農村土地收益權證券化的農戶意愿及其影響因素——基于重慶市11個典型村的調研

藏波 楊慶媛 周滔

(1.西南大學地理科學學院，重慶 400715;2.重慶大學建設管理與房地產學院，重慶 400044)

近年來，我國農村建設與發(fā)展的金融問題尤其是基層金融“融資難”問題逐漸凸顯，究其原因，一是城鄉(xiāng)金融體系二元化、制度設計不統(tǒng)一;二是農村經濟發(fā)展以促生產為主線，忽視了農村金融體系構建;三是農村金融風險管控機制缺失，農村信貸在金融體系中的角色尷尬;四是農村金融投入嚴重不足，配套設施跟進力度不夠。為有效解決上述問題，國內學者提出了“農村土地證券化”的概念和做法。從研究角度來看，國內學者的研究主要集中在農村土地使用權證券化、農村土地承包地經營權證券化、農村土地資產證券化等方面，且研究較為籠統(tǒng)，沒有針對性地對某一地區(qū)的證券化進行深入研究。另外，任何制度的創(chuàng)新與推進均離不開民眾的參與，農村土地證券化也不例外，其可行的制度設計必須將相關主體的意愿加以充分考慮，一方面保障制度設計的“民生”導向;另一方面掌握行為主體對政策的信息反饋，以便加以改進和完善頂層設計。目前，以微觀主體為研究對象進行農村土地證券化意愿方面的研究成果還較少。

農村土地的所有權歸集體所有，使用權、經營權等他項權利的落腳點是農村土地的長期收益特性［1］。鑒于此，筆者將農村土地①本文的“農村土地”主要指農民集體所有和國家所有依法由農民集體使用的承包地和集體建設用地。證券化過程中涉及農村信用合作社、政府、特殊目的機構(SPV)、金融機構、產業(yè)合作者和社會投資者等參與主體的組建，利益網絡的整合，收益分配機制的構建以及風險因素及對策等方面。由于本文的主要內容是從農戶意愿的角度研究農村土地收益權證券化，所以對證券化的操作流程沒有詳細交代。證券化的主體明確為:農村土地收益權。農村土地收益權證券化(下簡稱“農地證券化”)的內涵是把證券發(fā)行的標的物——農村土地收益權，分成細小的股權收益憑證，借助金融機構等中介媒介，以土地收益或者土地貸款作為擔保發(fā)行證券的過程［2－3］。另外，筆者以全國統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗區(qū)——重慶市為例證，其農村金融制度設計和農村資金籌措模式具有一定的典型性，這將對于城鄉(xiāng)發(fā)展水平差距大，農村發(fā)展資金缺乏的地區(qū)有較強的理論借鑒意義。鑒于重慶市“大城市”、“大農村”二元結構較為顯著的特征，筆者在意愿分析過程中要同時滿足兩方面要求:一是要反映不同階層農戶對制度推進的訴求，并掌握影響其意愿的主要因素;另一方面應體現不同區(qū)域對農地證券化的支持程度，為制度推進的空間差異和布設重點提供參考。

1 文獻綜述與理論假說

1.1 農村土地收益權證券化意愿的設定

農村土地收益權證券化最主要的目的是為農村發(fā)展提供資金保障，由于國內對農地證券化意愿的研究成果較少，所以，有必要從融資意愿的角度分析農地證券化的意愿，以期分析各利益主體對農地證券化的意愿和政策訴求。從類型設定入手，融資意愿基本可以分為兩類:一種是二項意愿設定，包括對農村土地進行融資態(tài)度的不“是”即“非”［4］，以及“目前有貸款需求并愿意采用產權抵押方式”和“未來需要資金時愿意采用產權抵押方式”的意愿設定［5］，另外，融資的“正規(guī)渠道”和“非正規(guī)渠道”也是意愿調查的主要內容［6］。另一種是多項意愿設定。馬曉青等［7］從農戶融資偏好順序出發(fā)，設定了“銀行、信用社、親友、高利貸、其他民間金融組織”作為選擇意愿，而多數學者在進行問卷調查前期，設定了“愿意”、“不愿意”和“不確定”作為融資意愿的選擇項［8－10］。從分析手段來看，二項意愿分析多采用Logit模型、Probit模型等二元選擇模型;對于多項意愿分析，M-Logit模型和效用分析模型成為主流。從研究的成效來看，二元選擇模型由于內容明晰、簡單，所以在數據分析中不存在信息遮蔽的問題，研究結果也較為可信。多項選擇模型的統(tǒng)計結果往往需通過其他方式如邊際效用函數來解釋其經濟學含義，所以增加了計算的繁雜度。另外，由于變量系數解釋和在結果分析過程中的困難［11］，有時甚至導致判定的偏差。

