农户影响

农户影响（精选十篇）

农户影响 篇1

集体林权制度改革实施以后, 农户造林、发展林下经济的积极性有了很大程度的提高, 进而导致资金需求的上升, 但因资金不足而制约农户扩大林业生产规模的情况十分普遍。林权抵押贷款开辟了农户融资发展生产经营林业的新途径, 但从目前我国林权抵押贷款实施现状看, 尚处于起步阶段。因此, 研究农户林权抵押贷款潜在需求及其影响因素, 可为制定和优化农户林权抵押贷款政策提供决策参考。

从国外研究情况来看, Patrick Hugh T研究认为欠发达的农村地区金融一般是“供给领先”模式, 而发达的农村地区金融一般是“需求追随”模式[1]。Boucher、Guirkinger认为, 即使在农户有能力提供抵押的情况下, 如果缺少有效的保险, 农户仍然会为了规避可能失去抵押物品等风险而放弃有利的投资机会, 导致贷款需求降低[2]。Kochar、Pham Bao Duong等研究发现, 发展中国家的农户对非正规信贷的需求主要是非生产性的, 对正规信贷的需求主要是生产性的[3,4]。在信贷需求影响因素方面, Tang、Guan的研究发现, 村干部农户的信贷需求意愿明显低于非村干部的农户[5]。Reka、Barham的研究表明, 户主年龄与借贷愿望成反比[6]。

国内关于农户信贷需求影响因素的研究较深入。吴典军、张晓涛通过研究发现, 授信额度的严格限制使农户借款的需求远远未能得到满足, 现有借款规模只达到借款需求的52%。期限上, 正规金融的平均期限为14个月;成本上, 正规金融机构收取的利息成本远远高于亲朋好友之间的借款[7]。贺莎莎对湖南省的农户问卷调查和统计数据进行了分析, 发现农户获得的借贷主要是非正规金融提供的信用拆借, 不存在明确的归还期限, 但少数资金需求量较大的农户仍然依靠正规金融。此外, 农户的经济、社会地位也对农户的借贷行为有较大的影响[8]。白永秀、马小勇使用logistic回归方法对陕西农户的问卷调查数据进行了分析, 计量分析结果表明, 非农程度和收入水平对农户的信贷约束存在显著的负向影响;农户的内在风险规避显著影响非正规贷款, 但对正规信贷的影响不显著[9]。

关于林农信贷需求影响因素的研究方面, 曾维忠、蔡昕在林业生产性融资视角下, 使用计量经济模型对林农信贷需求的影响因素进行了研究, 发现是否有外出打工经历、年龄、是否参加专业合作经济组织、是否担任村干部、投资风险的承受能力、是否与企业签订购销合同、林地总面积、是否获得过信用贷款、性别、家庭现金收入等因素存在显著影响[10,11]。石道金、高鑫、王磊分别使用Logistic模型和Probit模型对浙江和四川的林农信贷需求进行了研究, 发现林农文化程度、拥有林地面积、家庭支出和林业收入占家庭总收入的比重、是否有贷款贴息、贷款用途是否限制、家庭总收入、林权抵押贷款了解情况、劳动力人数、林地面积等因素存在显著影响, 进而提出政府要加大林权抵押贷款知识的宣传力度, 加强对林农的教育和培训, 同时应适当放宽贷款用途的限制[12,13,14]。孟全省对陕西林农的调查数据进行了分析, 在选择家庭因素、林农个人因素和林业经营因素等方面的变量之外, 又引入了评估机构、体系健全与否、政府支持力度、风险保障与补偿制度、评估人员资质等因素, 发现政府支持、林区交通情况对林农信贷意愿存在显著影响[15]。

综上所述, 现有关于林农信贷需求研究普遍采用了Logistic模型或Probit模型, 对影响农户参加林权抵押贷款等信贷产品的因素进行了分析, 但以往研究偏重于林农自身和家庭特征对信贷需求的影响, 而对金融供给方面的因素关注较少, 特别是对信贷产品本身的特征研究不足, 缺乏对信贷产品的利率、期限、额度等方面的因素分析, 因此难以对林业信贷产品创新和贷款政策优化提供充分的决策依据。

2 理论框架与模型设计

2.1 理论分析

本研究假设农户有林权抵押贷款的需求, 但受自身和外部原因限制, 不是所有的农户都有参与林权抵押贷款的意愿, 用成本收益法对农户林权抵押贷款意愿进行分析, 表达式:D (Y) =P (E1-E2-C) >0。式中, E1为农户参与林权抵押贷款后获得的预期收益;E2为农户不参与林权抵押贷款时所获得的预期收益;C为农户参与林权抵押贷款的预期成本, 包括贷款利息、手续费、续贷期间额外借贷风险等;D (Y) 为农户参与林权抵押贷款意愿。该数学表达式表明, 只有当农户参与林权抵押贷款后获得的预期收益扣除不参与林权抵押贷款时所获得的预期收益和参与林权抵押贷款的预期成本之后的净收益显著大于0时, 农户才会选择通过林权抵押贷款进行融资, 否则将不会参与林权抵押贷款。根据已有研究, 由于林业生产周期长、投资大、风险较高, 林业生产的预期收入较一般农业种植业更难确定, 但在农户参加林业经济合作组织、森林保险或与企业签订购销合同的情况下, 林农参与林权抵押贷款时所获得的预期收益一般较容易确定, 预期成本在金融制度和金融供给给定的情况下也较容易确定。因此, 本文将针对有可能导致E1、E2和C变动的参加林业经济合作组织和森林保险情况、农户与企业签订购销合同情况和贷款利率、贷款期限、贷款额度、贷款申请条件等因素进行研究。

2.2 研究假设

主要是: (1) 假设1———农户对林权抵押贷款的认知水平对林权抵押贷款的需求有正向影响, 对林权抵押贷款政策越了解, 参与林权抵押贷款的意愿越强烈。假设2———农户家庭收入水平对林权抵押贷款的需求有显著影响, 尤其是林业收入占总收入的比重越高, 林农贷款的意愿越强烈。假设3———林业经营状况对林权抵押贷款的需求有显著影响, 农户经营的林地规模越大, 林地质量越好, 参与林权抵押贷款的意愿越强烈;经营成本越高, 林权抵押贷款意愿越差。假设4———信贷产品特征对林权抵押贷款的需求有显著影响, 其中贷款利率对林权抵押贷款意愿有负向影响, 贷款期限和贷款额度对林权抵押贷款意愿有正向影响。假设5———相关配套措施影响农户对林权抵押贷款的需求, 贷款贴息、森林保险等相关配套政策越健全, 林农参加林权抵押贷款的意愿越强烈。

2.3 模型选择

本文选择二分类Logistic回归模型进行计量分析, 当使用线性回归对二分变量进行估计时, 其实际含义是对事件发生的概率进行估计, 拟合值有可能会有偏离[0, 1], 一般使用Logit变换可解决问题。比数定义为:;取对数:。通过这种变换, Logit (p) 不但在 (-∞, +∞) 取值, 而且Logit (p) 往往和因变量呈线性相关关系。Logistic回归模型可很好地对分类数据进行建模, 目前它已成为分类因变量的标准建模方法, 因此本文建立有p个自变量的Logit回归模型:Logit (P) =β0+β1x1+…+βpxp。

3 数据来源与描述性统计分析

3.1 数据来源

本文数据来源于福建省清流和沙县两个县林农的调查问卷。2012年7月到9月, 选择福建省清流和沙县的14个村作为调查点, 运用入户问卷调查方式, 共调查165户农户, 经过检验和筛选, 最终选取145份有效问卷, 有效问卷率为85%。

3.2 描述性统计分析

农户认知水平与林权抵押贷款需求:一般来说, 农户对林权抵押贷款的作用及其特点的认知水平越高, 对林权抵押贷款重要性的认识越深刻, 参加林权抵押贷款的可能性也就越大。如表1所示, 当农户对林权抵押贷款不了解时, 贷款需求发生率很低;当农户了解林权抵押贷款后, 贷款需求发生率显著提高。这说明加强林权抵押贷款的宣传, 增进农户对林权抵押贷款的了解, 让更多农户认识到开展林权抵押贷款的重要意义, 有利于林权抵押贷款业务的开展。

家庭收入水平与林权抵押贷款需求 (表2) :家庭收入水平不同的农户在林权抵押贷款需求方面存在差异。随着林业收入占总收入比重的增高, 农户对林权抵押贷款的需求呈现出逐渐增高的趋势。当林业收入占总收入的比重为0—25%时, 农户对林权抵押贷款需求发生率为17.6%;当林业收入占总收入的比重为25%—50%时, 农户对林权抵押贷款需求发生率为25.0%;当林业收入占总收入的比重为50%—75%时, 农户对林权抵押贷款需求发生率为35.2%;当林业收入占总收入的比重为75%以上时, 农户对林权抵押贷款需求发生率为42.8%。

林业经营状况与林权抵押贷款需求 (表3) :林地面积不同对贷款的需求状况也不同, 当林地面积为10hm2以下时, 林权抵押贷款需求发生率为21.2%;当林地面积为10—20hm2时, 林权抵押贷款需求发生率为26.6%;当林地面积为20—30hm2时, 林权抵押贷款需求发生率为34.0%;当林地面积为30hm2以上时, 林权抵押贷款需求发生率为60.0%, 林权抵押贷款需求发生率随林地面积的增加而增高。此外, 林权抵押贷款需求的发生率随林业生产经营成本的降低而增高。

信贷产品特征与林权抵押贷款需求:表4显示, 林权抵押贷款需求发生率随着贷款利率的增高而降低, 随着贷款额度的增加和贷款期限的延长而增高。当贷款利率为6%以下时, 林权抵押贷款需求发生率为45.9%;当贷款利率为6%—8%时, 林权抵押贷款需求发生率为35.8%;当贷款利率为8%—10%时, 林权抵押贷款需求发生率为19.4%;当贷款利率为10%以上时, 林权抵押贷款需求发生率为7.14%。当贷款额度为5000元以下时, 林权抵押贷款需求发生率为17.8%;当贷款额度为5001—10000元时, 林权抵押贷款需求发生率为29.4%;当贷款额度为10001—50000元时, 林权抵押贷款需求发生率为34.6%;当贷款额度为50000元以上时, 林权抵押贷款需求发生率为41.3%。当贷款期限为1年以内时, 林权抵押贷款需求发生率为13.6%;当贷款期限为1—3年时, 林权抵押贷款需求发生率为26.4%;当贷款期限为3—5年时, 林权抵押贷款需求发生率为34.0%;当贷款期限为5年以上时, 林权抵押贷款需求发生率为61.1%。

相关配套措施与林权抵押贷款需求:表5显示, 当存在政府贴息和农户参加森林保险时, 林权抵押贷款需求发生率明显升高。当政府贴息不存在时, 林权抵押贷款需求发生率为23.7%;当政府贴息存在时, 林权抵押贷款需求发生率为48.8%;当林农没有参加森林保险时, 林权抵押贷款需求发生率为18.8%;当林农参加了森林保险时, 林权抵押贷款需求发生率为64.1%。

4 计量分析与实证结果

根据研究假设和描述性统计分析, 按照二元Logit模型进行定义, 得到模型变量表 (表6) 。按照上述建模步骤, 应用SPSS18软件处理Logistic模型, 筛选变量时采用向后步进 (Wald) 的方法, 选入标准α=0.05和剔除标准α=0.10, 回归结果见表7。

计量模型结果显示: (1) 是否了解林权抵押贷款的SIG值为0.034, 表明农户对林权抵押贷款了解程度越高, 农户参加林权抵押贷款的可能性就越大。这证实了假设1, 农户认知水平对林权抵押贷款的意愿有显著影响。 (2) 林业收入占总收入比重的SIG值为0.014, 表明林业收入占总收入比对农户林权抵押贷款意愿有显著的正向影响。林业收入占总收入比越高, 农户林权抵押贷款意愿越强, 与假设2相符。而家庭收入水平则在回归过程中被剔除, 表明家庭收入水平对林农林权抵押贷款意愿的影响并不显著, 与假设不一致。这表明现阶段以林业生产为主业的家庭无论收入水平高低都普遍存在融资需求, 而不以林业生产为主业的家庭对林业生产性融资并不重视。 (3) 林地面积的SIG值为0.046, 表明林地面积对农户林权抵押贷款意愿有显著的正向影响。农户拥有的林地面积越大, 其林权抵押贷款意愿也就越强, 与假设3的预期相一致。林地质量的SIG值为0.033, 表明林地质量对农户林权抵押贷款意愿有显著的正向影响。林地的质量越高, 农户林权抵押贷款意愿越强, 符合假设3的预期。经营成本的SIG值为-0.043, 其符号为负, 表明经营成本对农户林权抵押贷款意愿有显著的负向影响。农户经营成本越高, 其林权抵押贷款意愿越弱, 与预期方向一致。 (4) 贷款利率的SIG值为-0.001, 表明贷款利率对农户林权抵押贷款意愿有显著的负向影响。林权抵押贷款的贷款利率越高, 农户林权抵押贷款意愿也越低;贷款额度的SIG值为0.012, 表明贷款额度对农户林权抵押贷款意愿有显著的正向影响, 贷款额度越高, 林农林权抵押贷款意愿越强;贷款期限的SIG值为0.009, 表明贷款期限对农户林权抵押贷款意愿有显著的正向影响, 林权抵押贷款的贷款期限越长, 农户林权抵押贷款意愿越强, 与预期的结果和方向一致。 (5) 是否有政府贴息的SIG值为0.021, 表明政府贴息对农户林权抵押贷款意愿有显著的正向影响。当存在政府贴息时, 农户林权抵押贷款的意愿更强;是否参加森林保险的SIG值为0.033, 表明参加森林保险对农户林权抵押贷款意愿有显著的正向影响, 参加森林保险后, 林业经营的风险有所降低, 农户林权抵押贷款意愿更强, 符合假设5的预期;是否参加专业合作组织和是否与企业签订购销合同在回归过程中被剔除, 说明是否参加专业合作组织和是否与企业签订购销合同对农户林权抵押贷款意愿的影响并不显著, 与前文假设不一致, 这可能与目前林业经济合作组织发展不完善, 还没有发挥应有的作用以及农户对购销合同的认识不足, 信任感不强有关。

5 主要结论与政策建议

实证结果表明, 目前农户林农参加林权抵押贷款的意愿不强, 而在有限的需求中又存在差异性和层次性, 林业大户对林权抵押贷款的需求较大, 而小户林农对参加林权抵押贷款的兴趣并不高。值得关注的是, 虽然林业大户对林权抵押贷款有着较大的潜在需求, 但由于信贷产品设计上的不合理性, 即利率过高、贷款期限较短和额度过低, 与林业生产经营特征不匹配, 制约了林权抵押贷款的有效需求, 最终导致林权抵押贷款参与率较低。

