農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押行為的影響因素

曹陽

摘要：以河南省新鄉(xiāng)縣、中牟縣、光山縣、汝陽縣的農(nóng)戶調(diào)查材料為依據(jù)，運(yùn)用二元Logistic回歸模型分析法對影響農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押政策行為的影響因素進(jìn)行了評價分析。結(jié)果表明，戶主的正規(guī)信貸經(jīng)歷、主要收入來源等變量對農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押政策行為有顯著正面影響，農(nóng)戶年齡、利率水平等變量有顯著負(fù)面影響。在此基礎(chǔ)上，從積極開展農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資試點，加速推進(jìn)農(nóng)村社會保障體系建設(shè)等方面提出了對策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)地經(jīng)營權(quán)；農(nóng)戶；抵押貸款；影響因素

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

中國共產(chǎn)黨十七屆三中全會審議、通過了《中共中央關(guān)于推進(jìn)農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問題的決定》，該決定充分賦予了農(nóng)民充分且有制度保障的農(nóng)地經(jīng)營權(quán)，也就是說賦予了廣大農(nóng)民一項長期、安全的土地財產(chǎn)權(quán)利。同時，由于農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的強(qiáng)大保值性、增值性及擔(dān)保的債權(quán)安全性、不易滅失等特性，其更容易被農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)所認(rèn)可、接受。因此，結(jié)合我國農(nóng)村工作實踐，設(shè)計符合農(nóng)村實際情況的土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款模式已成為我國農(nóng)村金融研究的重要課題。

從我國農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)實際視角來看，目前我國農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的部分排他性、可分割性及一定范圍內(nèi)的流轉(zhuǎn)性等基本產(chǎn)權(quán)特性已基本具備[1]。與此同時，我國《物權(quán)法》的出臺也為農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資預(yù)留了一定活動空間，這就使得在農(nóng)村社會保障機(jī)制尚未十分完善的條件下，全面開展農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資工作的可能性增強(qiáng)[2]。同時，我國農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)最基本生活保障功能也在逐漸弱化，也為我國農(nóng)村全面開展農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款工作提升了可行性[3]。從實際情況來看，我國農(nóng)村社會穩(wěn)定，經(jīng)濟(jì)發(fā)展正處于上升階段，已經(jīng)初步具備了大面積開展農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資的基本條件[4]。學(xué)者們通過對豫北1 050戶[5]、泰州市農(nóng)村50戶[6]、成都農(nóng)村109戶[7]實際調(diào)查，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對于農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款此項業(yè)務(wù)需求十分迫切，并把農(nóng)地經(jīng)營權(quán)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(jīng)驗2個層面來講，農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)充當(dāng)貸款抵押擔(dān)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(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資模式選擇、組織機(jī)構(gòu)與具體路徑進(jìn)行了深入探討，認(rèn)為我國廣大農(nóng)村可以考慮以下農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資模式：基金擔(dān)保+農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押模式，以農(nóng)地經(jīng)營權(quán)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(nóng)地經(jīng)營權(quán)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(jìn)行了總結(jié)，并系統(tǒng)地分析了操作模式的利弊。吳海濤等[14]根據(jù)杜蒙縣種植、養(yǎng)殖大戶的實際狀況，以“五戶聯(lián)?！睘榛締挝粸槎琶煽h的農(nóng)戶量身設(shè)計了農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資的信貸模式，該模式的特點就是在傳統(tǒng)“五戶聯(lián)保”信貸模式基礎(chǔ)之上，在貸款操作環(huán)節(jié)之中加入了第三方擔(dān)保人。

學(xué)者們普遍認(rèn)為農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資是目前非常值得推廣、具有鮮明特色的農(nóng)戶融資新模式。然而，作為農(nóng)戶抵押融資的一種新型模式，農(nóng)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(nóng)戶所表現(xiàn)出的潛在需求意愿對推動我國農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資工作有著直接推動作用。然而目前針對農(nóng)戶行為與意愿對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資業(yè)務(wù)開展的影響研究還較少，因此分析影響農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押政策行為的因素對于提高農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資的工作效率具有重要的理論與實際意義。

