河南省農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素分析
——基于合理行動理論(TRA)的估計

杜 華

(河南財政金融學院，河南鄭州 451464)

農(nóng)村土地收益保證貸款是農(nóng)民將自己承包土地未來一定期限內(nèi)的經(jīng)濟收益作為抵押擔保向農(nóng)村信用社等金融機構(gòu)申請抵押貸款的一種融資方式，該業(yè)務的開展是以不改變農(nóng)村土地生產(chǎn)用途及產(chǎn)權(quán)歸屬為前提條件的，農(nóng)民將自己家庭承包經(jīng)營土地的2/3流轉(zhuǎn)給物權(quán)融資公司(企業(yè))，然后物權(quán)融資公司(企業(yè))將農(nóng)村土地轉(zhuǎn)包給此農(nóng)戶經(jīng)營，與此同時，物權(quán)融資公司(企業(yè))向農(nóng)村信用社等金融機構(gòu)提交與農(nóng)民家庭共同償還銀行借款的承諾書，最后農(nóng)村信用社等金融機構(gòu)向農(nóng)民家庭提供貸款[1]。

由于我國農(nóng)村土地收益保證貸款試驗時間不長，相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)資料尚不豐富，現(xiàn)有文獻只是從理論層面對農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務的開展進行了描述性分析。沙云龍對吉林省農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務在開展過程中遇到的難點問題進行了實證分析[2]。孫杰光從農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務風險角度出發(fā)，對吉林省土地收益保證貸款業(yè)務開展的必要性及其發(fā)展前景進行分析[3]。孫建星等對吉林省土地收益保證貸款融資模式的創(chuàng)立背景、具體運作流程[4]、創(chuàng)新點及成效進行了分析[5]。楊利峰等從物權(quán)融資公司角度對土地收益保證貸款現(xiàn)狀及存在的問題進行了分析[6]。張文匯對農(nóng)村土地收益保證貸款融資模式進行了分析[7]。郭明宇研究了農(nóng)村土地收益權(quán)擔保貸款業(yè)務如何激活農(nóng)村金融市場[8]。吳真等以吉林省梨樹縣、四川省、河北省張北縣為例，對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)收益保證貸款試驗存在的問題進行了實地調(diào)研[9-11]。劉炎周等以316名銀行從業(yè)人員為樣本，對金融機構(gòu)開展農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)收益保證貸款意愿進行了實證研究[12]。

基于對現(xiàn)有文獻的梳理可知，這些學術(shù)研究主要是從農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務開展的重要意義、必然性、存在的問題等宏觀層面進行的分析，但其分析缺少大量微觀數(shù)據(jù)的支撐，更缺少對農(nóng)村土地收益保證貸款抵押當事主體(農(nóng)民)主觀性意愿的實證性分析。為此，本研究以河南省濮陽縣、杞縣、固始縣、汝陽縣的調(diào)查數(shù)據(jù)為依據(jù)，基于合理行動理論(theory of reasoned action，簡稱TRA)對農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿及其影響因素進行實證性分析，以期為我國農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務運行機制的構(gòu)建、配套制度的設(shè)計提供數(shù)據(jù)支持。

1 理論分析

由TRA基本原理可知，一個人對于某事項的主觀性判斷可通過其主動參與某項行為的意愿直接反映出來。影響一個人實際行為的主觀意愿主要由個人行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制等3個方面內(nèi)容構(gòu)成。據(jù)此，本研究提出以下3個假說。

1.1 農(nóng)戶積極行為態(tài)度影響農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款意愿

農(nóng)戶行為態(tài)度指農(nóng)戶對農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務穩(wěn)定且長期持有的傾向或立場，是經(jīng)過農(nóng)戶本人評析、概念化后形成的觀點或認識。本研究主要從價值理性、經(jīng)濟理性與生存理性等3個方面對農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款的行為態(tài)度進行描述。

