农户参与农村产权抵押贷款意愿及其影响因素实证分析&以陕西省高岭县和宁夏通心县919名农民为例_自变量论文

农户参与农村产权抵押融资意愿及其影响因素实证分析——以陕西高陵县和宁夏同心县919个样本农户为例，本文主要内容关键词为：农户论文,同心县论文,高陵县论文,宁夏论文,陕西论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      随着农业现代化和规模化的快速发展以及农业产业结构调整转型步伐的加快，农户对生产经营方面的资金需求明显增加，农业信贷供需失衡矛盾日益突出。农村金融产品供给多样性不足、非农化倾向严重等问题，导致农业信贷资金较为缺乏，农户较大规模的生产性信贷需求难以得到有效满足。由于难以提供金融机构认可的抵押物、担保物，农户受到严重的金融排斥。农户“融资难、抵押难、担保难”已成为农业发展、农民增收及致富的瓶颈之一。虽然土地承包经营权、房屋产权等是农户拥有的重要资产，但是，产权主体的不明晰以及法律法规的限制使这些资产无法成为有效抵押物。目前，这些农村资产因缺乏流动性，大多处于闲置或低效利用的状态，与农户因缺乏抵押物而融资无门形成鲜明的对比。正如阿马蒂亚·森(1998)的研究结论所强调的，权利剥夺、能力缺失是导致发展中国家贫富差距拉大的真正原因。近几年来，不断涌现的金融产品创新为农村金融改革提供了新思路，对缓解农户信贷约束、实现金融供给与需求的有效对接具有重要意义。

      自2004年至2014年连续11年的中央“一号文件”均对农村金融发展给予了高度重视，鼓励以农村金融体制改革与创新为目标，实现农村金融产品多样化，并提升农村金融的服务能力。为了充分发挥农村产权的资本功能，实现农户产权的可抵押性，农村产权抵押融资试点在全国范围内相继开展。在中国人民银行、中国银行业监督管理委员会、中国证券监督管理委员会、中国保险监督管理委员会联合下发的《关于全面推进农村金融产品和服务方式创新的指导意见》(银发[2008]295号)(以下简称“《意见》”)等文件的指引下，各地根据当地实际情况，探索出了具有鲜明地方特色的农村产权抵押融资模式，其中较为典型的试点地区主要有四川成都市、宁夏同心县、重庆开县、陕西高陵县和杨凌示范区。2006年9月，宁夏同心县开始探索通过成立土地承包经营权抵押贷款协会，对农户以土地承包经营权为抵押进行贷款；2010年10月，宁夏吴忠市制定了《农村土地承包经营权反担保贷款管理办法(试行)》。从开展农村土地承包经营权抵押贷款试点至今，主办该业务的同心县农村信用联社未发生过一笔不良贷款，试点成效明显，反响强烈。2008年2月，重庆开县开展农村房屋和农村土地承包经营权抵押融资试点。2009年11月，四川成都市正式启动了农村集体建设用地使用权、农村房屋和农村土地承包经营权抵押融资试点工作。陕西杨凌示范区于2009年12月开始探索农村产权抵押融资试点，结合2010年7月国务院下发的《关于支持继续办好杨凌农业高新技术产业示范区若干政策的批复》(国函[2010]2号)等文件精神，出台了支持土地承包经营权抵押贷款等四类产权抵押融资的实施办法，形成了独具特色的“杨凌模式”。2010年5月，陕西高陵县启动了农村产权抵押融资试点。这些试点地区对农村产权抵押融资的探索和实践活动激活了当地农村沉睡的资产，是化解农户融资困难、突破农村金融改革瓶颈的有益探索。

      2013年11月中国共产党十八届三中全会通过的《关于全面深化改革若干重大问题的决定》指出，“赋予农民对承包地占有、使用、收益、流转及承包经营权抵押、担保权能”，为当前开展农村产权抵押融资提供了政策依据。为了推动农村产权抵押融资，总结各试点地区的经验，需要从农户的视角分析他们对农村产权抵押融资的参与意愿，并解释可能的影响因素，说明农村产权抵押融资的农户响应情况，为相关政策制定和农村产权抵押融资相关问题的深入研究提供可参考的依据。