1數(shù)據(jù)來源及模型設(shè)定

1.1變量選取

目前，我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程步伐不斷推進(jìn)，農(nóng)戶職業(yè)類別逐漸出現(xiàn)多樣化、收入來源逐漸趨向多元化，原本同質(zhì)程度較高的農(nóng)戶逐漸產(chǎn)生了異質(zhì)分化現(xiàn)象。此現(xiàn)象將會對農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資的價值認(rèn)識產(chǎn)生不同影響。同時，有農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流入、農(nóng)地經(jīng)營權(quán)規(guī)模較大的農(nóng)戶的融資潛在意愿更加強(qiáng)烈。為此，本調(diào)查主要從個體特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)地經(jīng)營權(quán)特征、金融機(jī)構(gòu)特征等角度分析農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押行為的影響因素（表1）。

1.1.1農(nóng)戶個體特征農(nóng)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(nóng)戶思維較為活躍，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的潛在意愿相對女性農(nóng)戶會更加較強(qiáng)烈一些。另外，隨著農(nóng)戶年齡的不斷增大，農(nóng)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(nóng)戶對新生事物相應(yīng)接受能力，因此，年齡的不斷增大會影響到農(nóng)戶對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的需求意愿。另外，具有較高文化水平的農(nóng)戶，由于其進(jìn)一步擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模的意愿較強(qiáng)烈，進(jìn)而也有強(qiáng)烈的參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押意愿。

1.1.2家庭特征家庭特征由家庭總?cè)丝凇⑹杖胨?、主要收入來源、對信貸政策的了解、信貸經(jīng)歷5個具體變量加以分析、解釋。對于經(jīng)商活動收入、外出務(wù)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?cè)丝跀?shù)目較多的農(nóng)戶家庭來說，他們想進(jìn)一步擴(kuò)大生產(chǎn)的意愿十分強(qiáng)烈，但資金缺口較大，為此農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資意愿也會更加強(qiáng)烈。同時，對于曾經(jīng)有過正規(guī)信貸經(jīng)歷、對信貸政策有著較全面而具體了解的農(nóng)戶來說，他們對于農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款過程中所產(chǎn)生的交易成本（費用）、信息成本（費用）也會產(chǎn)生較合理的正確預(yù)期，因此，其參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押的意愿也較為強(qiáng)烈。

1.1.3農(nóng)地經(jīng)營權(quán)特征農(nóng)地經(jīng)營權(quán)特征變量由土地規(guī)模、土地流轉(zhuǎn)情況2個指標(biāo)加以解釋。一般來說，有大量農(nóng)地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入、生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模較大的農(nóng)戶會產(chǎn)生強(qiáng)烈的資金需求，因此，對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資需求規(guī)模就更大，其參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押的意愿也更強(qiáng)烈。

1.1.4金融機(jī)構(gòu)特征金融機(jī)構(gòu)特征變量包括利率水平、貸款期限2方面。利率的升高，會導(dǎo)致農(nóng)戶融資成本提高，農(nóng)戶融資意愿就會受到一定抑制；另外，由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有明顯的周期性，對生產(chǎn)資金的需求也有明顯季節(jié)性，貸款期限設(shè)置是否合理也會直接影響到農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押的行為。endprint

1.1.5控制變量理論上講，鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)的農(nóng)戶對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性經(jīng)營依賴度及重視程度比越低，其更愿意通過農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款來增加非農(nóng)生產(chǎn)投入。通常，距離縣城越近，農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的運(yùn)輸成本越低，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營積極性也越高，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的需求也越強(qiáng)。社會保障體系健全程度越高，農(nóng)民對土地在經(jīng)濟(jì)上、精神上的依賴表1變量的定義及預(yù)期影響方向

變量名稱變量定義均值標(biāo)準(zhǔn)差預(yù)期影響農(nóng)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(jīng)商；2=外出務(wù)工；3=農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)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(jīng)歷（X6）0=沒有信貸經(jīng)歷；1=有信貸經(jīng)歷0.140.36+對信貸政策是否解（X7）0=不了解；1=了解0.460.52+農(nóng)地經(jīng)營權(quán)規(guī)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?cè)丝冢╔9） 0=2人及以下；1=3～4人；2=5人及以上4.351.72+土地流轉(zhuǎn)情況（X10）0=有土地轉(zhuǎn)出；1=無土地流轉(zhuǎn)；2=有土地轉(zhuǎn)入0.410.56+經(jīng)營類型（X11）0=非農(nóng)業(yè)；1=非農(nóng)業(yè)為主兼營農(nóng)業(yè)；2=農(nóng)業(yè)為主兼營其他；3=純農(nóng)業(yè)2.990.558+/-區(qū)位優(yōu)勢（距縣城遠(yuǎn)近）（X12）0=大于10 km；1=5～10 km；2=小于5 km0.400.51+鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（X13）0=不發(fā)達(dá)；2=中等；3=較發(fā)達(dá)；4=發(fā)達(dá)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(yù)期變量與農(nóng)戶土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款需求意愿之間呈正相關(guān)，“-”表示預(yù)期變量與農(nóng)戶土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款需求意愿之間呈負(fù)相關(guān)，“+/-”表示無法確定預(yù)期方向。