1.2 主觀規(guī)范影響農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款意愿

農(nóng)戶個體主觀規(guī)范是指農(nóng)戶對于農(nóng)村土地收益保證貸款這一具體行為舉動進行最終決策時，所感受到的來自其周圍的一些較為重要人士(如親朋好友、同學)等各個方面的壓力，農(nóng)戶愿意嘗試進行農(nóng)村土地收益保證貸款行為的傾向程度。本研究用家人認為農(nóng)村土地收益保證貸款有意義、本村鄰里認為農(nóng)村土地收益保證貸款具有重要意義、親戚朋友認為農(nóng)村土地收益保證貸款具有重要意義、收益保證貸款先行者認為農(nóng)村土地收益保證貸款有意義等4個可觀測變量對農(nóng)戶主觀規(guī)范如何影響其行為意愿進行分析。

1.3 感知行為控制影響農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款意愿

農(nóng)戶個體感知行為控制主要由農(nóng)戶自身信念控制、行為感知提升2個層面構(gòu)成，具體來說，就是指農(nóng)戶本人對農(nóng)村土地收益保證貸款這一特定行為進行實際控制的感知能力及程度。如果其自身已具備較高的行為能力，同時，農(nóng)戶所能夠擁有與支配相關(guān)的資源與機遇愈多，其感知行為控制能力就愈強。

2 數(shù)據(jù)來源與及模型構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)來源

河南財政金融學院農(nóng)村金融課題組于2015年6—8月對河南省濮陽縣、杞縣、固始縣、汝陽縣進行了實地調(diào)查，這些縣是河南省典型的農(nóng)業(yè)大縣，人均耕地面積846.67 m2，基本完成了農(nóng)村土地確權(quán)工作。本次調(diào)查以圈層理論為指導，按照近效、中效、遠效的原則確定樣本村鎮(zhèn)，樣本數(shù)據(jù)涵蓋河南省4個縣8個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))30個自然村，共發(fā)放問卷590份，回收并去除無效問卷后，有效問卷為562份(表1)。

表1調(diào)查樣本分布

2.2 模型構(gòu)建

首先，構(gòu)建農(nóng)村土地收益保證貸款農(nóng)戶意愿的結(jié)構(gòu)方程理論模型(圖1)。

其次，建立反映農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿可觀測變量與潛在變量之間因果關(guān)系的模型，該模型由測量方程與結(jié)構(gòu)方程等2部分組成[13]，具體如式(1)、式(2)所示：

測量方程：

X=∧Xξ+δ，Y=∧Yη+ε。

(1)

結(jié)構(gòu)方程：

η=γξ+βθ+φ。

(2)

式中：X表示農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素測量方程的外生指標向量；Y表示農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素測量方程的內(nèi)生指標向量；δ和ε分別表示X向量、Y向量在測量上產(chǎn)生的誤差；∧X表示指標X與潛變量ξ間的關(guān)系；∧Y表示指標Y與潛變量η之間的關(guān)系。η表示農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素方程的內(nèi)生潛在變量；γ與β分別表示方程內(nèi)生潛在變量ξ與內(nèi)生潛變量其θ之間的相互影響結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣；φ為殘差項。

最后，構(gòu)建農(nóng)村土地收益保證貸款農(nóng)戶意愿影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型，具體如下：

y1=γ11X13+γ12X14+γ13X15+γ14X16+ζ1；

y2=β21y1+γ21X1+γ22X2+γ23X3+γ24X4+γ25X5+γ26X6+γ27X7+ζ2；

y3=β31y1+γ31X8+γ32X9+γ33X10+γ34X11+ζ3；

y4=β41y1+γ41X12+γ42X13+ζ4。

式中：y1、y2、y3、y4分別表示農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶行為意愿、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制等4個潛變量；X1～X16表示16個具體的可觀測變量。

