杜宇能謝大宇王芊

（1.安徽農業(yè)大學，安徽合肥 230036；2.中國科學技術大學，安徽合肥 230026）

農戶土地經營權抵押貸款需求的影響因素分析

杜宇能1謝大宇1王芊2

（1.安徽農業(yè)大學，安徽合肥 230036；2.中國科學技術大學，安徽合肥 230026）

農戶土地經營權抵押貸款是盤活農村靜態(tài)資產和農村金融供給側改革的重要內容。從農戶自身條件和外部環(huán)境因素兩方面，探討影響農戶經營權抵押貸款需求因素，有助于提高農村金融供給的靶向能力。通過對安徽省多個典型農業(yè)地區(qū)的實地調研和數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析，構建logistic模型并結合主成分分析法，發(fā)現(xiàn)政府支持、土地特征、家庭特征、當?shù)亟鹑诜账胶蜕鐣W絡等因素對農戶土地經營權抵押貸款需求有正向影響，提出培育新型經營主體、提高金融機構管理服務水平、完善社會保障機制和培育健全的產權交易市場等政策建議。

經營權抵押貸款；貸款需求；影響因素；主成分分析

隨著農村土地“三權分置”改革的深入推進，農地經營權抵押貸款的提出和推廣成為盤活農村資金、資產的有效途徑，且對解決農村金融市場供求矛盾具有積極作用。2016年中央一號文件中提出“在風險可控前提下，穩(wěn)妥有序推進農村承包土地經營權和農民住房財產權抵押貸款試點”。眾多學者對經營權抵押貸款展開研究，前期研究主要集中在必要性上，認為農村資金需求與金融機構貸款供給在總量、期限、價格上嚴重不對稱，因而經營權抵押貸款是必要的[1]；后續(xù)研究關注操作模式的選擇[2]，包括小額循環(huán)信貸與經營權抵押相結合、擔保公司擔保等。隨著各地試點工作的陸續(xù)展開，這一模式的效果和保障措施受到關注。黃惠春發(fā)現(xiàn)抵押貸款主要集中于大農戶和優(yōu)質存量客戶，對解決小農戶困境沒有顯著作用，應該降低抵押貸款的交易成本[3]，李晨曦結合黑龍江克山縣開展經營權抵押貸款的實際經驗，認為現(xiàn)階段應該完善法律框架、建立土地價值評估機構、完善相關社會保障等[4]。蘭慶高等從微觀角度分析影響農戶參與意愿的因素，認為不同規(guī)模農戶參與經營權抵押貸款的意愿不同[5]；趙帥研究發(fā)現(xiàn)文化程度、年齡、家庭年收入、土地確權等因素對潛在需求有較大影響[6]；黎翠梅結合長沙縣試點情況，從農戶自身特征、家庭特征、農地特征等方面探討影響農戶參與意愿的因素[7]。農戶土地經營權抵押貸款需求影響農地經營權貸款活動，然而目前卻鮮有研究將農戶的土地經營權信貸需求作為研究對象。本文圍繞農戶土地經營權抵押貸款需求的影響因素，從農戶自身條件和外部環(huán)境因素兩方面，通過實地調研和計量分析確定影響因素，為消除農地經營權抵押貸款障礙提供決策依據(jù)。

一、研究假設

假定影響農戶貸款需求因素包括自身條件因素和外部環(huán)境因素。自身條件因素包括戶主個人特征、農戶家庭特征、土地特征；外部環(huán)境因素包括社會關系網絡、當?shù)亟鹑诜账?、當?shù)卣С至Χ鹊取?/p>

（一）自身條件因素分析

1.戶主個人特征。戶主個人特性會影響其信貸選擇與決定[8]，年齡和受教育程度會對農戶借貸觀念產生正向影響[9]。本文認為戶主個人特征主要包括性別、年齡和受教育程度，并設為假設H1。

2.農戶家庭特征。農戶家庭作為最小的農業(yè)生產單位，其特質必然會對信貸選擇產生影響。通常情況下，家庭外出務工人數(shù)越多、家庭收入越高，農戶則擁有更大的生產規(guī)模，促使其經營權抵押貸款意愿增加[10]。本文假定影響信貸需求的家庭特征因素主要有家庭年凈收入、非農收入占比，這些因素對經營權信貸需求產生正向影響。設為假設H2。