      二、文献综述与本文的视角

      虽然已有大量学者对产权抵押融资问题进行了研究，但是，学术界对农村产权抵押融资的可行性以及制度设计等问题仍存在争论。部分研究者认为，农村产权抵押融资尚不具备可行性。张文律(2012)指出，农村产权抵押融资存在法律风险，导致农村产权交易市场效率损失。郑杰等(2007)认为，除法律限制外①，土地承包经营权抵押融资的现实约束还包括农村产权主体虚置、农村土地产权界定不明确和农地估价体制不完善等。车士义等(2012)指出，《物权法》、《农村土地承包法》以及最高人民法院《关于审理涉及农村土地承包纠纷案件适用法律问题的解释》等法律文件中的有关规定，限制了土地承包经营权抵押或者抵偿债务的有效性，导致土地承包经营权抵押担保合同在法律上属于无效合同，因此，现阶段推行农村土地承包经营权抵押融资并不可行。但是，也有部分研究者认为，农村产权抵押融资已经具备了可行条件。刁其怀(2010)认为，虽然土地承包经营权抵押融资缺乏立法支持，但《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》(中发[2010]1号)对农村土地承包经营权的相关表述实际上承认了农村土地承包经营权的可抵押性，并认为农村房屋抵押同样应该得到法律的支持。邓刚(2010)指出，虽然《担保法》和《物权法》规定农地、宅基地等不得抵押，但是，《农村土地承包法》为土地承包经营权抵押提供了有条件合法的依据。另外，肖诗顺、高峰(2010)从理论和经验两个方面分析了土地承包经营权抵押贷款的可行性，其研究结果表明，开展农村土地承包经营权抵押担保制度试点的条件已经初步具备，可以在直辖市和东南沿海等经济发达地区推行农村土地承包经营权抵押融资。另有部分研究者讨论了完善农村产权抵押融资试点的途径。曾光(2011)认为，在把握农村产权抵押融资发展契机的同时，应加强相关立法、健全农村社保体系并搭建有效的产权流转平台，为农村产权抵押融资创造良好的法律和制度环境。金瓯(2012)以温州市为例，从产权缔约的角度分析了农村房屋抵押贷款政策在地方形成的原因，强调推动农房抵押贷款应重视政府、金融机构、农户等各缔约方缔约的完善，并总结了农村房屋抵押贷款作为金融创新对于其他地区的启示。对农村产权抵押融资隐含的风险和存在的问题，陈雪梅、李国燕(2009)指出，开展农村产权抵押融资涉及抵押品的拍卖变现问题，可能由此引致抵押品处置风险；风险管理和担保机制不健全还可能引发信贷风险。在针对农户农村产权抵押融资意愿的实证研究方面，曾庆芬(2011)以成都统筹城乡综合改革试验区为个案，运用计量模型对农户土地使用权和宅基地使用权抵押融资意愿的影响因素进行了分析，结果表明，显著的影响因素有户主性别和年龄、村民正规信贷经历。肖轶等(2012)利用重庆市22个县(区)1141户农户的问卷调查数据，分析了影响农户农村“三权”抵押贷款需求意愿的因素，发现户主性别、户主是否有外出打工经历、家庭对投资风险的承受能力等有显著的正向影响，而户主年龄、非农就业人口占家庭总人口比重等因素具有显著的负向影响。刘婷婷等(2013)分析了影响农户土地抵押贷款意愿的因素，发现户主年龄和农户的土地流转意愿对农户土地抵押贷款意愿的影响程度最大。在以农村金融机构为视角的实证研究方面，林乐芬、王军(2011)以浙江宁波为例研究了农村金融机构开展农地抵押贷款业务的意愿及其影响因素，结果表明，法律法规的限制、农地抵押权评估问题和借款农户违约后被抵押土地的变现风险，是影响农村金融机构开展农地抵押贷款业务的主要因素。

      总体来看，已有研究还存在以下不足：①关于农村产权抵押融资的研究以宏观和理论分析为主，微观信贷主体特别是农户层面的实证分析偏少。②定量分析多采用二项Logit模型，无法准确、全面地反映农户的参与意愿。③已有实证研究未将农户对农村金融环境的评价作为农户参与意愿的影响因素进行分析，也未考虑区域差异；对影响因素进行分析时，未采用回归后估计方法揭示在自变量影响下，因变量不同类别取值的概率及其变化情况。

