房財產權獲得貸款意愿的概率（愿意=1，不愿意=1）；Φ（·）表示標準累計正態分布函數，Φ（z）表示標準正態分布函數小于z的概率；x1，x2，…，xn為自變量，表示n個影響農戶抵押意愿的因素；a0為常數項，a1，a2，…，an表示自變量的系數。模型中的變量定義與影響預測方向見表1。 表1模型變量定義與影響預測方向

變量名稱變量定義影響預測被解釋變量y：農戶對宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿愿意=1；不愿意=0解釋變量x1：戶主性別男=1；女=0+x2：年齡18～35歲=1；36～50歲=2；51～65周歲=3；65周歲以上=4-x3：教育小學及以下=1；初中=2；高中及以上=3+x4：身體狀態有勞動能力=1；無勞動能力=0+x5：農戶年凈收入實際調查數據（單位：萬元）+x6：是否有資金需求是=1；無=0+x7：是否有其他籌資能力是=1；無=0-x8：風險偏好風險規避型=1；風險中立型=2；風險追求型=3+

3數據分析

3.1數據來源

在2013年12月和2014年2月，課題組以遼寧省21個縣（區）的農戶為對象，采用隨機抽樣的方法對331戶農戶開展調研。在調查樣點的選取上，采用分層隨機抽樣的方法，充分考慮遼寧農村地區經濟發展水平差異，分別從遼寧不同地區的152個村莊隨機抽取350戶農戶開展問卷調查，最終收回有效問卷331份，總有效率為94.57%。

3.2樣本分析

從農戶參與宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿來看，被調查的331戶農戶中，132戶農戶有抵押意愿，占3988%，說明農戶對通過抵押獲取資金的意愿較為強烈。

從接受調查農戶性別來看，男性占90.94%，女性僅僅為9.06%，與中國農村通常是男性作為戶主且在家庭經濟活動中作決策的實際情況相符合。從被調查者的年齡來看，除65周歲以上的老人外，其他3個年齡段的調查者所占比列比較接近。從受教育程度來看，小學教育比列最大，接近50%，高中及以上僅為18.73%，符合中國農戶受教育的實際情況；抵押意愿來看，受過高中及以上教育的農戶抵押意愿最高，其次是受小學教育農戶。從農戶年凈收入來看，年凈收入在3萬元以下的農戶約占一半，而年凈收入高于6萬的農戶占不到5%，這與現階段中國農村農戶的實際情況相符。

從對資金的需求來看，有資金需求的農戶占32.63%，有資金需求農戶中有抵押意愿農戶所占比例為78.70%，遠遠高于無資金需求農戶中有抵押意愿農戶所占比例21.08%，可見資金需求對抵押意愿有正效應。是否有其他籌資能力對抵押意愿的影響不明顯，沒有表現出較大的差異。從風險偏好來看，風險規避型農戶占29.61%，風險中立型農戶占4441%，這與農戶長期形成的對風險較為保守態度的特點相符。具體情況見表2。

4估計結果及分析

本文運用Eviews 6.0軟件對調查數據進行了Probit回歸分析，估計結果如表3所示。從估計結果看，模型整體擬合效果良好、檢驗基本可行。具體來說，影響農戶宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿的主要因素如下。

4.1償還能力假說大部分得到實證檢驗的支持

性別、受教育水平、身體狀態、農戶年凈收入4個變量系數分別為7.575 155、1.193 366、1.895 067、1.555 186，且都在1%的水平上通過顯著性檢驗。說明這4個變量對抵押意愿有正的影響，男性戶主抵押意愿要遠遠高于女性，受教育水平表2調查樣本分析

假說影響因素分類樣本數

（個）占樣本比例

（%）有抵押意愿數

（個）有抵押意愿

比例（%）償還能力性別男30190.9412641.86女309.06620.00年齡18～35周歲10431.424139.4236～50周歲8726.284248.2851～65周歲10230.823736.2765周歲以上3811.481231.58受教育程度小學及以下16449.556841.46初中10531.723129.52高中及以上6218.733353.23身體狀態有勞動能力20361.338541.87無勞動能力12838.674736.72農戶年凈收入3萬以下15948.041610.063萬～6萬15647.1310064.106萬以上164.8316100.00資金需求是否有資金需求是10832.638578.70無22367.374721.08是否有其他籌資能力是15948.045232.70無17251.968046.51風險偏好風險偏好風險規避型9829.6199.18風險中立型14744.416141.50風險追求型8625.986272.09

高的農戶抵押意愿強于受教育水平低的農戶，身體健康且有勞動能力的農戶抵押意愿更強，年凈收入高的農戶比年凈收入低的農戶更愿意通過抵押獲得資金。四者都是農戶償還能力的重要指標，一般來說，男性戶主、受教育時間長、身體健康有勞動能力、年凈收入多的農戶具有較好的償還能力，償還能力好的農戶抵押意愿更強烈。年齡與抵押意愿呈正相關，但沒有通過顯著性檢驗，表明年齡上的差異并未在抵押意愿上顯現出明顯的不同。筆者認為主要原因是由于不同年齡農戶對通過抵押來獲得貸款的認識程度比較接近，農戶對抵押貸款的認識大多來源于最近幾年房地產熱帶來的城市住房抵押貸款的了解，所以各年齡段農戶在抵押意愿上并未表現出太大的差異，只是中青年農戶比老年農戶抵押意愿稍強烈。表3估計結果