3.土地特征。土地規(guī)模、位置條件等對抵押貸款意愿產生作用[11]，土地特征主要包括土地面積、每畝收入、土地位置條件、流轉土地面積和土地上設施資產價值。理論上土地規(guī)模越大、產值越高、位置越好、土地上資產設施越好，越具抵押價值，因而產生正向影響；近兩年流轉土地越多，農戶對經營權抵押貸款參與的積極性越高，同樣具有正向影響。設為假設H3。

（二）外部環(huán)境分析

1.社會關系網絡。社會資本網絡包括農戶參與當?shù)厣鐣F體和組織、鄰里信任、有無較為廣泛人脈關系等[12-13]。本文認為農戶社會關系網絡主要包括是否參與地方合作組織、參與活動積極性、收集信息頻率、收入水平等；并且假定農戶參與地方合作組織、積極參加活動、注意搜集信息、經濟狀況較好、朋友較多、是否有親戚擔任干部等均會對信貸需求產生正向影響。設為假設H4。

2.金融服務水平。金融機構及相關服務組織作為抵押信貸供給方，其特征和水平直接影響經營權信貸需求。具體來說，農地經營權流轉體系構建、有無價值評估機制、變現(xiàn)方便與否、土地有無產權登記、金融機構有無完善的信用評估體系和信用記錄等都會對信貸產生影響[14]。本文將農戶近兩年貸款數(shù)額、貸款次數(shù)、土地確權登記、固定的土地流轉中介、流轉合同、價值評估體系、流轉爭端解決辦法作為衡量當?shù)亟鹑诜账降闹笜?，并且假定以上因素對信貸需求有正向影響。設為假設H5。

3.地方政府支持力度。根據(jù)農村金融不完全市場理論，政府有必要對市場空缺領域進行調節(jié)，促進市場完善[15]。政府的作用體現(xiàn)在建立健全當?shù)厣鐣Ｕ象w系、土地經營權流轉和信貸政策制定與推廣等。設定政府參與程度主要體現(xiàn)在當?shù)厣鐣Ｕ象w系健全與否、商業(yè)保險覆蓋面、是否出臺有關土地經營權抵押貸款的規(guī)定、對相關政策的宣傳力度和對經營權流轉工作的支持力度。社會保障越健全、保險覆蓋面越大、規(guī)定越詳細、宣傳面越廣、支持力度越大則信貸需求越強，以上因素對土地經營權信貸具有正向影響。設為假設H6。

綜上所述，假設農戶對于經營權抵押貸款需求受以上六個方面因素影響。需求在經濟學上的定義為在一定價格水平上愿意且能夠支付的商品數(shù)量[16]。當農戶對經營權抵押貸款有參與興趣、同時有可能具備申請貸款能力時，該農戶才具備經營權抵押貸款的有效需求。

二、數(shù)據(jù)來源及樣本描述性統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本區(qū)域簡介

本文選取安徽省能夠體現(xiàn)農業(yè)土地經營權地理特點的6個縣區(qū)為樣本區(qū)域，涉及皖北平原、皖西山區(qū)、皖南山區(qū)、皖東以及皖中丘林地區(qū)。采取隨機發(fā)放和入戶調查的方式，共收回有效調查問卷314份。具體樣本構成見表1。

表1 樣本來源

（二）樣本特征描述

1.農戶自身特征描述。在樣本區(qū)域內，調查對象為農戶家庭中的戶主，主要為男性，說明大多數(shù)男性在家庭中占據(jù)主導地位；而近半數(shù)戶主年齡在40～50歲之間，表明戶主年齡較大；絕大多數(shù)戶主受教育程度在初中以下。

農戶家庭特征中，每戶有1～2人外出打工，說明農戶非農經營現(xiàn)象十分普遍。調查區(qū)域內大部分農戶年家庭凈收入達2萬到4萬。樣本區(qū)域內農戶經營土地面積相差較大，大多數(shù)農戶表示其過去兩年內流轉土地少于5畝，流轉土地多于20畝的農戶僅占6%；對于土地上的工程設施資產擁有規(guī)模較大的農戶較少。詳見表2。