      为探索农村产权抵押融资的可行性并弥补上述研究的缺陷，本文从微观视角切入，采用在西部两个典型的农村产权抵押融资试点地区问卷调查获取的第一手数据，运用广义定序logit(generalized ordered logit)模型对农户参与农村产权抵押融资的意愿及其影响因素进行分析。广义定序Logit模型是有序Logit模型的优化，与二项Logit模型相比能够更加清晰、充分并准确地对意愿进行描述，也克服了多项Logit模型不能反映因变量序次关系的缺陷，同时避免了有序Logit模型必须满足比例优势假定的限制。在此基础上，本文运用边际贡献和概率预测两种回归后估计(post-estimation)分析工具，对农户不同类别参与意愿的发生概率进行估计，这样可以进一步解释自变量对农户参与意愿的影响程度以及两者之间的相关关系，并对地域间农户参与意愿的概率进行对比，判断样本农户总体参与意愿的特征，从而使分析和论证更为充分。

      三、数据来源与样本分析

      (一)样本抽样方法与基本情况

      本文所用数据来源于课题组2012年7月～2013年8月分别对陕西高陵县、宁夏同心县两个县10个镇19个自然村1040户农户的问卷调查。本文选取的两个样本县是西部地区农村产权抵押融资的先行试验区，具有一定的典型性和代表性。目前，这两个县已初步形成了地域特色鲜明的农村产权抵押融资模式，是“自上而下”(高陵县)和“自下而上”(同心县)两种运作方式的典型②。因此，依据实地调查获取的数据研究样本地区农户参与农村产权抵押融资的意愿及其影响因素，对评价西部地区农村产权抵押融资试点的总体情况具有一定的针对性和现实意义。

      为了使样本更具有代表性，本文研究首先采用分层抽样法，按照农村产权抵押融资试点普及程度的相对高低状况把样本县内的乡镇分为两层。具体而言，在陕西高陵县抽取6个样本乡镇，其中3个乡镇的试点普及程度较高，农户对农村产权抵押融资的认知水平也较高，其余3个乡镇试点普及程度相对较低；在宁夏同心县抽取4个样本乡镇，其中2个样本乡镇的试点普及程度较高，其余2个相对较低。在此基础上，本文研究采用随机抽样法，分别从两个样本县共10个样本乡镇中各抽取1～2个村庄作为样本村，在每个村庄再随机抽取55户农户进行调查。通过上述方法，本文研究最终获得有效问卷965份，其中，陕西高陵县540份，宁夏同心县425份。

      (二)样本农户的基本特征

      1.农户生产经营类型差异。高陵县540户样本农户中有229户的生产经营类型为非农业为主兼营农业，占比最大，为42.40%；而同心县425户样本农户中生产经营类型为以农业为主兼营其他的占比最大，为46.59%(见表1)。这说明，两县的农业产业结构存在差异。

      

      2.农户收入与支出结构差异。同心县样本农户的年户均总收入为93489元，是高陵县样本农户的2.25倍。高陵县样本农户的非农业收入占年户均总收入的比重大于其农业收入占年户均总收入的比重，而同心县样本农户的农业收入占年户均总收入的比重较大，这与两县农户的生产经营类型特征相吻合。同心县土地承包经营权抵押融资的扶持政策和制度环境相对完善，土地使用效率得到大幅提高，农户从事规模化农业生产的积极性显著增强，这有助于提升农户户均收入水平。两县农户的支出结构存在较大差异。同心县样本农户的年户均总支出明显高于高陵县样本农户；高陵县样本农户消费性支出占年户均总支出的比重最大，为63.21%；而同心县样本农户的主要支出部分为生产性支出，占比为40.35%(见表2)。

      

      3.农户对当地金融环境评价。高陵县样本农户中对农村信用社服务评价为“较高”的农户占比(40.74%)明显低于同心县样本农户中做出此评价的农户占比(72.47%)。高陵县样本农户中对农村信用社的信誉评价为“一般”的农户占比为44.44%，评价为“较高”的农户占比(39.81%)同样低于同心县样本农户中做出此评价的农户占比(64.96%)。两县农户普遍认为，他们到达距离最近的农村信用社较为便利。

      4.农户未来的融资需要与选择。高陵县样本农户中有236户(占43.70%)表示未来三年不需要贷款，较同心县仅21户(占4.49%)明显偏多。高陵县有163户(占30.91%)样本农户未来三年有正规信贷需求，其余141户表示“说不清”；而同心县未来三年有正规信贷需求的样本农户为381户(占91.06%)。当被问及“如果愿意参与农村产权抵押融资，您会优先选择何种资产作为抵押物”时，样本农户中选择土地承包经营权的最多，这在一定程度上反映了农村产权抵押融资试点中土地承包经营权抵押融资起步时间早、覆盖范围广的现实状况。

