農戶參與農地經營權抵押行為的影響因素

曹陽

摘要：以河南省新鄉縣、中牟縣、光山縣、汝陽縣的農戶調查材料為依據，運用二元Logistic回歸模型分析法對影響農戶參與農地經營權抵押政策行為的影響因素進行了評價分析。結果表明，戶主的正規信貸經歷、主要收入來源等變量對農戶參與農地經營權抵押政策行為有顯著正面影響，農戶年齡、利率水平等變量有顯著負面影響。在此基礎上，從積極開展農村農地經營權抵押融資試點，加速推進農村社會保障體系建設等方面提出了對策建議。

關鍵詞：農地經營權；農戶；抵押貸款；影響因素

中圖分類號： F321.1 文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2015）09-0507-04

中國共產黨十七屆三中全會審議、通過了《中共中央關于推進農村改革發展若干重大問題的決定》，該決定充分賦予了農民充分且有制度保障的農地經營權，也就是說賦予了廣大農民一項長期、安全的土地財產權利。同時，由于農村農地經營權的強大保值性、增值性及擔保的債權安全性、不易滅失等特性，其更容易被農村金融機構所認可、接受。因此，結合我國農村工作實踐，設計符合農村實際情況的土地經營權抵押貸款模式已成為我國農村金融研究的重要課題。

從我國農村土地產權實際視角來看，目前我國農村農地經營權的部分排他性、可分割性及一定范圍內的流轉性等基本產權特性已基本具備[1]。與此同時，我國《物權法》的出臺也為農村農地經營權抵押融資預留了一定活動空間，這就使得在農村社會保障機制尚未十分完善的條件下，全面開展農村農地經營權抵押融資工作的可能性增強[2]。同時，我國農村農地經營權最基本生活保障功能也在逐漸弱化，也為我國農村全面開展農地經營權抵押貸款工作提升了可行性[3]。從實際情況來看，我國農村社會穩定，經濟發展正處于上升階段，已經初步具備了大面積開展農村農地經營權抵押融資的基本條件[4]。學者們通過對豫北1 050戶[5]、泰州市農村50戶[6]、成都農村109戶[7]實際調查，結果發現，農戶對于農地經營權抵押貸款此項業務需求十分迫切，并把農地經營權抵押融資看作未來一個時期大額資金需求的首要備選方式。為此，從理論角度和實踐經驗2個層面來講，農村農地經營權充當貸款抵押擔保品均已具有必備條件[1]。李愛喜[8]、王選慶[9]、肖艷霞[10]對我國農村農地經營權抵押融資模式選擇、組織機構與具體路徑進行了深入探討，認為我國廣大農村可以考慮以下農地經營權抵押融資模式：基金擔保+農地經營權抵押模式，以農地經營權入股方式抵押融資模式，直接向銀行申請抵押融資模式[1]，公司貸款+農地經營權抵押模式[11]。曾章蓉等[12]對“明溪模式”、閆廣寧[13]對“同心模式”基本情況進行了總結，并系統地分析了操作模式的利弊。吳海濤等[14]根據杜蒙縣種植、養殖大戶的實際狀況，以“五戶聯保”為基本單位為杜蒙縣的農戶量身設計了農地經營權抵押融資的信貸模式，該模式的特點就是在傳統“五戶聯?！毙刨J模式基礎之上，在貸款操作環節之中加入了第三方擔保人。

學者們普遍認為農村農地經營權抵押融資是目前非常值得推廣、具有鮮明特色的農戶融資新模式。然而，作為農戶抵押融資的一種新型模式，農戶個人對政策的理解與參與積極性對此模式的推廣有著非常重要的影響，農戶所表現出的潛在需求意愿對推動我國農村農地經營權抵押融資工作有著直接推動作用。然而目前針對農戶行為與意愿對農地經營權抵押融資業務開展的影響研究還較少，因此分析影響農戶參與農地經營權抵押政策行為的因素對于提高農地經營權抵押融資的工作效率具有重要的理論與實際意義。