變量系數標準差Z統計量P值c：常數項-6.424 7761.214 9-5.288 60.000 0x1：戶主性別7.575 1551.389 5-5.451 80.000 0x2：年齡0.015 4380.154 10.100 20.920 2x3：教育1.1933 660.446 72.671 30.007 6x4：身體狀態1.895 0670.508 33.728 10.000 2x5：農戶年凈收入1.555 1860.274 15.674 30.000 0x6：是否有資金需求5.180 9051.003 35.163 90.000 0x7：是否有其他籌資能力-0.127 5500.370 7-0.344 10.730 8x8：風險偏好5.175 3940.938 25.516 30.000 0

4.2資金需求假說部分得到實證檢驗的支持

資金需求在1%的水平上顯著影響農戶宅基地使用權及住房財產權抵押意愿，影響系數為5.567 868，且系數為正，表明農戶資金需求越強烈則抵押意愿越強烈。但農戶籌措其他資金的能力系數為正，與假說不符，且沒有通過顯著性檢驗。主要原因可能是受調研內容影響，農戶在有資金需求時，最先考慮的是通過抵押方式來籌措資金而不是通過其他方式。

4.3風險偏好假說完全得到實證檢驗的支持

風險偏好變量的系數為5.175394，在1%的水平上通過顯著性檢驗。風險偏好與農戶宅基地使用權及住房財產權抵押意愿呈正相關，風險偏好越強的農戶則抵押意愿也越強。但鑒于現階段農戶對風險的態度都是比較保守的，所以通過對農戶開展金融風險的教育，提高他們對風險的認識，以及政府政策的適當引導，相信在提高農戶的抵押意愿上具有較大的空間。

5結論與建議

本研究利用遼寧省21縣（區）331戶農戶的樣本數據分析了影響農戶參與宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿的各種因素，結果表明：農戶對資金的需求、戶主性別、受教育程度、身體狀況、年凈收入、風險偏好程度對農戶宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿有顯著的正影響。從影響程度來看，戶主性別和農戶對資金需求的影響最大，而受教育程

式中：Y為觀測值為1或0的列向量，X為解釋變量觀測值矩陣，a為待估系數，μ為隨機誤差項。這時，Probit模型表示為：

Probit（yi=1|xi）=Φ（a0+a1x1+a2x2+…+anxn）（2）

式中：y為因變量，表示農戶通過抵押宅基地使用權及住房財產權獲得貸款意愿的概率（愿意=1，不愿意=1）；Φ（·）表示標準累計正態分布函數，Φ（z）表示標準正態分布函數小于z的概率；x1，x2，…，xn為自變量，表示n個影響農戶抵押意愿的因素；a0為常數項，a1，a2，…，an表示自變量的系數。模型中的變量定義與影響預測方向見表1。 表1模型變量定義與影響預測方向

變量名稱變量定義影響預測被解釋變量y：農戶對宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿愿意=1；不愿意=0解釋變量x1：戶主性別男=1；女=0+x2：年齡18～35歲=1；36～50歲=2；51～65周歲=3；65周歲以上=4-x3：教育小學及以下=1；初中=2；高中及以上=3+x4：身體狀態有勞動能力=1；無勞動能力=0+x5：農戶年凈收入實際調查數據（單位：萬元）+x6：是否有資金需求是=1；無=0+x7：是否有其他籌資能力是=1；無=0-x8：風險偏好風險規避型=1；風險中立型=2；風險追求型=3+

3數據分析

3.1數據來源

在2013年12月和2014年2月，課題組以遼寧省21個縣（區）的農戶為對象，采用隨機抽樣的方法對331戶農戶開展調研。在調查樣點的選取上，采用分層隨機抽樣的方法，充分考慮遼寧農村地區經濟發展水平差異，分別從遼寧不同地區的152個村莊隨機抽取350戶農戶開展問卷調查，最終收回有效問卷331份，總有效率為94.57%。

3.2樣本分析

從農戶參與宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿來看，被調查的331戶農戶中，132戶農戶有抵押意愿，占3988%，說明農戶對通過抵押獲取資金的意愿較為強烈。

從接受調查農戶性別來看，男性占90.94%，女性僅僅為9.06%，與中國農村通常是男性作為戶主且在家庭經濟活動中作決策的實際情況相符合。從被調查者的年齡來看，除65周歲以上的老人外，其他3個年齡段的調查者所占比列比較接近。從受教育程度來看，小學教育比列最大，接近50%，高中及以上僅為18.73%，符合中國農戶受教育的實際情況；抵押意愿來看，受過高中及以上教育的農戶抵押意愿最高，其次是受小學教育農戶。從農戶年凈收入來看，年凈收入在3萬元以下的農戶約占一半，而年凈收入高于6萬的農戶占不到5%，這與現階段中國農村農戶的實際情況相符。