      四、分析框架

      影响农户借贷行为和融资意愿的影响因素很多，包括农户个体特征、能力特征、家庭年收入、可支配资金规模、耕地面积、贷款经历、对信贷政策的认知程度、学习能力等(周小斌等，2004；黎翠梅、陈巧玲，2007；杨伟坤等，2009；贺莎莎，2008；钟春平等，2010；周宗安，2010)。借鉴已有研究成果、结合访谈与实地调查情况，本文将影响农户参与农村产权抵押融资意愿的因素归纳为受访者个体特征、农户家庭特征、农户社会资本、农户对当地金融环境评价、农户对农村产权抵押融资的认知及其农村产权抵押获贷经历、地域因素六大类型。

      (一)受访者个人特征

      通常情况下，农村男性面临着更大的维持家庭生计与提高家庭生活水平的压力，因而其抵押融资意愿更强(曾维忠、蔡昕，2011)。农村年轻男性致富欲望比较强烈，富有冒险精神，并且有较强的偿债能力，同时也面临成家立业的压力，因此，其借贷需求强烈(刘纯彬、刘俊威，2009)；而随着受访者年龄的增长，其家庭的投资和生产会相对减少，对资金和借贷的需求也会减少(贺莎莎，2008)。受访者文化程度越高，其素质和修养相对越高，潜在信誉越好，偿债能力也会越强，对银行和农村信用社信贷等正规金融的认识也越深入，其获得贷款越容易(贺莎莎，2008)，因此，他愿意参与农村产权抵押融资的可能性越大。但是同时，受访者文化程度对其收入有正向影响，从而会缓解其家庭的资金流动性约束，降低其借贷需求(杨伟坤等，2009)。

      (二)农户家庭特征

      经营非农产业的农户，其借贷需求比传统农户高(潘海英等，2011)。这是因为，第一，传统农业生产所需投资较少；第二，由于农业税的免除及政府各种惠农政策的实施，传统农户比较安于温饱生活的现状，借贷需求降低。而农户从事其他行业，往往需要有一定的固定资产投资和流动资金周转，所以，其生产性信贷需求通常较高(刘纯彬、刘俊威，2009)。农户未来的贷款需求意愿与其家庭经营土地规模正相关(赵允迪、王俊芹，2012)。农户耕地面积多，说明家庭经营规模大，有利于实现规模化农业生产，随着各项生产资料和设备投入的增加，农户融资需求也增加(肖轶，2012)。家庭年生产经营总支出越高的农户，越可能具有正规借贷需求(易小兰，2012；周小斌等，2004)。家庭负债水平的高低决定着农户的家庭生产所得是用于积累、消费、投资还是还债。一般来说，负债水平越高，农户越缺乏生活性信贷需求，而越容易产生生产性信贷需求和借贷还债需求(周宗安，2010)。但是同时，风险和还债压力也可能削弱农户的融资意愿。

      (三)农户社会资本

      本文研究以“是否有家庭成员或亲戚朋友担任(过)村干部”反映农户的社会资本。如果家庭中有人担任(过)村干部，家庭成员获取政策信息的速度可能更快，并且更容易接受新政策和新思想，参与农村产权抵押融资的愿意可能更强。另外，由于村干部是农村地区社会地位和身份的体现，反映了个人或其亲属可以依靠的社会网络，同时也体现着其在当地群众中的声望(赵允迪、王俊芹，2012)，若有家庭成员或亲戚朋友担任(过)村干部，这样的农户可能会因存在人情关系而融资更加便捷或获贷的可能性更大，因此参与农村产权抵押融资的意愿会增强。

      (四)农户对当地金融环境评价

      本文选择农户对农村信用社服务的评价和对农村信用社信誉的评价两个指标来反映农户对当地金融环境的评价。作为农村信贷市场的主力军和主办农村产权抵押融资的金融机构，农村信用社的服务和信誉与当地金融环境紧密相关。农户对农村信用社服务的评价越高，对农村信用社的满意程度也越高(黄海林等，2011)，因此，其参与农村信用社主办的农村产权抵押融资的可能性越大。一般来讲，现在农户到达距离最近农村信用社都较为便利，因此，本文未将农村信用社的地理位置作为变量纳入模型。