1數據來源及模型設定

1.1變量選取

目前，我國工業化、城鎮化進程步伐不斷推進，農戶職業類別逐漸出現多樣化、收入來源逐漸趨向多元化，原本同質程度較高的農戶逐漸產生了異質分化現象。此現象將會對農村農地經營權抵押融資的價值認識產生不同影響。同時，有農地經營權流入、農地經營權規模較大的農戶的融資潛在意愿更加強烈。為此，本調查主要從個體特征、農戶家庭特征、農地經營權特征、金融機構特征等角度分析農戶參與農地經營權抵押行為的影響因素（表1）。

1.1.1農戶個體特征農戶個體特征變量包括性別、年齡、文化程度。從理論上來說，男性農戶思維較為活躍，農地經營權抵押貸款的潛在意愿相對女性農戶會更加較強烈一些。另外，隨著農戶年齡的不斷增大，農民自身婚姻狀況與身體健康狀況會有所變化，將直接影響到農戶對新生事物相應接受能力，因此，年齡的不斷增大會影響到農戶對農地經營權抵押貸款的需求意愿。另外，具有較高文化水平的農戶，由于其進一步擴大農業經營規模的意愿較強烈，進而也有強烈的參與農地經營權抵押意愿。

1.1.2家庭特征家庭特征由家庭總人口、收入水平、主要收入來源、對信貸政策的了解、信貸經歷5個具體變量加以分析、解釋。對于經商活動收入、外出務工收入占整個家庭總收入比例較高，每年家庭平均收入水平處于中等及以上、家庭總人口數目較多的農戶家庭來說，他們想進一步擴大生產的意愿十分強烈，但資金缺口較大，為此農地經營權抵押融資意愿也會更加強烈。同時，對于曾經有過正規信貸經歷、對信貸政策有著較全面而具體了解的農戶來說，他們對于農村農地經營權抵押貸款過程中所產生的交易成本（費用）、信息成本（費用）也會產生較合理的正確預期，因此，其參與農地經營權抵押的意愿也較為強烈。

1.1.3農地經營權特征農地經營權特征變量由土地規模、土地流轉情況2個指標加以解釋。一般來說，有大量農地經營權轉入、生產經營規模較大的農戶會產生強烈的資金需求，因此，對農地經營權抵押融資需求規模就更大，其參與農地經營權抵押的意愿也更強烈。

1.1.4金融機構特征金融機構特征變量包括利率水平、貸款期限2方面。利率的升高，會導致農戶融資成本提高，農戶融資意愿就會受到一定抑制；另外，由于農業生產具有明顯的周期性，對生產資金的需求也有明顯季節性，貸款期限設置是否合理也會直接影響到農戶參與農地經營權抵押的行為。endprint

1.1.5控制變量理論上講，鄉鎮經濟發展水平高的地區的農戶對于農業生產性經營依賴度及重視程度比越低，其更愿意通過農地經營權抵押貸款來增加非農生產投入。通常，距離縣城越近，農業產品的運輸成本越低，農戶的農業生產、經營積極性也越高，農地經營權抵押貸款的需求也越強。社會保障體系健全程度越高，農民對土地在經濟上、精神上的依賴表1變量的定義及預期影響方向

變量名稱變量定義均值標準差預期影響農戶潛在需求（Y）0=沒有融資意愿；1=有融資意愿性別（X1）0=女；1=男0.830.37+年齡（X2）實際年齡（歲）47.188.80-文化程度（X3）1=初中及以下；2=高中；3=中專；4=大專及以上 2.600.62+主要收入來源（X4）1=經商；2=外出務工；3=農業生產經營1.880.65-收入水平（X5）1=上等；2=中上等；3=中等；4=中下等；5=下等2.711.30-信貸經歷（X6）0=沒有信貸經歷；1=有信貸經歷0.140.36+對信貸政策是否解（X7）0=不了解；1=了解0.460.52+農地經營權規模（X8）