程度就越低，農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押的積極性就越強(qiáng)。

1.2模型選取

由于農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押行為的意愿很難用具體數(shù)值加以測算，為此，本研究用“0-1”指標(biāo)法來對農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押行為意愿進(jìn)行衡量：1表示農(nóng)戶具有農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款愿意，0表示農(nóng)戶不具有農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款愿意。由于在傳統(tǒng)的回歸模型之中，負(fù)無窮大到正無窮大為其因變量的取值范圍，而本研究的農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)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(jìn)行估計較為適合。其公式為：

Logistic（P1-P）=α+∑βiXij+εi。（1）

式中：P代表農(nóng)戶具有農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資潛在意愿的概率；1-P代表農(nóng)戶沒有農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資潛在意愿的概率；α為常數(shù)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(shù)；ε為隨機(jī)誤差項。

1.3數(shù)據(jù)來源

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

2實證分析

本研究使用Eviews 7.0統(tǒng)計分析軟件，采用極大似然估計法對農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資模型進(jìn)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(jié)果，為了盡最大可能避免多重測量指標(biāo)之間共線性現(xiàn)象的產(chǎn)生，對性別、文化程度等變量之間的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行了測算，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：X4（主要收入來源）、X5（收入水平）兩變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.625 652 4，變量X7（農(nóng)地經(jīng)營權(quán)規(guī)模變量）與X10（農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)情況）相關(guān)系數(shù)為0.747 646，此兩變量屬于中度相關(guān)關(guān)系。另外，依據(jù)X7（農(nóng)地經(jīng)營權(quán)規(guī)模變量）系數(shù)及統(tǒng)計顯著水平，在模型Ⅱ中剔除了X5、X10。

從計量分析結(jié)果來看，顯著影響因素主要包括：性別（X1）、年齡（X2）、信貸經(jīng)歷（X6）、家庭收入來源（X4）、區(qū)位優(yōu)勢（距縣城遠(yuǎn)近）（X12）、鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（X13）、社會保障體系健全程度（X14）、利率水平（X15）。農(nóng)地經(jīng)營權(quán)規(guī)模（X8）、家庭總?cè)丝冢╔9）、土地流轉(zhuǎn)情況（X10）、經(jīng)營類型（X11）、貸款期限（X16）沒有通過顯著性檢驗。表2Logistic模型運(yùn)行結(jié)果 2.1農(nóng)戶的性別和年齡

性別（X1）和年齡（X2）變量統(tǒng)計顯著水平分別為10%、5%。性別（X1）變量系數(shù)符號為正號，說明性別變量對農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資潛在意愿具有正面顯著影響，即男性比女性農(nóng)戶對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資的開展更有強(qiáng)烈需求。年齡（X2）變量系數(shù)符號為負(fù)，即隨著農(nóng)戶年齡不斷增長，其農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資的潛在意愿的強(qiáng)烈程度逐漸降低。調(diào)查過程中，我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)村“男主外、女主內(nèi)”這種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營形式仍然很普遍，男性農(nóng)戶對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資新政策的認(rèn)知、理解水平普遍較女性高，男性農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資意愿較強(qiáng)。但是，由于受“無債一身輕”等傳統(tǒng)理念的影響，再加上年齡這一原因，男性農(nóng)戶也很難徹底、完全地理解農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資這一項新的惠農(nóng)政策。對于年齡較大的農(nóng)戶而言，擴(kuò)展生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模愿意較低，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資意愿也較抵。相反，對于年齡相對較輕的農(nóng)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(qiáng)，所以對于農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資這一新型模式有著較強(qiáng)參與愿意。endprint