      (五)农户对农村产权抵押融资的认知及农户农村产权抵押获贷经历

      从理论上讲，获贷经历对农户的信贷需求具有显著的正向影响(黎翠梅、陈巧玲，2007)。农户的获贷经历有助于其形成对正规信贷的正确预期，更有可能使其产生正规信贷需求(曾庆芬，2010)。农户对银行信贷政策的认知程度与其借贷行为呈正向关系，农户的认知程度越高，借贷需求也越高(贺莎莎，2008)。农户之间关于农村产权抵押获贷经历正面信息的交流与传递，有助于提升其对相关政策的认知水平，进而增强其参与意愿。

      (六)地域因素

      尽管农村产权抵押融资已在全国范围内展开试点，但是，由于启动时间不同，部分地区先行先试，目前已形成了较为完善的抵押流程和管理制度，有效规避了农户抵押融资风险，因此，先行试点地区农户参与意愿较强。另外，不同试点地区政府、金融机构的宣传力度和农户的认知能力等存在差异，因此，农户对农村产权抵押融资的认知水平不一，直接影响了其参与意愿。与陕西高陵县相比，宁夏同心县农村产权抵押融资试点起步早、普及程度高，农户认知水平也较高，因此，其农户参与意愿可能更强。

      本文选择引入模型的自变量和因变量的取值类别及定义、描述性统计和预期影响方向见表3。

      

      五、模型选择与估计结果

      (一)计量模型选择

      定序Logit模型(ordered logit model)是Logit模型体系中专门用来分析多重定序变量的，该模型需要满足比例优势假定(proportional odds assumption)，即从一个序次类别到另一个序次类别之间，自变量的回归系数应完全相同(Wolfe and Gould，1998)。但是，由于现实中此假定通常难以成立，多数研究将定序变量作为定类变量③处理，采用多项Logit模型(multinomial logit model)进行回归分析，但其缺陷在于丧失了序列信息。而广义定序Logit模型回归过程是在放宽比例优势假定的条件下进行定序Logit回归，有效规避了运用定序Logit模型的限制条件，并能够反映因变量的排序等级，使回归结果所包含的信息更加准确。因此，广义定序Logit模型对于本文研究的意义在于：以各意愿类别的发生概率为因变量，影响农户做出意愿选择的因素为自变量，通过广义定序Logit回归，分析各自变量如何影响农户参与农村产权抵押融资的意愿选择。如果农户参与意愿普遍较强，则农村产权抵押融资具有农户基础，因此有一定的可行性。

      广义定序Logit模型可以定义为：

      

      本文中，模型的因变量被分为5个序次类别，即M=5；1，2，…，M-1表示有序多分类因变量的j个类别等级；对于j=1，则因变量类别1与类别2、3、4、5比较；对于j=2，则因变量类别1、2与类别3、4、5比较；对于j=3，则因变量类别1、2、3与类别4、5比较；对于j=4，则因变量类别1、2、3、4与类别5比较(参见Williams，2006)。

      本文利用统计软件Stata12.0对样本数据进行回归处理。由于有效问卷中部分样本农户对农村信用社服务与信誉的评价表示“不清楚”，为了纳入农户对金融环境评价变量并将其设置成5个排序等级，本文未将这部分样本农户的数据纳入回归模型，因此，最终进入模型的样本数量为919个。

      (二)估计结果

      1.模型回归结果。本文在回归过程中先纳入14个自变量④，再进行逐步回归⑤，经过变量剔选，最终有11个变量被选入模型(见表4)。逐步回归结果中有8个变量呈现统计显著性，分别为受访者性别、家庭生产经营类型、家庭负债水平、是否有家庭成员或亲戚朋友担任(过)村干部、对农村信用社服务的评价、对农村信用社信誉的评价、是否了解农村产权抵押融资和是否获得过农村产权抵押贷款。为了解自变量对因变量的影响程度，表4同时列出了各自变量的OR(odds ratio)值⑥。

      

      如表4所示，系数为正，表明自变量取值越大，受访者就越倾向于选择更高的类别，即参与意愿越强，而系数为负，表明自变量取值越大，受访者就越倾向于选择较低的类别，即参与意愿越弱。