0=1畝以下；1=1～10畝；2=11～20畝；3=21～30畝；4=31～40畝；

5=40畝以上2.73

1.86

+

家庭總人口（X9） 0=2人及以下；1=3～4人；2=5人及以上4.351.72+土地流轉情況（X10）0=有土地轉出；1=無土地流轉；2=有土地轉入0.410.56+經營類型（X11）0=非農業；1=非農業為主兼營農業；2=農業為主兼營其他；3=純農業2.990.558+/-區位優勢（距縣城遠近）（X12）0=大于10 km；1=5～10 km；2=小于5 km0.400.51+鄉鎮經濟發展水平（X13）0=不發達；2=中等；3=較發達；4=發達0.460.39+社會保障體系健全程度（X14）0=不健全；1=健全0.470.48+利率水平（X15）0=非常高；1=有點高；2=一般；3=有點低，4=非常低2.180.628-貸款期限（X16）0=非常不合理；1=不合理；2=一般，3=合理；4=非常合理2.660.921+注：“+”表示預期變量與農戶土地經營權抵押貸款需求意愿之間呈正相關，“-”表示預期變量與農戶土地經營權抵押貸款需求意愿之間呈負相關，“+/-”表示無法確定預期方向。

程度就越低，農戶參與農地經營權抵押的積極性就越強。

1.2模型選取

由于農戶參與農地經營權抵押行為的意愿很難用具體數值加以測算，為此，本研究用“0-1”指標法來對農戶參與農地經營權抵押行為意愿進行衡量：1表示農戶具有農地經營權抵押貸款愿意，0表示農戶不具有農地經營權抵押貸款愿意。由于在傳統的回歸模型之中，負無窮大到正無窮大為其因變量的取值范圍，而本研究的農戶參與農地經營權抵押政策行為意愿這一因變量取值在[0，1]之間，是一個非常典型的二元選擇課題，因此，采用Logistic模型進行估計較為適合。其公式為：

Logistic（P1-P）=α+∑βiXij+εi。（1）

式中：P代表農戶具有農地經營權抵押融資潛在意愿的概率；1-P代表農戶沒有農地經營權抵押融資潛在意愿的概率；α為常數項；X代表性別等10個解釋變量；β分別代表性別等10個解釋變量的回歸系數；ε為隨機誤差項。

1.3數據來源

本研究以圈層理論為指導思想，按照近效、中效、遠效的基本原則來確定樣本選取點，本次共發放調查問卷320份，收回調查問卷300份，調查問卷回收率為93.8%。其中有效調查問卷281份，問卷回收率為87.8%。被調查農戶涵蓋河南省4個縣（市）、8個鄉鎮、16個村（莊）。樣本中，農戶平均年齡47.18歲，其中女性42人，占15.0%；男性239人，占850%。調查農戶中有村干部39人，占13.9%；107人為農信社社員，占38.1%；有19戶加入合作經濟組織，占6.76%。調查農戶平均經營農地面積僅為12.62畝。調查發現，60%農戶專業或兼業從事具有一定技能或手藝的工作，在農村農戶通過兼業生產經營形式來（從事如烹飪、開車、修理等）補貼家庭資金需求已成為一種非常普遍現象。

2實證分析

本研究使用Eviews 7.0統計分析軟件，采用極大似然估計法對農村農地經營權抵押融資模型進行了計量分析（表2）。模型Ⅰ是對性別、文化程度等16個變量的實證分析結果，為了盡最大可能避免多重測量指標之間共線性現象的產生，對性別、文化程度等變量之間的相關系數進行了測算，結果發現：X4（主要收入來源）、X5（收入水平）兩變量之間的相關系數為0.625 652 4，變量X7（農地經營權規模變量）與X10（農地經營權流轉情況）相關系數為0.747 646，此兩變量屬于中度相關關系。另外，依據X7（農地經營權規模變量）系數及統計顯著水平，在模型Ⅱ中剔除了X5、X10。

