農(nóng)戶宅基地使用權(quán)抵押貸款意愿的研究

彭麗坤+寧國(guó)強(qiáng)+姜健

摘要：以遼寧省21縣（區(qū)）331戶農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿的調(diào)查問(wèn)卷為樣本數(shù)據(jù)，通過(guò)建立Probit回歸模型分析了影響農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿的各種因素。結(jié)果表明：農(nóng)戶對(duì)資金的需求、戶主性別、受教育程度、身體狀況、年凈收入、風(fēng)險(xiǎn)偏好程度等因素對(duì)農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)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(duì)該意愿影響不顯著。

關(guān)鍵詞：宅基地使用權(quán)；抵押意愿；影響因素；遼寧省

中圖分類號(hào)： F301.3文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A文章編號(hào)：1002-1302（2014）06-0467-03

收稿日期：2014-04-02

作者簡(jiǎn)介：彭麗坤（1963—），女，滿族，副教授，研究方向?yàn)樨?cái)務(wù)管理與管理會(huì)計(jì)。

通信作者：寧國(guó)強(qiáng)，博士研究生，講師，研究方向?yàn)檗r(nóng)村財(cái)政金融。E-mail：522102275@qq.com。隨著農(nóng)村改革全面深化和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，農(nóng)戶對(duì)資金需求也日益旺盛。對(duì)農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)、宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)是一般農(nóng)戶所擁有的最重要資產(chǎn)。如何利用農(nóng)戶的這些重要資產(chǎn)，破解農(nóng)戶的資金難題，已成為國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究熱點(diǎn)。自2006年中央一號(hào)文件《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于推進(jìn)社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)的若干意見(jiàn)》中強(qiáng)調(diào)“健全在依法、自愿、有償基礎(chǔ)上的土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)機(jī)制，有條件的地方可發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)”開(kāi)始，學(xué)者對(duì)土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)的流轉(zhuǎn)、轉(zhuǎn)讓和抵押的研究開(kāi)始增多。而學(xué)者對(duì)農(nóng)戶住房財(cái)產(chǎn)權(quán)的研究是從近3年才開(kāi)始逐漸增多，特別是2014年中央一號(hào)文件《關(guān)于全面深化農(nóng)村改革加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的若干意見(jiàn)》中進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)“改革農(nóng)村宅基地制度，完善農(nóng)村宅基地分配政策，在保障農(nóng)戶宅基地用益物權(quán)前提下，選擇若干試點(diǎn)，慎重穩(wěn)妥推進(jìn)農(nóng)民住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押、擔(dān)保、轉(zhuǎn)讓”，相信農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)必將成為學(xué)者研究的熱點(diǎn)。

在中國(guó)農(nóng)村，農(nóng)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(nóng)戶對(duì)房屋擁有所有權(quán)，而宅基地所有權(quán)屬村民集體所有，農(nóng)戶只擁有宅基地使用權(quán)，宅基地使用權(quán)是中國(guó)農(nóng)村特有的集體土地所有權(quán)中的用益物權(quán)。但以往農(nóng)戶在處分自己的房屋時(shí)往往將宅基地的用益物權(quán)與房屋所有權(quán)同時(shí)處分，鑒于國(guó)有土地的各項(xiàng)法律仍留有許多空白，所以多數(shù)學(xué)者認(rèn)為農(nóng)戶住房財(cái)產(chǎn)權(quán)與農(nóng)戶宅基地使用權(quán)是不可分割的，在研究宅基地使用處置時(shí)應(yīng)考慮到農(nóng)戶住房財(cái)產(chǎn)權(quán)處置的問(wèn)題。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)農(nóng)戶宅基地的研究的視角和重點(diǎn)各有千秋，但對(duì)農(nóng)戶住房財(cái)產(chǎn)權(quán)的研究卻鮮見(jiàn)。從農(nóng)戶宅基地置換角度，張恩碧等提出宅基地置換必須堅(jiān)持以和諧理念為指導(dǎo)，運(yùn)用市場(chǎng)機(jī)制，遵循公平原則，讓農(nóng)民從宅基地置換中真正得到實(shí)惠，享受到土地增值帶來(lái)的收益[1]。劉旦等從農(nóng)戶的角度探討了宅基地置換工程的成本-收入問(wèn)題，提出要建立公正的利益均衡機(jī)制，有效發(fā)揮宏觀調(diào)控機(jī)制的作用，健全社會(huì)保障機(jī)制[2]。從宅基地流轉(zhuǎn)模式角度，徐波等以陜西省武功縣為對(duì)象，研究了農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)模式[3]。從宅基地流轉(zhuǎn)影響因子的作用強(qiáng)弱角度，趙亞萍等提出社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r對(duì)其有顯著的影響，尤其是非農(nóng)業(yè)率與宅基地交易比率呈較強(qiáng)的正相關(guān)性，政府采取一定的措施鼓勵(lì)轉(zhuǎn)移出的勞動(dòng)力“離土并離鄉(xiāng)”成為城鎮(zhèn)居民，并允許空閑出來(lái)的宅基地進(jìn)入市場(chǎng)[4]。周婧等利用社會(huì)學(xué)理性選擇理論和Logistic分析表明農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿普遍偏低，且從純農(nóng)業(yè)戶到非農(nóng)業(yè)戶意愿逐漸減弱，兼業(yè)程度由低到高，宅基地流轉(zhuǎn)決策因子沿生存—經(jīng)濟(jì)—社會(huì)方向轉(zhuǎn)移，純農(nóng)業(yè)型為生存理性，農(nóng)業(yè)主導(dǎo)型為生存與經(jīng)濟(jì)理性，農(nóng)工兼具型為經(jīng)濟(jì)理性，非農(nóng)主導(dǎo)型與非農(nóng)業(yè)型以社會(huì)理性為主導(dǎo)[5]。南亞剛等采用Logistic回歸分析，提出影響農(nóng)戶宅基地流轉(zhuǎn)意愿的因素依次為非農(nóng)收入占總收入的比重、距縣城距離、對(duì)政策了解程度、戶主年齡、戶主學(xué)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(dāng)前農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)中存在的問(wèn)題，提出了轉(zhuǎn)變觀念，用市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的觀點(diǎn)看待農(nóng)村宅基地流轉(zhuǎn)的必要性[8]。