      2.边际贡献估计结果。边际贡献是用于分析自变量变化而其他变量保持不变时对个体选择某个特定类别概率的影响(Williams，2006)。通过估计自变量在各自特定取值下对农户选择各意愿类别概率的边际贡献(marginal effect at point)(见表5)，能够了解自变量取不同的值时，样本农户选择各意愿类别的概率。若农户选择“愿意”或“非常愿意”的概率相对较大，则农村产权抵押融资试点具有农户基础这一判断就得到了证实。而估计自变量取均值时对农户选择各意愿类别概率的边际贡献(marginal effects at the means，MEMs)以及自变量所有样本观察值对农户选择各意愿类别概率边际贡献的平均值(average marginal effects，AMEs)(Hill et al.，2011)，是为了揭示随自变量取值的变动，农户选择各意愿类别概率的变化情况。若自变量为正向影响因素，则受自变量取值变动的影响，农户选择“愿意”和“非常愿意”的概率增大(相应的边际贡献估计值为正)，而选择“不愿意”和“非常不愿意”的概率减小(相应的边际贡献估计值为负)。此外，本文还通过比较分析样本地区农户参与农村产权抵押融资意愿的概率预测值，以解释样本农户参与意愿的地域差异，并对样本农户总体的参与意愿进行概率预测。。

      (1)自变量取特定值对农户参与意愿概率的边际贡献。对于Logit模型，自变量对因变量取各序次类别概率的边际贡献通过求因变量取各序次类别的概率对自变量偏导数得到，具体可表示如下：

      

      经变量迭代剔选，模型中多分类自变量的部分取值类别被剔除，因此，计算自变量取特定值对农户参与意愿的边际贡献仅涉及最终选入模型的自变量及其取值类别，结果如表5所示。

      

      (2)自变量取均值对农户参与意愿概率的边际贡献及自变量平均边际贡献。这两者是不同的两个量，并且得到的预测结果也不同(Scott and Freese，2006)。Bartus(2005)对两者的计算进行了详细的讨论。模拟结果如表6所示。

      

      3.回归结果与边际贡献估计结果分析。(1)受访者性别。表4显示，对于性别变量，农户表示“愿意”的OR值为14.58，且该变量在1%的水平上显著，表明在其他条件不变的情况下，性别变量对农户参与意愿的影响程度较大。从表5看，女性受访者选择“非常不愿意”、“不愿意”的概率大于男性受访者选择相应类别的概率；从表6看，以女性为参照组，男性受访者选择“非常愿意”的概率显著增加了30.30%；表5、表6中的结果均表明，男性受访者的参与意愿明显强于女性受访者。可能的原因是，农村男性的就业能力强于女性，对风险的判断和控制能力也强于女性；另外，受到性格特征和某些社会因素的影响，女性思想观念相对保守，农村产权抵押融资参与意愿也相对较弱。

      (2)农户家庭生产经营类型。以纯农业类型为参照，农户家庭生产经营类型为“农业为主兼营其他”在5%的水平上显著，且方向为正(见表4)；并且对农户选择“愿意”的概率的边际贡献(69.11%)在0.1%的水平上显著(见表5)。从表6看，以农业为主兼营其他产业的农户表示愿意参与农村产权抵押融资的概率增加了6.64%。可能的解释为：除了维持农业生产经营或扩大农业生产经营规模所产生的资金需求外，兼营其他产业扩大了农户的资金缺口，因此，农户参与意愿增强。

      (3)农户家庭负债水平。表4显示，家庭负债水平取类别2(2001～20000元)时在0.1%的水平上显著，且系数为正，表明家庭负债增强了农户参与农村产权抵押融资的意愿。家庭负债水平为2001～20000元的农户选择“愿意”的概率为83.95%(见表5)，与家庭负债水平低于2000元的农户相比显著增加了17.12%(见表6)。一般而言，家庭负债水平低于2000元的农户资金缺口较小，因此，其信贷融资的可能性较低：而家庭负债水平为2001～20000元的农户资金需求规模较大，因此，其参与意愿较强。

      (4)农户社会资本。是否有家庭成员或亲戚朋友担任(过)村干部在5%的水平上显著，表明农户认可社会资本对其信贷融资的重要性。有家庭成员或亲戚朋友担任(过)村干部的农户表示“愿意”的概率为69.50%(见表5)，与缺乏社会资本的农户相比显著增加了11.82%(见表6)。由于村干部与农村信用社联系十分紧密，其信贷支农政策常常需要村干部宣传与传达，且多数信贷融资活动(例如担保贷款等)都需要村干部的证明，因此，农户认为通过村干部借款会更加容易，其参与农村产权抵押融资的意愿也更强烈。