從計量分析結果來看，顯著影響因素主要包括：性別（X1）、年齡（X2）、信貸經歷（X6）、家庭收入來源（X4）、區位優勢（距縣城遠近）（X12）、鄉鎮經濟發展水平（X13）、社會保障體系健全程度（X14）、利率水平（X15）。農地經營權規模（X8）、家庭總人口（X9）、土地流轉情況（X10）、經營類型（X11）、貸款期限（X16）沒有通過顯著性檢驗。表2Logistic模型運行結果 2.1農戶的性別和年齡

性別（X1）和年齡（X2）變量統計顯著水平分別為10%、5%。性別（X1）變量系數符號為正號，說明性別變量對農戶農地經營權抵押融資潛在意愿具有正面顯著影響，即男性比女性農戶對農地經營權抵押融資的開展更有強烈需求。年齡（X2）變量系數符號為負，即隨著農戶年齡不斷增長，其農地經營權抵押融資的潛在意愿的強烈程度逐漸降低。調查過程中，我們發現農村“男主外、女主內”這種農業生產經營形式仍然很普遍，男性農戶對農地經營權抵押融資新政策的認知、理解水平普遍較女性高，男性農戶農地經營權抵押融資意愿較強。但是，由于受“無債一身輕”等傳統理念的影響，再加上年齡這一原因，男性農戶也很難徹底、完全地理解農地經營權抵押融資這一項新的惠農政策。對于年齡較大的農戶而言，擴展生產經營規模愿意較低，農地經營權抵押融資意愿也較抵。相反，對于年齡相對較輕的農戶來說，他們正處于生理及思想活躍的階段，思路十分開闊，接受新生事物的速度較快、能力較強，所以對于農地經營權抵押融資這一新型模式有著較強參與愿意。endprint

2.2信貸經歷

信貸經歷（X6）這一變量系數符號為正號，估計值為1.3，并且在1%的統計水平下通過了顯著性檢驗，說明信貸經歷對農戶農地經營權抵押融資意愿具有正面影響，即有獲貸經歷的村民更傾向于抵押融資。由于受到農地經營權抵押融資信息交易費用因素的影響，很多農戶對農村金融機構開展的農地經營權抵押融資業務所持態度非常消極，再加上操作程序十分繁雜等原因，農戶正規信貸融資意愿被進一步抑制。對于曾經有過正規信貸經歷的農戶來說，其對農地經營權抵押融資過程所發生的信息交易費用因素的分析、判斷也會十分客觀公正，其農地經營權抵押融資的正確預期形成速度也更為快捷；因此，有過正規信貸經歷的農戶普遍會擁有較強的參與農地經營權抵押的意愿。

2.3家庭收入來源

家庭收入來源（X4）這一變量系數符號為負，在10%的統計水平下具有顯著性，也就是說經商階層農戶農地經營權抵押潛在意愿更強烈。對于以農業生產經營為家庭收入主要來源的農戶而言，其在種植、養殖等方面所需的資金缺口依靠長期的自我積累就可以解決。而那些從事經商活動、外出務工的農戶，事實上他們已經脫離農業，很少直接從事農業生產經營活動，農地經營權基本生活保障功效已逐漸被弱化。然而，農地經營權資產要素這一本質特征則日益凸出，農地經營權抵押融資業務的全面開展也恰恰迎合了這些農戶的意愿。

2.4經營類型

經營類型變量沒有通過顯著性檢驗，可能是被調查地區農戶分化不太明顯，非農業界定不太顯著，樣本農戶兼業戶占據了多數。他們在農忙時主要忙農活，非農忙時部分家庭成員會外出從事非農工作，可能只有進一步擴大生產經營規模的農戶才會產生需求意愿。