1理論假設(shè)

農(nóng)戶對(duì)宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)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(guī)模、業(yè)主職業(yè)穩(wěn)定度、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值、非農(nóng)收入占總收入的比重等?；谝陨衔墨I(xiàn)和評(píng)述，將影響農(nóng)戶對(duì)宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿的影響因素進(jìn)行合理的歸納、概括和梳理，并提出3個(gè)假說(shuō)：

1.1償還能力假說(shuō)

農(nóng)戶的自身償還能力直接關(guān)系到抵押意愿，一般來(lái)說(shuō)，農(nóng)戶的償還能力越強(qiáng)，抵押意愿越強(qiáng)。而農(nóng)戶的償還能力還體現(xiàn)在很多方面，比如農(nóng)戶年凈收入、身體狀態(tài)、年齡和受教育程度等因素。

1.2資金需求假說(shuō)

當(dāng)農(nóng)戶因就醫(yī)、子女上學(xué)、購(gòu)買農(nóng)機(jī)等原因?qū)Y金存在需求時(shí)，對(duì)通過(guò)宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押獲得資金的意愿必將強(qiáng)烈；但是，這種意愿還要受到農(nóng)戶籌措資金能力的影響，如果農(nóng)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(xiàn)或可抵押資產(chǎn)、可獲得信用貸款等。農(nóng)戶籌措資金能力越強(qiáng)，則通過(guò)宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押獲得資金的意愿越弱。

1.3風(fēng)險(xiǎn)偏好假說(shuō)

不同的農(nóng)戶對(duì)通過(guò)抵押宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)獲得資金的的態(tài)度是存在差異的，我們將其分為3種不同的風(fēng)險(xiǎn)偏好：風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型農(nóng)戶抵押意愿最弱，風(fēng)險(xiǎn)追求型農(nóng)戶抵押意愿最強(qiáng)，風(fēng)險(xiǎn)中立性農(nóng)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(gè)體決策行為的理想模型。對(duì)農(nóng)戶通過(guò)抵押宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)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(gè)值，可采用Probit模型建立農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿模型。假設(shè)有多個(gè)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(cè)值為1或0的列向量，X為解釋變量觀測(cè)值矩陣，a為待估系數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。這時(shí)，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(nóng)戶通過(guò)抵押宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)獲得貸款意愿的概率（愿意=1，不愿意=1）；Φ（·）表示標(biāo)準(zhǔn)累計(jì)正態(tài)分布函數(shù)，Φ（z）表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)小于z的概率；x1，x2，…，xn為自變量，表示n個(gè)影響農(nóng)戶抵押意愿的因素；a0為常數(shù)項(xiàng)，a1，a2，…，an表示自變量的系數(shù)。模型中的變量定義與影響預(yù)測(cè)方向見(jiàn)表1。 表1模型變量定義與影響預(yù)測(cè)方向