      (5)农户对当地金融环境评价。表4显示，农户对农村信用社服务与信誉的评价对其参与意愿有显著的正向影响，表明农户越肯定农村信用社的服务和信誉，参与意愿越强。表5显示，农户对农村信用社服务的评价为“高”时，他们选择“非常愿意”的概率(89.65%)最大，且十分显著。农户对农村信用社服务与信誉的评价能够直接反映他们参与农村产权抵押融资的意愿偏好。农户对农村信用社服务与信誉的评价越高，则越愿意继续保持与农村信用社的信贷往来，因此参与意愿越强。信誉良好的农村信用社会尽可能兑现承诺，信用风险相对较小，容易受到农户的信任，有助于增强农户的参与意愿。

      (6)农户对农村产权抵押融资的认知及其农村产权抵押获贷经历。两者均对农户参与意愿有显著的正向影响，与预期相符，且对农户选择“愿意”的概率的边际贡献均非常显著(见表5)，表明对农村产权抵押融资有一定认知和获得过农村产权抵押贷款的农户普遍支持农村产权抵押融资。以从未听说过农村产权抵押融资的农户为参照组，对产权抵押融资相关政策有所了解的农户持“愿意”态度的概率增加了13.90%(见表6)。与此结论相类似，获得过农村产权抵押贷款的农户持“愿意”态度的概率为73.63%，与无农村产权抵押获贷经历的农户相比增加了25.48%，表明农户已初步认可试点所取得的成效，期望继续受益于此。

      4.不同地域农户参与农村产权抵押融资意愿的概率预测。为了在不受其他自变量的影响下，单独分析地域变量对农户参与意愿五个取值类别概率的影响，实现调查数据统计结果和概率预测结果的对比，本文根据问卷调查数据按农户参与意愿分组分地域进行统计，并在模型回归的基础上对农户参与意愿的概率进行预测。概率预测结果见表7。

      概率预测的基本公式为：

      

      

      表7显示，问卷统计结果中选择各类意愿的农户占比和概率预测结果中农户对各类意愿选择的概率分布呈现非常显著的相关性。比较分析发现，不同地域农户参与意愿分布的差异较为明显，表明目前各地农村产权抵押融资试点的发展水平不均衡。样本地区农户持极端态度特别是持“非常不愿意”态度的概率均相对较小，同心县农户表示“非常不愿意”参与的概率仅为0.47%。高陵县农户持“不愿意”态度的概率最大，为43.72%，其次为持“愿意”态度(32.01%)的概率；而同心县农户选择“愿意”这一类别的概率(72.56%)明显高于选择其他四个意愿类别的概率。

      对农户参与意愿地域差异可能的解释为：同心县通过设立土地承包经营权抵押贷款协会自下而上地开展土地承包经营权抵押融资试点，实现了农户与农村信用社的有效对接，并且农户所抵押的是一定比例而不是全部的土地承包经营权，有效规避了风险，消除了后顾之忧。另外，清晰、规范的制度框架为农村产权抵押融资试点提供了良好的金融生态条件，增强了农户的参与意愿。

      观察表5、表6和表7中的结果发现，农户选择“愿意”的概率预测值最大，农户参与意愿的概率呈左偏态⑦分布。这一方面表明，西部地区农村产权抵押融资受到了农户的广泛支持，从而为农村产权抵押融资在西部地区乃至全国范围内推广提供了农户基础。但是另一方面，部分农村产权抵押融资试点地区缺乏有效的产权流转平台和产权评估机构，且存在相关政策支持体系不健全、农业保险覆盖范围有限等问题，增加了农户的风险隐忧，因而一定程度上削弱了其农村产权抵押融资参与意愿。

      六、结论与政策启示

      本文利用陕西和宁夏的农村产权抵押融资试点县919户农户的样本数据分析了影响农户参与农村产权抵押融资意愿的相关因素，得出如下结论：

      第一，受访者性别、农户家庭负债水平、农户家庭生产经营类型、农户社会资本、农户对农村信用社服务和信誉的评价、农户对农村产权抵押融资的认知、农户农村产权抵押获贷经历均对其参与农村产权抵押融资的意愿有显著的正向影响。