3 模型檢驗及數(shù)據(jù)分析

3.1 樣本的信度、效度分析

為進一步驗證農(nóng)村土地收益保證貸款農(nóng)戶意愿調(diào)查問卷的可靠性與有效性，本研究運用統(tǒng)計分析軟件SPSS 20.0對此調(diào)查問卷進行信度分析。調(diào)查問卷整體的Cronbach’s α值為0.960，由表2可知，農(nóng)村土地收益保證貸款農(nóng)戶行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、行為意愿等4個潛變量的Cronbach’ s α值分別是0.835、0.873、0.793、0.952，說明此次調(diào)查問卷的各項測量指標一致性良好，即本調(diào)查問卷的同質(zhì)度較好。同時，可觀測變量標準因子載荷系數(shù)值均在0.6左右，僅有1個可觀測變量(X6參與收益保證貸款利大于弊)的載荷系數(shù)值小于0.5，說明農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程各潛變量的結(jié)構(gòu)效度良好。

表2樣本信度、效度及因子分析結(jié)果

注：*表示根據(jù)Fornell等的研究評價問卷會聚有效性原則，所有標準化的因子載荷應大于0.5且達到顯著水平[14]。

3.2 探索性因子分析

首先，本研究對農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程中16個可觀測變量的相關(guān)系數(shù)矩陣進行測算，結(jié)果顯示，16個可觀測變量相關(guān)系數(shù)值均大于最低臨界值 0.3。其次，本研究使用SPSS 20.0統(tǒng)計分析軟件對此次農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素調(diào)研數(shù)據(jù)進行KMO(kaiser-meyer-olkin)檢驗測算及巴特立特球體檢驗(Bartlett’ s test)分析。結(jié)果顯示，此次調(diào)研數(shù)據(jù)的KMO值為0.982(大于最低臨界值0.7)，巴特立特球體檢驗(Bartlett’s test)值為3 157.534，且P<0.001。因此，此次農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素調(diào)查數(shù)據(jù)具有較高的相關(guān)性，適宜作因子分析。

3.3 驗證性因子分析

為驗證農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素路徑模型結(jié)構(gòu)的合理性，本研究運用AMOS 7.0軟件對農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素調(diào)研數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析(confirmatory factor analysis，簡稱CFA)。由表3可知，農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素可觀測變量的臨界比(critical ratio，簡稱C.R.)值均大于1.96，說明農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素潛變量與可觀測變量之間的擬合度良好。

3.4 結(jié)構(gòu)方程模型檢驗

本研究選取相對卡方(χ2/df)、近似誤差均方根(root mean square error of approximation，簡稱RMSEA)、相對擬合指數(shù)[擬合優(yōu)度指數(shù)(goodness-of-fit index，簡稱GFI)、規(guī)范擬合指數(shù)(normed fit index，簡稱NFI)、修正擬合指標(tucker-lewis，簡稱TLI)、比較擬合指數(shù)(comparative fit index，簡稱CFI)]等6個具體指標對農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程的擬合優(yōu)、劣程度進行測算。由表4可知，農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程的χ2/df、RMSEA等指標測算值都低于最高建議值，充分說明農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款意愿影響因素的結(jié)構(gòu)模型與此次調(diào)研數(shù)據(jù)之間的擬合程度較好。

3.5 結(jié)構(gòu)方程模型數(shù)據(jù)分析

3.5.1 農(nóng)戶行為態(tài)度 由圖2可知，農(nóng)戶行為態(tài)度對其農(nóng)村土地收益保證貸款意愿的路徑系數(shù)值為0.678，在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明農(nóng)戶積極的行為態(tài)度能夠提升其農(nóng)村土地收益保證貸款的意愿，從而驗證了“1.1”節(jié)假設(shè)的正確性。

由表2可知，X1、X2等2個變量的標準因子載荷系數(shù)值分別為0.628、0.712，是行為態(tài)度中載荷系數(shù)較高的2個變量。X3、X4等2個觀測變量的標準因子載荷系數(shù)值分別為 0.656、0.602，它們對農(nóng)戶的行為態(tài)度產(chǎn)生正向影響。