變量名稱變量定義影響預(yù)測(cè)被解釋變量y：農(nóng)戶對(duì)宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)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(xué)及以下=1；初中=2；高中及以上=3+x4：身體狀態(tài)有勞動(dòng)能力=1；無(wú)勞動(dòng)能力=0+x5：農(nóng)戶年凈收入實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)（單位：萬(wàn)元）+x6：是否有資金需求是=1；無(wú)=0+x7：是否有其他籌資能力是=1；無(wú)=0-x8：風(fēng)險(xiǎn)偏好風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型=1；風(fēng)險(xiǎn)中立型=2；風(fēng)險(xiǎn)追求型=3+

3數(shù)據(jù)分析

3.1數(shù)據(jù)來(lái)源

在2013年12月和2014年2月，課題組以遼寧省21個(gè)縣（區(qū)）的農(nóng)戶為對(duì)象，采用隨機(jī)抽樣的方法對(duì)331戶農(nóng)戶開(kāi)展調(diào)研。在調(diào)查樣點(diǎn)的選取上，采用分層隨機(jī)抽樣的方法，充分考慮遼寧農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，分別從遼寧不同地區(qū)的152個(gè)村莊隨機(jī)抽取350戶農(nóng)戶開(kāi)展問(wèn)卷調(diào)查，最終收回有效問(wèn)卷331份，總有效率為94.57%。

3.2樣本分析

從農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿來(lái)看，被調(diào)查的331戶農(nóng)戶中，132戶農(nóng)戶有抵押意愿，占3988%，說(shuō)明農(nóng)戶對(duì)通過(guò)抵押獲取資金的意愿較為強(qiáng)烈。

從接受調(diào)查農(nóng)戶性別來(lái)看，男性占90.94%，女性僅僅為9.06%，與中國(guó)農(nóng)村通常是男性作為戶主且在家庭經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中作決策的實(shí)際情況相符合。從被調(diào)查者的年齡來(lái)看，除65周歲以上的老人外，其他3個(gè)年齡段的調(diào)查者所占比列比較接近。從受教育程度來(lái)看，小學(xué)教育比列最大，接近50%，高中及以上僅為18.73%，符合中國(guó)農(nóng)戶受教育的實(shí)際情況；抵押意愿來(lái)看，受過(guò)高中及以上教育的農(nóng)戶抵押意愿最高，其次是受小學(xué)教育農(nóng)戶。從農(nóng)戶年凈收入來(lái)看，年凈收入在3萬(wàn)元以下的農(nóng)戶約占一半，而年凈收入高于6萬(wàn)的農(nóng)戶占不到5%，這與現(xiàn)階段中國(guó)農(nóng)村農(nóng)戶的實(shí)際情況相符。

從對(duì)資金的需求來(lái)看，有資金需求的農(nóng)戶占32.63%，有資金需求農(nóng)戶中有抵押意愿農(nóng)戶所占比例為78.70%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于無(wú)資金需求農(nóng)戶中有抵押意愿農(nóng)戶所占比例21.08%，可見(jiàn)資金需求對(duì)抵押意愿有正效應(yīng)。是否有其他籌資能力對(duì)抵押意愿的影響不明顯，沒(méi)有表現(xiàn)出較大的差異。從風(fēng)險(xiǎn)偏好來(lái)看，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型農(nóng)戶占29.61%，風(fēng)險(xiǎn)中立型農(nóng)戶占4441%，這與農(nóng)戶長(zhǎng)期形成的對(duì)風(fēng)險(xiǎn)較為保守態(tài)度的特點(diǎn)相符。具體情況見(jiàn)表2。

4估計(jì)結(jié)果及分析

本文運(yùn)用Eviews 6.0軟件對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了Probit回歸分析，估計(jì)結(jié)果如表3所示。從估計(jì)結(jié)果看，模型整體擬合效果良好、檢驗(yàn)基本可行。具體來(lái)說(shuō)，影響農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿的主要因素如下。

4.1償還能力假說(shuō)大部分得到實(shí)證檢驗(yàn)的支持

性別、受教育水平、身體狀態(tài)、農(nóng)戶年凈收入4個(gè)變量系數(shù)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(guò)顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明這4個(gè)變量對(duì)抵押意愿有正的影響，男性戶主抵押意愿要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于女性，受教育水平表2調(diào)查樣本分析

假說(shuō)影響因素分類樣本數(shù)

（個(gè)）占樣本比例

（%）有抵押意愿數(shù)

（個(gè)）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(xué)及以下16449.556841.46初中10531.723129.52高中及以上6218.733353.23身體狀態(tài)有勞動(dòng)能力20361.338541.87無(wú)勞動(dòng)能力12838.674736.72農(nóng)戶年凈收入3萬(wàn)以下15948.041610.063萬(wàn)～6萬(wàn)15647.1310064.106萬(wàn)以上164.8316100.00資金需求是否有資金需求是10832.638578.70無(wú)22367.374721.08是否有其他籌資能力是15948.045232.70無(wú)17251.968046.51風(fēng)險(xiǎn)偏好風(fēng)險(xiǎn)偏好風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型9829.6199.18風(fēng)險(xiǎn)中立型14744.416141.50風(fēng)險(xiǎn)追求型8625.986272.09