农户林权抵押贷款意愿影响因素分析 篇2

摘要：指出了林权抵押贷款是农户获得资金的重要途径，但是，在农户林权抵押贷款过程中，很多因素都会对农户林权抵押贷款意愿造成一定的影响。阐述了农户林权抵押贷款的必要性，对几种常见的农户林权抵押贷款意愿影响因素进行了分析，并对提升农户林权抵押贷款意愿的方法进行了详细探究。

关键词：林权抵押贷款；意愿；因素

中图分类号：F830.58

文献标识码：A 文章编号：16749944（2017）10026702

引言

通过实行林权抵押贷款，有利于促进农民收入增加，同时还能够有效深化集体林权体制改革工作。然而，当前林权抵押贷款对象主要是林业大户，很多林农因生产经营规模较小，林权抵押贷款参与水平比较低。因此，对农户林权抵押贷款意愿影响因素进行详细分析至关重要。农户林权抵押贷款概述

2.1 林权抵押贷款概述

林权指的是综合森林、林木以及林地为客体的权利，如果农户拥有森林、林木或者林地，则都可以将其归入林权，林权是十分重要的财产权。根据我国相关法律关于林权的定义，林权抵押贷款指的是林权所有人，将其所拥有的森林、林木或者林地进行抵押，从而向银行或者农村信用社等金融机构进行借款。

2.2 林权抵押贷款的必要性

（1）林权抵押贷款是林农迅速获得林业发展资金的资源途径。集体林权制度主体改革以来，我国集体林权制度配套改革不断深化，林业生产经营方式以及集约化水平都在发生重大变化，人们逐渐意识到林业生产的重要性，并在林业生产上投入大量资金，而林业产出也在逐渐提升。林农的资金原始积累水平比较低，而在林业生产经营中需要大量的资金支持，很多林农缺乏有效的抵押物，因此很难获得银行贷款。

（2）林权抵押贷款是林业持续发展的根本保障。林业的生产经营周期比较长，林业资产不易变现，而且林权流转难度比较大。在林业发展中，如果需要进行融资，则难度比较大。为了促进林业融资制度发生变革，政府需要结合实际情况制定林业商品信贷制度，因此，林权抵押贷款应运而生。通过林权抵押贷款，能够为农户发展林业提供重要的资金支持。农户林权抵押贷款意愿影响因素

3.1 农户对林权抵押贷款的认知水平比较低

根据调查研究发现，现如今，有些农户对于林权抵押贷款的认知水平比较低，而出现这一问题的原因主要是政府的宣传力度不足，没有将关于林权抵押贷款方面的政策宣传至每家每户，或者没有对农户进行全面、细致的说明。

3.2 农户家庭经济实力不同

通过对农户家庭的收入水平进行分析发现，农户家庭经济实力水平能够在很大程度上影响其信贷需求。通常情况下，如果农户家庭收入水平比较高，则其对于生产性贷款需求的意愿也比较强，而如果农户家庭收入水平比较低，则其对于生活性贷款需求的意愿比较强。当今林业技术发展迅速，农户的家庭财产收入越来越高，对于林权抵押贷款的需求量也在逐渐增加。

3.3 林权抵押贷款利率较高

在林权抵押贷款理论方面，农信社对于林权抵押贷款的利率一般是在基准利率的基础上上调70%～100%之间，另外，商业银行对于林权抵押贷款的利率一般是在基准利率的基础上上调30%～50%之间。由此可见，较高的林权抵押贷款利率，也会制约林权抵押贷款需求量的增加。

3.4 林权抵押贷款难度大

森林资源核查、资产评估工作日过长且收费偏高，授信（贷款）额度较低、手续繁琐不快捷，贷款业务未延深到乡镇网点因而不便民等。导致林权抵押贷款成本偏高，同样也制约了林权抵押贷款需求量的增加。政府缺少对于信用社发放林权贷款的协助，没有调动基层干部共同推进林权抵押贷款工作。另外，林权流转社会服务体系不够完善，林权证变更难度较大。除此以外，林业部门协助信用社推进林权抵押贷款的力度不够，没有将这一工作纳入工作考核体系中，导致林业部门管理人员工作积极性不足。

3.5 贷款用途受限较大

目前林权抵押贷款的用途仅限于林业生产经营，而在这一用途限制的影响下，农户林权抵押贷款的需求量比较低。根据调查发现，如果林权抵押贷款只能够应用于林业生产经营活动中，则很多农户对于贷款的意愿就会大大降低。提高农户林权抵押贷款意愿的措施

4.1 提高农户受教育水平

如果农户的受教育水平比较高，则其对于新事物的理解能力以及对于新事物的接受能力比较高，能够对各类资源进行科学合理的配置和利用。因此，应该加强农户教育培训，提高其对于新事物的认知水平，使其能够明确意识到借贷资金的重要作用以及各类借贷风险，从而更加理性地对待林权抵押贷款。

4.2 加强林权抵押贷款宣传

随着林权制度改革不断深化，林权抵押贷款是其中十分重要的配套措施，通过推进林权制度改革，有利于增加农户对于林权抵押贷款的认知水平，使其能够明确意识到林权抵押贷款可以满足其部分的融资需求。然而，根据调查发现，很多农户对于林权抵押贷款的需求量比较低，对此，应该加强林权抵押贷款的宣传工作，加深农户对于林权抵押贷款的了解，积极组织农业参加相关学习，另外，还可以充分利用已有信用贷款行为，为农户提供示范，从而带动其农林权抵押贷款的积极性。

4.3 强化政府政策导向

政府在融资?h境管理方面发挥着十分重要的作用，因此，政府需要优化相关政策，加大对金融机构的指导和支持。在林权抵押贷款方面，政府相关部门应该建立并完善林业资产评估以及登记制度，并结合实际情况建立相关配套政策。另外，现如今，科学技术发展迅速，政府还可以通过建立电子联网，保证林权资产登记管理工作能够快速有效的运行。除此以外，为了提高政府服务水平，还应该建立健全相关林业服务结构，组织农户进行林业技术培训教育，推广先进的林业生产技术，并建立健全风险补偿金制度，并将其应用于林权抵押贷款损失补偿。

4.4 创新林权抵押贷款模式

有些农户的家庭收入水平比较低，对于贷款的偿还力度也比较低，因此，贫穷农户的林权抵押贷款需求比较低。资金是保障农户林业发展的重要基础，如果贫穷农户无法获得资金帮助，则会制约当地林业发展。因此，对于家庭收入比较低的农户家庭，还应该建立农村资产联合授信制度，即将农村家庭土地包括耕地、林地、宅基地，房产、交通工具等资产进行联合评估授信。

4.5 解除借款用途限制

如果限制贷款用途，则会在很大程度上影响农户林权抵押贷款的积极性，另外，限制贷款用途，还会导致相关部门以及金融机构的监督成本增加。林权对于农户而言至关重要，如果农户愿意采用林权作为抵押，则表明农户对于贷款偿还有一定的把握，因此，可以结合实际情况解除借款用途限制，以此提升农户贷款积极性。

4.6 建立林权交易流转平台

林权抵押贷款手续的复杂程度比较高，或者申请门槛比较高，由于工作难度较大，而且申请难度也比较大，因此，很多农户的林权抵押贷款积极性比较低。对此，应该建立并完善相关林地林木交易制度，简化林权抵押贷款工作流程，并结合实际情况适当降低林权抵押贷款门槛，促进农户进行林权抵押。与此同时，还应该规范林权交易流转平台，完善林权转让市场，通过建立林权交易流转平台，能够为林木资产交易提供重要基础。

4.7 强化农户林业生产技术培训

林农对于贷款的用途主要有两点：其一为林业生产，其二为商业性投资，第三产业所占比重比较低。对此，政府应该强化农户林业生产技术培训，提高其文化知识水平，形成现代化金融意识，积极发展农村第三产业，这样才能实现农村劳动力转移，促进农户收益的增加。

4.8 积极拓展新型借贷形式

现如今，林权抵押贷款主要是小额贷款，另外，贷款模式比较单一，而且额度比较小。对此，可以建立家庭林场实行抵押行为，这样能够有效降低林权抵押贷款成本以及贷款风险。通过对集体林地进行统一的规范化管理，不仅能够有效扩大林业生产规模，而且还能够促进农户增产增收，对于林业收入，可以将其应用于基础设施建设中，促进当地社会经济发展。除此以外，还可以创新林权抵押贷款模式，促进农户的贷款行为。结语

很多农户对于林权抵押?J款的认知水平比较低，对此，政府及有关部门应该加强宣传力度，使得越来越多的农户都能够了解林权抵押贷款的重要作用。另外，林权抵押贷款工作流程比较繁琐、门槛较高、贷款用途受到限制，对此，政府相关部门应该结合实际情况对相关工作进行调整。除此以外，有些农户的家庭收入水平比较低，对于林权抵押贷款的需求量比较低，对此，可以采用林业合作社的模式对集体林权进行管理，然后根据股份为农户提供生产效益，促进农户经济收入水平的提高。

参考文献：

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西南山区农户耕地流转及其影响因素 篇3

关键词：农户；西南山区；耕地流转；影响因素；Tobit模型；土地破碎化

中图分类号： F301.24 文献标志码： A

文章编号：1002-1302（2015）03-0447-03

20世纪80年代初家庭联产承包责任制的实施取代了人民公社，确立了农户农业经营地位，激发了农民生产积极性，推动了农村经济发展[1-2]。农业产业化兴起及社会服务体系发展逐步拓宽了农民进入市场的渠道，推动各种新的经营方式及利益关系的形成[3]；同时，快速城市化和经济发展带动了农村劳动力向二三产业转移，冲击了农民就业观念。面对社会环境及农民就业观念的变化，现有的农地制度缺陷问题逐渐凸显，家庭联产承包责任制产生的边际收益日益降低，表现在耕地复种指数下降、农地撂荒、分散经营等方面[4-7]。

针对农地经营细碎化、边际化等问题，加快农地流转、培育农地流转市场，被认为是实现农地适度规模经营、优化农地资源配置、提升农业劳动生产效率及促进农业产业化的必然选择[8-10]。有研究表明，农地流转具有交易收益效应和边际产出拉平效应，有助于提高土地资源的配置效率[11-12]。与此同时，国家也出台了一系列政策鼓励土地流转。2008年10月党的十七届三中全会通过的《中共中央关于推进农村改革发展若干重大問题的决定》指出，应“建立健全土地承包经营权流转市场”。2009年中央“一号文件”也强调，要“建立健全土地承包经营权流转市场”。

为了加快推动农地流转，学术界对我国农地流转缓慢的问题进行了积极探讨。已有的研究大多从宏观层面来探讨农地流转市场发展缓慢的原因，并取得了许多共识。目前，农地产权制度安排存在缺陷，主要表现为：（1）农地产权的不确定性，很大程度上抑制了农地流转交易活动[13-14]。（2）农村社会养老、医疗等保障制度不健全，使得农地承受着巨大的社会压力，抑制了农地流转[15]。一些研究表明，提高农民非农就业率有助于农地流转，相对自由的劳动力市场会产生更多的土地流转[11，16]，而现有的“户口”制度严重阻碍了城乡劳动力流动，不利于劳动力就业市场的发展[16-17]，抑制了农地流转。近来，不少学者尝试从微观层面研究农户的农地流转行为及影响因素。农户普遍存在兼业行为，若家庭生产达到最优，则抑制农户参与农地流转[18]。（3）信用体系不健全，种田大户及企业无法获取及时贷款支持，也阻碍了农地流转[19]。大量基于计量模型的文献显示，户主特征、家庭特征、经济因素、土地资源特征及区位因素等均对农户参与农地流转有显著影响[3，16，20]。此外，粮食价格、租金、农户对自然灾害风险的预期和租金回收预期也会影响农户参与耕地流转[20]。

我国幅员辽阔，不同区域的自然条件及农业发展情况差异较大，对不同区域开展实证研究具有重要意义。当前，山区农村劳动力大量析出，农地弃耕、撂荒现象普遍发生，对于区域的粮食安全构成严重威胁[21-23]。农地流转影响因素的认识，能够为政府缓解农地撂荒问题提供依据。然而，已有文献对山区的研究侧重于农户农地转出行为，对农户转入行为、需求的深入分析还不够[20，23-27]。因此，本试验对重庆市酉阳县农户耕地流转的影响因素进行研究。

1 研究区域概况与方法

1.1 研究区域概括

酉阳县（108°18′～109°19′E，28°19′～29°24′N）地处重庆市东南边缘的渝、鄂、湘、黔四省接合部，境内地形复杂，多山。酉阳县总面积5 173 km2，海拔高度263～1 895 m，年均气温11.8～17.0 ℃，是土家族、苗族等少数民族的集聚地，属于国家级贫困县。由于立体气候明显，酉阳县具有生产绿色产品、特色农产品得天独厚的条件。2010年末户籍总人口 83.59万人，农业人口63.73万人，农村人均纯收入为 3 600元；农作物总播种面积12.75万hm2，其中粮食作物8.69万hm2，粮食产量为370 710 t，蔬菜产量为200 500 t，油料产量为 22 130 t，烟草产量为10 800 t，茶叶产量为900 t。近年来，农村劳动力大量向非农就业转移，造成耕地撂荒现象普遍发生。因此，选择具有典型性和代表性的酉阳县为研究区。

1.2 数据获取

2011年12月至2012年1月，笔者所在的课题组在研究区开展了为期38 d的农户调查，农户调研采用参与式农户调查法。为确保问卷质量，采访对象以户主为主，伴有其他家庭成员补充相关信息。农户调研逐户开展，每户用时约1 h，最终获得207份农户问卷。内容主要包括：基本情况（家庭人口、性别、年龄、健康状况、教育、职业等）、耕地流转情况（流转面积、期限、租金等）、农地情况（地块面积、种植类型等）、家庭资产（微耕机数量等）。

