农户融资意愿

农户融资意愿（精选十篇）

农户融资意愿 篇1

三农问题是我国经济社会发展中需要关注的重点问题之一,促进农民融资、刺激农村地区的各类种植、养殖活动规模化,刺激乡镇企业发展等,都离不开融资支持。而目前,韩城市西庄镇等经济发展中农户融资需求持续增长的情况下,有效的融资配套还存在一定局限性,需要进一步探讨和分析。由此,本文研究以韩城市西庄镇为例,对其农户融资方式展开调查,分析目前农户融资的局限性及成因,探讨解决方案。

2韩城市西庄镇现状分析

西庄镇位于韩城市以北10公里处,全镇国土面积241.5平方公里,共辖48个行政村,主导产业为花椒、粮食、蔬菜、畜牧、苗木。截止2014年底,全镇工农业总产值185亿元,同比增长20%;农民人均纯收入达到11000元,同比增长18%,经济实现持续、快速、健康发展。镇区交通便捷,经济活跃,108国道穿镇而过。截止2014年底,全镇工农业总产值185亿元,同比增长20%;农民人均纯收入达到11000元,同比增长18%。经济社会实现持续、快速、健康发展。在这个过程中,农户融资对农村经济发展意义重大。

笔者在2015年7月到10月,对西庄镇下去内的48个行政村随机展开调查,共对其中8个村的农户融资情况进行走访、收集相关资料,这8个村分别属于不同的大队管理,其经济发展略有差异,基本可以代表西庄镇的大体情况。在抽样调查的基础上,可以总结出西庄镇农户融资的特点与存在的问题,进而探讨其农户融资的改进方案。抽样调查的农户样本包括:按经济发展水平将它们分成高、中、低三类;随机性对相关地区调查员的随机选择来实现;选定调查员后,由其在所在乡(镇)和所在村随机选择耕地面积有一定差异的农户群体进行入户问卷调查。调查对129户农户进行了调查,回收有效问卷123份,内容主要涉及农户家庭情况、融资意愿、融资渠道和用途等方面。

3韩城市西庄镇农户融资方式的总体分析

本次调查分别走访西庄镇辖区内的8个村子,通过到村委会发放问卷、到村内发放问卷的形式,获取一手信息。最终回收的有效问卷中,被调查农户基本信息如表1。

虽然85%以上的被调研者都表示其融资需求可以基本得到满足,但是这些满足者集中在传统农业作业领域。目前西庄镇农户融资集中在银行信贷(特别是信用社信贷)、民间融资(本次调查排除高利贷部分)这两个领域。而一些种植和养殖户、乡镇企业还表示在发展中可以申请部分的政府补贴,这也是一个重要的融资方式。

4韩城市西庄镇农户融资的阻碍因素分析

4.1农村金融服务不健全

目前,陕西信合农户贷款而言,还没有专门针对农业种植基地的专业融资服务,虽然部分地方政府在最近几年开始试点推行大型养殖和种植基地的政策性融资,但是其覆盖面较低,并且对养殖和种植规模要求严格,这不符合目前我国国内多数农村地区小规模种植和养殖的实际情况,其效果不理想。商业银行对种植养殖基地的融资与对个人或者乡镇企业的融资服务完全一致,难以满足种植和养殖不同的资金需求,也不能刺激农民进行大规模的种植和养殖,制约农业产业化发展。在调研中,因为没有抵押品的占到被调查总人数的30.2%,确实无力偿还占到被调查总人数的17.8%,与信贷员不熟悉占到被调查总人数的16.5%,缺乏占到被调查总人数的10.9%,不是农村信用社成员占到被调查总人数的7%,社会信用不佳占到被调查总人数的6.9%,有贷款不熟占到被调查总人数的4.5%,申请金额过高占到被调查总人数的1.7%。

4.2民间融资不规范

结合韩城市2000-2012年民间借贷数据,可以看出在2010年以后韩城市的民间借贷出现较大波动。结合西庄镇的实际情况,西庄镇农户民间融资渠道在2011年民间融资资金链断裂后迅速下降,截止到2015年上半年,西庄镇农户民间融资的资金满足率已经低于20%,这使得传统民间融资对于西庄镇农户融资的补充效果下降。可以说,西庄镇金融监管对于民间融资存在一定的缺陷,法律和机制缺位,以及管制的过度,都不利于民间融资发展,这也导致民间融资这个特殊的农村供应链金融部分对农户的融资供给能力下降。

4.3社会保障不健全引发融资缺口扩大

结合本次调查,农户融资中,用于一般种植和养殖的资金缺口一般可以借助农商银行的信贷以及民间融资等得到基本满足。但是,农户存在一个比较突出的临时性融资需求,这个需求主要是因为农户家中有人出现意外或者疾病等,在农村社会保障不健全的情况下,治疗康复等需要较高支付成本,而农户在相对稳定的收入基础上难以迅速满足该需求,因此需要借助外部融资满足需求。但是,目前金融机构没有对此开展专门的融资扶持,农户更多地以来亲属间的借贷,也就是民间借贷,而前文分析了目前民间借贷存在的一些问题,这实际上也会阻碍西庄镇农户融资需求满足。

4.4政府配套支持匮乏

虽然在2015年韩城市西庄镇召开了创业及小额担保贷款工作动员大会,强调对全镇农户为主的小额担保贷款等开展扶持,并围绕“一带两河三区四镇”发展战略和“三年千亿元产业投资计划”,从促进全民创业、加快全镇社会经济跨越式发展的高度,强化对小额贷款的担保扶持,希望以此强化陕西信合等农村金融机构对农户的小额贷款业务发展。但是实际上,这个方案仅处于讨论阶段,目前还没有完全落实下去,地方政府对小额贷款担保的政府扶持自然也就没有达到其功能发挥的目的。

5完善韩城市西庄镇农户融资方式及其对策

5.1完善西庄镇农村金融体系

韩城市西庄镇的农户融资以金融机构为主,实际上这也是目前国内农户融资的一个典型特点。要促进农户融资需求得以满足,推动三农问题解决,还需要完善农村金融服务、创新农户融资产品,提升整个金融系统对农户需求的满足程度。例如陕西信合就引入微贷技术,推广零售业务标准化管理,不断提升“三农”和个体经营户的专业化服务能力。建立面向结构化数据的数据仓库和面向非结构化数据的信息库,搭建包含通用查询、数据挖掘、大数据分析、灵活检索等多种工具在内的大数据分析服务体系。在此基础上挖掘市场需求,创新小额授信业务,这对于满足农户融资需求有利。

5.2合理利用并规范民间融资渠道

西庄镇农户融资困难的解决,不仅仅需要依赖商业银行为主的金融服务,还需要政府正确地对待和规范民间融资。在2015年西庄镇的经济发展策略中,就有以小额贷款公司的规范经营等整合农村民间金融的一个基本思路与实施,后续发展中还需要合理引导如小额贷款公司等相对正规的民间借贷组织进入规范市场流程中,更合理的参与金融市场。要加大农村金融组织创新,规范发展新型农村金融机构,逐步放开农村金融市场准入,促进民间非正规金融的适度发展,放开民间金融融资渠道,使其能更好的服务于农村发展。

5.3建立和健全农村社会保障体制

要降低农户融资缺口,特别需要对农户临时性融资问题进行分析与解决。考虑目前社会保障不健全对农户造成了一定经济压力,解决融资难题还需要对此进行针对性处理。一方面,要进一步推进基本养老保险,农村居民的医疗保障制度,在进一步扩大保费形式的浮动范围内保证自愿报名的基础上一个台阶。同时,政府需要进一步加强农村养老,财政支持的医疗保障制度,提高补贴率,农村居民基本养老和医疗保险,减少农村居民消费的压力形成的更好,减少临时融资需要。另一方面,需要注重积极发展农民工社会保障机制。西庄镇的中青年是目前外出务工的主要人员,这些人员同时也是家庭收入的主要支柱。农民工与在家务工所处环境不同,政府需要考虑健全农民工的社会保障机制,才能减少其在外务工的风险,提升家庭收入保障性。政府可以考虑采取强制性手段确保应参保的企业与农民工这类特殊员工缴纳保险费,逐步推进五险合一管理模式的扩大,避免参保单位忽视失业保险的相关问题,同时提升失业保险的覆盖面。

5.4强化农户融资的科学决策和有效需求

西庄镇政府需要强化对农户融资的政策扶持,包括目前小额贷款担保服务应该进一步推广和拓展。一方面,应该由西庄镇政府财政出资,设立具有法人资格的独立担保机构,实行市场化公开运作,不以盈利为主要目的的担保机构,为本地农户小额贷款提供担保服务,以银行小额贷款的提升降低融资困难。另一方面,西庄镇地区近年来农业产业化发展迅速,政府注重大型种植、养殖以及乡镇企业发展,未来还需要特别强化对乡镇企业与农业产业化相关的特殊农户融资的担保扶持。这就需要强化西庄镇与邻近乡镇、韩城市财政等的合作,争取建立联合的政府担保机制,为优质和有潜力的农业产业化经营者提供更多的担保融资机会,这对于发展地区经济非常重要。

参考文献

[1]张爱辉.农营者介入农产品流通增值活动的影响因素研究[J].商业经济研究,2016(02).

[2]张爱辉.探析城固县上元观镇农户借贷行为的影响因素[J].农村经济与科技,2016(04).

农户宅基地退出意愿影响因素研究 篇2

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

农户农地流转意愿研究进展 篇3

农地流转是解决当前中国农村土地家庭联产承包责任制下地块零碎、经营分散以及撂荒问题的一种有效途径,对于提高土地利用率、实现农业现代化、促进农业结构调整和农户增收具有重要作用[1,2]。尤其随着全国统筹城乡发展战略的实施,加快农地流转更被视为实现城乡统筹发展目标的突破口,在实践中进行了各种农地流转模式的大胆探索和尝试[3]。而农户作为农地承包的基本单元,在农地流转中扮演着关键的主体角色,其流转意愿对于一个地区的农地使用权的流转以及机制和模式的选择有着根本的影响[4,5,6],是诱发农地制度改革的微观基础[17,18]。可见,要切实做好农地使用权流转工作,必须充分尊重农民的意愿,通过深入认识农地流转过程中农户的意愿及其影响因素,才能科学合理地制定相关政策来调动农户的农地流转积极性,促进农地流转,才能以农民的需求为出发点进行农地制度改革,推进农村经济与社会的发展,进而实现城乡统筹发展。

目前,国内学者在农户农地流转意愿研究方面,其数据来源主要是通过实地农户调查获取的,研究角度主要是从农户的转入和转出意愿两个方面进行的,研究方法则为各种数理模型,并取得了阶段性的研究成果,为农地流转相关政策的制定提供了一定的决策支持。本文以期通过对现阶段农户农地转入转出意愿、农户农地流转意愿的影响因素、农户农地流转意愿的研究方法3个方面的研究进展进行论述,阐明农户农地流转意愿研究现状以及发展趋势,为进一步研究提供参考。

1 农户农地转入转出意愿

1.1 农户农地流转倾向

农户农地流转倾向主要是指农户持有的农地转入、转出意愿。大量对农户农地流转意愿的实证研究表明,现在大部分农户既有土地转出的意愿又有转入的意愿[7,8,9],意愿强度大小及其变化,主要受经济利益最大化、城市化意愿、恋土情结等多种因素的影响。