2.外部環(huán)境因素概況。從樣本區(qū)域內農戶社會關系網絡來看，不到半數(shù)農戶表示其參與過當?shù)睾献鹘M織，反映農戶參加集體活動的積極性有待加強，社區(qū)凝聚力有待提高；農村地區(qū)農戶社會關系網絡并不復雜（見表3）。

表2 樣本地區(qū)農戶自身特征描述

從樣本區(qū)域政府參與力度來看，農村地區(qū)社會保障水平顯著提高，在國家財政補貼下醫(yī)療保險基本實現(xiàn)全覆蓋，但相對來說參加其他商業(yè)保險的農戶比例較低。有必要加大力度推廣農業(yè)保險，降低農戶生產經營風險；同時經營權信貸必須有政府相關政策支撐。

當?shù)亟鹑诜账绞怯绊懶刨J需求的重要因素。調查顯示，正規(guī)金融供需矛盾在農村地區(qū)依然廣泛存在，只有少數(shù)農戶對土地價值評估機構有認知；目前已經發(fā)放的經營權抵押貸款中，其土地價值評估主要由政府相關職能部門完成，評價指標為“土地生產力+土地流轉價值+土地上附著資產價值”。

三、模型構建與計量分析

（一）模型構建

采用SPSS17.0作為計量工具，將農戶有無對經營權抵押貸款需求設定為模型因變量Y，定義為“0”和“1”，其中有需求定義為“1”，無需求定義為“0”。自變量為戶主個人特征、農戶家庭特征、土地特征、社會關系網絡、當?shù)亟鹑诜账?、政府支持力度。分別設定為X1，X2，…，Xn。此即為一個多元回歸模型：

其中ε為隨機誤差項。因為因變量Y服從Bernoulli分布，因而無法用線性模型衡量，固選擇二元Logistic模型：

其中，為第i個事件發(fā)生的概率，在[0，1]之間，a、b分別為回歸截距和回歸系數(shù)。轉化后即可將事件化為多元線性回歸模型的形式：

（二）變量定義

各個變量的定義見表4。

（三）信度和效度檢驗

由于家庭特征、土地特征、社會關系網絡、當?shù)亟鹑诜账?、政府參與因素等變量均以LIKERT量表測度，因此需信度和效度檢驗，以保證數(shù)據(jù)的可信性和有效性。

用于衡量信度指標的主要是Cronbach系數(shù)。通常情況下認為Cronbach系數(shù)在0.5以上時，量表信度基本符合要求，在0.7以上時信度較好[17]。經檢驗，家庭特征、土地特征、社會關系網絡、當?shù)亟鹑诜账胶驼С至Χ鹊腃ronbach系數(shù)均在0.7以上，量表信息信度較好。其計算方法為：

其中，α為Cronbach系數(shù)，n為數(shù)據(jù)個數(shù)，Si為第i組的組內方差，ST為總體方差。結果詳見表5。

表4 變量定義

表5 信度檢驗結果

效度檢驗主要衡量問卷搜集信息的有效性、準確性，即量表能夠有效、準確地反映被觀測對象的相關信息。效度主要包含兩方面內容：內容效度和結構效度。內容效度主要指搜集的信息內容是否合適、是否與調查問題相關；本文使用LIKERT五點量表，參照較為成熟的量表設計方法，并結合相關研究而設計，因此可以認為內容效度較高；結構效度主要指測量信息的有效性程度[18]，通常用因子分析法衡量結構效度，一般認為當公共因子載荷值在0.5以上時，該變量結構效度較高[19]。經因子分析法，變量中性別、每畝收入、是否有親屬擔任干部、有無確權登記的共同因子載荷值，均未達到0.5，說明這四個變量結構效度較低，故予以刪除。詳見表6。

表6 成分矩陣

（四）主成分分析

因模型中設計變量較多，為降低多重共線性對變量顯著性影響和信息丟失，采用主成分分析法對變量降維處理。主成分分析為一種線性變換方法，假設原變量為X1，X2，…，Xn，主成分因子為Y1，Y2，…，Yp，（p＜n），則該正交變換為：