1.3 模型的构建

1.3.1 模型构建 本研究要分析的因变量为农户耕地流转面积，即转入耕地面积和转出耕地面积。由于农户流转耕地面积的取值范围为[0，+∞），属于受限因变量，除部分样本取值为0以外，其余都属于连续数值。Tobit模型能够有效地估计因变量存在0值且取正值时为连续变量的情况，所以本研究使用Tobit模型对影响农户耕地流转面积的因素进行分析。Tobit模型的一般表达式如下：

nlc202309031503

1.3.2 自变量 依据已有研究成果[3，16，20]、实地调查数据及研究目的，从农户家庭非农化程度、农户特征、经济特征及资产特征4个方面探讨各因素对农户耕地流转面积的影响效果：（1）农户家庭非农就业程度的表征。包括非农劳动力比例及农业收入比例，由于两者存在明显的共线性问题，因此本研究的模型估计仅采用非农劳动力比例来衡量一个家庭的非农就业程度。（2）农户特征（年龄、教育程度、家庭规模）。（3）经济特征（非农收入、农业收入、生活支出、生产支出等）。（4）资产特征。主要包括土地资源特征（经营耕地面积、地块数量）、微耕机。表1为9个变量的描述性统计。

1.3.3 多重共线性检验 为防止自变量间存在共线性问题，本研究利用Pearson相关系数、容忍度和方差膨胀因子（VIF）来验证自变量间的多重共线性检验。结果显示，平均地块面积与经营耕地面积之间的Pearson相关系数绝对值最高，为0.600<0.8。经营耕地面积的容忍度最低，为0.594>0.1，而其方差膨胀因子最高，为1.684<5。综合3个检验指标可知，自变量间不存在多重共线性问题，不会对分析造成影响。

2 结果与分析

2.1 农地流转基本特征

在调查的207个农户中，共155户发生了耕地流转行为，占总农户数量的比例为74.87%，这表明研究区农户耕地流转现象普遍。其中，发生耕地流转的155户中有90户仅有耕地转入行为，37户仅有耕地转出行为，28户同时发生耕地转入和转出行为。虽然农户耕地流转行为普遍，但大多农户流转耕地规模较小。在118户转入耕地的农户中，转入耕地面积小于0.67 hm2的有103户，占转入总农户数量的比例为87.29%；发生转出耕地的65户中，转出耕地面积小于 0.67 hm2 的有64户，占转出总农户数量的比例为98.46%；此外，农户正在耕作的耕地规模普遍较小，小于0.67 hm2的有156户，占总农户数量的比例高达75.36%，最高仅 1.76 hm2。可见，当前大多农户流转耕地不是为了扩大生产规模，而是为了耕作方便需求。但是，这种流转行为对于解决耕地撂荒问题作用有限。当前207个农户中，发生耕地撂荒的农户数量为97户，占总农户数量的比例为46.86%，且发生转入耕地的农户中也存在耕地撂荒，其中同时发生转入耕地和撂荒耕地的农户数量为60户，占总转入农户数量的比例为50.85%。从耕地流转补偿方式看，农地耕地流转多为无偿流转，其中农户无偿转出耕地有39户，占总转出农户数量的比例为60%，无偿转入耕地有61户，占总转入农户数量的比例为51.69%。农户耕地流转补偿多为无偿方式，也说明当前耕地流转形式不正规。

2.2 计量结果

由表2可见，非农劳动力比例对农户转出和转入耕地面积均有显著影响，这与已有研究的“农户非农就业能加快农地流转速度”结论[10，28]一致。农户家庭非农劳动力比例越高，表明农户家庭农业劳动能力越弱，生计依赖于非农就业。由于研究区农业生产难以机械化，非农就业导致农户的农业生产能力下降，从而转出耕地面积增加，转入耕地面积减小。然后，非农劳动力比例对耕地转出面积在0.01水平下影响显著，对耕地转入面积仅在0.1水平下影响显著，这可能是因为山区农业生产条件差，农业经营效益低，农户对耕地需求程度不高。当前，山区不少农村耕地撂荒，且呈现出量大面广、持续时间长、撂荒面积不断增加的特征，印证了农户对耕地需求不足的结论[7，23]。这一结论也说明在其他条件不变的情况下，农村劳动力向非农就业转移，可能加剧耕地撂荒问题。

由表2可见，家庭特征中的户主年龄对耕地转出面积有显著负向影响，即户主年龄越大，耕地转出面积越小，这是因为年龄较大的户主获取非农就业机会少，对土地的依赖程度更强；另外，户主年龄对转入耕地面积有显著负向影响，说明年老的户主受劳动能力限制不愿意经营更多的耕地，这与常识相符。户主教育程度对耕地转出和转入面积的影响不显著，这是因为在调研的207户中户主教育程度平均为小学或者初中，仅2户为高中或中专水平。另外，家庭规模对耕地转出和转入面积均有显著影响，但符号相反，这是因为农户家庭规模越大，劳动能力越强，有能力经营更多耕地，從而转出耕地面积小，转入耕地面积大。

由表2可见，经济特征中的家庭纯收入对耕地转出面积有显著正向影响，即家庭纯收入越高，转出耕地面积越大。家庭纯收入越高，农户家庭生活负担越轻，对工作环境要求较高，由于研究区农业生产难以机械化，农业生产环境艰苦，从而有利于增加转出耕地面积。然而，家庭纯收入对耕地转入面积影响不显著，这可能是因为农业规模化经营和非农就业一样能够带来较好的收入。农业收入对耕地转出和转入面积有显著影响，影响效果与已有研究结论一致，即农业收入能抑制农户转出耕地，促进农户转入耕地。

由表2可见，资源特征中的经营耕地面积对农户转入耕地面积有显著正向影响，这是因为农业大规模生产才能获取规模效益，是其农地转入行为的重要经济激励[30]。然而，经营耕地面积对农户耕地转出面积影响不显著。平均地块面积对农户转出和转入耕地面积均有显著影响，且系数符号相反，即耕作的地块面积越大，农户转出耕地面积越小，转入耕地面积越大。可能的解释是：拥有较大地块的农户，可能同时也是土地的转出户，劳动能力较弱，这类农户已将自家地块面积较小、耕作条件较差的耕地转出或直接撂荒，仅留下面积较大的地块耕种，这类农户对转入地块的耕作条件要求较高，仅转入较大的地块，而在当前以无偿转入方式为主的情况下，很少有农户愿意转出此类耕地，因此，这类农户转出耕地的面积较大，转入耕地的面积也较小。这与陈美球等对江西省耕地流转的研究得出的结论一致[29]。微耕机对农户转入耕地面积有显著正向影响，即使用微耕机的农户拥有的转入耕地更多。在农业生产中投入微耕机等省工农具可提高农户农业生产能力，从而有利于增加转入耕地面积，但是微耕机对耕地转出面积影响不显著，这是因为转出耕地的农户中仅有2户拥有微耕机。

农户影响 篇4

农户是我国农村生产经营的主体,也是农村信贷市场的主要需求主体。农户贷款问题一直是农村金融研究的热点问题和政府关注的重点问题(刘辉煌和吴伟,2015)。本文对现有文献梳理后发现,学者们主要使用logit模型、probit模型以及因素相关性等方法对农户信贷需求影响因素进行分析。胡金焱与张博(2014)使用异方差probit模型对山东省济南市周边县、镇农户的信贷需求影响因素进行了实证分析。结果发现:农户常住人口数、债务水平、收入来源等对农户信贷需求影响明显。周宗安(2010)、马晓青和黄祖辉(2010)以及石志平与张文棋(2012)分别对山东省、江苏省与福建省农户信贷需求影响因素进行了分析。部分学者(王定祥等,2011;刘西川等,2009)关注了贫困型农户与贫困地区农户的信贷需求问题。使用部分省(区)数据研究农户信贷需求影响因素在一定程度上忽略了区域间的差异性。因此,颜志杰,张林秀与张兵(2005)、Tang(2010)以及秦建群等(2011)运用全国范围内的农户抽样调查资料对农户信贷的影响因素展开分析可以看到,学者们对我国农户信贷需求影响因素进行了较为深入地探讨,为本文的研究提供了借鉴。但是,有关农户信贷需求影响因素的研究结论并未达成一致,仍然存在着一定的争议。鉴于此,本文使用CHIP2013数据对我国农户正规信贷需求影响因素进行了再检验。

二、数据、变量与研究方法

1、数据来源

CHIP2013是由北京师范大学与国外合作开展的有关中国收入分配动态变化追踪的研究项目。CHIP项目组按照东、中、西分层,根据系统抽样方法抽取得到CHIP样本,样本覆盖了15个省(区)样本。数据内容包括住户个人层面的基本信息、就业信息以及家庭层面的基本信息、主要收支信息和农业经营等内容。本文研究使用的数据主要是以CHIP2013农村居民原始样本数据为基础,对样本中缺失值、异常值以及重复值进行删除与整理,最终得到4687位农村居民数据样本。

2、变量选择与描述

(1)因变量。对于农户正规信贷需求的度量,本文主要使用农户是否向银行、农村信用社(农村商业银行)以及其他商业或者金融机构提出信贷请求作为衡量指标。具体地,如果农户向银行、农村信用社(农村商业银行)以及其他商业或者金融机构提出过信贷请求,说明该农户具有正规信贷需求,记为1。反之,则无需求,记为2。如表2所示。

(2)自变量。借鉴已有研究文献,本文主要从农户个体特征、资产状况、生产经营特征以及农户收入和消费情况等四个层面考察对正规信贷需求的影响。

首先,农户个体特征。一般来说,农户个体特征会对农户信贷需求产生一定的影响(周宗安,2010;胡金焱与张博,2014)。本文考察选择性别、年龄、健康状况、受正规教育年限、政治面貌以及是否是乡村干部等农户个体变量对正规信贷需求的影响。具体赋值如表2所示。

其次,农户资产状况。随着农户资产的增加,生活性信贷需求逐渐变小,生产性信贷需求将会变大(周宗安,2010)。本文主要分析农户金融资产和农业经营性以及非农业经营性固定资产对正规信贷需求的影响。其中,金融资产具体包括现金、活期存款、定期存款、国债以及储蓄型保险等资产,农户金融资产与固定资产均为连续型变量。

再次,农户生产经营特征。农户开展生产经营活动一般需要农村信贷的支持,主要从农户是否外出务工、经营土地面积的多少以及是否加入农业合作组织等角度研究对农户正规信贷意愿的影响。具体赋值情况如表1所示。

最后,农户收入与消费情况。农户收入与消费水平也是影响农户信贷需求的重要因素。本文主要考察农户可支配收入水平以及消费支出与正规信贷需求的关系。农户可支配收入与消费水平均为连续性变量。

3、研究方法

目前,应用较为广泛地处理因变量为分类变量的回归模型为Logit模型。本文使用Logit模型为我国农户正规信贷需求的影响因素问题。简便起见,因变量取值分别为1或者2(具有正规信贷需求意愿记为1;否则记为0)。p为农户正规信贷需求发生的概率,1-p为农户无正规信贷需求发生的概率。其中,p=P(y=1|x),则1-p=P(y=1|x)。进一步假定xi为影响农户正规信贷需求的主要因素。

如果累积分布函数F(x,β)服从“逻辑分布”(logistic distribution),那么

可以进一步得到:

式中,为概率发生比(odds ratio,即OR值)。exp(x'β)值表示在解释变量xi增加一单位引起几率比变化的倍数,可以解释为新几率增加或减少的百分比。在本文中,主要反映农户个体特征、财产状况、生产经营特征以及收入与消费情况等因素对正规信贷需求发生概率增加或减少的百分比。

三、实证结果与分析

1、估计结果

本文主要借助stata12.0软件对样本数据进行分析与处理,采用有序logit模型对我国农户正规信贷需求影响因素进行识别与估计,具体选择逐步回归分析反向剔除方法自动完成显著变量的选取,估计结果如表2所示。

2、实证结果分析

首先,农户个体特征。如表2所示,性别、年龄、乡村干部以及健康状况通过了至少10%显著性水平的检验。相比较而言,女性农户、年龄相对较轻的农户、乡村干部以及健康状况较差的农户正规贷款需求更为强烈。

其次,农户资产状况。可以看到,不同资产类别对农户正规信贷需求影响是不同的。随着金融资产的增加,农户正规信贷需求减弱。伴随着农业经营性固定资产或者非农业经营性固定资产的增加,农户对正规信贷的需求增强。可能存在的原因是农户金融资产的增加导致生活性信贷需求的减少,固定资产的增加使得农户生产性借贷需求的增强(周宗安,2010)。关键在于不同的资产变动对生活性与生产性信贷需求的影响是不同的。

(注:***表示1%水平显著,**表示5%水平显著,*表示10%水平显著。)

再次,农户生产经营特征。农户经营土地面积与是否加入农业合作组织对正规信贷需求影响显著。农户经营土地面积越大,正规信贷需求就越强烈。这个结果与Tang(2009)以及Tang et al.(2010)研究结论相近。另外,加入农业合作组织的农户信贷需求增强,可能的解释为加入合作组织后,在生产经营方面农户得到技术与信息服务等多方面的支持,使得农户存在进一步扩大生产经营规模的可能性,进而增加了正规信贷需求。

最后,农户收入与消费情况。消费支出对正规信贷需求影响显著,农户消费支出越多,正规信贷需求就越强烈。换言之,生活性信贷需求增强。

四、结论与启示

基于CHIP2013的4687户农户调研数据,对我国农户正规信贷需求影响因素进行了实证分析。实证结果表明:性别、年龄、乡村干部以及健康状况等农户个体特征、农户的金融资产与固定资产、经营土地面积与参加农业合作组织以及消费支出水平等对农户正规信贷需求产生了重要影响。

根据以上研究结论得到以下启示:对于相关政府部门而言,要进一步增加农村正规信贷供给,繁荣农村金融市场,以利于满足农户多样性的信贷需求。对于农村正规信贷机构而言,应结合农户信贷需求特点,为农户量身定制符合其自身特点的农村金融产品,最大限度地满足农户资金信贷需求。对农户自身来说,应该积极与正规信贷机构进行有效沟通,使得信贷信息透明化,以达到满足自身信贷需求的目的。

参考文献

[1]刘辉煌、吴伟:基于双栏模型的我国农户贷款可获得性及其影响因素分析[J].经济经纬2015(2).

[2]胡金焱、张博:农户信贷需求的影响因素[J].金融论坛,2014(1).

[3]周宗安:农户信贷需求的调查与评析:以山东省为例[J].金融研究,2010(2).

[4]马晓青、黄祖辉:农户信贷需求与融资偏好差异化的比较研究——基于江苏省588户农户调查问卷[J].南京农业大学学报(社会科学版),2010(3).

[5]石志平、张文棋:农户信贷需求与信贷行为影响因素实证研究——基于福建省农户的调查[J].东南学术2012(3).

[6]王定祥、田庆刚、李伶俐、王小华:贫困型农户信贷需求与信贷行为实证研究[J].金融研究,2011(5).