钱文荣、杨军炜分别通过对浙北传统粮区、甘肃河西走廊传统粮区农户土地流转意愿及行为进行深入调查和认真分析,均发现当农户的收入达到一定水平后,由于农地经营和转移收入对于农户来说显得微不足道,他们流转农地的欲望往往随之下降,但只要转出农地的交易费用足够低,他们会比其他农户更愿意放弃土地;并且认为当地农户对土地有着深厚的感情,绝大多数农户不会因收入水平的提高和收入来源结构的变化而完全放弃耕地经营权。几千年历史的积淀,使“土地就是命根子”成为农户根深蒂固的观念。农户强烈的“恋地”心态将对耕地制度变迁构成刚性约束,任何不顾农户意愿而强制推行的农地流转模式注定是要失败的[10,11]。农户的农地流转意愿在各个时期受各种经济制度(包括土地制度)的影响呈现出一定差异。王英(2008)[12]通过实证研究城郊地区农地流转情况,发现农业税取消前后研究区农户农地流转意愿发生了显著变化,税改前,由于农业负担较重,农业比较收益很小,“种地不划算”使得很多农户愿意将农地转出;税改后,由于农业税及其它相关费用的减少,农地收益相对增加了,于是,城郊农户未来农地流转意愿主要表现为转入,且希望以转让的方式转入,只有少部分农户未来希望转出农地。曹建华采取土地流转意愿度指标对中部6省的分析结果也表明,从土地供给角度看,目前整体上的农户土地转出意愿很低,减免农业税和粮食补贴降低了农户土地转出意愿,提高了从事农业生产经营活动的积极性;从需求角度看,农户有土地转入的意愿[13]。另外,陆文聪、朱志良在以粮田和菜田为例对上海郊区农地流转供求关系的实证分析中发现,农户对不同类型土地的流转倾向具有差异,对于粮田流转主要表现在农户转入意愿不足,而对菜田流转则表现为农户转出意愿不足,因此建议政府在制定有关促进农地流转的政策时,应该根据不同的制约因素给予分类指导[14]。

对农户农地流转倾向的研究,一个共同的认识就是,随着城镇化的推进,恋土情结的淡化,农户参与农地流转意愿会有所增加,特别是当土地收入占总收入的比重较低时,土地的流转会更加频繁,土地的规模经营就会实现。因此,加快城乡统筹发展进程,促进农村第二三产业的发展对于促进土地流转有极其重要意义[7,15,16]。

1.2 农户农地流转目的

大量对农户农地流转目的方面的研究表明,农户农地流转的动因既有物质经济方面的也有精神社会方面的,是经济理性和社会感性的混合体,存在着理性选择与感性选择的交织[17]。在具体研究时,学者们主要是从农户农地转入、转出动因两个方面进行的。

农户将土地转出的主要原因包括自家劳动力不足、农村劳动力转移、农业的比较效益低、帮助亲朋好友[5,17]。因农业的比较效益低而转出农地,这基本上属于理性层面的考虑,因为所谓农业比较效益低,即是说种地不划算,这是一种基于成本与收益的理性的计算。也有部分农户转出农地并不图经济上的收益,而是为了帮助亲朋好友,这是传统人情价值观念下的感性选择行为。

农户转入土地的主要目的包括增加收入、有多余劳动力、满足自家粮食需要和帮助亲朋好友[5,17]。在经济发达地区,农户转入农地并不是以追求直接的经济收入为主,大多数普通农户转入农地只是为了出于某些基本的感性意识,即补偿种地面积,以便维持自家的口粮需要或帮助亲朋好友的人情需要。当然也有不少种粮大户、种植与养殖专业户等确实是出于扩大经营面积以增加收入的经济理性目的而转入农地。但在一些经济落后地区,农户流入土地的主要目的是为了充分利用闲散的劳动力,以及通过多耕种一些耕地而增加收入[15]。

1.3 农户农地流转方式的选择

农户农地流转方式的选择主要是指农户对农地流转形式(主要包括代耕、租赁、转包、互换、入股、转让等)、流转来源与去向、合同约定方式等方面的选择意愿,这是在农户参与农地流转意愿的基础上,农户农地流转中涉及的各种具体意愿。

在家庭联产承包制的制度框架下,农户的土地产权结构被分解为3种权利:一是所有权;二是承包权;三是经营权(使用权)。这3种权利是由里及表的关系。所有权是最根本的,经营权是最表层、最不稳定的权利,承包权介于二者之间。作为个体的农户所拥有的是承包权和经营权[7]。如何处理这两种权利,决定了农户流转土地所采取的流转方式。大量研究证实,农户在农地流转方式的选择上倾向于保留土地的承包权,仅愿意放弃经营权,流转形式以代耕、租赁、转包为主。焦玉良(2005)[7]在对鲁中平原传统粮棉区的潍坊市农户土地流转意愿的调查和分析基础上,发现绝大部分农户不愿意放弃土地的承包权,只愿将经营权私下转让给亲朋好友,采取的是转包和代耕的方式,这决定了目前土地流转的暂时性和不稳定性。杨琦、于贝拉(2006)[9]的研究也确认了这一点,他们通过对贵州泥潭、金沙两县农户的调查发现,即使有着较高的稳定的非农收入,90.24%的农户还是不愿意放弃土地的承包权。这表明千百年来传统的农业社会使农户早已形成了把土地作为衣食父母的观念,恋土情节一时难以改变。

关于土地流转的来源与去向,有关这方面的研究多次表明,农户更愿意将土地转包给较亲近的人,主要是村组内部的亲戚家、邻居家或非亲戚家之间[5,12,19]。对于转出者来说,把土地转让给自己信任的人,可以在需要的时候更容易收回;对于转入者而言,同样更愿意从这些人那里转入土地,因为从集体转入承包地价格高于私下流转价格,而且都是熟人亲朋,容易协商[7]。

根据帕森斯的行动模式,行动者在达成目标的过程中会面临着各种阻碍条件,而农户农地流转的合同约定方式正是农户农地流转中最重要的约束条件之一。农户流转农地的合同约定方式主要包括合同年限约定、合同约定形式以及合同终止形式这3个方面。学者们通过调查和分析发现,在合同年限约定方面,当前大多数农户在农地流转过程中未曾约定年限,即使有年限约定,其期限也非常短,说明农户对农地转出普遍存在担心,不愿意长时间的转出,转出只是临时性的无奈之举[20,21,22,23];在合同约定形式方面,大部分农户没有签订书面契约,只是订立口头协议[25,26];在合同终止方面,大部分农户愿意约定随时终止,说明农地转出户的契约意识还是不高,但选择随时终止对一部分转出户来说就可以更自由地掌握农地的支配权,以便将来兼业需要[17,19,24,27]。现阶段农户在农地流转方式选择中表现出的普遍意愿表明了我国农地流转市场仍然不够规范与成熟。

2 农户农地流转意愿的影响因素

农地流转过程中农户意愿受到经济、社会、文化等综合因素的影响,是在特定行为环境下所做出的主观抉择,是理性选择与感性选择的交织。现阶段,学者们主要集中研究了影响农户农地流转意愿的各种因素和各种因素与农户参与农地流转意愿(农地转入、转出意愿)的相互作用关系。

关于农户农地流转意愿的影响因素研究,归结起来主要包括3个方面的因素:经济社会因素,包括农户特征(农户年龄、主业、受教育程度等)、农户家庭特征(家庭人口结构情况、劳动力情况、人均收入水平、非农经济水平、农业经营水平等)、其他因素(农地经营收益、租金、交易费用、惠农政策、农地资源禀赋等);制度因素,主要包括我国农村的土地制度、社会保障制度、农地流转市场以及户籍制度等因素;文化因素,包括农户的恋土情节、农村的人情规则两方面。

在对各种因素与农户参与农地流转意愿(农地转入、转出意愿)的相互作用关系研究方面,学者们从经济社会层面实证分析认为:家庭人均收入水平对农户的农地流转意愿存在较高程度的影响[1,11,28],农户的人均收入越高,农户转出农地的意愿越强,转入意愿降低;家庭非农经济水平越高,非农人口越多,农户的土地租出意愿越高,租入意愿越低[1,24,28];农户受教育程度越高,越倾向于转出土地[24,25];非农就业的机会越大,农户转出农地的意愿就越强[16];农户农地经营水平越高,其转入土地的意愿越强,相反,经营水平低的农户其转入土地的意愿较低[12]。在制度与文化因素层面,王英(2008)[12]在对城郊农户农地流转的意愿研究中发现农村社会保障制度不完善的现实影响了农户农地流转意愿,具有完备的社会保障的家庭转出农地的意愿较高,转入意愿较低;农村社会系统乡土社会的性质,社会转型形成的真空,使得农村农地流转市场难以发育健全,影响农户的农地流转意愿。陈小伍(2008)[21]持有相似观点,他认为农户的恋土情结、农村熟人社会的人情规则影响着当前中部农村地区农户的农地流转意愿,它们的存在使得今后农户农地流转行为将会更加复杂化,而这也是目前农地流转市场化不足困境之一。但胡瑞卿等(2007)[30]通过对耕地流转的理论和实证分析认为,不是农户有“恋土情结”,而是农户外出就业不稳,而且一旦失业,有关部门又不能为他们提供任何生活和就业保障,这一切都由承包给他们的耕地来承载,耕地巨大的社会功能,加深了农户的“恋土情结”,进而延缓了耕地流转的进程。他认为中国农户恋土情深是多种因素交织的结果,而非影响农户参与农地流转意愿的直接原因。因此,要提高农户参与农地流转意愿,促进农地有效流转,必须首先解决3大难题:一是要建立健全农村社会保障制度;二是要为农民工创造良好的就业环境和提供稳定、公平的经济待遇;三是要为农业隐含剩余劳动力的转移提供更广阔的就业途径。

学者们还进一步发现,农户农地流出和流入意愿的影响因素及其影响程度是有明显差异的。焦玉良(2005)[7]在对鲁中传统农业区农户土地流转意愿的实证研究中发现,影响农户转出意愿的因素有3个:进城定居意愿、农业收入比重、身体状况;而影响农户转入意愿的因素有6个:婚姻状况、农业收入比重、对负担的认知、进城定居意愿和性别等。陈美球(2008)等在对江西农户耕地流转行为研究中发现,非农就业机会、耕地经营收益、农户家庭经济状况、耕地破碎度4个因素对农户耕地流出和流入行为都具有显著影响,但影响程度存在明显差异:就耕地流出而言,非农就业机会和耕地经营收益的影响最大,其次是农户家庭经济状况和耕地破碎度的影响;就耕地流入而言,家庭经济状况和耕地破碎度的影响最大,其次是耕地经营效益和非农就业机会的影响[31]。杜文星等(2005)[32]通过对上海市、南京市、泰州市、扬州市农户农地流转意愿进行定量分析,发现处在不同经济发展水平的4个研究区域,起决定作用的农户农地流转意愿影响因子的排序有所不同,表明了影响农户农地流转意愿的各影响因素在不同经济发展水平区域其影响程度也是有明显差异的。因此,基于农户农地转入、转出意愿决定因子的差异,以及不同区域农户农地流转意愿决定因子的差异,应针对各自影响力最大的因子,采取相应措施,从而更好地激发农户农地流转的意愿,促进农地流转进程。