高的農(nóng)戶抵押意愿強(qiáng)于受教育水平低的農(nóng)戶，身體健康且有勞動(dòng)能力的農(nóng)戶抵押意愿更強(qiáng)，年凈收入高的農(nóng)戶比年凈收入低的農(nóng)戶更愿意通過(guò)抵押獲得資金。四者都是農(nóng)戶償還能力的重要指標(biāo)，一般來(lái)說(shuō)，男性戶主、受教育時(shí)間長(zhǎng)、身體健康有勞動(dòng)能力、年凈收入多的農(nóng)戶具有較好的償還能力，償還能力好的農(nóng)戶抵押意愿更強(qiáng)烈。年齡與抵押意愿呈正相關(guān)，但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明年齡上的差異并未在抵押意愿上顯現(xiàn)出明顯的不同。筆者認(rèn)為主要原因是由于不同年齡農(nóng)戶對(duì)通過(guò)抵押來(lái)獲得貸款的認(rèn)識(shí)程度比較接近，農(nóng)戶對(duì)抵押貸款的認(rèn)識(shí)大多來(lái)源于最近幾年房地產(chǎn)熱帶來(lái)的城市住房抵押貸款的了解，所以各年齡段農(nóng)戶在抵押意愿上并未表現(xiàn)出太大的差異，只是中青年農(nóng)戶比老年農(nóng)戶抵押意愿稍強(qiáng)烈。表3估計(jì)結(jié)果

變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差Z統(tǒng)計(jì)量P值c：常數(shù)項(xiàng)-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(tài)1.895 0670.508 33.728 10.000 2x5：農(nóng)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(fēng)險(xiǎn)偏好5.175 3940.938 25.516 30.000 0

4.2資金需求假說(shuō)部分得到實(shí)證檢驗(yàn)的支持

資金需求在1%的水平上顯著影響農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押意愿，影響系數(shù)為5.567 868，且系數(shù)為正，表明農(nóng)戶資金需求越強(qiáng)烈則抵押意愿越強(qiáng)烈。但農(nóng)戶籌措其他資金的能力系數(shù)為正，與假說(shuō)不符，且沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。主要原因可能是受調(diào)研內(nèi)容影響，農(nóng)戶在有資金需求時(shí)，最先考慮的是通過(guò)抵押方式來(lái)籌措資金而不是通過(guò)其他方式。

4.3風(fēng)險(xiǎn)偏好假說(shuō)完全得到實(shí)證檢驗(yàn)的支持

風(fēng)險(xiǎn)偏好變量的系數(shù)為5.175394，在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。風(fēng)險(xiǎn)偏好與農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押意愿呈正相關(guān)，風(fēng)險(xiǎn)偏好越強(qiáng)的農(nóng)戶則抵押意愿也越強(qiáng)。但鑒于現(xiàn)階段農(nóng)戶對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度都是比較保守的，所以通過(guò)對(duì)農(nóng)戶開(kāi)展金融風(fēng)險(xiǎn)的教育，提高他們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)識(shí)，以及政府政策的適當(dāng)引導(dǎo)，相信在提高農(nóng)戶的抵押意愿上具有較大的空間。

5結(jié)論與建議

本研究利用遼寧省21縣（區(qū)）331戶農(nóng)戶的樣本數(shù)據(jù)分析了影響農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿的各種因素，結(jié)果表明：農(nóng)戶對(duì)資金的需求、戶主性別、受教育程度、身體狀況、年凈收入、風(fēng)險(xiǎn)偏好程度對(duì)農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿有顯著的正影響。從影響程度來(lái)看，戶主性別和農(nóng)戶對(duì)資金需求的影響最大，而受教育程

式中：Y為觀測(cè)值為1或0的列向量，X為解釋變量觀測(cè)值矩陣，a為待估系數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。這時(shí)，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(nóng)戶通過(guò)抵押宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)獲得貸款意愿的概率（愿意=1，不愿意=1）；Φ（·）表示標(biāo)準(zhǔn)累計(jì)正態(tài)分布函數(shù)，Φ（z）表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)小于z的概率；x1，x2，…，xn為自變量，表示n個(gè)影響農(nóng)戶抵押意愿的因素；a0為常數(shù)項(xiàng)，a1，a2，…，an表示自變量的系數(shù)。模型中的變量定義與影響預(yù)測(cè)方向見(jiàn)表1。 表1模型變量定義與影響預(yù)測(cè)方向