[7]刘西川、黄祖辉、程恩江:贫困地区农户的正规信贷需求:直接识别与经验分析[J].金融研究,2009(4).

[8]颜志杰、张林秀、张兵:中国农户信贷特征及其影响因素分析[J].农业技术经济,2005(4).

[9]Tang,S.,Guan,et al:Formal and Informal Credit Markets and Rural Credit Demand in China[Z].Agricultural and Applied Economics Association,2010.

农户影响 篇5

2007年以来，中国猪肉市场价格一直表现出异常的波动。对此，有学者在深入分析后认为，猪肉价格的频繁异常波动的主要原因是由于生猪的供给量的减少，而供给量减少的主要原因是生猪市场自身周期性波动的结果[1，2]。因此为了调控生猪市场价格，必须增加生猪的供给量。然而由于盲目投入、无规划养殖、注重短期利益、土地资源紧张等多重因素的作用，规模化养猪仍然存在着诸多的问题。

为了提高国内的生猪供给量，1992年以来中国政府出台了一系列的生猪养殖支持政策。如2007年7月份以来，国务院印发了《关于促进生猪生产发展稳定市场供应的意见》和《关于进一步扶持生猪生产稳定市场供应的通知》，要求各地建立能繁母猪补贴制度，推进能繁母猪保险工作，扶持生猪标准化规模饲养。国家按每头50元的补贴标准，对饲养能繁母猪的养殖户（场）给予补贴，同时建立能繁母猪保险制度，保费由政府负担80%，养殖户（场）负担20%。2012年8月农业部办公厅和财政部办公厅又联合出台了《2012年能繁母猪饲养补贴实施指导意见》，对全国所有饲养能繁母猪的场（包括规模养殖场、养殖户、种猪场和散养户）每头能繁母猪补贴100元，补贴资金由国家承担（其中东部地区由地方财政负担；中西部地区由中央财政负担60%，地方财政负担40%）[3]。

这一系列的补贴政策无疑大大鼓舞了养殖户（场）业主饲养能繁母猪、促进生猪养殖的积极性，但是究竟对促进养殖农户扩大养殖规模起到了多大的作用，这一问题引发了学术界对政府补贴政策所产生效果的思考和研究。

文献综述

散养户与规模化养殖户相比，由于在疫病防控、猪肉质量保证、稳定投入等方面存在着很大的不足，即使散养户的数量大也对增加生猪的供应量帮助不大，因此为了增加生猪供给量必须提高规模化养猪户所占的比例[3]。对于如何扩大养殖规模，国内的研究仍以定性研究为主，如姜冰等[4]定性分析了中国发展规模化养猪场存在的问题并提出了相应的对策；张颖等[5]认为选择优良品种猪、坚持预防为主的防疫原则、提供营养全面的饲料等措施可以提高规模化养猪的经济效益；齐秀华等[6]分析后认为，提高管理水平、防疫、品种等可以显著提高规模化养猪的经济效益；李桦等[7]对养猪农户规模变动效益及其影响因素分析后认为，户主年龄、收入满意度、合作社和政府服务可以显著影响到规模变动效益。但是这些研究均没有涉及到政府实施的生猪补贴政策。

国内专家学者们对政府补贴的研究主要集中在种植业上，如王姣等[8]利用pmp模型对中国粮食直接补贴政策效果进行了研究，研究表明虽然粮食直接补贴政策对粮食产量的影响不大但是可以明显提高农户的种植业收入；吴连翠[9]通过对粮食主产区安徽省农户的调查研究发现，粮食补贴政策对农户增加粮食播种面积和物质资本投入具有显著的激励作用；万敏等[10]通过对湖北省5县市的调研发现，种植业惠农补贴政策能够起到保障粮食安全、促进农民增收的积极作用，但是相关措施不配套会在很大程度上削弱补贴政策的效应。

上述研究表明，政府补贴对种植业发展都起到了积极的促进作用，但是相关的政府补贴对生猪养殖业到底起到了怎样的作用，这些补贴能否达到政府所期望的效果，除了政府补贴外还有哪些因素可以影响到生猪的养殖规模，为了研究这些问题，本研究拟在现有研究的基础上通过运用实地调查的数据，同时结合养殖农户养猪的内外环境因素，以政府补贴对养猪农户规模变动意愿影响进行实证分析，从而为政府制定相关政策提供科学依据。

数据来源及样本分析

2.1 数据来源

本研究的研究数据来源于课题组于2012年7～8月份对四川省资阳市生猪养殖农户的调查。由于能繁母猪补贴是政府对生猪养殖补贴的重要组成部分，因此本研究选择能繁母猪补贴作为政府补贴的替代变量。之所以选择四川省资阳市作为调查地点，主要是因为四川省不仅是养猪大省而且是政府补贴（能繁母猪补贴）工作开展得较好的省份，同时，资阳市的养猪农户的数量较大，因此调查结果可以较好地反映政府补贴对养殖规模变动的影响。

本次调查采用了农户问卷调查和个人深度访谈相结合的调查方法。问卷内容包括养猪农户的家庭人口特征、养猪状况及疫病状况、借贷情况、收入状况、所获得的公共支持状况等问题。调查地点为四川省资阳市雁江区宝台镇和祥符镇的4个自然村。抽样方法为随机抽样法，发放问卷160份，收回有效问卷140份，问卷回收有效率为87.5%。在开展问卷调查的同时，调查人员还对养猪农户进行了个人访谈，以求更深入地了解农户的生计现状。

在调查中，调查人员发现，很多农户家中的养猪栏空置或被挪作他用。在与农户访谈时了解到，2007年以前资阳当地农村基本家家户户都养有生猪，但到了2011年调查时期很多散养农户已放弃了养猪。当被问及放弃的原因，大部分养殖农户都反映饲料成本太高，养猪的利润太低。而对于本研究所探究的政府给予的生猪补贴，大部分养猪农户反映都听说过，而当地的政府补贴主要是能繁母猪补贴，而非养肥猪补贴。因此本研究用是否购买能繁母猪获补贴作为政府补贴的替代变量，用是否愿意扩大养殖规模作为养殖规模变动意愿的替代变量。

2.2 样本的描述性分析

农户宅基地退出意愿影响因素研究 篇6

摘要：研究目的，探讨农户宅基地退出意愿的影响因素。研究方法，基于计划行为理论，结合PLS结构方程模型。研究结果，农户的行为态度、主观规范与知觉行为控制均会对农户宅基地退出意愿造成显著影响。其中，行为态度和知觉行为控制的影响更为显著。研究结论，完善宅基地退出的补偿机制并制定合理的补偿水平，以保证农户对宅基地退出的正向态度；加强宣传，传达政府对宅基地退出行为的支持，加强已退出者与其他农户的交流与沟通，减轻农户预测其退出宅基地时所感受到的社会压力；简化退出手续，建立退出者合法权益的保护机制，提高农户感知退出宅基地容易的程度。

关键词：宅基地退出，计划行为理论，结构方程模型

中图分类号：F301文献标识码：B

文章编号：1001-9138-（2016）06-0003-12收稿日期：2016-03-25

农户宅基地退出是指宅基地使用权人通过一定的途径，将基于某个特定宅基地上的合法使用权归还宅基地所有权人，使宅基地所有权与宅基地使用权统一于同一个主体。现行的农村宅基地制度下，农村宅基地无序粗放利用现象严重。宅基地取得的无偿性、使用的无限期性以及无留置成本性，使得村民无序占有宅基地，而宅基地流转的限制，特别是禁止城镇居民购买宅基地，使得众多已定居或准备移居城镇或他乡的村民无法通过让渡宅基地使用权实现宅基地财产权益，也使得这些宅基地长期处于空置状态，形成空心村，造成农村建设用地利用效率的低下。因此，现有的无流动的、福利性的宅基地制度已经不符合社会经济发展的需要，也无法满足城镇用地增加与农村建设用地减少相挂钩政策发展要求。

加强农户宅基地管理，推进农村土地整理工作，构建和完善农村宅基地退出机制，对于完善农村集体土地市场，发挥农村土地市场的土地配置作用，提高农村集体土地的利用效率，促进农村居民点用地的节约集约利用具有重要意义。宅基地退出是改革农村宅基地制度，完善农村宅基地分配政策的重要内容，是深化农村改革的重点，也是全面深化改革的重要内容。2015年1月，中共中央办公厅和国务院办公厅联合下发《关于农村土地征收、集体经营性建设用地入市、宅基地制度改革试点工作的意见》，随后全国人大常委会授权国务院在北京市大兴区等33个试点县（市、区）行政区域正式开展宅基地退出试点工作。农户参与宅基地退出的意愿直接影响试点工作的成败。因此，了解掌握农户的参与意愿程度、研究农户参与宅基地退出的相关影响因素十分有必要。目前，学术界围绕农户参与宅基地退出意愿的影响因素进行了一系列有价值的研究。陈霄（2012）利用对重庆市“两翼”地区1012户农户的调查数据，研究发现农民的年龄和受教育程度、家庭收入状况、家庭需赡养的老人数量、宅基地退出补偿方式的多样性选择对农民宅基地退出意愿有正向影响；家庭成员务工工作变换频率、家庭需抚养的子女数量、现有住房面积、宅基地面积对农民宅基地退出意愿有负向影响。彭长生等（2013）研究发现农民的宅基地继承权认知状况对其宅基地退出意愿有显著的正向影响，农民的宅基地抵押权认知状况对其宅基地退出意愿有显著的负向影响。许恒周等（2013）研究发现，是否持有农村宅基地证对新生代农民工宅基地退出意愿具有显著影响，但对于第一代农民工而言并不显著，此外还得出年龄、性别、教育程度、非农就业率和宅基地距离城镇距离对两代农民工宅基地退出意愿影响显著不同。

已有的研究成果为本研究提供了重要的参考与借鉴，但也存在以下不足：首先，学者大多从农户个人及家庭特征和退出政策等外部环境来分析影响农户宅基地退出意愿的因素，较少引入心理因素研究农民宅基地退出的态度与行为。其次，研究方法上，目前的研究成果主要采用二元Logistic或Probit回归方法，很少采用结构方程模型进行研究，而结构方程模型可同时处理多个因变量、容许自变量含测量误差、同时估计潜变量间关系和潜变量与指标间关系、容许更大弹性的测量模型，其优点突出，被广泛应用于分析经济、管理、心理学等领域的问题，因此也可以用以分析农户宅基地退出意愿的影响因素。

基于以上考虑，本文利用全国人大常委会授权国务院开展宅基地退出的33个试点之一的河南省长垣县284份调研数据，基于计划行为理论，运用结构方程模型对影响农户参与宅基地退出的因素进行实证分析，以期为国家制定宅基地退出相关政策和试点工作的顺利开展提供参考依据。

1 理论分析与研究假说

1.1 理论背景

计划行为理论是社会心理学中最著名的态度行为关系理论，由Ajzen（1991）提出，该理论建立于理性行为理论基础之上，是研究认知行为最基础、最具影响、应用最广泛的理论之一。计划行为理论在国内外已被广泛应用于多个行为领域的研究。近年来，在农户行为研究领域，计划行为理论也得到广泛关注，例如对农户耕地保护行为，农户安全生产意愿，农户秸秆资源化利用意愿等方面的研究。

计划行为理论认为，行为意向是实际行为产生的重要影响因素。行为意向主要受3项相关因素的影响：一是源自于个人本身的态度，即对于采行某项特定行为所抱持的“态度”（Attitude）；二是“主观规范”（Subjective Norm），社会情境理论认为，人的行动选择会受到身旁人的影响，一个人在实行某一行为时，知觉到重要参考人是否同意其行为的压力程度；三是源自于“知觉行为控制”（Perceived Behavioral Control），是指个体感知到执行某特定行为容易或困难的程度。

1.2 研究假设

基于计划行为理论框架并借鉴相关研究成果，本研究将农户退出宅基地意愿的影响因素分为以下三类：

1.2.1 行为态度

行为态度是指个人对该项行为所抱持的正面或负面的感觉，亦指由个人对此特定行为的评价经过概念化之后所形成的态度。一般而言，个人对于某项行为的态度愈正向时，则个人的行为意向愈强。在农户退出宅基地的行为上，若农户认为退出宅基地利大于弊，认为退出宅基地可以为其在经济、生活环境、居住条件等方面带来益处，那么其所持行为态度就是正向的，也即农户会更积极地参与到退出宅基地的活动中去。

因此提出假设：

H1：农户的行为态度对农户退出宅基地意愿有显著的正向影响

1.2.2 主观规范

主观规范是指个人对于是否采取某项特定行为所感受到的社会压力，亦即在预测他人的行为时，那些对个人的行为决策具有影响力的个人或团体，对于个人是否采取某项特定行为所发挥的影响作用大小。农户参与宅基地退出也必然受到周围个人或者团体的影响，比如农户家人的意见、亲朋好友的看法、政府的宣传以及已经退出宅基地农民的建议等，都会对农户参与宅基地退出意愿的强弱程度造成不同程度的影响。

因此提出假设：

H2：农户的主观规范对农户退出宅基地意愿有显著的正向影响

1.2.3 知觉行为控制

知觉行为控制是指个体感知到执行某特定行为容易或困难的程度，反映的是个体对促进或阻碍执行行为因素的知觉，反映个人过去的经验和预期的阻碍，当个人认为自己所掌握的资源与机会愈多、所预期的阻碍愈少，则对行为的知觉行为控制就愈强。比如当农户对于退出宅基地的相关信息如政策、退出过程及手续等十分了解时，就会认为退出宅基地的行为相对简单，从而参与退出宅基地的意愿会更强烈。

因此提出假设：

H3：农户的知觉行为控制对农户退出宅基地意愿有显著的正向影响

2 量表设计和数据收集

2.1 量表设计

农村宅基地作为资源和资产属性，其使用权不仅具有社会福利性质，而且具有社会保障功能，虽然农民不具有宅基地的所有权，但作为实际使用人，农村宅基地的使用制度的改变关系着农民的切身利益，要求农户退出必将涉及其权益和利益的调整。理论上，其退出机制的建立必须以保障农户对宅基地的合法权益的实现以及不增加合法占用宅基地的农户的经济负担为基本前提，即农民执行该机制的评估预期收益高于预期成本和现有收益时，会有利于农户态度改变。作为一项改革政策，考虑到制度主体对于制度的需求以及供给，农民对于制度安排的自愿服从更多地考虑制度变迁后的所得利益与改变前的现状和制度变迁的成本的差值是否符合其设定预期。此外，制度的变迁也与非制度变迁因素密切相关，受到文化观念、政策支持、情境因素以及实际中可执行、可操作等因素也可能对其行为产生影响。