3 农户农地流转意愿的研究方法

农户土地流转意愿受到各方面因素的制约和影响,是一个动态的心理状态[7]。研究者们主要通过实地问卷调查,并结合座谈、访问的形式获得原始统计资料,然后对数据资料进行包括简单数理统计和构造模型的定量分析,从而获得农户的土地流转意愿情况及各种特征变量对农户土地流转意愿的影响关系。

王英(2008)[12]在对城郊农户农地流转的意愿研究中,通过卡方检验来确定农户农地流转意愿的影响因素。曹建华等(2007)[13]在研究农村土地流转的农户供求意愿,定量评价土地流转的经济效率过程中,通过设置土地流转意愿度指标来分析农户土地流转的供给意愿,通过农户实际土地经营规模和最适土地经营规模的比较来分析农户的需求意愿,研究结果表明中部6省的农户供给意愿在0.18~0.52之间。Logistic回归分析是适用于因变量为两分变量的回归分析,是分析个体决策行为的理想模型。杜文星(2005)[32]、陈美球(2008)[29]、杨佳(2009)[33]等学者在各自研究中均采用了二元Logistic回归分析模型分析农户的各种特征变量与农地流转意愿的相关关系,从而得到影响农户农地流转意愿的主要因素及各因素的贡献量。康雄华等(2007)[34]在以湖北省4个典型区域为例的基础上,考虑到因变量的非连续性,选择逻辑回归分析方法分别建立了农户农地转入、转出意愿影响因素模型,得到logistic回归模型的形式为:P=(eb0+b1x1+b2x2+…+bkxk)/(1+ eb0+b1x1+b2x2+…+bkxk),其中:P为农户愿意转入或转出土地的概率,xi(i=1,2,…,k)为影响农户农地流转意愿的变量因子。焦玉良(2005)[7]在对鲁中传统农业区农户土地流转意愿的实证研究中,通过构建土地转出意愿和转入意愿的Linear回归模型,探讨了影响农户土地转入、转出意愿的因素。陈美球等(2008)[31]在对42个县市64个乡镇74个行政村抽样调查的基础上,运用主成分分析法和Pearson相关分析法,定量分析研究了农户耕地流出和流入的主要影响因素及其影响程度。邱道持等(2008)[6]认为采取5个镇的农户调研资料,样本数量相对有限,而且数据离散性也很大,因此在研究中选择了灰色系统理论中灰关联分析方法,并较好地确定出各种影响因素的主次关系及其影响程度。

4 存在的问题及研究展望

纵观农户农地流转意愿的研究,现阶段主要是采取实证研究方法,通过实地农户调查获取数据资料,然后进行统计分析和构建数理模型,从而得出农户的农地流转意愿、影响因素以及二者之间的相互作用关系。农户农地转入转出意愿的研究,主要是从农户农地流转倾向、流转目的、流转方式的选择3个方面进行的;农户农地流转倾向主要研究了现阶段农户持有的转入和转出农地意愿、农业税取消前后农户农地流转倾向的变化以及流转倾向的未来趋势;流转目的方面主要研究了农户农地转入和转出的目的,认为农户农地流转目的既有物质经济方面的也有精神社会方面的;流转方式的选择研究方面,主要考察了农户对农地流转形式(主要包括代耕、租赁、转包、互换、入股、转让等)、流转来源与去向、合同约定方式等方面的选择意愿。可以看出,目前此项研究还不够深入,缺乏农户对各种农地流转形式的意愿研究,而且现有意愿研究主要是某个时点的意愿,缺乏相对完整的较长时间段的农户农地流转意愿的时间序列研究,很难揭示出农户农地流转意愿的变化规律,从而无法制定出切实可行的农地流转政策措施。

农户农地流转意愿的影响因素方面,学者们主要集中研究了影响农户农地流转意愿的各种因素、各种因素与农户参与农地流转意愿(农地转入、转出意愿)的相互作用关系。研究表明,影响农户农地流转意愿的因素主要涵盖了经济社会、制度、文化3个方面,相互作用关系主要是一种正相关或负相关关系,并进一步发现农户农地流出和流入意愿的影响因素及其影响程度是有明显差异的,影响农户农地流转意愿的各影响因素在不同经济发展水平区域其影响程度也是有明显差异的。虽然现有研究对影响因素的认识已比较全面,且已意识到不同地域、不同区位条件、不同经济发展水平的地区,农户对农地流转的意愿及其影响因素是有所差异的,但现有研究仍存在不足:一是缺乏对影响因素之间的相互作用关系研究,二是缺乏对典型区域,如粮食安全、生态安全、经济发展等不同功能定位区域的比较研究,以实现对各类区域流转意愿、影响因素形成一种归类认识。

在研究方法方面,现阶段主要是通过实地问卷调查,并结合座谈、访问的形式获得原始统计资料,主要运用了卡方检验、Logistic回归分析、Linear逐步回归、主成分分析、Pearson相关分析、灰关联分析等方法进行定量分析。今后需进一步注意选择的研究点要具有广泛的代表性,调查样本覆盖面要广、且样本量要充足等问题。

农户农地流转意愿研究,就是要通过深入认识农地流转主体—农户的农地流转意愿及其影响因素,揭示农户农地流转意愿的变化特征和趋势,从而针对性地提出相关政策来调动农户的农地流转积极性,促进农地流转进程。要真正实现该目标,未来应加强以下研究领域:

1)提升到城乡统筹发展宏观背景之中进行研究。土地利用是城乡统筹发展的核心问题[35],农地能否实现合理流转则是城乡统筹发展的关键。土地不能流转,农村劳动力的转移、农地规模经营与现代化农业的发展均难以实现,农户想致富就很难。因此,在城乡统筹发展进程中,必须促进农地的流转。而农户农地流转意愿的研究,正是为促进农地流转目标而进行的,可见农户农地流转意愿的研究是为统筹城乡发展服务的。现阶段,我国已提出了加快实现城乡统筹发展的战略目标,为农地流转提供了一个很好的宏观背景,必须充分利用这一优势,把农地流转意愿研究提高到一定的战略高度,融入到城乡统筹发展这个宏观战略背景之中进行研究。

2)深入农户对各种农地流转形式的意愿研究。现阶段学者们在进行农户农地流转意愿研究方面,主要集中从转入和转出意愿两个大方面进行的,随着研究的深入,今后应逐渐加强农户对各种农地流转形式的意愿进行研究,通过研究农户对各种农地流转形式的倾向,农户对各种农地流转形式所持的意愿之间的相互依赖性,以及农户与农户之间对同一种农地流转形式的意愿变化特征,有助于为促进农地流转提供决策依据。例如,研究农户对各种农地流转形式所持的意愿之间的相互依赖性,如果实证研究发现农户对某几种流转形式所持的参与意愿之间存在正相关性,即是说农户对某几种流转形式所持的参与意愿之间存在相互加强作用,那么,在进行农地流转时,如果把这几种农地流转形式作为一个组合同时推出,这样这几种农地流转形式更可能获得多赢的局面,有助于提高农地流转效率。

3)加强农户农地流转意愿的时间序列研究。目前虽然有学者对农业税取消前后的农户农地流转意愿进行了比较研究,并揭示出农业税取消前后农户农地流转意愿发生了变化,但由于这只是两个时期截面数据的比较,缺乏相对完整的较长时间段的农户农地流转意愿的时间序列研究,很难揭示出农户农地流转意愿的变化规律,从而无法制定出切实可行的农地流转政策措施。因此,今后应逐渐加强对农户农地流转意愿的时间序列研究,通过收集不同时期、不同政策背景下的农户农地流转意愿的基础数据进行比较分析,揭示农户农地流转意愿的变化特征和趋势,科学预测农户农地流转行为,提高研究成果的实用性。

农户融资意愿 篇4

关键词：农药；农药知识；主动学习意愿

中图分类号：S48 文献标识码：A 文章编号：1674-0432（2011）-03-0033-2

0 前言

农药污染问题日益受到人们的重视。提到农药污染，城市居民最先想到的是自己所吃食物農药残留的高低，是否达到安全标准，而农户不仅同样面对着食品安全问题，同时又是农药的施用者和施药环境的居住者，所以农户受农药的危害往往较城市居民大。为了促进农户安全施用农药，李红梅等（2007）研究了农户安全施用农药的意愿及其影响，但安全施用农药的最大障碍在于农户对农药知识的缺乏。本研究通过调研得到的数据显示，农村从事农业的劳动力年龄呈现老龄化，农户的农药知识远远不能满足实际的需要，而在现有的农技推广模式下，激发农户主动学习农药知识的意愿至关重要，农户主动学习农药知识有助于提高农户的用药水平。因此，本研究在前人研究的基础上，找出影响农户主动学习农药知识意愿的因素，并提出建议和对策，以促进农户更科学地施用农药。

1 调查样本、研究假说及变量设定

本文数据来源于对四川境内的双流县、彭州市、蒲江县、名山县、雅安雨城区、筠连县等地调查所得，共调查了405份问卷，其中有效问卷为400份。

在已有的研究基础上，结合农户学习农药知识的特点，提出如下研究假说：

1.1 假设农户的个体特征变量

包括农户的年龄、性别和教育程度与农户主动学习农药知识的意愿相关。一般来说，年轻人主动学习农药知识的意愿较老年人强。男性比女性主动学习农药知识的意愿强。文化水平高的农户比文化水平低的农户主动学习农药知识的意愿强。

1.2 假设家庭特征变量

包括种植面积和务农占家庭收入比重对农户主动学习农药知识的意愿有影响。一般来看，农户的种植面积会影响农户主动学习农药知识的意愿。因为种植面积越大，农户使用的农药就会相应地增多，因此农户就会更倾向于主动学习农药知识。同样，务工占家庭收入的比重中，如果种植业所占比重越大，那么出于经济收益的考虑，农户会倾向于主动学习农药知识。

1.3 假设农药知识的认知变量

包括对农药知识的了解和对农药标签的看法对主动学习农药知识的意愿有影响。对农药知识有一定了解的人清楚农药知识的价值，因此会倾向于主动学习农药知识。农药标签记录着农药的主要信息和使用方法，重视标签的农户也会相应地重视农药知识的价值，会更倾向于主动学习农药知识。

1.4 假设农药使用行为变量

包括空包装处理方式和是否按要求保护个人措施对主动学习农药知识的意愿有影响。农户对农药的使用行为能够反映出农户在使用农药过程中的安全意识，安全意识强的农户会倾向于主动学习农药知识。

1.5 假设对农药知识价值判断变量

包括是否有助于保护健康、是否有助于保护环境和是否有助于提高农产品的效益对主动学习农药知识的意愿有影响。一般来看，更够正确认识到农药价值的农户会倾向于主动学习农药知识。

本文设农户主动学习农药知识的意愿为因变量，分别为不愿意和愿意。自变量分别为：农户的个体特征变量，家庭特征变量，农药知识的认知变量，农药使用行为变量和对农药知识价值判断变量。

2 模型选择及估计结果

2.1 模型的选择

模型可用下列函数形式表示为：

（1）

（1）式中，y为农户主动学习农药知识的意愿，分为不愿意和愿意。Xi表示第i个影响因素，m表示影响因素的个数，一共有13个。

本文采用Logit模型， 将因变量取值限制在[0，1]之间，并通过最大似然法对回归参数进行估计。Logit模型的一般形式如下：

（2）

其计量估计模型的具体形式为：

（3）

式（3）中，Pi表示愿意主动学习农药知识，1-Pi表示不愿意主动学习农药知识。

2.2 模型结果分析

笔者采用用spss15软件对样本就行logistics回归分析，运用方法为向后筛选法，把wald值小的变量淘汰，直到所有的自变量显著为止。结果中，一共有5个自变量显著，分别为受教育年限（X3）、对农药知识的了解（x6）、是否按要求做好个人防护（x8）、是否做喷药前的安全检查（x9）、是否有助于保护健康（x10）（见表二）。