變量名稱變量定義影響預(yù)測(cè)被解釋變量y：農(nóng)戶對(duì)宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)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(xué)及以下=1；初中=2；高中及以上=3+x4：身體狀態(tài)有勞動(dòng)能力=1；無(wú)勞動(dòng)能力=0+x5：農(nóng)戶年凈收入實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)（單位：萬(wàn)元）+x6：是否有資金需求是=1；無(wú)=0+x7：是否有其他籌資能力是=1；無(wú)=0-x8：風(fēng)險(xiǎn)偏好風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型=1；風(fēng)險(xiǎn)中立型=2；風(fēng)險(xiǎn)追求型=3+

3數(shù)據(jù)分析

3.1數(shù)據(jù)來(lái)源

在2013年12月和2014年2月，課題組以遼寧省21個(gè)縣（區(qū)）的農(nóng)戶為對(duì)象，采用隨機(jī)抽樣的方法對(duì)331戶農(nóng)戶開(kāi)展調(diào)研。在調(diào)查樣點(diǎn)的選取上，采用分層隨機(jī)抽樣的方法，充分考慮遼寧農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，分別從遼寧不同地區(qū)的152個(gè)村莊隨機(jī)抽取350戶農(nóng)戶開(kāi)展問(wèn)卷調(diào)查，最終收回有效問(wèn)卷331份，總有效率為94.57%。

3.2樣本分析

從農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿來(lái)看，被調(diào)查的331戶農(nóng)戶中，132戶農(nóng)戶有抵押意愿，占3988%，說(shuō)明農(nóng)戶對(duì)通過(guò)抵押獲取資金的意愿較為強(qiáng)烈。

從接受調(diào)查農(nóng)戶性別來(lái)看，男性占90.94%，女性僅僅為9.06%，與中國(guó)農(nóng)村通常是男性作為戶主且在家庭經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中作決策的實(shí)際情況相符合。從被調(diào)查者的年齡來(lái)看，除65周歲以上的老人外，其他3個(gè)年齡段的調(diào)查者所占比列比較接近。從受教育程度來(lái)看，小學(xué)教育比列最大，接近50%，高中及以上僅為18.73%，符合中國(guó)農(nóng)戶受教育的實(shí)際情況；抵押意愿來(lái)看，受過(guò)高中及以上教育的農(nóng)戶抵押意愿最高，其次是受小學(xué)教育農(nóng)戶。從農(nóng)戶年凈收入來(lái)看，年凈收入在3萬(wàn)元以下的農(nóng)戶約占一半，而年凈收入高于6萬(wàn)的農(nóng)戶占不到5%，這與現(xiàn)階段中國(guó)農(nóng)村農(nóng)戶的實(shí)際情況相符。

從對(duì)資金的需求來(lái)看，有資金需求的農(nóng)戶占32.63%，有資金需求農(nóng)戶中有抵押意愿農(nóng)戶所占比例為78.70%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于無(wú)資金需求農(nóng)戶中有抵押意愿農(nóng)戶所占比例21.08%，可見(jiàn)資金需求對(duì)抵押意愿有正效應(yīng)。是否有其他籌資能力對(duì)抵押意愿的影響不明顯，沒(méi)有表現(xiàn)出較大的差異。從風(fēng)險(xiǎn)偏好來(lái)看，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型農(nóng)戶占29.61%，風(fēng)險(xiǎn)中立型農(nóng)戶占4441%，這與農(nóng)戶長(zhǎng)期形成的對(duì)風(fēng)險(xiǎn)較為保守態(tài)度的特點(diǎn)相符。具體情況見(jiàn)表2。

4估計(jì)結(jié)果及分析

本文運(yùn)用Eviews 6.0軟件對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了Probit回歸分析，估計(jì)結(jié)果如表3所示。從估計(jì)結(jié)果看，模型整體擬合效果良好、檢驗(yàn)基本可行。具體來(lái)說(shuō)，影響農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿的主要因素如下。

4.1償還能力假說(shuō)大部分得到實(shí)證檢驗(yàn)的支持

性別、受教育水平、身體狀態(tài)、農(nóng)戶年凈收入4個(gè)變量系數(shù)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(guò)顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明這4個(gè)變量對(duì)抵押意愿有正的影響，男性戶主抵押意愿要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于女性，受教育水平表2調(diào)查樣本分析

假說(shuō)影響因素分類樣本數(shù)

（個(gè)）占樣本比例

（%）有抵押意愿數(shù)