寫成矩陣形式即為X=AY，其中An×n=（aij）為正交矩陣，矩陣每一列a*j為X的協(xié)方差矩陣對應的特征向量，正交變換可將實對稱矩陣化為對角陣，在該線性變換下，可將X的協(xié)方差矩陣化為對角矩陣，對角陣的特征值λ1，λ2，…，λn分別為公共因子Y1，Y2，…，Yn的方差。

在主成分分析之前，需對變量Bartlett球度檢驗和KMO檢驗以衡量變量是否具有偏相關性。當Bartlett球度檢驗通過顯著性檢驗，同時KMO檢驗結果大于0.7時，說明變量間相關程度大于偏相關性，即可提取出公共因子，適合主成分分析。經檢驗，變量KMO值為0.798，Bartlett球度檢驗對應顯著性為0，符合主成分分析條件。詳見表7。

表7 KMO和Bartlett檢驗

表8 公共因子特征值和貢獻率

提取公共因子后，使用方差最大法旋轉正交矩陣，使得公共因子容易得到命名解釋性。對一類變量上載荷值較大公共因子命名，這五個公共因子依次命名為“當?shù)卣畢⑴c因素因子”“土地特征因子”“家庭特征和當?shù)亟鹑诜账揭蜃印薄吧鐣P系網絡因子”和“戶主個人特征因子”。其中“當?shù)卣畢⑴c因素因子”由是否參加商業(yè)保險、社會保障體系健全程度、當?shù)卣袩o出臺農地經營權貸款規(guī)定、對經營權貸款政策了解程度、當?shù)卣畬洜I權流轉支持力度構成；“土地特征因子”由經營土地面積、土地位置條件、近兩年流轉土地面積、土地上設施資產價值構成；“家庭和當?shù)亟鹑诜账揭蜃印敝饕杉彝ツ陜羰杖?、非農收入占比、近兩年從金融機構取得貸款的次數(shù)、貸款數(shù)額、有無流轉中介、有無流轉合同、有無價值評估中介、糾紛解決方式構成；社會關系網絡由是否參加合作組織、是否經常參加集體活動、瀏覽信息頻率、經濟狀況所處水平、交往朋友數(shù)量構成；戶主個人特征因子由年齡和受教育程度構成。詳見表9。

（五）模型回歸結果

運用前文所述二元Logistic模型將公共因子得分與因變量“是否有經營權抵押貸款需求”回歸，并采用逐步向后回歸法剔除非顯著變量。在第二步回歸后，剔除“個人特征因子”，模型的卡方值為286.582，對應顯著性為0，即模型有效。模型結果見表10。

（六）結果分析

1.個人特征因素對信貸需求沒有顯著影響。說明在樣本區(qū)域內，年齡與參與信貸需求沒有直接關聯(lián)，受教育程度提高不會顯著提高需求水平，假設H1不成立。

2.政府支持因子對信貸需求有顯著正向影響。農地是農戶最為可靠的生活保障，開展經營權抵押貸款必須強化社會保障體系建設，以此降低農戶生活風險；同時健全農業(yè)保險體系，可以有效分散農業(yè)生產波動風險；當?shù)卣P于抵押貸款的規(guī)定應詳細、充分，保證工作開展規(guī)范和有效。假設H6成立。

3.土地特征因子對需求有顯著正向影響。土地經營面積越大、位置條件越好、土地上的設施資產價值越高，農戶資金需求量相對越大，同時其經營權作為抵押物的價值越高，越有可能獲得信貸；而農戶支持程度越高，流轉土地越多，資金需求量越多。假設H3成立。

4.家庭特征和當?shù)亟鹑诜账揭蜃訉π刨J需求有顯著正向影響。家庭年凈收入越多、非農收入占比越高，農戶抵御風險能力越強，償還貸款可能性越大。而近兩年內取得貸款次數(shù)越多、數(shù)額越大，說明與當?shù)亟鹑跈C構聯(lián)系更緊密、獲取相關貸款信息能力越強；中介幫助流轉可以促進土地產權交易及規(guī)?；洜I，書面合同可以降低糾紛產生可能。土地經營權作為一種財產其經濟價值體現(xiàn)越充分，變現(xiàn)能力越強，因而一旦風險發(fā)生，抵押物可以更加順利地變現(xiàn)從而彌補損失。假設H2和H5得到驗證。