2.5利率水平

利率水平這一變量的顯著水平為10%，估計系數為 0.306 261，符號為負號，這表明利率值同農戶抵押貸款需求意愿呈負相關關系。在實際調研過程中，有67%農戶建議進一步調低利率水平，他們認為農地經營權抵押貸款雖然比普通信用融資更容易實現，但是利率比同類信用融資要高。因此，只有利率水平達到農戶心中的閥值時，才能有助于形成對農地經營權抵押貸款的正確預期，較強的參與農地經營權抵押的意愿才會產生。

2.6控制變量

在控制變量中，鄉鎮經濟發展水平、區位優勢（距縣城遠近）、社會保障體系健全程度對農戶農地經營權抵押意愿有顯著的正面影響。鄉鎮經濟發展水平變量在1%的水平上顯著影響農戶參與農地經營權抵押的意愿，影響系數為0564，說明農戶所處鄉鎮經濟發展水平越高，農戶越愿意進行相關農業生產投資，對土地經營權抵押貸款意愿也越強烈。距離縣城遠近這一變量對農戶參與農地經營權抵押意愿影響系數為0.600，并且在10%統計水平上通過了顯著性檢驗，說明距離縣城越近，農戶參與農地經營權抵押的意愿就越強烈。社會保障體系健全程度變量對農戶參與農地經營權抵押的意愿在10%的水平上顯著，影響系數為0206，說明社會保障體系健全程度越高，農戶參與農地經營權抵押的意愿就越強烈。

3政策建議

3.1開展農地經營權抵押融資試點工作

上述實證分析表明，農戶對農地經營權抵押融資需求主要來自農業生產、家庭2方面，因此，我國農地經營權抵押融資這一特殊金融產品供給模式一定要與農村實際情況緊密結合。為此，可以選擇一些基礎條件較為成熟的地區作為試點，比如可以選擇那些外出經商活動比較頻繁、農業經營規?；潭容^高的村鎮，當這些試點成功之后再逐步在全國范圍推廣。

3.2逐漸完善農村社會保障體系機制

實地調查發現，目前，農戶的農地經營權一直充當著家庭養老等社會保障性角色，也就是說，失去農地經營權就直接失去了穩定的生活保障，不僅要本代人承擔家庭生活、居住風險，還有可能給下一代人的生活居住帶來潛在危機。無論是從生活、經濟理性視角，還是從社會理性視角來說，他們對農村農地經營權抵押融資業務所持態度仍然非常謹慎[15]。其本質就是，在我國農村醫療機制、家庭生活保障制度不太健全、嚴重缺失條件下，農戶發自內心、出于本能的自我保護狀態。因此，只有進一步健全、完善我國農村社會保障制度，逐步弱化農地經營權的生活、養老等基本保障功效，才能把更多農戶從對農地經營權全面依靠狀態之下真正、全面地解放出來，逐步歸還農地經營權以生產要素的本質特性，以全面提升農地經營價值。

3.3全面完善農地經營權抵押融資相關制度

一是逐步允許一些大中型農業龍頭企業直接參與農村農地經營權經營業務。農地經營權抵押融資業務在我國農村全面開展之后，當農民由于生產經營不善、自然風險等原因而無法按時歸還抵押貸款時，一部分農民會因此失去本來所擁有的農地。此時，金融機構必然取得抵押農地經營權經營權，假如農村金融機構以企業身份直接參與到農業生產、經營活動中來，此行為不符合金融類企業經濟理性[16]。于是，金融機構就會通過農地經營權流轉模式由專業的農業企業來經營，實現抵押土地經濟價值。二是通過示范帶動的模式，在已經辦理過農地經營權抵押融資業務的農戶中，選擇一些典型、有影響力者開展示范、培植工作，以全面促進我國農村農地經營權抵押融資業務健康、全面發展。三是開展農地經營權抵押貸款相關理論知識、實際操作講座，尤其要加大對女性和年齡較長者農地經營權抵押融資業務宣傳力度，提升農戶抵押融資理論知識涵養，形成對農地經營權抵押融資的正確預期。

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