对5个统计显著的自变量的分析如下：

表2 logit模型估计结果

注：*，**，***分别代表在10%，5%，1%显著性水平。-2 log likelihood为

309.194。Cox和snell R.Square为0.194。Nagelkerke R Square为0.263。

2.2.1 受教育年限是影响农户主动学习农药知识的重要影响因素 从模型的回归结果可知，“受教育年限”的回归系数为0.303，在10%的水平下显著。当农户的“受教育年限”增长一个单位，那么农户主动学习农药知识的意愿就会增加1.354。农户的文化水平影响着农户主动学习农药知识的意愿，文化水平高的农户对知识的接受能力强，对新的农业技术有着较强的兴趣，可见，农药知识普及的一个重要条件就是有着一定文化水平的农户。

2.2.2 对农药知识有一定基础的农户会更愿意主动学习农药知识 从模型的回归结果可知，“对农药知识的了解”的回归系数为0.532，在10%的水平下显著。当农户从不了解农药知识到了解农药知识，那么农户主动学习农药知识的意愿就会增加1.703。是否了解农药知识与农户主动学习农药知识的意愿呈正相关的关系，这说明开展农药知识的普及对于农户持续提高农药知识水平有重要影响。因为农户对农药知识有一定了解后，会更容易认识到主动学习农药知识的收益，当农户想要获取这些收益时，显然会去主动地学习农药知识。

2.2.3 农户使用农药的习惯行为与主动学习农药知识的意愿具有显著相关性 从模型回归结果可知，“是否按要求做好个人防护”的回归系数为0.784，在1%的水平下显著，“是否做喷药前的安全检查”的回归系数为0.604，在10%的水平下显著。这说明农户的安全意识与主动学习农药知识呈正相关关系，显然，在打农药时做好个人防护和安全检查的农户具有较强的安全意识，因此也就更愿意主动学习农药知识。安全意识高的农户认识到了农药在使用过程中对人体的危害，因此，出于对身体健康的保护，愿意主动学习农药知识。安全意识较差的农户可能对农药使用过程中的危险缺乏必要的了解或者低估了打药过程中农药对身体的危害，因此不愿意主动学习农药知识。

2.2.4 是否了解农药知识的健康价值对主动学习农药知识的意愿有很大影响 从模型回归结果可知，“是否有助于保护健康”的回归系数为1.246，在1%的水平下显著。这说明，农户如果认为农药知识对健康有积极影响，那么农户主动学习农药知识的意愿就會增加3.478。这是因为在农业生产过程中，农户对自身的健康是重视的；在农产品的食品安全方面，农户也同样希望吃到放心的农产品。

3 结论及政策建议

想要提高农户的农药使用水平，在现有的农技推广模式下，激发农户主动学习农药知识的意愿至关重要。通过对影响农户主动学习农药知识的意愿及其影响因素的分析，得出如下结论：农户的文化水平、对农药知识的了解、是否按要求做好个人防护、是否做喷药前的安全检查、是否有助于保护健康等因素与农户主动学习农药知识的意愿呈正相关关系。这反映出农户主动学习农药知识的意愿受到农户的学习能力、对农药知识的熟悉了解程度、使用农药过程中的安全意识、对农药知识的健康价值判断等因素的影响。

通过本文的研究提出如下建议：

3.1 提高农户的文化素质，照顾农户的文化素质差异

农户的文化素质是其学习包括农药知识在内的现代农业科学知识的基础，从长期来看，农户能够主动学习农药知识还在于其文化素质的提高。只有文化素质提高了，农户才具有学好农药知识的条件，但现实情况是农户的文化素质普遍较低，这在短期内是无法改变的，因此促进农户主动学习农药知识还应该考虑到农户普遍较低的文化素质。

3.2 普及农药知识，让农户熟悉农药知识和认识到农药知识的重要性

开展形式多样的农药知识的普及教育，力争在农村达到较好的普及效果。如何普及农药知识，有一种方式值得借鉴，如农村宣传计划生育工作的标语“少生孩子，多种树”等。我们也可以设计这些标语，通过朗朗上口的标语，普及农药知识，在潜移默化中让农户认识到农药知识的重要性。

3.3 提高农户用药过程中的安全意识，规范化使用农药

导致农户在使用农药过程中所出现的种种错误的一个重要原因就是农户安全意识不够，对农药的危害存在着轻视的心态，由于此种心态，农户在用药过程中往往存在该做的措施没有做。通过农业科技推广体系，改变农户在用药过程中的不良习惯，积极倡导科学合理地使用农药。

参考文献

[1] 李红梅,傅新红,吴秀敏.农户安全施用农药的意愿及其影响因素研究[J].农业技术经济,2007(5).

[2] 吴秀敏.养猪户采用安全兽药的意愿及其影响因素[J].中国农村经济,2007(9).

务工培训政策对农户消费意愿的影响 篇5

一、研究框架

从理论上讲, 地方政府的务工培训提高了被培训者的工作技能, 增加了他们的收入, 转变了消费观念和心理预期。因此, 根据国内外的学者对务工培训政策对农户消费意愿影响的研究结果, 以及本文对务工培训政策的现实分析, 本文构建研究框架如图1所示

由于农户的消费意愿不但与务工培训所形成的收入与观念有关, 也与其家庭特征 (如家庭已有的资本因素) 和所在的社区特征 (如市场等) 有关, 所以图1的研究框架也包含了家庭因素与社区因素的影响。另外, 农户的消费包含不同的种类, 如生产类的投资、耐用品的消费和其他的生活消费等, 务工政策对消费结构的影响将不是一样的, 比如农民工参加了务工培训后, 掌握了技能, 可能会增加生产性的投资计划, 也可能并不急于改善生活消费。因此, 图1的研究框架细分了农户的消费意愿。

二、数据来源

本文的数据来自于山西师范大学“农户消费观念与消费行为”课题组对陕西省安康市山区农户的调查。安康市南依大巴山北坡, 北靠秦岭主脊, 是个典型的山区城市。外出务工是当地经济的一大特点, 2009年全市在外从业的劳动力人数达62.8万人, 参加外出从业劳动技能培训的人数达14万, 人均外出总收入达10069元, 人均寄带回现金4976元, 外出务工人员占全市从业人员的比重达32.5%。

同时, 安康市根据农民工的具体特点, 积极实施了鼓励外出务工的政策, 如开展了多种形式的务工培训, 种植、养殖、烹饪、建筑工、家政服务、餐饮、酒店、建筑、制造等适合务工人员的专业技能培训;根据务工输出地的情况, 开展定单、定向、定点培训, 确保培训就业率。开展培训援助活动;对有就业愿望和培训需求的经济困难家庭的返乡务工人员进行重点帮扶;实行零学费入学制度, 为贫困务工人员提供免费学习的机会, 用技能培训帮助他们脱贫致富。同时, 加大了创业培训、小额担保贷款扶持力度, 帮助务工人员自主创业带动就业。对有技术、有创业愿望的务工人员, 积极开展创业培训提高其创业能力, 并为其提供小额担保贷款。

调查共收集了3个县9个乡镇36个村1106户农户的有效数据。详细询问了他们在劳动力流动、各种收入、消费行为与消费观念等方面的详细信息。

三、结果

根据陕西省安康市农户调查数据, 本文应用Logistic模型对农户的消费意愿进行了回归分析, 其分析结果如表1所示:

注:***、**、*分别表示结果在0.1%、1%、5%的水平下显著。

表1中, 模型一是对农户电器意愿的研究, 模型二是对农户生产投资意愿的研究, 模型三是对农户固定资产意愿的研究, 模型四是对农户房子意愿的研究, 模型五是对农户生活消费意愿的研究, 模型六是对农户人力投资意愿的研究。

1、政策因素对农户消费意愿的结果分析

农户参加过外出务工培训对固定资产意愿、房子意愿有显著的正向影响, 但并没有发现外出务工培训政策对电器意愿、生产投资意愿、生活消费意愿和人力投资意有显著的影响。这表明, 农户通过参加外出务工培训, 学到了许多的技能知识, 同时也更想走出农村, 走想城市, 这样就使得农户对生产投资的意愿 (主要是指耕地) 就会减少。在农户进入城市, 希望自己更多的与城市接轨, 所以他们想要留在城市中, 那么他们就会对房子的需求就比较强烈。

2、资本因素对农户消费意愿的结果分析

农户的房屋面积、家庭的人口和家庭的劳动力数量对电器消费有显著的正向影响, 农户是否有负债对电器消费意愿和人力投资意愿有着显著的负向影响, 而对于生产投资有着较为显著的负向影响。户主是党员和家庭社会网络规模的大小对生产投资意愿有着显著的正向影响, 资产指数对于房子意愿和人力投资意愿有着显著的影响。农户的存款越多、年龄越大、受教育程度越高尤其是高中及以上学历的, 他对生活消费意愿就越强烈。从农户的受教育程度的影响来看, 户主是高中及以上文化的对固定资产意愿的有着显著的正向影响。亲戚中有干部对农户电器消费意愿有影响, 它的影响系数在房子意愿和生活消费意愿中都是显著的, 且影响方向为正。

3、观念因素对农户消费意愿的结果分析

观念因素中的质量型、环保型、从众型对于电器意愿有着显著的正向影响, 对于参加外出务工培训的农户, 他们的收入来之不易, 而且他们在务工的城市中, 接触到的是一些高档的、最新的流行趋势, 所以他们在电器的购买时更加看重的是电器的质量。是否看重环保对生活消费意愿有着显著的正向影响, 对生产投资意愿有较为显著的正向影响, 对固定资产有着最显著的正向影响。是否看重价格对人力投资意愿有着显著的正向影响。在生活消费意愿和人力投资意愿模型中, 是否从众对其影响是显著的, 且影响方向是正的, 而且对人力投资的意愿较为显著。在本文中人力投资意愿包括治病和学技术, 只有在大家都说好的时候, 农户才会信任。

4、社区因素对农户消费意愿的结果分析

农户所在村到城镇的距离远近对电器意愿、生产意愿、固定资产意愿、房子意愿、生活意愿、人力投资意愿这六个模型都具有显著的影响, 且影响方向是负的, 对人力投资的意愿影响较为显著。农户所在村到城镇的距离远近对所有消费意愿有着直接的影响。村离城镇越近, 农户购买一些物品就会越方便, 那么就会对所有消费意愿就会越强烈, 村离城镇越远, 农户进城市购买物品, 来回一趟就会花费很多的时间, 也得花费很多的金钱, 这就会造成“劳民伤财”的结果, 所以就会对购买意愿不强烈。村公共支出对农户生活消费意愿有非常显著的正向影响, 对农户生活消费意愿的影响是显著且为正向。村经济水平的富裕与否对农户生产投资意愿有着显著的正向影响, 表明村越富裕农户对生产投资就会越积极。统计数据显示, 在0.01的显著水平上, 富裕村每增加1个单位, 农户生产消费意愿就增加0.35个单位。