5.社會關系網絡因子對信貸需求有顯著正向影響。社會關系網絡由是否參加合作組織、是否經常參加活動、收集信息頻率、經濟狀況在本村水平、經常交往的朋友數(shù)量構成。社會關系網絡是農戶社會資本量的體現(xiàn)，作為“社會人”，社會資本的多少往往在決定農戶行為中有決定性作用[21]。因而，當農戶的社會資本更加豐富時，獲得土地抵押貸款的可能性相應提高。假設H4得到驗證。

表9 旋轉成分矩陣

表10 模型回歸結果

四、研究結論與建議

（一）研究結論

本文提出農戶經營權抵押貸款需求受自身條件和外部環(huán)境因素共同影響的假設，并得出以下結論：首先，農戶經營權抵押貸款需求受制于自身條件和外部環(huán)境因素。現(xiàn)階段農戶經營權抵押貸款需求仍然較弱，即便是有效需求，因受國家政策、市場機制不健全、金融機構擔憂等，獲得貸款也較少。如何將農戶資金借貸意愿轉化并滿足其現(xiàn)實需求是亟需解決的問題。其次，樣本地區(qū)農地制度綜合改革已有成效，但經營權抵押貸款機制建設仍不完善，缺乏土地流轉中介機構和土地價值評估組織，抵押物變現(xiàn)存在障礙。

（二）政策建議

1.提升農戶內部經營條件，培育新型經營主體。首先，應該加大力度培育新型經營主體，降低農村金融市場供需矛盾。其次，擴大經營權抵押貸款范圍，由規(guī)模農戶擴展至中小農戶。此外，規(guī)模農戶抵押貸款時應注重土地價值，中小農戶貸款發(fā)放注重土地價值和信用評估結合，使中小農戶在產生資金需求時得到滿足。

2.提高金融機構管理服務水平。金融機構應加強管理，提高服務水平。目前農村地區(qū)資金供需矛盾依然存在，金融機構應加大貸款政策宣傳力度，強化與農戶交流和聯(lián)系，加快信用評估體系建設，建立農戶信用檔案，從貸款申請、審核環(huán)節(jié)開始降低風險；簡化貸款手續(xù)，對信用水平較好的農戶開展循環(huán)貸款業(yè)務；對已經發(fā)放的貸款，要密切關注資金使用流向；同時積極培育以村鎮(zhèn)銀行為代表的微型金融機構和新型農村合作金融機構，以此擴大農村金融供給面、降低成本。

3.完善保障機制建設，加大支持力度。農村社會保障體系建設和完善是開展土地流轉與經營權抵押貸款工作的前提條件和保證。應繼續(xù)擴大養(yǎng)老保險覆蓋面，增加農業(yè)保險品種和宣傳力度；政府應結合試點工作的開展情況，出臺更為細化、規(guī)范的指導方案，加大經營權抵押貸款的宣傳和政策支持力度，對發(fā)放經營權貸款的機構給予適當優(yōu)惠。

4.培育健全的產權交易市場。金融機構擔憂農地經營權變現(xiàn)難問題，應盡快培育健全的農村產權交易市場，保證經營權流轉信息規(guī)范登記、公開，促進土地經營權便捷、合法流轉，這是解決土地經營權作為抵押物變現(xiàn)難的必要途徑；引入社會資本開展土地價值評估，通過市場機制平衡供求雙方利益，減輕政府負擔，減少資源浪費；積極完善相關貸款擔保規(guī)定、保險機制，分散貸款風險。

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F832.43

A

1672-3805(2017)01-0009-09

：2016-11-17

國家社會科學基金青年項目“現(xiàn)代農業(yè)工程設施資產的盤活模式研究”（15CJY052）；安徽省高校人文社會科學重點項目“盤活現(xiàn)代農業(yè)工程設施資產的策略選擇研究”（SK2015A340）

杜宇能（1984-），男，安徽農業(yè)大學經濟管理學院副教授，研究方向為農村土地經濟管理。