（個(gè)）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(xué)及以下16449.556841.46初中10531.723129.52高中及以上6218.733353.23身體狀態(tài)有勞動(dòng)能力20361.338541.87無(wú)勞動(dòng)能力12838.674736.72農(nóng)戶年凈收入3萬(wàn)以下15948.041610.063萬(wàn)～6萬(wàn)15647.1310064.106萬(wàn)以上164.8316100.00資金需求是否有資金需求是10832.638578.70無(wú)22367.374721.08是否有其他籌資能力是15948.045232.70無(wú)17251.968046.51風(fēng)險(xiǎn)偏好風(fēng)險(xiǎn)偏好風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型9829.6199.18風(fēng)險(xiǎn)中立型14744.416141.50風(fēng)險(xiǎn)追求型8625.986272.09

高的農(nóng)戶抵押意愿強(qiáng)于受教育水平低的農(nóng)戶，身體健康且有勞動(dòng)能力的農(nóng)戶抵押意愿更強(qiáng)，年凈收入高的農(nóng)戶比年凈收入低的農(nóng)戶更愿意通過(guò)抵押獲得資金。四者都是農(nóng)戶償還能力的重要指標(biāo)，一般來(lái)說(shuō)，男性戶主、受教育時(shí)間長(zhǎng)、身體健康有勞動(dòng)能力、年凈收入多的農(nóng)戶具有較好的償還能力，償還能力好的農(nóng)戶抵押意愿更強(qiáng)烈。年齡與抵押意愿呈正相關(guān)，但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明年齡上的差異并未在抵押意愿上顯現(xiàn)出明顯的不同。筆者認(rèn)為主要原因是由于不同年齡農(nóng)戶對(duì)通過(guò)抵押來(lái)獲得貸款的認(rèn)識(shí)程度比較接近，農(nóng)戶對(duì)抵押貸款的認(rèn)識(shí)大多來(lái)源于最近幾年房地產(chǎn)熱帶來(lái)的城市住房抵押貸款的了解，所以各年齡段農(nóng)戶在抵押意愿上并未表現(xiàn)出太大的差異，只是中青年農(nóng)戶比老年農(nóng)戶抵押意愿稍強(qiáng)烈。表3估計(jì)結(jié)果

變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差Z統(tǒng)計(jì)量P值c：常數(shù)項(xiàng)-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(tài)1.895 0670.508 33.728 10.000 2x5：農(nóng)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(fēng)險(xiǎn)偏好5.175 3940.938 25.516 30.000 0

4.2資金需求假說(shuō)部分得到實(shí)證檢驗(yàn)的支持

資金需求在1%的水平上顯著影響農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押意愿，影響系數(shù)為5.567 868，且系數(shù)為正，表明農(nóng)戶資金需求越強(qiáng)烈則抵押意愿越強(qiáng)烈。但農(nóng)戶籌措其他資金的能力系數(shù)為正，與假說(shuō)不符，且沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。主要原因可能是受調(diào)研內(nèi)容影響，農(nóng)戶在有資金需求時(shí)，最先考慮的是通過(guò)抵押方式來(lái)籌措資金而不是通過(guò)其他方式。

4.3風(fēng)險(xiǎn)偏好假說(shuō)完全得到實(shí)證檢驗(yàn)的支持

風(fēng)險(xiǎn)偏好變量的系數(shù)為5.175394，在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。風(fēng)險(xiǎn)偏好與農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押意愿呈正相關(guān)，風(fēng)險(xiǎn)偏好越強(qiáng)的農(nóng)戶則抵押意愿也越強(qiáng)。但鑒于現(xiàn)階段農(nóng)戶對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度都是比較保守的，所以通過(guò)對(duì)農(nóng)戶開(kāi)展金融風(fēng)險(xiǎn)的教育，提高他們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)識(shí)，以及政府政策的適當(dāng)引導(dǎo)，相信在提高農(nóng)戶的抵押意愿上具有較大的空間。

5結(jié)論與建議

本研究利用遼寧省21縣（區(qū)）331戶農(nóng)戶的樣本數(shù)據(jù)分析了影響農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿的各種因素，結(jié)果表明：農(nóng)戶對(duì)資金的需求、戶主性別、受教育程度、身體狀況、年凈收入、風(fēng)險(xiǎn)偏好程度對(duì)農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿有顯著的正影響。從影響程度來(lái)看，戶主性別和農(nóng)戶對(duì)資金需求的影響最大，而受教育程