根据以上理论分析及研究假设，笔者构建结构方程模型，参见图1，共设计了4个潜变量：农户宅基地退出意愿、行为态度、主观规范和知觉行为控制，每个潜变量对应2到8个不等的相关可观测变量。按照模型统计要求，结合先前文献，并从宅基地制度的改变对农民的生活生产影响可能、生活生产条件、社会保障以及发展空间等因素方面构建潜变量的测量因素，参见表1。

问卷包括两部分：第一部分是农户基本特征统计；第二部分为模型涉及的所有测量项目，同时可观测变量及题项的设计，笔者均基于已有相关文献并做恰当的调整以保证调查问卷的内容效度。农户基本特征部分采用选择题形式，第二部分采用五个回应等级的李克特量表，每一陈述有“非常同意”“同意”“不一定”“不同意”“非常不同意”五种回答，分别记为5、4、3、2、1。

2.2 数据收集

本文使用的数据来源于对2015年10月对河南省长垣县8个乡镇农户进行的问卷调查。该县是全国人大批准的关于农村宅基地退出的实施方案共选择了33个县级试点区域之一，下辖9个镇、4个乡。此次调查共发放问卷320份，收回问卷302份，其中有效问卷284份，有效回收率是88.75%，实际有效问卷大于理论需要的有效样本量，样本量有较好的准确性及稳定性。考虑到许多农户尚不了解宅基地退出的具体模式及补偿标准，问卷设计侧重于农户关注的几大因素如宅基地换房、经济补偿、社会保障等条件均能得到满足为前提。

通过对问卷数据的统计分析显示，户主年龄以36-45岁为主，占45.8%；户主文化程度以小学文化程度为主，占总样本量的48.6%，高中及以上学历比例仅占13.4%，证明农户总体文化程度偏低；农户家庭人口数以3人和4人为主，分别占比34.5%和32.7%；农户家庭收入主要来源主要以打工收入为主，占62.2%，而农户家庭人均年收入5000-10000元的家庭共占40.8%；在调查的农户中，新型农村养老保险和新型农村合作医疗的参与度存在极大反差，分别为10.2%和98.2%，绝大部分的农户都参与了新农合，但鲜有农户参加新型农村养老保险，农户的社会保障水平较低。对户主的房子状况调查显示，较差的房子占比24.3%，状况一般的占47.9%，较好的房子占比27.8%，详细统计信息见表2。

3 信度与效度检验

估计结构方程模型的方法主要有两种，一是基于协方差的分析方法，二是基于偏最小二乘（PLS）的分析方法。相较于基于协方差的分析，PLS分析方法不要求数据正态，可以处理偏态问题，得出的模型参数估计值虽然是有偏的，但其可以得出对潜变量的最优估计，得到研究者希望得到的显性潜变量估计值，PLS方法对样本协方差矩阵的对角元素拟合较好，适用于对数据点的分析，预测的准确程度较高。本研究的目的是研究影响农户退出宅基地意愿的因素，PLS方法更为适合，因此本文采用SmartPLS3软件对结构方程模型进行分析研究。

3.1 信度分析

信度是指量表测验结果的一致性、稳定性和可靠性，信度系数愈高表明测验结果愈趋于一致、稳定与可靠，相反，则表示所得结果相一致的程度和可靠程度较低。本研究选取Cronbachsα系数和组合信度（CompositeReliability，CR）作为评价测量模型信度的指标，一般来说，CR值与Cronbach Alpha系数达到0.7即表明具有良好的内部一致性信度。根据软件运行结果表3显示，组合信度值和Cronbachsα值均大于0.7，因此说明本文数据具有较好信度。

3.2 效度分析

效度即有效性，指所测量到的结果反映所想要考察内容的程度，测量结果与要考察的内容越吻合，则效度越高；反之，则效度越低。效度包括聚合效度和区分效度。聚合效度，是指运用不同测量方法测定同一特征时测量结果的相似程度，即不同测量方式应在相同特征的测定中聚合在一起。区分效度指在应用不同方法测量不同构念时，所观测到的数值之间应该能够加以区分，其检验测量不同潜变量的指标落在不同潜变量的程度。聚合效度由平均方差提取值（Average Variance Extracted，AVE）和相应的测量变量在标准化下的因子载荷来判断，当AVE值大于0.5，因子载荷系数绝大部分大于0.7，均大于0.5（按照Straub的做法，因子载荷截取点为0.5即可）则说明聚合效度较好。由表1和表3。可知，测量模型具有较好的聚合效度。测量区分效度，若如果每个潜变量AVE的平方根都大于它与其他潜变量的相关系数，则区分效度良好，根据表4可知，AVE平方根均大于相关系数，因此表示本文的测量模型具有良好的区分效度。

3.3 结构方程检验

本研究使用PLS算法和bootstrapping重复抽样（共284个样本，1000次重复抽样）检测本文的结构方程模型。模型检测结果包括标准化路径系数、基于T检验的显著性系数以及决定系数 （R Square），结果表5所示。R方值为0.781，说明农户的行为态度、主观规范与知觉行为控制共同解释了农户宅基地退出意愿78.1%的方差变异量，由于R方较接近1，因此本文所构建的理论模型具有良好的解释力与拟合优度。

同时，本研究通过使用SmartPLS3软件中的Bootstrapping方法重复抽样，生成的检测结果如图2所示，三项T值均大于3.29，相当于P值均小于0.001，具有较高的显著性水平，因此H1、H2、H3三项假设均成立，也即农户的行为态度、主观规范及知觉行为控制会对农户宅基地退出意愿产生显著的正向影响。

5 结构方程模型分析

根据表1、表3和图2，我们发现：

（1）农户较强的知觉行为控制能力能显著增强农户宅基地退出的意向。其T值为13.012，表明农户知觉行为显著性水平较高，农户较高的知觉行为控制能力将导致宅基地退出行为的发生。宅基地退出是政策和制度安排（PBC1）、农户有把握只要想退出就能退出（PBC2）、对农户而言退出手续简单（PBC3）及农户认为退出后自身权益会得到有效保障（PBC4）因子载荷系数分别为0.691、0.599、0.849和0.882，对农户退出宅基地意愿的影响显著，这表明，如果政策和制度能明确，村集体保证随时可以接收农户宅基地，或者农户认为宅基地的退出手续相对简单并不会对其造成麻烦或困难，政府能够做好相关服务，农户选择退出宅基地的意愿会相对强烈。

（2）农户的行为态度是影响其宅基地退出意愿十分重要的因素。根据图表中的数据，农户的行为态度对行为意向的路径系数为0.39，农户对宅基地退出利弊、经济补偿、住房条件改善、医疗和教育条件改善等八个可观测变量（BT1-BT8）的标准载荷系数分别为0.922、0.904、0.833、0.810、0.735、0.628、0.651、0.776，除了改善教育条件这一因素，其余载荷系数均在0.7以上。如果农户的态度明确相信宅基地退出利大于弊，退出之后在经济条件、生活环境等方面都会对自己带来明显的提高或改善，则农户退出宅基地的意愿就越强。

（3）相对而言，农户的主观规范对农户退出宅基地意愿的影响程度不及农户的行为态度和知觉行为控制能力，但仍显示其对农户的退出意愿显著性（T=3.386）。农户主观规范的可观测变量中，家人的支持因子载荷最高，为0.893，其次为村干部及政府的支持，为0.890，这表示农户更在乎家人的意见及看法，同时也很在意政府支持与否，朋友和已退出者的支持和看法对农户主观规范的影响也较强，因子载荷分别为0.859和0.690，根据笔者对农户的访谈得知，已退出者的影响程度之所以较低，是因为目前退出者较少，并没有对未参与宅基地退出的用户产生较多影响。因此，若家人及亲朋好友支持退出宅基地，政府相关部门及工作人员通过加强宣传，向农户传达出政府支持退出宅基地的信号，加之已退出者的建议与支持，农户会偏向于选择退出宅基地。

6 结论与讨论

6.1 结论

（1）农户的知觉行为控制、行为态度和主观规范对其宅基地退出意愿均有显著影响作用，但相对而言，知觉行为控制和行为态度的影响作用更强。这意味着，农户对宅基地退出的利弊权衡以及对于宅基地退出行为的容易程度感知更为在意。若想促使农户退出宅基地，为退出者提供的经济补偿及其他补偿，至少能为其提供条件相当的居住生活环境，因此应建立合理的宅基地退出补偿标准及补偿机制，选择农户更易接受的补偿方式，如现金或实物补偿；并且，要明晰宅基地产权，引入农村房地产评估机制，尽量简化宅基地退出的手续，保障退出者的合法权益，同时要鼓励已退出者积极宣传，加强与其他农户的交流与沟通，以此提高农户感知宅基地退出容易的程度，提升其退出宅基地的意愿。

（2）在18个可观测变量中，农户对于宅基地退出的利弊评价（BT1）、对退出宅基地经济补偿的态度（BT2）、家人及亲朋好友的支持（SN1，SN2）等都会对相应的潜变量产生程度较深的影响。相比而言，农户对于想退出时村集体便会接收宅基地的自信并不强，因此在调动农户宅基地退出积极性的同时，村集体要加强宣传，表明政府对农村宅基地退出的支持态度，以促进宅基地退出试点工作的顺利进行。

（3）本研究很好地验证了计划行为理论在解释农户宅基地退出行为上的有效性。本研究构建的结构方程有较好的拟合优度，调查数据分析结果也很好地支撑了研究假设，得到了较好的研究效果。因此说明，计划行为理论在研究农户宅基地退出意愿的影响因素方面具有较好的解释力。

6.2 不足与展望

本研究尚存不足之处。访谈和调研情况表明，部分农民在尚不明确补偿标准情况下，更多地会选择拒绝退出宅基地，特别是老年人拒绝态度更为坚决。对宅基地未来增值预期、未来土地制度与政策变动担忧以及子孙后代未来生计的担忧都有可能影响到退出意愿，未来研究需要考虑到这些因素的影响。此外，由于国家开展宅基地制度试点工作时间不长，诸多农户还在观望，未来还需要根据具体的政策和制度以及退出方案对现有模型进行扩展。

参考文献：

1.付坚强 郭彩玲.农村宅基地使用权退出的必要性与可行性分析.求实.2014.10

2.欧阳安蛟 蔡锋铭 陈立定.农村宅基地退出机制建立探讨.中国土地科学.2009.23（10）

3.陈霄.农民宅基地退出意愿的影响因素——基于重庆市“两翼”地区1012户农户的实证分析.中国农村观察.2012.3

4.彭长生.农民宅基地产权认知状况对其宅基地退出意愿的影响——基于安徽省6个县1413户农户问卷调查的实证分析.中国农村观察.2013.1

5.许恒周.基于农户受偿意愿的宅基地退出补偿及影响因素分析——以山东省临清市为例.中国土地科学.2012.26（10）

6.段文婷 江光荣.计划行为理论述评.心理科学进展.2008.2

7.杜斌 康积萍 李松柏.农户安全生产意愿影响因素分析.西北农林科技大学学报（社会科学版）.2014.3

8.田波 王雅鹏.农户秸秆资源化利用意愿及其驱动因素研究——以武汉市与长沙市为例.农村经济.2014.9

9.D Straub D.Gefen. Validation Guidelines for IS Positivist Research.Communications of the Association for Information Systems.2004.1

10.王仙雅 林盛 陈立芸.混合学习模式下e-Learning平台使用意愿的影响因素研究.电化教育研究.2013.11

Study on the Influencing Factors of Farmers Intention on Quitting the Residential Land from Perspective of the Planned Behavior Theory

Zeng Zhongping，Yang Zhe

Abstract：The purpose of this paper is to study the influencing factors of farmersintention on quitting the residential land.The research method is based on the theory of planned behavior，combining PLS structural equation model.Results showed that the farmers behavioral attitude，subjective norm and perceived behavior control have a significant impact on the farmers willingness to quit the residential land，among them，the impact of the behavioral attitude and perceived behavior control s are more significant.Research conclusion include to Perfect the compensation mechanism of quitting the residential land，and set reasonable compensation level to ensure the positive attitude of farmers to quit the residential land，strengthen the propaganda to express the support of government and strengthen the communication between famers and other farmers have withdrawn to reduce the pressure of society that farmers will be feeling，simplify the formalities of quit and protect the legitimate rights and interests of farmers who have quit the residential land to make farmers to perceive the ease of the behavior of the quit.

Keywords：Quit of the residential land，Theory of planned behavior，Structural equation model

农户土地流转行为的影响因素分析 篇7

一、农村土地流转面临的问题

随着经济的发展,发达地区农户之间非正式的土地流转现象日益增加[5],农村土地市场尤其是农村土地流转市场正逐步形成,但由于各地经济水平、受教育程度,以及开放程度等都存在差异,不同区域之间土地流转市场发育程度差异很大[6],总体上呈现出供给不足、需求得不到满足的现象[7]。

中国至今没有形成完善的土地流转市场,主要存在以下几个方面的原因:首先,农民的非农就业机会不足。农民受教育程度低、接受职业培训和学习非农技能的机会少,进城务工的难度大,非农收入稳定性差;其次,农村社会保障体系不完善。城乡二元结构使得农村与城市居民在养老保险和医疗保障方面存在很大差异,土地的保障功能长期得不到替代,农民生怕土地流转之后生活得不到保障的担忧难以解除,致使农户土地流转意愿不强;第三,土地流转相关机制不完善。当前,农户土地流转主要以农户之间的流转为主,中介组织体系没有形成,土地流转信息传播仅局限于近距离农户之间,土地供求信息流通不畅。

二、农户土地流转行为的影响因素分析

农户作为“理性人”,同样追求自身利益的最大化,影响农户自身利益的因素都可能影响农户土地流转行为。所以,农户土地流转行为受多方面因素的共同影响,且各方面因素的影响机理各不相同。

(一)户主特征

户主是农户家庭决策的主要制定者,且是农业生产活动的主要执行者,所以户主特征对农户家庭土地流转行为具有显著的影响。农业生产是一个需要体力的活动,年龄在一定程度上表达了农户所具有的体力,随着年龄的增长,劳动能力会不断减弱,对于农业生产会越来越力不从心,所以户主年龄越大,农户家庭因劳动力不足而转出土地的可能性就越大;反之,农户转入土地的概率就越大。

职业类别表达了家庭对土地的依赖程度,户主所从事的职业与农业的相关性越小,家庭对农业的依赖程度越小,且可用于农业生产的时间越少,所以农户就越有可能转出土地;反之,职业与农业的相关性越大,在农业生产上投发的精力越多,转入土地的可能性就越大。