四、结论和政策启示

第一, 务工培训政策对农户电器的消费意愿、固定投资意愿和房子意愿有显著的正向影响。但没有发现务工培训政策对生产意愿、生活意愿和人力投资意愿有显著的影响。

第二, 研究发现农户所在村到城镇的距离对电器意愿、生产意愿、固定投资意愿、房子意愿、生活意愿、人力投资意愿六个模型都具有负的显著的影响, 对人力投资的意愿影响显著。另外, 还发现村经济水平对农户的生活消费意愿和生产投资意愿有显著的正向影响, 但并没有发现村经济水平对生活消费意愿和生产投资意愿有显著的影响。

第三, 除了自然资产, 外出培训户的物质资产、金融资产、人力资产和社会资产的拥有情况均优于非外出务工培训户, 外出打工对于农户的消费有着积极的作用;培训户的收入水平普遍高于非培训户, 且外出打工也提高了家庭的支出 (消费) 水平, 虽然本文的研究存在着不足, 但仍有如下的政策启示。

农户外出务工能显著增加农户收入, 鼓励农户外出务工培训可以有效实现农户增收的目标;通过各种渠道扶持农户购买各种大型生产工具可以显著增加农户收入;鼓励农户通过各种方法途径实现农户增收。另一方面, 对于外出务工培训户, 要在增加各项资产方面予以支持;对非外出务工培训户, 要引导他们积极响应国家实施的各项政策、充分利用现有各种扶持政策实现致富。

摘要：本文使用安康市1106户农户的的调查数据, 分析了务工政策对农户消费意愿的影响机制。研究结果表明:务工培训政策对农户电器的消费意愿、固定投资意愿和住房消费意愿有显著的正向影响。但本文没有发现务工培训政策对生产消费意愿、生活消费意愿和人力投资意愿有显著的影响。

关键词：外出务工,消费意愿,政策

参考文献

[1]邰秀军、李树茁、李聪、黎洁, 《中国农户谨慎性消费策略的形成机制》, 《管理世界》2009年第7期。

农户林权抵押贷款意愿影响因素分析 篇6

自2003年中共中央国务院颁布《关于加快林业发展的决定》以来,一轮以“明晰产权,规范流转”为主要内容的林权制度改革在各地深入展开,林权抵押贷款是中国集体林权制度改革推进过程中的产物,然而其发展却不容乐观。林权抵押贷款是农户以林权证所载明的林地使用权和林木所有权作为抵押物的融资方式[1]。林权抵押实际上是林木及林地使用权的抵押[2]。对此,前人做了许多研究,对林权抵押贷款的文献较为丰富,不少学者也对林贷发展受限原因做了相关研究并提出许多见解,但其中多数局限于宏观层次和供给角度,而且主要是定性和描述性分析而非建立在样本调查数据基础上的实证研究。此外,就算在其他实证研究的文献中,看到的也大多是以logisstic回归做出来的相对简单的分析,很难对林业生产部门制定政策提供相关的理论依据。因此有必要针对这些缺陷提出更有效的实证研究方法。而本文以福建省十个林改重点县的调查数据,采用逐步回归分析法分析农户林权抵押贷款意愿影响因素将具有重要意义。

2 样本数据来源及描述性分析

2.1 样本数据来源

本文所使用的数据是在预调查的基础上对问卷修改完善后,采取分层抽样调查与随机抽样相结合的方法,对福建省十个林改重点县的农户进行问卷抽样调查得出的数据。

2.2 福建省十个林改重点县的基本情况

福建省是我国重点林区,山多林多是该省的一大特色和优势。2003年4月为了推进集体林权制度改革,福建省在全国率先开展集体林权制度改革。本文样本取自省内十个林改重点县,这十个县分为北上组和南下组。其中,北上组包括建瓯,武夷,政和,屏南,尤溪五县,南下组则包括漳平,长泰,永安,永定,仙游。在集体林权制度改革进程中,福建省各地因地制宜做了许多有益的探索,创造了很多贷款模式,典型的如永安、屏南、尤溪模式。

2.2.1 永安模式介绍

为了开辟一条新的融资渠道,2004年以国家开发银行福建省分行与福建省林业厅签订的省级林业开发性金融合作协议为基础,国家开发银行福建省分行和永安市人民政府签订1.9亿元的开发性金融合作协议,在永安市合作开展林业中小企业和从事森林资源生产、经营的个人贷款合作业务[3]。永安模式以政府信用为基础,地方政府组建贷款平台,通过企业信用和市场信用结合构建违约风险分担机制,其贷款主体是国家开发银行。特点是借款人、用款人分离,用款人为第一还款人,以其自有林权证等固定资产向借款主体提供抵押担保,以政府组织增强信用,共同构筑融资平台。

2.2.2 屏南模式介绍

在县人行、县银监办、县农办、县信用社、县农行、县邮储银行、县林业局、移动公司、县脱贫办的密切配合及共同努力下,2007年组建了屏南县小额信贷促进会,以林权抵押为基础,形成了农村信用体系、农村信用担保体系、农村信贷风险分散体系“三位一体”的农村金融中介服务体系,并逐渐发展成林业小额贷款的屏南模式[3]。屏南模式建立了农业小额林权抵押贷款移动信息服务电子平台和小额林权抵押贷款风险分散机制,颇有成效地促进了小额林权抵押贷款发展。

2.2.3 尤溪县林业担保贷款开展情况

2003年11月,尤溪在福建省率先成立了林业专业担保公司———尤溪县森信林业担保有限公司,公司主要以林木资产(林权)抵押为反担保,专门为林农和林业企业提供贷款担保,解决了非公有制林业企业包括个私林场和从事林业生产的个体户贷款担保难问题,为林业发展提供了信贷资金支持,从而有力地支持了集体林权制度改革[3]。

2.2.4 漳平市进一步深化集体林权制度改革

2008年漳平市积极引导农民组建新型林业合作经济组织,推进农民林业合作社建设,力促合作社走上规范化轨道,已建立鳌头、云中山等2个林业合作社;推进林业社会化服务体系建设,组建了漳平市林业服务中心及双洋镇林业服务中心,成立了2个林业协会及4个中介机构[2],简化各项审核、审批手续,实现一条龙服务。

2.2.5 长泰县集体林权制度改革基本情况

长泰县作为福建省新一轮集体林权制度最早的试点县,自2003年试点以来,已基本完成以“明晰产权、承包到户、落实经营主体”为核心的主体改革任务,实现了“山有其主,主有其权,权有其责,责有其利”的改革目标。但森林质量有待提高,此外,林业产品竞争力不足,林业发展保障制度不够完善等问题仍有待解决,如林木限额采伐管理制度、森林资源交易制度、林业灾害防范机制等急需完善。

2.2.6 永定县林业的主要经营形式

永定县是南方重点集体林区之一,素有“八山一水一分田”之称。永定县林业的主要经营形式有:企业或大户与农民合作经营;外资、县外企业与国有林业企业合作经营或引导林农在自愿基础上,通过联合形成家庭林场、股份合作林场等林业经济合作组织和经营实体,以适应新形势下林业规模经营。但另一方面,该县林业经济组织管理不够规范、政府扶持力度有待加强。

2.2.7 建瓯市集体林权制度改革的做法

建瓯市2005年8月出台了《建瓯市林业投融资改革与金融创新实施意见》[4],推进林业投融资工作;健全森林资源保护体系。按照“自愿组合、自定章程、自收会费”的原则,引导林农、林业生产经营者组建民间协会,如以防偷砍盗伐、防火、防治病虫害为主的群众性森林保护、防火协会等;健全林业社会化服务体系。

2.2.8 武夷山市进一步规范林权流转管理

为进一步规范集体林权制度改革后的农村山林流转行为,改变林木、林地权属无序流转现象,切实维护林农权益,武夷市建立健全林权流转体系,对林木、林地权属流转原则、条件、范围及程序作出了具体规定。

2.3 农户林权抵押贷款情况

过去三年,490户家庭中的192户有银行贷款,占39.2%,298户家庭无贷款,占60.8%,这些家庭共发生银行贷款次数302笔,其中信用社贷款239笔,占总贷款发生数的79.1%;中国农业银行贷款33笔,占10.9%,邮政储蓄19笔,占6.3%。这些贷款有262笔用于投资,占总数86.8%,其中林业投资48笔,占投资的18.3%,总数的15.9%;302笔中,有担保的232笔,无担保70笔,分别占76.8%和23.2%,有抵押的54笔,无抵押的241笔,其中林权抵押是29笔,占抵押数的53.7%,平均作价比例为43.4%,可见林权抵押的比重较大,高于房屋作价平均比例的28.8%。有284笔有签合同,仅有18笔不签,所占比例分别为94.0%和6.0%。从上述数据中,可以看出贷款发生的比例较低,银行融资意愿并不强烈,可能很大部分原因在于林农的思想较为传统和保守。另一方面,林权抵押贷款占抵押贷款的比重较大,可见林农和银行对这一抵押贷款形式还是认可的,林权抵押贷款是具有可行性的。

3 农户林权抵押贷款意愿影响因素模型实证分析

3.1 研究方法选择

本文采用的是调查问卷的数据,并应用了Lik-ert-type(李克特格式)量表,由于其建立在量表的等距性及题目的同质性两项假设上,Likert-type量表必须先经过信度的检验,以确认表的稳定性和内部一致性。信度分析,关心的是整份量表的可靠程度。本文选择学术界普遍运用的克隆巴赫α信度(CronbachhAlpha Reliability),α系数越接近1,表明量表中项目的内部一致性就越高。通常情况下Cronbach'sα系数在0.6以上,被认为可信度较高。

另一方面,所谓问卷设计质量的效度检验,是指问卷测量结果有效性的分析,即对设计问卷的测量结果反映它所应该反映的客观现实的程度的检验。本文的效度检验采用的是因子分析。因子分析是指研究从变量群中提取共性因子的统计技术。因子分析可在许多变量中找出隐藏的具有代表性的因子。将相同本质的变量归入一个因子,可减少变量的数目,还可检验变量间关系的假设。因子分析的方法有两类:一类是探索性因子分析,另一类是验证性因子分析。探索性因子分析不事先假定因子与测度项之间的关系,而让数据“自己说话”,也就是本文采取的因子分析法。但在此之前还应对数据进行KMO测度和Bartlett球体检验,以确保他们是可以使用因子分析的。

信效度检验完成以后,进入对所设模型的研究假说进行检验。本文采取OLS(最小二乘法)回归方法,得到影响林农参与林贷意愿的影响因素有哪些,进而根据所得结果从林贷需求者的角度探寻发展林权抵押贷款的途径。

3.2 林农林贷意愿的影响因素模型

3.2.1 变量说明

由前文的文献综述及此次调研情况,可以看出,林农林权抵押贷款意愿的影响因素来源于个人、家庭、社会等多方面因素影响。因此根据本调查所得数据并结合前人的文献,在本模型中设立以下自变量:①个人诚信;②风险偏好;③评估公正;④手续繁琐;⑤其他借贷方式;⑥政府扶持;⑦宣传力度;因变量为⑧林农林贷意愿。各变量的说明及假说见表1。

3.2.2 量表解释

此次调研采用的问卷均为Likert-type(李克特格式)5分制量表,其中,“1”表示“完全不同意”、“2”表示“不同意”、“3”表示一般或中等”、“4”表示“同意”、以及“5”表示“完全同意”,并将每位被调查者的相关题求算术平均分,得到相关变量的得分。