式中：Y為觀測(cè)值為1或0的列向量，X為解釋變量觀測(cè)值矩陣，a為待估系數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。這時(shí)，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(nóng)戶通過(guò)抵押宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)獲得貸款意愿的概率（愿意=1，不愿意=1）；Φ（·）表示標(biāo)準(zhǔn)累計(jì)正態(tài)分布函數(shù)，Φ（z）表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)小于z的概率；x1，x2，…，xn為自變量，表示n個(gè)影響農(nóng)戶抵押意愿的因素；a0為常數(shù)項(xiàng)，a1，a2，…，an表示自變量的系數(shù)。模型中的變量定義與影響預(yù)測(cè)方向見(jiàn)表1。 表1模型變量定義與影響預(yù)測(cè)方向

變量名稱變量定義影響預(yù)測(cè)被解釋變量y：農(nóng)戶對(duì)宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)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(xué)及以下=1；初中=2；高中及以上=3+x4：身體狀態(tài)有勞動(dòng)能力=1；無(wú)勞動(dòng)能力=0+x5：農(nóng)戶年凈收入實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)（單位：萬(wàn)元）+x6：是否有資金需求是=1；無(wú)=0+x7：是否有其他籌資能力是=1；無(wú)=0-x8：風(fēng)險(xiǎn)偏好風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型=1；風(fēng)險(xiǎn)中立型=2；風(fēng)險(xiǎn)追求型=3+

3數(shù)據(jù)分析

3.1數(shù)據(jù)來(lái)源

在2013年12月和2014年2月，課題組以遼寧省21個(gè)縣（區(qū)）的農(nóng)戶為對(duì)象，采用隨機(jī)抽樣的方法對(duì)331戶農(nóng)戶開(kāi)展調(diào)研。在調(diào)查樣點(diǎn)的選取上，采用分層隨機(jī)抽樣的方法，充分考慮遼寧農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，分別從遼寧不同地區(qū)的152個(gè)村莊隨機(jī)抽取350戶農(nóng)戶開(kāi)展問(wèn)卷調(diào)查，最終收回有效問(wèn)卷331份，總有效率為94.57%。

3.2樣本分析

從農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿來(lái)看，被調(diào)查的331戶農(nóng)戶中，132戶農(nóng)戶有抵押意愿，占3988%，說(shuō)明農(nóng)戶對(duì)通過(guò)抵押獲取資金的意愿較為強(qiáng)烈。

從接受調(diào)查農(nóng)戶性別來(lái)看，男性占90.94%，女性僅僅為9.06%，與中國(guó)農(nóng)村通常是男性作為戶主且在家庭經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中作決策的實(shí)際情況相符合。從被調(diào)查者的年齡來(lái)看，除65周歲以上的老人外，其他3個(gè)年齡段的調(diào)查者所占比列比較接近。從受教育程度來(lái)看，小學(xué)教育比列最大，接近50%，高中及以上僅為18.73%，符合中國(guó)農(nóng)戶受教育的實(shí)際情況；抵押意愿來(lái)看，受過(guò)高中及以上教育的農(nóng)戶抵押意愿最高，其次是受小學(xué)教育農(nóng)戶。從農(nóng)戶年凈收入來(lái)看，年凈收入在3萬(wàn)元以下的農(nóng)戶約占一半，而年凈收入高于6萬(wàn)的農(nóng)戶占不到5%，這與現(xiàn)階段中國(guó)農(nóng)村農(nóng)戶的實(shí)際情況相符。

從對(duì)資金的需求來(lái)看，有資金需求的農(nóng)戶占32.63%，有資金需求農(nóng)戶中有抵押意愿農(nóng)戶所占比例為78.70%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于無(wú)資金需求農(nóng)戶中有抵押意愿農(nóng)戶所占比例21.08%，可見(jiàn)資金需求對(duì)抵押意愿有正效應(yīng)。是否有其他籌資能力對(duì)抵押意愿的影響不明顯，沒(méi)有表現(xiàn)出較大的差異。從風(fēng)險(xiǎn)偏好來(lái)看，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型農(nóng)戶占29.61%，風(fēng)險(xiǎn)中立型農(nóng)戶占4441%，這與農(nóng)戶長(zhǎng)期形成的對(duì)風(fēng)險(xiǎn)較為保守態(tài)度的特點(diǎn)相符。具體情況見(jiàn)表2。

4估計(jì)結(jié)果及分析

本文運(yùn)用Eviews 6.0軟件對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了Probit回歸分析，估計(jì)結(jié)果如表3所示。從估計(jì)結(jié)果看，模型整體擬合效果良好、檢驗(yàn)基本可行。具體來(lái)說(shuō)，影響農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿的主要因素如下。

4.1償還能力假說(shuō)大部分得到實(shí)證檢驗(yàn)的支持

性別、受教育水平、身體狀態(tài)、農(nóng)戶年凈收入4個(gè)變量系數(shù)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(guò)顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明這4個(gè)變量對(duì)抵押意愿有正的影響，男性戶主抵押意愿要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于女性，受教育水平表2調(diào)查樣本分析