受教育程度对农户土地流转的作用是双方面的,一方面,户主受教育程度越高,接受新知识和掌握新技术的能力越强,获得非农就业的机会越多,转出土地的愿望越强烈;另一方面,户主受教育程度越高,利用先进生产技术进行科学化农业规模经营的可能性越大,获得较高经济收益的预期越强,则转入土地的可能性越大;综上,户主受教育程度对农户土地流转行为的影响难以确定。

(二)家庭特征

土地流转是一种家庭决策,所以家庭特征对农户土地流转行为的影响不容置疑。家庭人口数量对农户土地流转行为的影响主要表现在两个方面:一方面,家庭人口数量越多,所需要的日常消费支出越高,在当前农业比较收益较低的情况下,为满足家庭日常需求,农户会更多地选择将劳动力发挥在效益更高的非农就业领域,所以转入土地的可能性越小;此外,人口较多的家庭初始分配到的土地面积越大,在大部分劳动力转至非农领域的情况下,家庭农业劳动力不足以满足土地经营需求,所以转出土地的可能性越大。另一方面,从劳动力效应角度分析,家庭人口数量越多,农户所拥有的劳动力资源越多,家庭可从事农业生产的劳动力也就相对越多,所以转入土地的可能性越大,转出土地的可能性越小。综合以上两个方面的分析,从理论上无法从单方面判定家庭人口数量对农户土地流转行为的影响。

人均年收入是衡量农户家庭经济水平的一种指标,人均年收入越高表示经济状况越好,相应地,家庭依仗土地而活的可能性就越低,发生土地转入行为的概率就越小,而为获得更多收入转出土地的可能性越大;反之,人均收入越低的家庭,微薄的收入可能主要来源于农业生产,对土地的依赖程度就越高,转出土地的可能性就越小。

非农收入占家庭总收入的比重衡量了一个家庭的收入来源结构,比重越高,家庭从非农产业中获取的收入就越多,长期从事非农就业的概率越大,农户为了稳定非农收入来源,转出土地的可能性就越大;反之,非农收入占家庭总收入的比重越低农户,其家庭总收入中因从事农业生产而获得的收入就越多,家庭对土地产出的依赖性就越强,转出土地的可能性就越小。

(三)家庭资源禀赋特征

农户所拥有的资源主要包括土地资源和农业资产两个方面,本文用人均土地面积表示农户家庭当前拥有土地资源的多寡,用农业机械数量衡量农户家庭农业资产拥有情况。目前,中国农村土地仍处于家庭小规模经营的境况,与非农产业相比,农业生产的比较收益相对较低,而农户为了实现家庭收入最大化的目标,往往会选择从事比较收益较高的非农产业,且土地对于农村劳动力而言起到了束缚作用,所以为了有足够精力与时间从事非农就业,降低劳动力的机会成本,人均土地面积越多的农户会更愿意将土地流转出去;反之,人均土地面积很少的农户,为了满足家庭日常的粮食消费需求,会适当地转入部分土地,人均土地面积越少,农户转入土地的可能性就越大。

农业资产,尤其是农业机械可以替代劳动力,从而有效地降低农户农业生产的成本。拥有农业机械增加了土地规模经营的可能性,而闲置农业机械则增加了从事非农就业的机会成本,所以拥有农业机械数量越多的农户,转入土地的可能性越大,转出土地的可能性越小;反之,不拥有农业机械或拥有小型农业机械的农户,转出土地的可能性越大,转入土地的可能性越小。

(四)外部环境

就经济发展水平而言,经济越发达的地区能够为农户提供的非农就业机会越多,农户参与非农就业的可能性就越大;反之,经济越落后的地区,农户参与土地流转市场的意识越弱,即使想参加非农就业也无处可去,所以放弃农业生产转出土地的可能性就越小。

中介组织是土地供给者和需求者之间的纽带,中介组织的发育水平对农户土地流转行为具有重要的影响。一般而言,中介组织发育水平越高,农户寻找土地流转对象的搜寻成本、土地流转合同签订的执行成本以及交易之后的监督成本就越低,农户参与土地流转的积极性就越高,所以农户发生土地转入或土地转出行为的可能都越大;反之,越是缺少中介组织,土地流转交易成本就越高,农户参与流转的积极性就越低。

土地产权稳定性关系到农户对于未来的预期,稳定性越强,转入者对于稳定经营的预期越强,转出者对于到期可收回的预期越强,农户参与流转的活跃程度就越高;反之,稳定性越弱,流转的可能性就越小。

三、政策建议

基于以上分析,本文提出如下政策建议:首先,大力发展非农产业,加强农民技能培训。发展非农产业,能够为农民非农就业提供更多机会;加强非农就业市场建设以及对农民的技能培训,能够增强农民非农就业的能力,促进农业剩余劳动力的非农转移,从而将劳动力从土地上释放出来,促进土地流转。第二,建立健全农村土地流转机制与管理体制。农村土地流转市场的发育能够更加有效地为农民和企业提供土地流转信息,加强土地流转市场中的中介组织建设有利于农民土地流转过程中更多地获得信息传递、合同签订、流转价格咨询以及合同执行监督等方面的服务,从而为促进农民土地流转提供制度基础。第三,逐步完善农村社会保障体系。对于农民而言,土地的保障作用相当强烈,想要彻底改变农民的土地依赖情结,必须要想办法解决农民土地流转的后顾之忧,而这离不开完善的社会保障体系,所以,必须对农村养老保障、医疗保险以及社会救助等方面进行逐步完善。

摘要：首先简单总结当前土地流转的现状,然后对农户户主特征、家庭特征、资源禀赋特征、外部环境等方面可能影响农户土地流转行为的因素的影响机理进行详细的分析,最后提出大力发展非农产业,加强农民技能培训、建立健全农村土地流转机制与管理体制、逐步完善农村社会保障体系等政策建议。

农户行为与“邻里效应”的影响机制 篇8

一、农户行为理论综述

在传统研究中,农户行为理论可分为三个学派:1以舒尔茨 (1964)为代表基于 “理性经济人”假设的 “形式经济学派”,认为农户主要追求最大利润。2以前苏联经济学家恰亚诺夫 (1927)为代表的 “实体经济学派”,认为农户追求的是较低风险分配与较高生活保障,即农户的优化选择取决于劳动辛苦程度与自身消费满足之间的均衡,而并非成本—收益间的比较。3以美国黄宗智 (1985)等为代表的 “历史经济学派”,认为农户是 “半无产化”的农业生产者,否定了恰亚诺夫式的生计生产者和舒尔茨意义上的最大利润追逐者等观点。国内学者对农户行为理论也做了相关研究,郑风田和徐勇等分别提出小农经济的“制度理性”假说〔3〕和 “社会化”小农理论假说,〔4〕主张农户行为是 “有限理性”的。

后来一些学者又直接将农户行为理论引入农业生产管理和食品安全研究中。CherylRDoss (2001)和Narrod等 (2009)分别从农户特征和公共部门与农户合作角度研 究了农户 行为对安 全农产品 的影响。Makelova (2009)、 Kaganzietal (2009) 、 Hellinet(2009)等发现,单个农户通过有组织的集体行为与超市、速食店等市场主体建立稳定联系的方式,可提高农产品的安全供应水平。卫龙宝和周洁红等从农民专业合作社角度,研究了农产品安全性控制和农业标准化等问题。〔5〕〔6〕

随着研究的深入,不同研究方法也被应用到安全农产品生产的农户行为研究中。赵建欣等 (2007)、郝利等 (2008)和肖海峰等 (2011)对农户行为影响因素进行了实证研究,发现农户家庭特征、家庭收入、生产规模、生产的组织方式、政府服务、相应安全培训次数、质量标准的认知等是影响农户行为的主要因素。徐翔等 (2007)利用委托—代理模型,研究了道德风险等因素对农户生产无公害农产品的影响。彭建仿等 (2011)还从共生角度讨论了农户与企业共生行为对安全农产品生产的影响。余强毅等 (2013)运用CroPaDy模型研究了农作物空间格局形成及其动态变化过程。张韦唯等 (2014)从心理契约角度,研究了农地流转过程中的农户行为。

整体而言,国内外农户行为研究理论假设大致分为 “理性经济人”假设和 “有限理性”假设。从具体研究角度看,经济学者更加关注农户家庭基本特征、生产规模、生产组织方式以及政府行为等因素对农业生产的影响。研究方法既涉及到实证分析方法,也有委托-代理理论、博弈论、空间模型和心理契约等理论方法。

但前人对农户行为的研究,主要集中在把农户作为一个独立个体或作为合作组织成员等方面来分析农户的生产与市场行为、农户与企业或合作组织的合作行为、农户对政策的响应行为等,几乎没有研究农户间行为的相互影响。马克思曾指出,人是社会关系的产物。在农产品生产中,农户行为社会关系主要体现为邻里间农户的相互学习、模仿和跟从等。本文将邻里间农户的这种相互影响关系称为“邻里效应”(NeighborhoodEffect)。对一定社会关系背景下人的行为的相互影响效应,有的学者称为 “同伴效应”,并针对不同研究问题作了一些有意义的研究。〔7〕〔8〕无论是 “邻里效应” 或是 “同伴效应”,都是指一定社会关系背景下人与人之间行为的相互影响效应,这种效应为个体学习技能、交流经验、宣泄情绪、习得社会规则、完善人格提供了机会,并在个体发展和社会适应中具有无法取代的独特作用。〔9〕笔者通过对农户行为大量实地调查也发现,农户在农产品生产过程中,无论是畜禽饲养方式、饲养习惯、疫病防治以及饲料选用,还是农作物施肥、用药以及品种选择等涉及安全农产品生产的各种行为间都存在较大程度的邻里影响,体现了明显的 “邻里效应”。

二、农户“邻里效应”与“有限理性”假设

农户 “邻里效应”是指农户在生产活动中,其行为容易受到邻里间的相互影响,而这种影响一方面是农户盲目跟从、学习和模仿邻居行为所导致的;另一方面是农户基于收益的考虑,向农业收入比自己高的农户学习、模仿和跟从。农户生产行为的出发点是为了获得更多的收入,基于这一点考虑,农户单纯盲目跟从、学习和模仿邻居的行为是不存在或很少存在的。因此,本文主要分析 “邻里效应”的第二方面含义,即如果邻 居收入比 自己少,农户是不会跟从、学习和模仿邻居行为的,而只有当邻居收入比自己高时,农户才会跟从、学习和模仿邻居行为。此外,农户虽然可以跟从、学习和模仿邻居行为,但并不能对当期生产行为做出很好的预测,只能根据上一期邻里农户的行为来决定当期生产行为,说明农户行为是 “有限理性” (Bounded Rationality)的。

因为农户行 为不仅易 受农户认 知水平的 影响,〔10〕还受农户居住方式、基础设施建设水平、环保意识、污物处置收费、非农收入比重等多种因素的影响,〔11〕也受到农户 “心理契约” 的影响。〔12〕可见,无论是农户认知水平,还是农户行为本身易受大量具体因素影响以及农户行为存在的 “心理契约”等特征,都说明农户并不能完全理性地做出生产决策,农户行为更符合 “有限理性”假设 (徐勇等,2006)。

如在t期,对生产问题和自身收入的关心,农户一般会主动观测和比较邻里的 (t-1)期行为和收入,并根据邻里的 (t-1)期行为和收入做出t期生产决策;然而,受自身认知、周围环境 以及“心里契约”等因素影响,农户并不能预测邻居t期的生产行为。

例如,在安全农产品生产中,农户与邻居之间的收益可用图1的收益矩阵来表示:

如图1,农户与邻里不同策略选择所对应的收益是不同的。农户A和农户B互为邻里,其行为策略有U和S两种,分别代表生产不安全农产品的行为和生产安全农产品的行为。当农户A和农户B都选择生 产不安全 农产品 (即策略U) 时,假定农户收入为50;当农户中有一个采用策略U而另一个采用策略S时,由于生产安全农产品会产生额外的成本,而市场又缺乏对安全农产品的甄别机制,不安全农产品和安全农产品的市场价格难以体现其差别,因而使采用策略S生产安全农产品的农户反因成本高而减少收入 (此处设为减半,具体为25),而采用不安全生产行为的农户收入不变,仍为50;而当农户A和农户B都选择生产安全农产品 (即策略S)时,尽管市场 对安全农 产品认可 需要时间,但其一旦获得市场认可,农户便因安全农产品生产而获得更大的经济利益,此处假设收益翻倍并假定市场认可安全农产品生产的时滞为零,即农户都生产安全农产品后,收益就能提高到100。

在第t期,假设农户A采用策略U,即生产不安全农产品,农户B采用策略S,即生产安全农产品,则农户A和农户B的收益分别为50和25。在 (t+1)期的生产决策中,因为其收益在上一期(第t期)低于农户A,农户B会学习、模仿、跟从农户A的生产行为,选择策略U,即生产不安全农产品,预测收益为50;由于 “邻里效应” 的影响,高收入的农户A在 (t+1) 期不会学 习、模仿和跟从农户B的生产行为,而继续沿用自己的生产策略,选择生产不安全农产品。农户A和农户B的收益分别为50和50,说明农户A和农户B均生产不安全农产品。只有当t期农户A和农户B都生产安全农产品时,农户A和农户B在 (t+1)期才会采用生产安全农产品的策略。

可见,在 “有限理性”和 “邻里效应”的影响下,在农户行为没有达到均生产安全农产品的状态前,农户并不能自发采用生产安全农产品策略,而是最终都会选择生产不安全农产品。为使农户能够生产安全农产品,需要改善农户收益情况,激励农户生产安全农产品。

三、“邻里效应”对农户生产行为的影响机制

农户 “邻里效应”体现在:如果邻居收入比自己少,农户是不会跟从、学习和模仿邻居行为的,而只有当邻居收入比自己高时,农户才会跟从、学习和模仿邻居行为。即农户行为不仅与自己的收益情况相关,还与邻居的收益情况有关。农户行为与农户自身和邻居的收入关系如下:

第一,农户收入大于其邻居收入,即:

其中,Voneself表示农户 自己收入 情况,Vneighbour表示农户邻居收入情况,此时农户不会改变自己的生产行为。

第二,农户收入小于其邻居收入,即:

此时,农户会模仿、学习和跟从邻居的生产行为。

第三,农户收入等于其邻居收入,即:

此时,是 “邻里效应”的边界,农户既可能保持自己原有的生产行为不变,也可能跟从、学习和模仿邻居的行为。

在 “邻里效应”影响下,农户相对邻里的收益可写为:

其中,表示农户对比邻里的相对收入。

参照 (4) 式,以图1为例,在 “邻里效应”影响下,农户与邻里的相对收入矩阵如图2所示:

分析图2发现,即使农户是完全理性的,农户生产行为的纳什均衡也会生产不安全农产品;而在“有限理性”假设下,农户表现为多数生产不安全农产品,少数生产安全农产品,这也与我们的实地调查问卷是一致的。

四、“邻里效应”模型应用与政策含义

1.模型演绎

由农户 “邻里效应”对农户生产行为的影响机制,即 (1)、(2)和 (3)式可知,只要农户生产安全农产品的收入大于其邻居生产不安全农产品的收入,农户便会生产安全农产品。值得注意的是,这是一个相对比较的概念,农户生产安全农产品的收入大于其邻居生产不安全农产品的收入,并不意味着农户生产安全农产品的收入会比农户自己以前生产不安全农产品的收入高。例如,将图1的收益改成图3:

如图3所示,当农户A采用U策略,邻居B采用S策略时,尽管邻居B生产不安全农产品的情况下,农户A生产安全农产品收入有所降低,但其收入依旧大于其邻居B的收入。在下一期的生产决策中,农户A依然会沿用生产安全农产品的策略行为,而农户A的邻居B因为 “邻里效应”,会向收入比自己高的农户A学习、模仿和跟从而生产安全农产品。最终,只要存在生产安全农产品的一方,在 “邻里效应”机制影响下,农户最终都会生产安全农产品。

推论1:农户生产安全农产品,与农户自身生产不安全农产品收入无关;只要满足农户生产安全农产品的收入大于其同期邻居生产不安全农产品的收入,即与同期生产不安全农产品的农户比较,生产安全农产品农户会得到较高的相对收益,农户便会生产安全农产品。

根据 “邻里效应”对农户行为影响机制及 (4)式,图3进一步演化为图4:

如图4所示,农户A和邻居B如果都采用U策略,其下一期的生产还是采用策略U,生产不安全农产品。即农户中如果不存在生产安全农产品的一方,生产安全农产品的行为始终不会出现,这时就需要政府树立 “榜样”,引导农户生产安全农产品。

推论2:当农户中没有生产安全农产品的一方时,需要政府树立 “榜样”,并保证 “榜样”适当的收入,以使其他农户学习、跟从和模仿该 “榜样”的生产行为,生产安全农产品。

2.政策含义

(1)发挥市场和政府作用,提高生产安全农产品农户的相对收入。根据推论1,政策制定的着力点应该使农户生产安全农产品的收入比同期农户生产不安全农产品的收入高,实现这一目标的途径可分为市场途径和政府途径。

市场途径是指完善市场机制,提高市场对安全农产品的甄别,使农户生产出来的安全农产品可以和不安全农产品加以区分,并且这种差别可以通过价格机制表现出来。

政府途径是指政府可以利用自身力量,改变农户收益情况,使生产安全农产品的农户收入大于当期生产不安全农产品的收入。其具体做法可分为三类:一是只对生产安全农产品的农户进行奖励 (“奖励性”政策);二是只对生产不安全农产品的农户进行处罚(“惩罚性”政策);三是既对生产安全农产品的农户进行奖励、又对生产不安全农产品的行为进行处罚(平衡性政策)。

值得注意的是,仅仅对生产安全农产品的农户进行奖励和既对生产安全农产品的农户进行奖励、又对生产不安全农产品的农户行为进行处罚的政策含义已被大家所认可,这里需要解释一下只对生产不安全农产品的农户进行处罚的政策有效性。在图1中,当农户A和农户B一个生产安全农产品,另一个生产不安全农产品时,生产安全农产品的一方市场收入为25,而生产不安全农产品的一方市场收入为50;假设政府介入,利用技术手段对生产不安全农产品的农户进行甄别惩罚,惩罚金额为30,则生产不安全农产品的农户最终收入为20。因此,加入政府惩罚后农户与邻里的收益矩阵以及在 “邻里效应”下两者的相对收益矩阵分别如图5和图6所示:

可见,农户中存在生产安全农产品的一方时,生产不安全农产品的农户最终会采用生产安全农产品的行为策略。惩罚性政策的有效性保证了政府在为甄别农户生产安全农产品与不安全农产品时付出巨大成本的前提下,削减政府开支,弥补政府支出成本。

(2)通过树立 “榜样”,引导农户生产安全农产品。由推论2,在不存在生产安全农产品农户的情况下,政府应该积极采取措施,树立 “榜样”,并按照推论1制定相应政策,在确保农户有 “榜样”可以学习、跟从和模仿的同时,制定收入政策,确保农户行为朝生产安全农产品的方向演化。

五、结语

本文通过博弈收益矩阵说明并分析了农户 “邻里效应”对农户行为的影响,得出农户行为不仅与自身收入相关,也与其自身收入和邻居收入的多少相关。在 “有限理性”假设下,农户受 “邻里效应”影响,会通过观察其邻里的生产行为和收入来决定自己下一期的生产策略,但农户并不能准确预测邻里的下一期行为,这就导致在现有收益体系下,农户会倾向于生产不安全农产品。要改变这一现状,需要政府积极努力,一方面在没有农户生产安全农产品的情况下,树立 “榜样”,引导人们去生产安全农产品;另一方面在农户中有生产安全农产品的情况下,通过市场机制或政府力量,调节农户收入,使生产安全农产品的农户收入高于当期生产不安全农产品的农户收入。在此情况下,若政府利用行政力量对农户收入进行调节,为节省开支 (或弥补甄别生产安全农产品的农户的技术投入成本),政府可以实施 “惩罚性”政策,即惩罚生产不安全农产品的农户,而毋须对生产安全农产品的农户进行奖励补偿。惩罚金额应满足使生产安全农产品的农户收入高于当期生产不安全农产品的农户收入,这样会促进农户均采用生产安全农产品的策略行为,最终提高农户收入。

此外,本文并未对政府和市场对农产品是否安全的甄别手段做具体说明,这种技术手段已经超出本文讨论范畴,但政府应该积极投入,监督农户生产安全农产品,在甄别农产品是否安全的技术方面积极作为,提高农产品安全程度和促进农户向生产安全农产品行为的方向演化。

摘要：在现有市场体系下,“有限理性”和“邻里效应”使农户倾向于生产不安全农产品。要改变这种行为取向,需要政府树立安全农产品生产的农户行为“榜样”,并使生产安全农产品农户与同期生产不安全农产品农户比较时,生产安全农产品农户能获得正的相对收益,而毋须考虑生产安全农产品农户绝对收入的变化,即可通过农户“邻里效应”引导农户由非安全生产行为向安全生产行为转变。

农户种植设施蔬菜的影响因素分析 篇9

1 农户种植设施蔬菜的影响因素分析

1.1 农户个人特征因素

所谓农户个人特征因素,主要是指农户的年龄、社会关系以及受教育程度等。一般情况下,年龄较小的农户相对于年龄较大的农户而言,前者具有较强的接受和学习新事物、新技术的能力,甚至能够对设施农业的发展起到有效促进作用;而后者由于年龄较大,相对更加在乎稳定性,因此也就存在较弱的风险接受能力,对于传统的稳妥生产模式不愿进行创新和改变。而社会关系所带来的影响,可以从村干部和普通村民之间的对比下明显看出。村干部和普通村民对比下,具有更加广泛的社交关系网,能够更快地接触到更多的信息和创新思想,因此也就会更加积极地去接纳全新的思想和技术[1]。此外,农户具有越高的教育水平,相对于其他教育水平较低的农户而言,会具有更强的学习能力,由此可见,受教育程度的高低往往也会对设施蔬菜的发展造成很大程度影响。

1.2 农户生产特征因素

所谓生产特征,主要是指农户生产类型、耕地以及劳动力投入情况等。首先,耕地作为农业生产过程中的核心组成部分之一,会在很大程度上影响到生产决策。其次,农户生产类型一般都是按照农户收入来源来进行简单的划分,一般可分为农业和非农业两种类型。二者中,以农业收入来源为核心的农户,对于农业生产收益更加重视,因此也就具有更大的概率种植设施蔬菜。再次,农户家庭中的劳动力数量,能够在一定程度上反应劳动力投入情况。

1.3 地方设施蔬菜发展规范因素

在我国很多地方都颁布了相关的规划政策,以此来推动设施建设,促进设施蔬菜的发展。而政策的引导必然会在很大程度上影响到农户的生产决策。

2 农户种植设施蔬菜影响因素的有效处理建议

2.1 加强政策引导,推动科学规划

设施蔬菜栽培需要较高的技术水平和较大的前期资金投入,而农户自身具有较低的生产风险承受能力。因此,由地方政府进行统一规划,建设设施园区,这样不仅能够让设施建设所遭遇的技术问题得到有效解决,促使蔬菜大棚的建设成本得到有效降低,同时统一规划的设施园区,能够借助于科学规划,将适宜设施蔬菜发展的种植场地及蔬菜品种类型确定下来,促使该地区设施蔬菜发展方向及核心得以确定。只有在资金和技术上加大支持力度,促使具有特色的蔬菜品牌得以形成,让规模效益目标得以实现,才能有效促进农业产业化的发展。

2.2 借助于耕地利用率扩大设施蔬菜生产规模

设施蔬菜园区建设通常情况下都需要严格遵循统一规划、合理布局以及集中连片的原则。针对于具有较多自有耕地的农户,可借助于技术指导等诸多手段,让农户投资建设大棚过程中所存在的忧虑得到有效消除,鼓励农户对农业生产方式进行积极创新和转变,进行设施蔬菜栽培,从而获取到更高的耕地利用率和更好的农业收益[2]。而针对于农户耕地现状难以让其自建温室的,地方政府可借助于构建棚户自主调地等一系列手段,大力建设设施小区,从而将具有更加完善的设施生产基地带给农户,使设施蔬菜规模化经营得以实现,有效提升生产效率、增加设施蔬菜面积。

2.3 开展设施农业技术培训工作,提升农户生产经营水平

对科技创新及推广的力度进行不断加强,是设施蔬菜生产过程中的核心组成结构之一。为了让推广培训效果得到有效提升,首先要具有分类清晰的技术培训内容,例如设施栽培技术等,以供农户选择更加方便。其次,在进行培训的过程中,必须明确培训人群,重点培训以农业收入为主的农户,以有效利用培训资源。最后,在进行培训的过程中,由于从事农业生产的劳动力,一般年龄普遍较大,受教育水平普遍较低,因此在培训过程中必须运用合理的方式,针对于农户实际特点来科学、合理地选择培训方法。

2.4 多元化筹集资金,对农民融资渠道进行拓展

设施蔬菜建设的风险性较高,需要地方政府给予一定的帮助,采取多种方法,使更多的设施资金能够流入到蔬菜行业中,将以政府投资为核心,农民、社会投资为辅的资金投入机制构建出来,让规划实施效果能够得到有效保障[3]。此外,地方政府还应该对设施农业建设补贴力度进行持续加强,促使农村合作金融服务功能能够得到进一步加强,进而有效确保设施农业的发展。

综上所述,我国作为一个农业大国,设施农业建设对于我国有着非常重要的意义。只有对农业种植设施蔬菜的影响因素进行全面分析,找出合理、有效的解决对策和建议,才能使我国设施蔬菜生产发展得到有效推动,为我国农业建设带来强有力的保障,进一步推动我国农业经济的发展,使我国农村群众的生活水平和收入得到进一步提高。

摘要：我国是一个农业大国,农业发展有着极为重要的意义。而发展农户种植设施蔬菜生产,是我国蔬菜市场季节性均衡能否达到保障的重要依据,因此对农户种植设施蔬菜的影响因素进行了深入分析和探讨,通过全面研究找出相应的解决对策及建议,对我国农户种植设施蔬菜生产具有非常重要的意义。就农户种植设施蔬菜的影响因素进行了简要分析,并在此基础上对其有效处理进行了深入探讨,希望能够为我国农户种植设施蔬菜生产与发展带来一定帮助。

关键词：农户,设施蔬菜,影响因素

参考文献

[1]江激宇,柯木飞,张士云,等.农户蔬菜质量安全控制意愿的影响因素分析——基于河北省藁城市151份农户的调查[J].农业技术经济,2012,05:35-42.

[2]李想,穆月英.农户可持续生产技术采用的关联效应及影响因素——基于辽宁设施蔬菜种植户的实证分析[J].南京农业大学学报(社会科学版),2013,04:62-68.