從對資金的需求來看，有資金需求的農戶占32.63%，有資金需求農戶中有抵押意愿農戶所占比例為78.70%，遠遠高于無資金需求農戶中有抵押意愿農戶所占比例21.08%，可見資金需求對抵押意愿有正效應。是否有其他籌資能力對抵押意愿的影響不明顯，沒有表現出較大的差異。從風險偏好來看，風險規避型農戶占29.61%，風險中立型農戶占4441%，這與農戶長期形成的對風險較為保守態度的特點相符。具體情況見表2。

4估計結果及分析

本文運用Eviews 6.0軟件對調查數據進行了Probit回歸分析，估計結果如表3所示。從估計結果看，模型整體擬合效果良好、檢驗基本可行。具體來說，影響農戶宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿的主要因素如下。

4.1償還能力假說大部分得到實證檢驗的支持

性別、受教育水平、身體狀態、農戶年凈收入4個變量系數分別為7.575 155、1.193 366、1.895 067、1.555 186，且都在1%的水平上通過顯著性檢驗。說明這4個變量對抵押意愿有正的影響，男性戶主抵押意愿要遠遠高于女性，受教育水平表2調查樣本分析

假說影響因素分類樣本數

（個）占樣本比例

（%）有抵押意愿數

（個）有抵押意愿

比例（%）償還能力性別男30190.9412641.86女309.06620.00年齡18～35周歲10431.424139.4236～50周歲8726.284248.2851～65周歲10230.823736.2765周歲以上3811.481231.58受教育程度小學及以下16449.556841.46初中10531.723129.52高中及以上6218.733353.23身體狀態有勞動能力20361.338541.87無勞動能力12838.674736.72農戶年凈收入3萬以下15948.041610.063萬～6萬15647.1310064.106萬以上164.8316100.00資金需求是否有資金需求是10832.638578.70無22367.374721.08是否有其他籌資能力是15948.045232.70無17251.968046.51風險偏好風險偏好風險規避型9829.6199.18風險中立型14744.416141.50風險追求型8625.986272.09

高的農戶抵押意愿強于受教育水平低的農戶，身體健康且有勞動能力的農戶抵押意愿更強，年凈收入高的農戶比年凈收入低的農戶更愿意通過抵押獲得資金。四者都是農戶償還能力的重要指標，一般來說，男性戶主、受教育時間長、身體健康有勞動能力、年凈收入多的農戶具有較好的償還能力，償還能力好的農戶抵押意愿更強烈。年齡與抵押意愿呈正相關，但沒有通過顯著性檢驗，表明年齡上的差異并未在抵押意愿上顯現出明顯的不同。筆者認為主要原因是由于不同年齡農戶對通過抵押來獲得貸款的認識程度比較接近，農戶對抵押貸款的認識大多來源于最近幾年房地產熱帶來的城市住房抵押貸款的了解，所以各年齡段農戶在抵押意愿上并未表現出太大的差異，只是中青年農戶比老年農戶抵押意愿稍強烈。表3估計結果

變量系數標準差Z統計量P值c：常數項-6.424 7761.214 9-5.288 60.000 0x1：戶主性別7.575 1551.389 5-5.451 80.000 0x2：年齡0.015 4380.154 10.100 20.920 2x3：教育1.1933 660.446 72.671 30.007 6x4：身體狀態1.895 0670.508 33.728 10.000 2x5：農戶年凈收入1.555 1860.274 15.674 30.000 0x6：是否有資金需求5.180 9051.003 35.163 90.000 0x7：是否有其他籌資能力-0.127 5500.370 7-0.344 10.730 8x8：風險偏好5.175 3940.938 25.516 30.000 0

4.2資金需求假說部分得到實證檢驗的支持

資金需求在1%的水平上顯著影響農戶宅基地使用權及住房財產權抵押意愿，影響系數為5.567 868，且系數為正，表明農戶資金需求越強烈則抵押意愿越強烈。但農戶籌措其他資金的能力系數為正，與假說不符，且沒有通過顯著性檢驗。主要原因可能是受調研內容影響，農戶在有資金需求時，最先考慮的是通過抵押方式來籌措資金而不是通過其他方式。

4.3風險偏好假說完全得到實證檢驗的支持

風險偏好變量的系數為5.175394，在1%的水平上通過顯著性檢驗。風險偏好與農戶宅基地使用權及住房財產權抵押意愿呈正相關，風險偏好越強的農戶則抵押意愿也越強。但鑒于現階段農戶對風險的態度都是比較保守的，所以通過對農戶開展金融風險的教育，提高他們對風險的認識，以及政府政策的適當引導，相信在提高農戶的抵押意愿上具有較大的空間。

5結論與建議

本研究利用遼寧省21縣（區）331戶農戶的樣本數據分析了影響農戶參與宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿的各種因素，結果表明：農戶對資金的需求、戶主性別、受教育程度、身體狀況、年凈收入、風險偏好程度對農戶宅基地使用權及住房財產權抵押貸款意愿有顯著的正影響。從影響程度來看，戶主性別和農戶對資金需求的影響最大，而受教育程