      第二，与女性相比，男性表示“愿意”参与农村产权抵押融资的概率显著较高。家庭负债水平较高的农户和以农业为主兼营其他产业的农户表现出较强参与意愿的概率相对较大。农户对当地金融环境的正面评价、农户社会资本、农户对农村产权抵押融资的认知和其农村产权抵押获贷经历均显著提高了农户愿意参与农村产权抵押融资的概率。由于高陵县和同心县农村产权抵押融资试点进展存在差异，两县农户参与意愿的概率分布状况明显不同。

      从本文研究结论中可得到以下政策启示：

      第一，将农户参与意愿的性别差异作为选择融资对象的基础。农村信用社应注重放贷对象的甄别和筛选。同时，在农户信用状况和抵押物符合标准的前提下，重视培育中青年男性对农村产权抵押融资的有效需求。

      第二，规范农村信贷市场，建立公平、有效的农村信贷市场秩序。农村信贷市场普遍存在信贷配给、人情贷款等问题。对此，试点地区相关部门应当对农村信贷市场进行适度干预，规范金融机构和信贷主体的行为，纠正农村信贷市场失灵：同时，鼓励农村居民个人征信体系的建设和完善，确保信贷供给和分配的合理、公平和有效。

      第三，加大对农村产权抵押融资的宣传力度，全面提升农户的认知水平。地方政府应加强与主办金融机构的合作，通过多种媒介面向广大农户宣传农村产权抵押融资业务及其优势，扩大农村产权抵押融资的影响范围。

      第四，提升农村信用社信贷服务质量和信誉水平，为农村产权抵押融资的开展创造有利条件。农村信用社应通过完善自身发展引领当地金融机构共同为农村产权抵押融资试点创造有利条件，促进农村产权抵押融资的推广和普及。

      第五，培育新型农业经营主体，鼓励农户家庭生产经营向非农产业延伸。为强化土地承包经营权等农村产权的抵押、担保权能，提升农户农村产权抵押融资的参与程度，应当鼓励和倡导农户转变生产经营方式，进行专业化分工和规模化发展，培育一批种养业大户、加工业大户、农机大户、家庭农场等新型农业经营主体。

       在此特别感谢创新团队成员杨希、王佳楣、房启明等人对调查问卷设计、实地调查及数据整理所付出的劳动。

      ①中国现行法律法规对农村产权抵押融资的限制主要来自《担保法》和《物权法》。

      ②“自上而下”可称为政府主导模式，是以国家和地方政府出台的相关文件为指导，地方政府协同当地金融部门等共同推动、引导并监督农村产权抵押融资试点，制定土地承包经营权确权、土地抵押价值评估和贷款流程等规章制度，自上而下地推动试点顺利展开。“自下而上”则是由农户主导农村产权抵押融资试点的开展，通过成立农户土地承包经营权抵押贷款协会，农户以土地承包经营权入股的方式成为会员；贷款会员与其他会员多户联保，并与担保人和协会签订土地承包经营权抵押协议；农户向农村信用社申请贷款，协会进行总担保，农村信用社发放贷款。

      ③定类变量是变量的一种，是根据定性原则区分总体中各个个案类别的变量。定类变量只能把研究对象分类，也即只能决定研究对象是同类抑或不同类，具有“=”或“≠”的数学性质。

      ④通过计量方法生成家庭年均总支出的对数与地域的交互项(记为x[，14])，用以考察家庭年均总支出对不同地域农户参与意愿可能的影响。

      ⑤本文运用的是逐步引入—剔除法(stepwise selection)，这种方法是建立在前进法的思想前提下，考虑剔除变量。本文在进行回归时，采用的剔选变量的概率为p(0.05)。

      ⑥OR值大于1，表示事件发生的可能性会提高，或自变量对事件发生概率有正向作用；OR值小于1，则表示事件发生的可能性会降低，或自变量对事件发生概率有负向作用。

      ⑦频数分布有正态分布和偏态分布之分。正态分布是指多数频数集中在中央位置，两端的频数分布大致对称。偏态分布是指频数分布不对称，集中位置偏向一侧。如果频数分布的高峰向左偏移，长尾向右侧延伸，称为正偏态分布，也称右偏态分布；同样，如果频数分布的高峰向右偏移，长尾向左延伸，则称为负偏态分布，也称左偏态分布。

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