农户影响 篇10

关键词：农户,土地承包经营权,抵押,意愿,影响因素

一、引言

“三农”问题是中国当前面临的一个紧要问题, 农业发展、农村进步和农民增收都需要大量长期的投资, 除了国家投资, 还需要农民自己的投资, 但由于农业是低效益、高风险的弱质性产业, 故农户贷款多采用担保而非信用贷款的形式。而长期以来, 农户贷款一直存在着有效抵押物缺失的问题。从而造成农户贷款难, 农业投资增长乏力。近年来, 有关部门和地方在探索化解农户贷款难、抵押难的实践中, 推行农村土地承包经营权抵押贷款试点成为一个突出亮点。从农户需求角度研究其土地承包经营权抵押意愿及其影响因素, 已成为当前加快发展农村土地承包经营权抵押贷款业务迫切需要研究的问题之一。

随着各地农村土地承包经营权抵押贷款试点的顺利推进, 国内众多学者对土地承包经营权抵押贷款问题进行了研究。韦福主要运用法解释学、法社会学、法经济学、比较研究等方法, 从相关法律概念和基本理论出发, 结合现行法律法规和我国“三农”问题实际, 提出这一抵押制度建设及相关配套制度健全完善的立法建议。[1]欧阳丽莎通过对国内外土地承包经营权现状的对比分析, 得出我国土地承包经营权抵押首先应从立法上明确界定可以抵押的土地承包经营权的性质、明析产权、开放抵押客体的范围。[2]刘娟指出, 农村土地承包经营权抵押制度仅靠立法是远远不够的, 还需要配套制度的完善, 创建农村土地金融制度新模式。[3]杨国平等则以荆门市为案例, 指出农村土地承包经营权流转抵押贷款运作模式可以有三种选择, 分别是小额循环贷款信贷模式、农村土地经营权直接抵押贷款模式和担保公司担保贷款模式。[4]高锋等则运用产权分析模型对农地抵押担保制度进行了分析, 研究结论表明, 农村土地承包经营权已经具备了排他性和可分割性的特点, 开展农村土地承包经营权抵押担保制度试点的可行性条件已经初步具备。[5]林乐芬等对泰州市农村推出土地承包经营权抵押贷款的意愿进行了调查, 结果表明收入水平高的农村居民对资金需求更旺盛, 其贷款意愿也更高。地区经济发展水平越高, 该地区农户对于推出农村土地承包经营权抵押贷款的意愿也越强烈。[6]刘盈等以重庆市开县、忠县两县为例, 依据实地入户调查数据, 探讨了农村土地抵押融资需求, 采取二项分布的Probit模型分析了影响农户农村土地抵押贷款的因素。结果表明, 影响农户是否需要融资和是否需要土地抵押融资意愿的因素有耕地面积、经济活动类型、年龄、文化程度和区位条件, 其中, 耕地面积、经济活动类型的影响力最大。[7]

由上述文献我们可以看出, 国内学者主要针对农地抵押的制度、法律以及农地抵押贷款的主要试点进行研究, 由此反映出的问题是我国农村信贷体系并不完善, 农地抵押困难重重, 虽然近几年国家也在各地进行土地抵押贷款的试点, 但农民的抵押的积极性并不高, 而专门针对农地抵押意愿进行研究的文献却非常少。因此, 本文从农民抵押贷款的需求角度出发, 研究农民农地抵押贷款意愿的影响因素是十分必要的, 这不仅可以拓宽农民的融资渠道, 还可以为国家制定相关的政策提供理论依据。

二、研究假设与模型选择

1. 研究假设与影响因素

农户作为理性经济人, 当其面临多种选择的时候, 他会选择一个能对其产生最大效益的方案, 即在风险相同的情况下, 选择利润最大的;或者在利润相同的条件下, 选择风险最小的, 进而达到使其资源获得最优配置、实现效用最大化的目的。

根据已有的研究成果, 本文把影响农户抵押土地承包经营权意愿的因素归纳为农户自身因素和外部环境因素。外部环境因素主要是指农户的社会经济环境, 农户自身因素主要是指农户户主个人特征和农户家庭特征。具体这些因素对农户抵押土地承包经营权意愿影响假设如下:

(1) 农户个人特征。农户个人特征主要是指农户的性别、年龄、受教育程度和是否有外出打工经历。一般来说, 户主的性别绝大多数为男性, 但也不排除极个别为女性的情况。由于男性的理性的性格特点, 因而一般认为, 男性的户主对抵押土地承包经营权的意愿更大。关于户主年龄的变量, 从理论上说, 户主年龄与其受教育程度呈明显的负相关关系, 农户年龄越大, 其传统的保守思想就会越深, 因而其抵押土地的意愿可能就越低。户主受教育程度越高, 其接受新鲜事物和新知识的速度也就越快, 因而受教育程度较高的农户对土地承包经营权的认知程度相应较高, 其抵押的意愿就相对较大。一般认为, 户主如果有打工经历, 其见多识广, 接受新事物的能力也会较强, 因而其抵押土地的意愿也就会更强。

(2) 农户家庭特征。农户家庭特征主要指表1中的X5、X6、X7、X8、X9、X10、X11。一般来说, 农户住处距乡镇距离越远, 其消息越闭塞, 其接受新鲜事物的能力越弱, 其抵押意愿也就越弱;农户的农地面积越大, 其边际交易成本越低, 进而其抵押意愿越强;农户如果愿意进行土地流转, 说明其更容易接受新的制度和安排, 因而其抵押土地的意愿也会越强;农户的家庭收入在本村的收入水平中的位置越高, 说明其经济能力越强, 对土地的依赖程度越小, 因而其抵押土地的意愿可能会越强;农户如果以种植业作为其收入的最主要来源, 那么其对土地的依赖程度会很大, 因而可能不愿意冒风险将土地进行抵押来获得贷款, 因而它们之间应该是负相关关系;农户如果有借债, 则其对资金的需求较大, 由于农村一般缺少抵押物, 因而可能更愿意利用土地来进行抵押获得贷款;农户如果愿意用抵押方式获得贷款, 由于土地是农户所拥有的为数不多的抵押物之一, 那么其愿意用土地进行抵押贷款的意愿可能更强烈。

(3) 农户的社会经济环境特征。农户的社会经济环境特征主要指农户对国家出台农地抵押贷款政策的希望程度和目前是否愿意抵押更多的承包地。一般来说, 农户对国家出台农地抵押贷款政策的希望程度越迫切, 其抵押土地的意愿越强烈;农户目前愿意抵押更多的承包地则与农户的土地抵押呈明显的正相关关系。

2. Logit模型

通常选择Logit模型用于因变量为分类变量的回归分析, 把分类的因变量通过Logit转换成分类变量的概率比。由于本研究中农户抵押土地承包经营权的意愿涉及的因变量是一个二分离散选择变量 (愿意与不愿意) , 因此, 本研究建立二元选择模型对影响农户抵押土地承包经营权意愿的因素进行分析。

在本文中, 因变量的取值只有两种可能, 为方便起见分别记为1和0 (愿意:Y=1;不愿意:Y=0) 。假定xi是影响农户抵押土地承包经营权意愿的主要因素 (自变量) , P表示某事件发生的概率, 则通过线性Logit模型, 第m个农户抵押土地承包经营权的概率为:

本文把可能影响农民土地承包经营权抵押贷款意愿的变量定义、统计性描述与影响预测方向汇总于表1。

三、数据来源与样本分析

1. 数据来源

本文数据来源于2012年1月~2月沈阳农业大学经济管理学院的研究生对辽宁省 (140份) 和河南省的实地问卷调查 (105份) 。本次调查采取分层抽样与随机抽样相结合的方法, 在两个省根据不同经济社会发展水平, 分别选取2~3个县, 每个县选取2~3个乡 (镇) , 每个乡 (镇) 选取2~3个村, 最后在选定的村随机选取15~20家农户进行入户问卷调查与访谈, 共调查农户245家。调查结束后对问卷进行了集中检验, 实际获得有效问卷237份, 有效比例为96.73%。

2. 样本分析

(1) 样本统计特征。在被调查的农户户主中, 男性比例为89.03%;被调查者年龄全部为18周岁及以上, 符合农地抵押贷款借款人的基本条件, 其中35~5 5周岁的比例最大 (75.11%) ;教育程度以初中及以下为主 (84.81%) ;家庭人口数在3人~6人的较多 (78.06%) 。值得注意的是, 样本中家庭人口数为3人的较多, 占总样本的35.86%, 这与普遍认为的农户人口数大于3人的观点不一致, 值得深入研究。农地总面积为8亩~30亩的较多 (53.16%) 。在调查中发现, 男性更愿意表达自己的看法, 部分农户还能对土地抵押贷款做出评价。

(2) 农户收入及借贷情况。农户收入呈现多样化趋势, 2 011年户均现金收入34247.1元, 种植业收入占到家庭收入的5%以内 (3.63%) , 收入的主要来源分布情况如表2所示。由表2我们可以看出, 种养业仍然是大多数农户收入的最主要来源, 农民对于土地及禽畜养殖有较大的依赖性。

农户的资金借贷情况较为普遍, 调查中发现, 目前有借债的农户有109个 (45.99%) 。借债渠道方面, 向亲朋好友借款占主要地位 (82.70%) , 其次为信用社贷款 (13.92%) 。2009年以后从金融机构获得过贷款的农户有47户, 占样本总量的19.83%, 最主要的用途是教育、医疗、住房、婚丧嫁娶等非生产性用途 (38.30%) , 其次是用于购买种子化肥和农药 (29.79%) ;贷款期限普遍为一年及以下 (82.98%) , 贷款金额以0.5万元~3万元的居多 (61.70%) ;贷款形式主要以联保贷款和信用贷款为主 (68.09%) , 采用抵押贷款形式的农户有7户, 其中有6户用房屋作为抵押物获得了抵押贷款。此外, 在调查样本中没有发现获得小额土地承包经营权抵押贷款的农户, 这说明农户在抵押贷款中首选的抵押物仍然是房屋, 与学术界普遍认为的观点相同, 表明了土地承包经营权抵押贷款并没能拓宽广大农户的融资渠道, 没有发挥其应有的作用。

(3) 农户对现行土地承包经营权抵押贷款政策的认知程度。绝大多数农户知道土地的所有权属于国家, 使用权 (即土地承包经营权) 属于个人, 但并不清楚可以利用土地承包经营权进行抵押贷款。对现行的土地承包经营权抵押的相关政策非常了解的只有5人 (2.11%) , 了解一些和完全不了解的分别为161人 (67.93%) 和71人 (29.96%) , 这与预期设想一致, 反映出农户对涉及切身利益的土地承包经营权抵押贷款制度比较陌生, 缺乏必要的关注, 土地承包经营权抵押贷款尚处在起步阶段。

(4) 农户对现行土地承包经营权抵押贷款的需求意愿。在向被调查者普及相关法律政策后, 有48.10%的农户表示愿意采用土地承包经营权进行抵押贷款。调查显示, 阻碍农户利用土地承包经营权进行抵押贷款的原因主要有三方面:一是传统的保守思想。土地是农民的根本, 绝大多数农民都担心一旦贷款无法归还, 将失去赖以生存的土地;二是对相关的法律政策不了解, 不知道土地可以进行抵押贷款;三是认为抵押贷款手续繁杂, 需要投入大量人力与时间, 成本太高, 且不易获得。

四、农户土地承包经营权抵押意愿的计量分析

农户土地承包经营权抵押意愿是指农户为满足资金需求, 根据自身及自然、经济和社会环境条件, 以其依法拥有的土地承包经营权作为抵押物向金融机构申请贷款的借贷需求意愿。本文借鉴相关理论与研究成果, 结合访谈与实际调查, 运用SPSS 17.0统计软件对调查数据进行二元Logistic分析, 估计结果如表3所示。从估计结果看, 模型整体拟合效果良好, 检验基本可行。影响农户林权抵押贷款意愿的主要因素如下:

1. 农户个人特证变量

农户个人特征变量中, 年龄在1%水平上与农户的贷款意愿呈负相关关系, 表明随着农户年龄的增长, 选择土地承包经营权抵押贷款的意愿减弱, 这符合农户生命生理周期的客观规律。农户的年龄越大, 其对土地的依赖程度越明显, 传统的保守思想使他们不愿意冒险用最后的生活保障 (土地) 进行抵押贷款。是否有外出打工经历在5%的统计检验水平上显著, 系数为正, 这说明在其他条件不变的条件下, 有过打工经历的农户更愿意选择土地承包经营权抵押贷款。原因可能是有过打工经历的农户见多识广, 其接受新鲜事物的能力较强, 因此更容易接受新的政策和法规。

注;*、**分别代表1%和5%的显著水平。

2. 农户家庭特证变量

农户家庭特征变量中, 农地总面积在5%水平上显著, 且系数为0.044, 这表明农地总面积每增加1亩, 农户选择土地承包经营权抵押贷款的意愿提高4.4%。这是因为农地面积越大, 土地承包经营权价值评估值及其抵押贷款额度就可能越大, 边际交易成本越低, 进而农户抵押贷款的意愿提高。是否愿意进行土地流转在1%的水平上显著, 且与土地承包经营权抵押意愿呈正相关关系, 这可能是因为愿意进行土地流转的农户相对更具有冒险精神, 因此更容易接受与利用新的制度安排。是否以种植业作为收入的最主要来源在5%的水平上显著, 且系数为-0.972, 这说明以种植业作为收入最主要来源的农户更不愿意进行土地抵押贷款, 这可能是因为土地是他们赖以生存的收入来源, 因此不愿意去冒险进行抵押贷款。

3. 社会经济环境特征

社会经济环境特征中, 农户对国家出台农地抵押贷款政策的希望程度在1%的水平上显著, 且系数为1.359, 这表明农户对国家出台农地抵押贷款政策的希望程度越大, 其土地抵押意愿也就越强烈。这可能是因为一旦国家出台相关的贷款政策, 农户会从中得到一些优惠, 进而促进其抵押意愿。农户目前是否愿意抵押更多的承包地与农户土地抵押意愿呈正相关关系, 且在1%的水平上显著, 这可能是因为如果农户愿意抵押更多的承包地, 那么他也一定愿意进行土地抵押, 符合预测和实际情况。

五、简要结论与政策建义

1. 简要结论

(1) 亲朋邻里等非正式渠道是满足农户短期、小额及非生产性用途等日常借款需求的主要来源。弥补其他借款渠道额度小、期限短和用途限制等不足是农户选取土地承包经营权抵押贷款的重要动机。

(2) 影响农户土地承包经营权抵押贷款意愿的主要因素有农户年龄、是否有外出打工经历、农地总面积、是否愿意进行土地流转、是否以种植业作为收入的最主要来源、对国家出台农地抵押贷款政策的希望程度以及目前是否愿意抵押更多的承包地。

2. 政策建议

基于上述研究成果, 本文得出如下政策启示:

(1) 准确定位是农村土地承包经营权抵押贷款健康发展的重要前提。现阶段, 在试点中将贷款资金用途扩大到满足生活性借贷需求的制度创新是不可取的, 这实际上与农户土地承包经营权抵押贷款是满足生产投资性需求为主的倾向相背离。在一定时期内, 把土地承包经营权抵押贷款扩大到满足农户生产投资性借贷需求是必要的, 同时借鉴种粮、购买良种和购置大型农业器械直接补贴等惠农政策实施经验, 切实把财政贴息、免收营业税等优惠政策落到引导农户增加农业生产投入上来。

(2) 影响农户土地承包经营权抵押贷款意愿的主要因素表明了在现行土地承包经营权抵押贷款制度安排下, 推行小额土地承包经营权抵押贷款发展的重要措施有:一是加大针对年长和没有外出打工经历农户的宣传力度, 促使其转变意识, 与家庭其他成员达成一致抵押贷款意见;二是推行农户联保土地承包经营权抵押贷款, 推进土地流转;三是加强对中低收入农户尤其是偏远山区贫困农户提供土地承包经营权抵押贷款服务。

参考文献

(1) 韦福.论家庭承包取得的土地承包经营抵押[D].中国政法大学, 2008.

(2) 欧阳丽莎.农村土地承包经营权抵押相关法律问题研究[D].西北大学, 2011.

(3) 刘娟.农村土地承包经营权抵押制度研究[D].中国政法大学, 2008.

(4) 杨国平, 蔡伟.农村土地承包经营权抵押贷款模式探讨[J].武汉金融, 2009, (02) .

(5) 高锋, 周雪梅, 肖诗顺.农村土地承包经营权抵押担保制度探讨[J].西南金融, 2009, (03) .

(6) 林乐芬, 赵倩.推进农村土地金融制度创新——基于农村土地承包经营权抵押贷款[J].学海, 2009, (05) .