然而，在表示價值理性的3個可觀測變量中，X6的標準因子載荷系數(shù)為0.475，小于最低臨界值(0.5)，說明X6對農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響不顯著；X7的標準因子載荷系數(shù)為0.508，說明此變量對農(nóng)戶行為態(tài)度的影響程度較小。由此可知，河南省農(nóng)戶農(nóng)村土地收益保證貸款意愿正處于由生存理性階段向經(jīng)濟理性階段的過渡期，但完全價值理性階段仍沒有真正形成。原因可能是農(nóng)戶家庭居住、生活條件與城鎮(zhèn)居民相比仍存在一定差距，為此農(nóng)戶通過農(nóng)村土地收益保證貸款的方式來進一步改善自己家庭居住、生活條件的意愿十分強烈。

3.5.2 農(nóng)戶主觀規(guī)范 由圖2可知，主觀規(guī)范對農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款行為意愿的路徑系數(shù)值為0.636，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，說明主觀規(guī)范與農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款行為意愿之間呈正相關(guān)關(guān)系，從而驗證了“1.2”節(jié)中假設(shè)的正確性。在農(nóng)戶主觀規(guī)范之中，X8、X11等2個變量的標準因子載荷系數(shù)值分別是0.608、0.589，大于X9、X10等2個變量的標準因子載荷值(0.512、0.507)，說明農(nóng)戶在進行農(nóng)村土地收益保證貸款決策時，更加在意家人及收益保證貸款先行者的觀點及意見。另外，由于受攀比心理的影響，在決定是否參與農(nóng)村土地收益保證貸款時，農(nóng)戶也會適當考慮本村鄰里及親戚朋友對此行為的具體看法，但并不是農(nóng)戶農(nóng)村土地收益保證貸款行為決策的重要參考。

注：“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；“<-”表示不同變量的路徑系數(shù)；“—”表示無此值。

表4模型擬合指數(shù)

3.5.3 感知行為控制 由圖2可知，感知行為控制對其行為意愿呈顯著正相關(guān)關(guān)系，路徑系數(shù)為0.629，且在1%水平下顯著，從而驗證“1.3”節(jié)中的假設(shè)成立，表明感知行為控制能力較高的農(nóng)戶，其收益保證貸款行為意愿產(chǎn)生得越強。另外，由表2可知，X12的標準因子載荷值為0.623，即此變量對感知行為控制具有正向影響，表明農(nóng)戶有足夠能力承擔可預見的風險，同時，X13的變量標準載荷系數(shù)為 0.605，表明農(nóng)戶對國家實施的惠農(nóng)信貸政策較滿意。

4 政策建議

4.1 在全國部分地區(qū)開展農(nóng)村土地收益保證貸款試點業(yè)務

可以挑選一些制度完善、法律健全、經(jīng)濟條件較好的市(縣)開展農(nóng)村土地收益保證貸款試驗工作。從已經(jīng)辦理過農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務的農(nóng)戶家庭中，選擇影響力強的人大幅度地展開業(yè)務示范、流程講解等工作，農(nóng)村土地收益保證貸款試點成功之后再逐步在全國農(nóng)村范圍內(nèi)全面推廣。

4.2 加強農(nóng)村土地收益保證貸款配套制度建設(shè)

首先，通過多元化的金融產(chǎn)品供給(差異化的農(nóng)村土地收益保證貸款額度、貸款利率、還款期限等)來滿足農(nóng)戶差異化融資需求。其次，合理設(shè)定農(nóng)村土地使用權(quán)處置(流轉(zhuǎn)、拍賣)的限制性條件。比如，可以規(guī)定在農(nóng)村土地使用權(quán)處置(流轉(zhuǎn)、拍賣)開始前，必須經(jīng)過由法院(仲裁委員會)主持的債務調(diào)解過程，給予抵押貸款農(nóng)戶一定的寬限期，如6個月，讓債務人有充足的時間尋找償還貸款的途徑。最后，建立農(nóng)村土地資源信息共享平臺。建議由河南省人民政府金融服務辦公室、河南省農(nóng)業(yè)廳牽頭建立農(nóng)村土地資源信息共享媒介，進一步降低物權(quán)公司(企業(yè))及農(nóng)村信用社等金融機構(gòu)對農(nóng)村土地確權(quán)調(diào)查的成本(費用)，提升抵押貸款工作的發(fā)放效率。