3.2.3 模型建立

由于本文因变量的解释变量不止一个,此时需要建立一套包含多个解释变量的多元回归,同时纳入多个自变量来对因变量进行解释与预测。则多元回归模型为:

其中,βj称为偏回归系数。表示在其他解释变量保持不变的情况下,Xj每变化一个单位时,因变量的均值如何变化。Y表示因变量林贷意愿。

在操作上,预测性回归最常使用的变量选择方法是逐步回归法,也就是本文采用的分析方法,将林农林贷意愿对信誉、风险偏好、评估公正、手续复杂、其他借贷、政府支持和宣传力度做逐步回归,见下表:

从表2、3中,采用逐步回归法从模型1到模型4,回归平方和不断增大,表明随着模型的改进,解释变差越来越大,且每个模型的F统计值都显著。与模型1、2、3相比,模型4回归效果判定系数R最大为0.38,表明回归效果最好,并且F检验值19.69,在置信度0.01内,具有显著性。

从上表可以得出,本文支持假设6、假设4、假设5和假设2,拒绝假设1、假设3和假设7。以最佳独立变量角色进入的是政府扶持,其次是手续繁琐,再次是其他借贷方式,最后是风险偏好。在容忍值(Tolerance)>0.1的判别标准下,方差膨胀因素值(VIF)<10的判别标准都说明不存在多元共线性。由标准化系数(Standardized Coefficients)可知,政府扶持这一因素对林农参与林权抵押贷款的意愿影响最大,其次是手续繁琐、其他借贷方式、风险偏好。标准化系数的正负号表明各变量对林贷意愿的正负影响。其中得到政府支持力度越大,越是偏好风险的林农,参与林权抵押贷款的意愿越强烈;另一方面,林权抵押贷款的程序越繁琐,其他借贷方式越容易,参与林权抵押贷款的意愿越微弱。

3.3 林贷意愿量表的信度与效度检验

3.3.1 信度检验

信度分析,关心的是整份量表的可靠程度。克隆巴赫α信度(Cronbach Alpha Reliability),α系数越接近1,表明量表中项目的内部一致性就越高。通常情况下Cronbach'sα系数在0.6以上,被认为可信度较高。运用SPSS统计软件(16.0版)得到本文总体问卷信度Cronbach Alpha值为0.61,问卷总体信度达标。

3.3.2 效度检验

KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)检验统计量是用于比较变量间简单相关系数和偏相关系数的指标。常用的kmo度量标准:>0.9以上表示极好,非常适合;>0.8表示非常好;>0.7表示较好;>0.6表示一般;>0.5表示较差,不适合;0.5以下表示不可接受。本文KMO值为0.63,从结果上看,适合做因子分析。巴特利特球形检验是对数据多元正态性分布的测度。它也对相关系数矩阵是否是单位矩阵进行检验(如果是单位矩阵,因子分析是没有意义的)。显著性概率值小于0.05表明这些数据不会生成单位矩阵(或者说与单位矩阵差异有显著性意义)且近似为多元正态,可进行因子分析。表3巴莱特球体检验的χ2统计值的显著性概率是0.00,小于1%,说明数据适宜进行因子分析。

表7是SPSSl6.0对本次调研问卷的第1-17题通过方差最大化旋转而得的因子分析结果。如结果显示,因子内所含题项的载荷很大,表明因子能较好反映本文所要探索的变量。

3.4 实证结果分析

由上述实证结果可知,本文支持假设6(政府扶持)、假设4(手续繁琐),假设5(其他借贷方式)和假设2(风险偏好),拒绝假设1(个人诚信),假设3(评估公正)和假设7(宣传力度)。首先,由于本文是从林农林贷需求的角度来论述,因而个人诚信这一自变量对林贷需求的影响不显著。另一方面,林贷评估公正也未必会影响林农林贷意愿影响,因为,林农对林贷程序不会主动去了解。所以林贷评估公正与否对林农是否参与林贷影响不大。至于宣传力度,由于林农的传统观念一向浓重,所以不易接受新观念,对于政府的宣传,并不会太过重视,所以宣传力度对于林贷意愿的影响也不显著。相反地,以最佳独立变量角色进入的是政府扶持,其次是手续繁琐,再次是其他借贷方式,最后是风险偏好。也就是说政府扶持这一因素对林农参与林权抵押贷款的意愿影响最大,原因可能是政府的扶持政策如调减利率,加大林业信贷投放,安排林贷专项资金,增加贴息规模等降低了林农融资成本,使更多林农更愿意参与该项政策;其次是手续繁琐,因为林农的知识水平和法律意识有限,过于复杂的林贷程序往往使林农望而却步。第三个影响因素是其他借贷方式,原因是其他借贷方式越容易,则林农的选择权就越多,他们就可能选择更为简便的民间借贷等其他方式,那么其参与林权抵押贷款的意愿越微弱。最后一个影响因素是风险偏好。这是因为风险偏好者能够承担的不确定性更大,更愿意尝试风险和新鲜事物,那么他们就更愿意参与林权抵押贷款。其中政府扶持和风险偏好这两个自变量对林农林贷意愿呈现正相关影响,即得到政府支持力度越大、越是偏好风险的林农,那么林农参与林权抵押贷款的意愿越强烈;另一方面,手续繁琐和其他借贷方式呈负影响。也就是说林权抵押贷款的程序越繁琐、其他资金的易得,会抑制林农参与林贷的意愿。

4 结论与政策建议

4.1 结论

通过以上研究结果,可得出如下结论:影响农户进行林权抵押贷款最重要显著因素是当地政府是否对林权抵押贷款给予扶持政策,其次,办理林贷的手续繁琐也会影响林农的林贷意愿,再次是其他借贷方式的获得,最后一个影响因素是风险偏好。其中,当地政府是否支持以及风险偏好这2个显著影响因素对农户林权抵押贷款意愿起到非常显著的正影响。

4.2 政策建议

4.2.1 政府把握良好的政策导向

政府加大对金融机构的支持力度,营造良好的融资环境。在林权抵押贷款方面,应逐步完善林木资产评估和林权登记制度,制定相应的配套政策,如尽快实现电子联网,以保证林权抵押贷款制度得到快速、低成本的运作;建立林业服务中心,健全林业中介服务机构,加强林业科技和实用技术培训、推广和普及。此外,应建立风险补偿金制度,由政府从育林基金维检费等提取一定比例的资金,用于补偿林权抵押贷款损失。

4.2.2 银行应简化林权抵押贷款程序

庞大的法律体系和繁琐的贷款程序,使知识文化法律水平有限的林农在林权抵押贷款实际操作中遇到诸多困难从而放弃选择林贷,因此银行机构应该本着人性化的服务理念,简化各项审核、审批手续,实现一条龙服务。

4.2.3 金融机构业务创新,降低林贷融资风险

林权抵押贷款发展受限的原因之一就在于缺乏有足够能力承担林业风险的机构,如果金融机构进行业务创新,比如保险公司积极开发林业保险新品种,或者组建大型统一的林业担保公司,并在此基础上开发金融衍生品,将林业保险和林权担保上市交易,让资金灵活流转起来,将风险在市场上分摊,这样,就有助于降低林带融资风险。具体来说,应建立林业贷款风险补偿机制,积极推进林业保险业务的开展,引导保险机构拓展保险品种,扩大林业投保面,为金融机构开展林权担保贷款提供支持;还可以通过组建林业专业性担保公司,采取林业主管部门出资启动,广泛吸收民间资本,林业企业或林农参股等途径,扩大担保基金规模。

4.2.4 林农应开放思路,主动学习

中国几千年来的制度、文化造就了农民保守传统的思想观念,认为抵押贷款是有害无利的行为,因此大多数农民没有抵押借款的意愿和意识。这种思想无疑使他们安于现状,也就没有资金来扩大林业生产,从而长久地处于低效率生产中。随着林改的不断深入,这些传统的观念已经束缚了生产力的发展,林农就需要转变自己陈旧观念,接受新观念,加强知识技术学习,提高自身素质,熟悉林权抵押贷款程序并利用好这个制度带来的好处,积极参与林权抵押贷款以扩大规模从而促进林业生产,才能获得更高的经济效益。

参考文献

[1]石道金,许宇鹏,高鑫.农户林权抵押贷款行为及影响因素分析—来自浙江丽水的样本农户数据[J].林业经济,2011,47(8):159-167.

[2]陈海珍.漳平市进一步深化集体林权制度改革[EB/OL].[2015-07-15].http://www.fjsen.com/fujian/2008-10/08/content_579500.htm.

[3]孙霄翀,陈学群,林森,文彩云.福建省林权抵押贷款情况研究报告[J].林业经济,2009(4):5-9.

农户融资意愿 篇7

为研究农民合作组织的开展情况, 对农户加入农民合作组织的意愿进行了抽样调查, 并运用Rough集方法对影响农户加入农民合作组织意愿的因素进行实证研究。本次调查的样本单位为新疆和田地区墨玉县从事农业生产的农户。所有调查问卷都是在调查员的协助下采用一问一答的方式完成, 数据真实有效。共计发放问卷100份, 收回有效调查问卷98份。

1 运用Rough集分析各因素重要性

Rough集是一种处理含糊和不精确性问题的新型数学工具, 它可用不完全信息或知识去处理一些不分明现象, 或依据观察、度量到的某些不精确的结果而进行数据分类。

信息系统是一个对S= (U, A) , 其中U是一个非空、有穷、被称为全域的个体的集合, A是非空、有穷的属性集合。设S= (U, A) 是一个信息系统, 又设C, D??A是属性集A的两个子集, 分别称C和D为A的条件属性和决策属性, 如此的S被写成T= (U, A, C, D) , 是一个决策表。如果对所有的决策规则都是一致的, 则它们所处的决策表T= (U, A, C, D) 是一致的, 否则它们所在的决策表是非一致的。即决策表T= (U, A, C, D) 当且仅当C→TD时是一致的。

根据Rough集理论, 如果一个决策表是不一致的, 则该决策表可分解为两个子表, 其中一个是一致的, 另外一个是全不一致的。决策表中的各个属性都起着不同的作用, 例如农户的文化程度对其加入合作组织的意愿有较大影响。为了计算这种属性的重要程度, 采取依次去掉某个属性, 然后看这个决策表是否增加了新的不一致。如果删去了这个属性后决策表增加了新的不一致, 则这个属性是重要的, 相应计算出来的重要度值大, 反之计算的重要度值小。将全一致的集合用正区域POSC (D) 表示。

用dC-x (D) =1—[card (POSC-x (D) ) /card (U) ]÷[card (POSC (D) ) /card (U) ]计算重要度, 其中x表示C中的某个属性, card表示相应正区域中个体的个数。重要度表明如果去掉属性x, 用属性集C的方法分类个体, 其正区域受到影响的程度。

2 基于Rough集理论的意愿分析

调查问卷将影响农户加入合作组织意愿的因素分为以下几方面:农户的文化程度、农户的年龄、家庭生产规模、家庭收入来源、农产品销量占总产量的比例、产品销售地、农产品销售方式、在本村的生活水平、本村 (乡镇) 有无合作组织、对合作组织是否了解。这些因素和农户是否愿意加入合作组织均为属性, 分别记成a, b, c, d, e, f, g, h, i, j, k。将调查问卷中的信息数字化, 见表1。