假說(shuō)影響因素分類樣本數(shù)

（個(gè)）占樣本比例

（%）有抵押意愿數(shù)

（個(gè)）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(xué)及以下16449.556841.46初中10531.723129.52高中及以上6218.733353.23身體狀態(tài)有勞動(dòng)能力20361.338541.87無(wú)勞動(dòng)能力12838.674736.72農(nóng)戶年凈收入3萬(wàn)以下15948.041610.063萬(wàn)～6萬(wàn)15647.1310064.106萬(wàn)以上164.8316100.00資金需求是否有資金需求是10832.638578.70無(wú)22367.374721.08是否有其他籌資能力是15948.045232.70無(wú)17251.968046.51風(fēng)險(xiǎn)偏好風(fēng)險(xiǎn)偏好風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型9829.6199.18風(fēng)險(xiǎn)中立型14744.416141.50風(fēng)險(xiǎn)追求型8625.986272.09

高的農(nóng)戶抵押意愿強(qiáng)于受教育水平低的農(nóng)戶，身體健康且有勞動(dòng)能力的農(nóng)戶抵押意愿更強(qiáng)，年凈收入高的農(nóng)戶比年凈收入低的農(nóng)戶更愿意通過(guò)抵押獲得資金。四者都是農(nóng)戶償還能力的重要指標(biāo)，一般來(lái)說(shuō)，男性戶主、受教育時(shí)間長(zhǎng)、身體健康有勞動(dòng)能力、年凈收入多的農(nóng)戶具有較好的償還能力，償還能力好的農(nóng)戶抵押意愿更強(qiáng)烈。年齡與抵押意愿呈正相關(guān)，但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明年齡上的差異并未在抵押意愿上顯現(xiàn)出明顯的不同。筆者認(rèn)為主要原因是由于不同年齡農(nóng)戶對(duì)通過(guò)抵押來(lái)獲得貸款的認(rèn)識(shí)程度比較接近，農(nóng)戶對(duì)抵押貸款的認(rèn)識(shí)大多來(lái)源于最近幾年房地產(chǎn)熱帶來(lái)的城市住房抵押貸款的了解，所以各年齡段農(nóng)戶在抵押意愿上并未表現(xiàn)出太大的差異，只是中青年農(nóng)戶比老年農(nóng)戶抵押意愿稍強(qiáng)烈。表3估計(jì)結(jié)果

變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差Z統(tǒng)計(jì)量P值c：常數(shù)項(xiàng)-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(tài)1.895 0670.508 33.728 10.000 2x5：農(nóng)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(fēng)險(xiǎn)偏好5.175 3940.938 25.516 30.000 0

4.2資金需求假說(shuō)部分得到實(shí)證檢驗(yàn)的支持

資金需求在1%的水平上顯著影響農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押意愿，影響系數(shù)為5.567 868，且系數(shù)為正，表明農(nóng)戶資金需求越強(qiáng)烈則抵押意愿越強(qiáng)烈。但農(nóng)戶籌措其他資金的能力系數(shù)為正，與假說(shuō)不符，且沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。主要原因可能是受調(diào)研內(nèi)容影響，農(nóng)戶在有資金需求時(shí)，最先考慮的是通過(guò)抵押方式來(lái)籌措資金而不是通過(guò)其他方式。

4.3風(fēng)險(xiǎn)偏好假說(shuō)完全得到實(shí)證檢驗(yàn)的支持

風(fēng)險(xiǎn)偏好變量的系數(shù)為5.175394，在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。風(fēng)險(xiǎn)偏好與農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押意愿呈正相關(guān)，風(fēng)險(xiǎn)偏好越強(qiáng)的農(nóng)戶則抵押意愿也越強(qiáng)。但鑒于現(xiàn)階段農(nóng)戶對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度都是比較保守的，所以通過(guò)對(duì)農(nóng)戶開(kāi)展金融風(fēng)險(xiǎn)的教育，提高他們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)識(shí)，以及政府政策的適當(dāng)引導(dǎo)，相信在提高農(nóng)戶的抵押意愿上具有較大的空間。

5結(jié)論與建議

本研究利用遼寧省21縣（區(qū)）331戶農(nóng)戶的樣本數(shù)據(jù)分析了影響農(nóng)戶參與宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿的各種因素，結(jié)果表明：農(nóng)戶對(duì)資金的需求、戶主性別、受教育程度、身體狀況、年凈收入、風(fēng)險(xiǎn)偏好程度對(duì)農(nóng)戶宅基地使用權(quán)及住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款意愿有顯著的正影響。從影響程度來(lái)看，戶主性別和農(nóng)戶對(duì)資金需求的影響最大，而受教育程