2.2信貸經(jīng)歷

信貸經(jīng)歷（X6）這一變量系數(shù)符號為正號，估計值為1.3，并且在1%的統(tǒng)計水平下通過了顯著性檢驗，說明信貸經(jīng)歷對農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資意愿具有正面影響，即有獲貸經(jīng)歷的村民更傾向于抵押融資。由于受到農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資信息交易費用因素的影響，很多農(nóng)戶對農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)開展的農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資業(yè)務(wù)所持態(tài)度非常消極，再加上操作程序十分繁雜等原因，農(nóng)戶正規(guī)信貸融資意愿被進(jìn)一步抑制。對于曾經(jīng)有過正規(guī)信貸經(jīng)歷的農(nóng)戶來說，其對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資過程所發(fā)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(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資的正確預(yù)期形成速度也更為快捷；因此，有過正規(guī)信貸經(jīng)歷的農(nóng)戶普遍會擁有較強(qiáng)的參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)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(shù)符號為負(fù)，在10%的統(tǒng)計水平下具有顯著性，也就是說經(jīng)商階層農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押潛在意愿更強(qiáng)烈。對于以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營為家庭收入主要來源的農(nóng)戶而言，其在種植、養(yǎng)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(jīng)商活動、外出務(wù)工的農(nóng)戶，事實上他們已經(jīng)脫離農(nóng)業(yè)，很少直接從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)基本生活保障功效已逐漸被弱化。然而，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)資產(chǎn)要素這一本質(zhì)特征則日益凸出，農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資業(yè)務(wù)的全面開展也恰恰迎合了這些農(nóng)戶的意愿。

2.4經(jīng)營類型

經(jīng)營類型變量沒有通過顯著性檢驗，可能是被調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶分化不太明顯，非農(nóng)業(yè)界定不太顯著，樣本農(nóng)戶兼業(yè)戶占據(jù)了多數(shù)。他們在農(nóng)忙時主要忙農(nóng)活，非農(nóng)忙時部分家庭成員會外出從事非農(nóng)工作，可能只有進(jìn)一步擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模的農(nóng)戶才會產(chǎn)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(shù)為 0.306 261，符號為負(fù)號，這表明利率值同農(nóng)戶抵押貸款需求意愿呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。在實際調(diào)研過程中，有67%農(nóng)戶建議進(jìn)一步調(diào)低利率水平，他們認(rèn)為農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款雖然比普通信用融資更容易實現(xiàn)，但是利率比同類信用融資要高。因此，只有利率水平達(dá)到農(nóng)戶心中的閥值時，才能有助于形成對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的正確預(yù)期，較強(qiáng)的參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押的意愿才會產(chǎn)生。

2.6控制變量

在控制變量中，鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、區(qū)位優(yōu)勢（距縣城遠(yuǎn)近）、社會保障體系健全程度對農(nóng)戶農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押意愿有顯著的正面影響。鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量在1%的水平上顯著影響農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押的意愿，影響系數(shù)為0564，說明農(nóng)戶所處鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，農(nóng)戶越愿意進(jìn)行相關(guān)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資，對土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款意愿也越強(qiáng)烈。距離縣城遠(yuǎn)近這一變量對農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押意愿影響系數(shù)為0.600，并且在10%統(tǒng)計水平上通過了顯著性檢驗，說明距離縣城越近，農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押的意愿就越強(qiáng)烈。社會保障體系健全程度變量對農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押的意愿在10%的水平上顯著，影響系數(shù)為0206，說明社會保障體系健全程度越高，農(nóng)戶參與農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押的意愿就越強(qiáng)烈。

3政策建議

3.1開展農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資試點工作

上述實證分析表明，農(nóng)戶對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資需求主要來自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、家庭2方面，因此，我國農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資這一特殊金融產(chǎn)品供給模式一定要與農(nóng)村實際情況緊密結(jié)合。為此，可以選擇一些基礎(chǔ)條件較為成熟的地區(qū)作為試點，比如可以選擇那些外出經(jīng)商活動比較頻繁、農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)?；潭容^高的村鎮(zhèn)，當(dāng)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(nóng)村社會保障體系機(jī)制

實地調(diào)查發(fā)現(xiàn)，目前，農(nóng)戶的農(nóng)地經(jīng)營權(quán)一直充當(dāng)著家庭養(yǎng)老等社會保障性角色，也就是說，失去農(nóng)地經(jīng)營權(quán)就直接失去了穩(wěn)定的生活保障，不僅要本代人承擔(dān)家庭生活、居住風(fēng)險，還有可能給下一代人的生活居住帶來潛在危機(jī)。無論是從生活、經(jīng)濟(jì)理性視角，還是從社會理性視角來說，他們對農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資業(yè)務(wù)所持態(tài)度仍然非常謹(jǐn)慎[15]。其本質(zhì)就是，在我國農(nóng)村醫(yī)療機(jī)制、家庭生活保障制度不太健全、嚴(yán)重缺失條件下，農(nóng)戶發(fā)自內(nèi)心、出于本能的自我保護(hù)狀態(tài)。因此，只有進(jìn)一步健全、完善我國農(nóng)村社會保障制度，逐步弱化農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的生活、養(yǎng)老等基本保障功效，才能把更多農(nóng)戶從對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)全面依靠狀態(tài)之下真正、全面地解放出來，逐步歸還農(nóng)地經(jīng)營權(quán)以生產(chǎn)要素的本質(zhì)特性，以全面提升農(nóng)地經(jīng)營價值。