于是得到以数字表示的形式化的决策表。以U表示个体集, 即每个被调查的农户的序号;C和D表示条件属性集和决策属性集, 即C={a, b, c, d, e, f, g, h, i, j};D={k}。决策表中的各条件属性对决策属性有不同的影响。为了计算这种属性的重要程度, 逐一去掉某个属性后检测决策表是否因这个属性而改变。

将该决策表中条件属性相同而决策属性不同的个体放在全不一致决策表中, 将剩下的条件属性不同或条件属性相同且决策属性也相同的个体放在一致决策表中。该一致决策表可以表示成正区域POSC (D) ={3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, 10, 11, 12, 13, 14, 15, 16, 17, 18, 19, 20, 21, 22, 23, 24, 25, 26, 27, 28, 29, 30, 31, 32, 33, 34, 35, 36, 37, 39, 40, 41, 42, 43, 44, 45, 46, 47, 48, 49, 50, 51, 52, 53, 54, 55, 56, 57, 58, 59, 60, 61, 62, 63, 64, 65, 66, 67, 68, 69, 70, 71, 72, 74, 75, 76, 77, 78, 79, 80, 81, 82, 83, 84, 85, 86, 87, 88, 89, 90, 91, 92, 93, 94, 95, 96, 97, 98}, 即不包含全不一致决策表中序号为1, 2, 38, 73的个体集。

将决策表依次删去属性a, b, c, d, e, f, g, h, i, j, 再对删掉一个属性后的决策表分别重新计算其正区域POSC-a (D) 、POSC-b (D) 、POSC-c (D) 、POSC-d (D) 、POSC-e (D) 、POSC-f (D) 、POSC-g (D) 、POSC-h (D) 、POSC-i (D) 、POSC-j (D) , 然后得到相应正区域中个体的个数如下:

对应的属性a, b, c, d, e, f, g, h, i, j的重要度值分别为:

根据计算出的各属性重要度值的大小决定属性的重要程度。由于属性b, c, , e得出的数值最大, 所以这几个属性是最有意义、最重要的, 因为它们能改变分类的正区域。其次重要的是属性j, 然后是属性a。而属性d、f、g、h、i都是不重要。

3 结论与建议

以上计算结果表明, 属性b (农户的年龄) 、属性c (家庭生产规模) 、属性e (农产品销量占总产量的比例) 是影响其加入农民合作组织最重要的因素。其次是属性j (对合作组织的了解程度) 和属性a (农户的文化程度) 。现实生活中年轻的农户更具有创新和冒险精神, 更容易接受新事物, 也就更容易做出加入合作组织的决定。而年龄大的农户较容易安于现状, 且思想上与青年人相比更传统、更封闭, 他们对加入合作组织通常都不太积极。家庭生产规模越大, 农户的投入就越多, 相应地风险也越大;特别是当农产品销量占总产量的比例较大时, 农户对市场的依赖性就大, 他们就会希望通过加入农民合作组织规避风险。一方面使农产品不愁卖, 另一方面增强其市场谈判能力, 提高产品市场价格和地位。农户的文化程度越高, 对合作组织的认知度越高, 获得的有关合作组织的信息越多。相对那些文化程度较低的农户而言, 文化程度较高的农户见多识广, 对合作组织了解得更多, 更有可能加入合作组织。这些都很好地证明了前述用Rough集方法分析影响农户加入合作组织意愿的因素的重要性得出的结论。

总之, 通过以上的分析, 农户的年龄、家庭生产规模、农产品销量占总产量的比例、农户对合作组织的了解程度、农户的文化程度等因素明显地影响了农户加入合作组织的意愿。政府应针对这几项重要因素, 采取针对性的措施充分调动农民加入合作组织的积极性, 如通过培训等方式加大对合作组织的宣传力度, 发挥某些运行较好的合作组织的示范带动作用, 帮助农户改变思想观念, 积极引导农户加入合作组织, 以提高农户自我发展、自我管理、自我教育的能力;应通过制定农业优惠政策, 特别是加大财政支持和税收扶持力度着力改善农村合作组织的外部环境, 强化合作组织内部的管理, 为农户提供切实有效的服务, 帮助农户增收致富;应以特色产业为基础加强信息交流与合作, 逐步形成规模经营, 优化资源配置, 降低生产和经营各环节的成本, 扩大农产品的市场份额, 增强农业竞争力, 切实维护农户的合法权益。

参考文献

[1]肖红叶, 毕美家.发展合作经济是做好“三农”工作的重要基础[J].农业经济问题, 2007, (8) :36-39.

[2]何官燕.农民专业合作组织的问题与对策[J].农村经济, 2008, (4) :125-127.

农户融资意愿 篇8

农村居民点整理是指通过运用工程技术、调整土地产权等方式, 进行村庄改造、归并和再利用, 使农村建设逐步集中、集约, 以提高农村居民点用地利用强度, 促进土地利用有序化、合理化、科学化, 同时改善农民生产、生活条件和农村生态环境。由此可见, 农村居民点整理是一个综合性工程, 它客观表现为该地用地规划的合理程度, 主观体现为农户群体的既得利益和主导部门 (主要为政府部门) 的职责落实, 即所谓的“多元利益”的满足。既然改善农民生产、生活环境为农村居民点整理的重要目的之一, 充分考虑农民意愿, 编制合理的农村居民点用地规划, 建立合理的农村居民点整理激励机制, 理所应当成为农村居民点整理的重要内容。

1 调查研究与分析

已有学者张金明, 陈利根 (2009) 针对农户在农村居民点整理过程中的个体特征、家庭基本情况、对现有居住环境和预期目标的评价及政策等各方面情况, 考察了农民集中居住的意愿及其影响因素, 其分析的结果为:制度和政策支持对不同特征及不同家庭结构的农民的影响都是积极的, 即随着政策支持力度的加大, 农民的集中居住意愿也就越大。

1.1 农户对居民点整理工作的意愿研究

利用微观行为主体的效益最大化标准实现细致分析, 在居民点整理工作落实之前, 农户会对目前的自身生活水平和后期目标做出评价。在居民点整理工作实施过程中, 居民有权按照自身的生活状况, 合理选择经济发展途径和土地开发项目。因此在整个调查研究活动中主要采取Logistic回归模型验证方式, 将居民意见和相关原因问题做出完整反映, 促进后期农户生存模式和经济整改工作的完善。家庭老龄人口与农户兼业效果存在负相关性, 而受教育水平则充分体现出正相关性, 这主要是老龄人口劳动能力不足决定的。关于兼业主要是不满足于依赖单纯的农作物生产收入, 由家中成年出外务工以增加家庭经济来源的行为, 这对于居民点激励机制设计有着必要的指导功效。目前大部分农村地区对这类政策缺乏全面的认识, 农户一般认为当前宅基地的空置现象不够合理, 部分农户存在无偿收回的想法, 但大多数人还是认为需要做好统一整理, 争取拆除建新。在整个中心村集中建设内容中, 大部分人持同意看法, 但他们更加关注对土地市场价格的补偿, 包括具体的社会保障等。

1.2 决策内容的分析

对整理得到的整治意见做好分类, 并适当考虑户主能力、成员状况和经济环境等信息, 提取24个变量指标作为研究内部原因的线索。对提取的各户数据进行回归分析, 采取逐步向前的验证手段, 对结果实现检验之后做出变量的剔除工作, 保证Logistic模型建立的基础框架。按照变量统计信息进行观察, 可以发现决策因素的差异特征, 主要分为共同和特定两种方式, 这两种内容共同构成了政治意愿的影响因素。农村建房态度越积极, 基于攀比习惯就会加大参与规模, 整体居住条件完善工作处理得越好, 对居民点整理赞同的概率就会越低;但当兼业的人员适应外部的社会环境和人际关系之后, 生活幸福感也同时得到满足后, 相应地便会提高赞同概率。

2 激励机制探讨与创新

2.1 关于拓展融资渠道的激励机制

无论是房屋拆建还是基础设施的完善, 都需要投入大量的资金, 这类问题是阻碍居民点整理的主要障碍。现下大多数地区依赖于政府的投资支持, 涉及村集体自身的筹资措施比较欠缺。根据一些先进国家改革经验进行分析, 国家投资占据土地整理总体支出的8成左右, 但我国由于一系列现实因素的影响, 直接照搬基本不太现实。所以, 需要建立综合融资渠道, 具体措施表现为:大力提倡一些投资主体来开发新增用地, 并制定赋税减免等优惠政策, 实现个人投资、集体经济组织对社会资金的强力吸收, 将其中大部分投入到基础设施改造工程当中, 尽量填充后期的经济缺陷。

2.2 收益分配激励机制的补充

我国农村居民点整理过程中, 关于合理的收益分配机制尚未形成, 这便造成了微观动力的不足问题。地方政府在开展工作时主要以建立置换建设用地折抵标准作为动机, 对农民的收益问题缺乏关心。大范围地区无指标拆建行为将不利于自然形态和人文传统的保留, 同时衍生不必要的额外负担。现下我国建设用地估价水平不足, 具体农户的安置补偿标准又不统一, 伴有一定的随意性;另一方面, 农民的安置房属于小产权房, 没有房产证明作保证。因此, 应该进一步对建设用地评价手段做出改革, 利用目前市场价值标准实现农户主体的补偿。可以在相关规划活动中对住宅容积和密度等做出明确规定, 保证最大利益在农户身上的全面体现。

应当完善土地登记流程, 明确宅基地的土地归属地位。经济状况较好的地区可实施宅基地有偿使用政策, 克制私占行为的蔓延, 并增加集体经济的基础实力;完成村镇、城市土地规划协调搭配之后, 还要对房屋建设规划做好引导, 维持经济产权基础的稳定。这类工作涉及面较广, 同时不同区域之间的差异较大, 为了尽量维持策略实施效果的合理性, 在编制规划方面需要汲取各方面意见。我国农户目前对于规划编制工作参与能力不足, 加上城乡二元分割问题的制约, 城乡互动效应也十分低下。最好实施宅基地异地置换政策, 将耕地总量因素置于其中, 保证不同地域发展的平衡性, 实现优势互补, 尽量将投入成本维持在最小范围内。做好长期规划的打算, 进而保证村庄与城镇系统土地利用的高效性, 完成多核心圈层结构的过渡任务, 全面提升城乡统筹发展的优越性价值。

3 小结

农村居民点整理工作对耕地保护和新型产业规划有着可靠的支持力量, 在落实必要的激励机制过程中, 应该考虑因地制宜的整理效用, 促进生态调整和社会贡献的综合搭配。至今为止, 这类工作的制度安排仍然不够完整, 相信在我国城乡一体化发展政策的引领下, 社会主义新农村建设工作会尽快展开, 进而加强规划的合理性, 令整个改革工作能够朝着健康、稳定的方向前进。

参考文献

[1]刘芳.我国农村居民点整理的实现途径[J].湖南城市学院学报, 2011, 32 (6) :52-54.

[2]张志宏, 焦彩霞, 郑光辉, 等.农村居民点整理的模式探讨—以江苏省为例[J].南京工业职业技术学院学报, 2007, 7 (1) :17-19.

[3]李盼盼.基于农民视角下的农村居民点整理研究—以重庆市北碚区为例[D].西南大学, 2012.