4.3 完善農(nóng)村社會保障體系

目前，農(nóng)戶家庭收入的來源渠道日趨多元化，但仍有很多農(nóng)戶家庭在經(jīng)濟上、精神上對土地有著強大的依賴性，農(nóng)戶對

土地收益保證貸款業(yè)務的態(tài)度十分謹慎，恐怕由此會失去土地，而此狀態(tài)實質(zhì)就是，在農(nóng)村社會保障體系嚴重缺失的條件下，農(nóng)戶發(fā)自內(nèi)心的一種自我保護。為此，必須進一步完善、健全河南省農(nóng)村社會保障體系，把更多的農(nóng)村家庭從對農(nóng)村土地依附的狀態(tài)下真正地、全面地解放出來，還原農(nóng)村土地資產(chǎn)要素的基本屬性。

參考文獻：

[1]張慶君. 關(guān)于農(nóng)村金融創(chuàng)新中土地抵押貸款模式的思考——基于遼寧省法庫縣農(nóng)村金融創(chuàng)新試點的實證觀察[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟，2010(11)：64-66.

[2]沙龍云. 關(guān)于土地流轉(zhuǎn)收益保證貸款“工作的思考”——以吉林省為例[J]. 農(nóng)村金融研究，2013(2)：44-47.

[3]孫杰光. 吉林省土地收益保證貸款運行情況調(diào)研報告——以梨樹縣為例[J]. 長春金融高等專科學校學報，2013(3)：24-28.

[4]孫建星，張?zhí)K珺. 吉林省土地收益保證貸款融資模式研究[J]. 農(nóng)業(yè)發(fā)展與金融，2014(7)：27-29.

[5]張賽梅. 農(nóng)村土地融資破冰四川井研縣信用聯(lián)社探索“土地流轉(zhuǎn)收益保證貸款”[J]. 當代縣域經(jīng)濟，2014(4)：72.

[6]楊利峰，胡 濱. 土地收益保證貸款的物權(quán)融資公司角度研究[J]. 銀行家，2016(9)：107-108.

[7]張文匯. 土地收益保證貸款融資模式[J]. 中國金融，2014(8)：75-77.

[8]郭明宇. 探索農(nóng)村土地收益權(quán)擔保貸款如何激活農(nóng)村金融市場[J]. 山西農(nóng)經(jīng)，2014(5)：83-84.

[9]吳 真. 農(nóng)村土地收益保證貸款的風險考量和應對措施——以吉林省為例[J]. 中國國際財經(jīng)(中英文)，2016(24)：64-68.

[10]李 淼. 全省推廣農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)收益保證貸款[N]. 四川日報，2015-06-27(002).

[11]臧晨旭. 張北縣土地收益保證貸款調(diào)研報告[D]. 石家莊：河北經(jīng)貿(mào)大學，2015.

[12]劉炎周，張 虹，王玉峰. 土地流轉(zhuǎn)收益保證貸款供給意愿實證研究——基于316名銀行從業(yè)人員樣本調(diào)查[J]. 廣東農(nóng)業(yè)科學，2015，42(17)：159-166.

[13]榮泰生. AMOS與研究方法[M]. 2版. 重慶：重慶大學出版社，2009.

[14]Fornell C，Larcker D F.Stuctural equation models with unobservable variables and measurement error：algebra and statistics[J]. Journal of Marketing Research，1983，18(3)：382-389.