3.3全面完善農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資相關(guān)制度

一是逐步允許一些大中型農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)直接參與農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)經(jīng)營業(yè)務(wù)。農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資業(yè)務(wù)在我國農(nóng)村全面開展之后，當(dāng)農(nóng)民由于生產(chǎn)經(jīng)營不善、自然風(fēng)險等原因而無法按時歸還抵押貸款時，一部分農(nóng)民會因此失去本來所擁有的農(nóng)地。此時，金融機(jī)構(gòu)必然取得抵押農(nóng)地經(jīng)營權(quán)經(jīng)營權(quán)，假如農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)以企業(yè)身份直接參與到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營活動中來，此行為不符合金融類企業(yè)經(jīng)濟(jì)理性[16]。于是，金融機(jī)構(gòu)就會通過農(nóng)地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)模式由專業(yè)的農(nóng)業(yè)企業(yè)來經(jīng)營，實現(xiàn)抵押土地經(jīng)濟(jì)價值。二是通過示范帶動的模式，在已經(jīng)辦理過農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資業(yè)務(wù)的農(nóng)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(jìn)我國農(nóng)村農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資業(yè)務(wù)健康、全面發(fā)展。三是開展農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款相關(guān)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(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資業(yè)務(wù)宣傳力度，提升農(nóng)戶抵押融資理論知識涵養(yǎng)，形成對農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押融資的正確預(yù)期。

參考文獻(xiàn)：

[1]肖詩順，高鋒. 農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)農(nóng)戶貸款模式研究——基于農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)的視角[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2010（4）：14-18，110.

[2]王文軍，吳擎宇. 土地承包經(jīng)營權(quán)抵押開禁之辯[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011（3）：61-62.

[3]黎翠梅. 農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款制度探討[J]. 軟科學(xué)，2008，22（2）：94-96，112.

[4]高偉. 積極構(gòu)建農(nóng)地金融制度[J]. 江蘇農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2007（9）：34-35.

[5]劉貴珍. 推行農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款的建議[J]. 青海金融，2009（1）：29-31.

[6]林樂芬，趙倩. 推進(jìn)農(nóng)村土地金融制度創(chuàng)新——基于農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款[J]. 學(xué)海，2009（5）：68-72.

[7]曾慶芬. 產(chǎn)權(quán)改革背景下農(nóng)村居民產(chǎn)權(quán)融資意愿的實證研究——以成都“試驗區(qū)”為個案[J]. 中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2010（11）：63-68.

[8]李愛喜. 農(nóng)地金融制度構(gòu)建與農(nóng)村信用社業(yè)務(wù)拓展[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2005，26（5）：35-38.

[9]王選慶. 中國農(nóng)地金融制度管理創(chuàng)新研究[J]. 中國農(nóng)村觀察，2003，19（3）：25-34，80.

[10]肖艷霞. 農(nóng)村土地金融制度創(chuàng)新及政策建議[J]. 金融理論與實踐，2007（7）：38-40.

[11]王平，邱道持，李廣東. 農(nóng)村土地抵押調(diào)查[J]. 中國農(nóng)學(xué)通報，2010，26（15）：447-450.

[12]曾章蓉，王歡歡. 結(jié)合“土地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款”探討農(nóng)戶小額信貸新模式[J]. 農(nóng)村金融研究，2010（9）：66-71.

[13]閆廣寧. 對同心縣農(nóng)村信用聯(lián)社開展土地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款情況的調(diào)查與思考[J]. 西部金融，2008（8）：49-50.

[14]吳海濤，方蕾. 對杜蒙縣農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款的調(diào)查與思考[J]. 黑龍江金融，2012（2）：63-65.

[15]張青，袁鋮. 地租視角下農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)問題研究[J]. 湖南財政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報，2013，29（2）：18-25.

[16]曹燕萍，羅娟. 地方政府“土地財政”與財稅體制成因的實證分析與對策研究[J]. 湖南財政經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報，2012，28（5）：95-100.endprint