农户融资意愿 篇9

摘 要：大力发展农村专业合作组织，以专业合作社为纽带，促进土地流转，可以使小规模分散经营的农户有效地联合起来，这是目前行之有效的土地流转新模式。农户是土地流转的主体，对农户参与土地流转模式意愿的研究有很重要的意义。本研究以国家关于土地流转相关政策为研究背景，以农户是否愿意参与“土地流转+合作社”为出发点，通过建立Logistic回归模型，探寻出影响农户参与“土地流转+合作社”意愿的主要因素分别为家庭年总收入水平、户主受教育程度、土地是否流转、农产品占家庭总收入的比重、当地市场该农产品波动价格等。并在此基础上提出几点建议，以促进土地经营权的有序高效流转。

关键词：土地流转；参与意愿；影响因素

中图分类号：F310.0 文献标识码：A DOI编码：10.3969/j.issn.1006-6500.2016.05.030

Analysis of Affection Factors of Yining County Farmers' Participation Willingness to "Land Circulation + Cooperative" Model

WU Jiazhu， MENG Mei

（School of Management， Xinjiang Agricultural University， Urumqi， Xinjiang 830052， China）

Abstract： Vigorously develop the rural professional cooperative organizations， to the link of rural cooperatives， promote the land circulation， management of separate small-scale farmers effectively combined， this is the effective new model of land circulation. Farmers are the main body of land circulation， the research on the will of farmers involved in land circulation model has very important significance. This research with national policies related to land circulation as the research background， cooperatives to farmers willing to participate in land circulation as a starting point. By establishing a Logistic regression model， to find the main factors influencing is： year of the family income level， level of education， whether the land circulation， head of the household products accounted for the proportion of total household income， local market the agricultural product price fluctuations， etc. And based on this， advances several suggestions to promote the orderly and efficient circulation of land management.

Key words： land circulation； participation willingness； affection factors

我国新时期的农村政策改革方向是农地流转和适度规模经营。我国土地流转的历程始于1984年，中央农村工作1号文件提出的“鼓励土地逐步向种田能手集中”。此后，为了提倡土地承包经营权流转中央不断的出台相关的文件和法律[1]。而农业经济发达的国家也用实践证明了农业产业化的发展要靠土地流转和适度规模经营的双重作用[2]。在此背景下，土地流转就成了发展适度规模和农业产业化的前提，政府也陆续出台相关政策促进土地流转，农村土地市场将会越来越开放，如何在保障农民权益的前提下促进土地合理有序流转也就成了重中之重。近年来随着国家对土地流转的重视，土地流转的模式也发生了很大的变化[3]。本文在传统土地流转模式的基础上，以伊宁县的“土地流转+合作社”模式为例，研究农户参与“土地流转+合作社”模式的意愿及影响因素。

1 调查区域概况与数据来源

1.1 区域概况

新疆大规模土地流转起步于2008年，2011年新疆“十二五”规划纲要提出，加快土地流转是实现农牧业现代化的根本途径[4]。想要实现规模经济，加快城乡经济发展一体化，土地流转是必然要求[5]。

2011年，伊宁县萨地克于孜乡274户农民集资185万成立了伊犁河谷首家土地流转专业合作社——伊宁县萨地克于孜乡兆丰农业综合开发专业合作社，创出了一条以土地流转实现农民长期转移、二次增收的发展道路，土地流转合作社是一种“土地流转+合作社”的新型土地流转模式。“土地流转+合作社”是在“龙头企业+合作社+农户”三者共同作用下进行运转。这种模式的前提是保持原承包关系不变，农户与龙头企业分别折资入股加入合作社。从而破除了分散经营，土地集中实现规模经营，生产效益也得到提高，农民收入增加。

1.2 数据来源

本次调查选择新疆伊宁县作为调查地点，采用随机抽样、入户调查的方式。调查共选择了3个乡镇5个村，其中包括拥有土地流转合作社的萨地克于孜村，没有土地流转合作社但土地流转数较多的上萨地克于孜村、愉群翁村、拜什墩村和阿热买里村。区域选择具有代表性，基本能反映伊宁县的总体情况。本次调查共发放调查问卷150份，各要素齐全的有效问卷133份，问卷调查的有效率为88.67%。

2 模型构建与变量选取

2.1 模型构建

本文研究的是农户参与“土地流转+合作社”的意愿，结果就是两种情况，即愿意加入或者不愿意加入。所以根据这一基本特征选择二元Logistic回归分析模型研究农户加入“土地流转+合作社”意愿的影响因素及影响程度具有较强的说服力。建立Logistic回归分析模型：

根据（2-1）式，得到：

得到概率的函数与自变量之间的回归线性模型：

式中：Pi为农户愿意参与土地流转合作社的概率；Xi为第i个影响因素；βi为第i个影响因素的回归系数；α为回归截距，e为随机扰动项。

2.2 变量的选择

具体自变量的选取及描述统计分析见表1。

2.3 模型的回归分析

为了准确分析调查数据，本文运用SPSS软件对102个样本的截面数据进行了二元 Logistic回归处理。在10%的显著性水平下，所选的12个指标最终对农户参与土地流转意愿有显著影响的变量共8个，回归结果见表2和表3。

模型汇总表（表2）表明，-2对数似然值为56.852，Cox-Snell R2值为0.504，Nagelkerke R2值为0.704，Cox-Snell R2是一种一般化的确定系数，是用来估计因变量的方差比率。Nagelkerke R2是Cox-Snell R2的调整值。如果这两个值越大，说明模型的整体拟合性就越好，根据模型汇总的数值来看，给定模型的相关性较高，总体预测准确率很高，可以用于解释分析。

表3中Hosmer和Lemeshow检验sig.=0.701>0.05，模型系数综合检验中卡方为71.566，sig.=0.000<0.05，说明统计显著，模型拟合效果很好，模型有意义。

通过表4模型回归结果中可以看出通过显著性检验的变量有8个。

2.4 显著影响因素分析

2.4.1 家庭年总收入水平 家庭年总收入水平对农户参与“土地流转+合作社”意愿的显著水平是0.049，回归系数是1.800。回归系数为正，说明家庭年总收入水平越高农户越愿意加入。家庭年总收入高，农户对土地的依赖程度就越低，越不容易被束缚在土地上，农户也有余力去参与尝试新的流转模式。

2.4.2 户主受教育程度 户主受教育程度对农户参与“土地流转+合作社”意愿的显著水平是0.004。由回归系数可以看出文化程度与加入“土地流转+合作社”呈正相关；农户的受教育水平在一定程度上决定了农户经营土地的能力和对土地流转新模式的接受能力。因此，提高农户的文化素质对土地流转具有很大意义。

2.4.3 土地是否流转 土地是否流转的显著水平与回归系数分别是为0.004和-5.799。土地是否流转与农户是否愿意参与呈负相关，农户的土地已经流转对参与“土地流转+合作社”的意愿就比较低。它属于土地流转的一种新模式，目的在于促进土地流转，土地已经流转过的农户大部分认为再加入这种模式对自己没有什么经济上的利益及实质性的帮助，所以意愿不强烈。

2.4.4 农产品占家庭总收入的比重 农产品占家庭总收入比重的显著水平为0.041，回归系数为-1.479。说明农产品占家庭收入的比重越大农户越不愿意参与。农产品占家庭总收入的比重大说明家庭年总收入的主要来源是农业，农业所占的比重越大对土地的依赖程度就越大，或是农户的非农技能水平较低。相较于参与“土地流转+合作社”，农户还是愿意从事农业生产以保证自己的家庭收入稳定。

2.4.5 当地市场该农产品的波动价格 当地市场该农产品波动价格的回归系数为正，说明农产品波动价格越明显农户越想加入“土地流转+合作社”。农产品波动价格影响着大部分以农业为主要经济来源的农户家庭收入，价格波动幅度大，对家庭收入的影响也大。价格的增长和降低不可预知，以农业为主要经济来源的农户会承担一定的风险，所以他们会想要降低农业在收入上所占的比重。

2.4.6 对土地流转、土地流转合作社的了解 对土地流转、“土地流转+合作社”的了解程度的回归系数都为正，对两者的了解程度越高加入意愿也越高。只有在了解土地流转和“土地流转+合作社”的基础上，才能发现土地流转合作社是否对农户起到正面的积极的作用。农户对两者一知半解或者干脆不太了解的情况下，选择土地流转或者加入的意愿就会很低。

2.4.7 当地政府是否经常宣传鼓励农户加入土地流转合作社 当地政府是否经常宣传鼓励农户参与的影响比较大，其显著水平为0.001而且是正相关。说明政府的宣传到位，农户对其了解程度就会加深。再加之政府的鼓励加入，就会出台一系列惠民的政策，农户越了解这些政策，加入的意愿也就更强烈。

3 对策建议

以伊宁县为例，实证分析了影响农户参与“土地流转+合作社”模式意愿的影响因素。首先，将农户参与意愿的影响因素确定为12个，其次建立了影响因素模型。最后，利用Logistic对参与“土地流转+合作社”模式的影响因素进行实证分析。结果发现有8个因素与农户的参与意愿呈显著影响关系。由此，提出以下几点建议。

3.1 完善农村社会保障体系

建立完善的农村社会保障制度是重构农村土地承包经营权流转制度最重要的外部条件，可以达到强化土地的资本功能弱化其保障功能，从而避免当经营权流转达到一定程度时出现的土地兼并或者高度集中对失地农民产生的生存危机。

3.2 完善土地流转合作社内部运行机制，规范自身建设

建立真正的民主管理制度，贯彻和落实相关法规对社员民主监督权利的规定。

3.3 充分发挥政府的引导支持作用

加大政策扶持力度，建立风险损失补偿机制，减轻自然灾害与市场风险对农民的影响。

3.4 加大对农民非技能培训，提升农民自身素质

农民的再就业可以有效地解决农村剩余劳动力问题。农民自身素质高，再就业范围也广。

3.5 优化区域产业结构，拓展农民就业空间

积极拓展农村剩余劳动力的就业渠道，为农村剩余劳动力创造更多的就业机会，为农民土地承包经营权的流转消除后顾之忧[6-9]。

参考文献：

[1] 任朋朋，张丹华，侯爱敏.有关我国农村土地流转的文献综述[J].山东省农业管理干部学院学报，2012，29（1）：43-46.

[2] 臧真柱.土地流转在合作社中的实践研究[J].现代企业教育，2009（18）：67-68.

[3] 刘卫柏.基于Logistic模型的中部地区农村土地流转意愿分析——来自湖南百村千户调查的实证研究[J].求索，2011（9）：81-83.

[4] 赵慧杰，孟梅.阿勒泰市人工牧草地流转意愿影响因素的调查研究[J].农村经济与科技，2015（6）：143-144， 178.

[5] 阿不都艾尼·阿吾提.农村土地流转模式研究——以新疆为例[J].生产力研究，2009（14）：27-29， 33.

[6] 陈寒冰.论我国农村土地承包经营权流转法律保障机制的完善[J].湖北社会科学，2012，29（7）：165-167.

[7] 韦彩玲.土地流转“龙头企业+合作社+农民”模式的潜在问题及对策研究[J].甘肃社会科学，2012（6）：236-239.

[8] 高利兴.农村土地承包经营权入股、抵押问题研究[D].兰州：兰州大学，2012.

[9] 张晨.新疆农村土地流转模式的博弈分析[J].新疆财经大学学报，2014（1）：19-27.

[10] 牟安平，郭青霞. 黄土丘陵山区农户土地流转意愿影响因素分析[J].山西农业科学，2015（10）：1344-1348.

[11] 梁山，米明珠，许月明. 农村土地规模经营的影响因素分析与对策建议[J].河南农业科学，2013（4）：188-192.

农户融资意愿 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) .