1.2 農村土地收益權證券化意愿的影響因素

關于農村土地收益權證券化的意愿，國內的研究成果較為缺乏，但針對農村土地流轉意愿、農村土地經營權入股意愿和農村土地使用權抵押融資意愿的研究較多，可以借此推斷農村土地證券化融資意愿，由于證券化的前期要成立農村信用合作社，且農村土地流轉會逐步向以農村土地使用權為憑證進行抵押融資的方向轉變，所以從這個角度考慮意愿較為合理［12］。

從農戶的角度出發(fā)，農村土地流轉的影響因素主要有兩方面:一是內部因素。農戶的基本特征是產生農村土地流轉的基本要素，如家庭平均年齡、平均家庭人口數、勞動力個數、受教育程度等［11，13－15］。農戶的財產和收入特征是決定流轉的動力［16］，主要包括:農戶承包地面積、承包地耕作條件(如破碎化程度、耕作半徑和農用地質量)、年均糧食產量、宅基地狀況和面積、戶均種植業(yè)收入、戶均非農收入等［17－19］。農戶生活、生產成本，如年均生活性支出(不包含醫(yī)療和養(yǎng)老保險)、種植業(yè)支出、保險性支出等［13，18，20］。二是外部因素，即農戶自身條件之外的其他因素。國內學者普遍從政策執(zhí)行程度入手，認為農戶對流轉政策的熟悉程度、村集體對政策的執(zhí)行情況、媒體對政策的宣傳情況等是主導因素［21－24］。

農村土地入股意愿方面，農戶的年齡結構、學歷情況、農戶對土地股份合作制認知程度和信任程度成為農戶意愿的主要因素，當地非農產業(yè)發(fā)展水平和政府支持力度是股份化得以運行的外部條件［25］。也有學者認為，股份化的意愿與農村土地流轉的意愿基本一致，這源于二者本質的統(tǒng)一，即受農戶自身條件、財產和收入情況、耕作條件和支出情況的影響［4，7，9，26］。

在農村土地使用權融資方面，農戶自身特征仍然起到重要作用，尤其是教育程度、務工收入和承包地數量［8－9，27］。農戶的借貸需求是農村土地金融亟待發(fā)展的主要推動因素［10］，由于現有農村金融制度體系構建的不完善，導致現階段農戶以私下借貸形式為主［28－29］，但借貸成本和私下規(guī)定利率偏高是融資意愿的主要影響因素［7，30－35］。

1.3 理論假說

為了分析簡便，筆者從農戶認知角度和“理性經濟人”角度出發(fā)，在設定農地證券化意愿選項時參考傳統(tǒng)的二元選擇模型，將證券化意愿設定為“愿意”和“不愿意”兩類，由于意愿與農戶自身特征、財產及收入情況、耕作條件和支出情況共4方面因素有關，所以筆者提出了如下假說:

(1)假說1:農地證券化意愿與家庭人數不相關，但家庭中男性人數是決定非農收入和有效勞動力的關鍵因素，且證券化會增加其農業(yè)收入，所以認為其對證券化意愿起正向驅動作用。戶均年齡對證券化意愿無影響，家庭主要成員文化程度會影響農戶的認知水平，受教育程度越高，對政策的理解力和接受程度越好，所以，認為文化程度對證券化意愿起正向驅動作用。

(2)假說2:財產和收入情況對農地證券化的意愿的影響較為復雜，通過調研發(fā)現，農戶對“一戶一宅”的政策普遍了解，擁有多處宅基地的農戶在證券化的過程中渴望通過復墾獲得多余承包地，從而享受更多的入股分紅，所以其對證券化表現為支持的態(tài)度。宅基地面積、房屋構造和房屋造價標志著農戶固定資產的多少，由于缺乏科學的資產估算和有效的政策引導，通常固定資產較多的農戶不愿意采取政策變遷而使現狀生活發(fā)生改變，所以三者對證券化起負向驅動作用。種植業(yè)收入和養(yǎng)殖業(yè)收入高的農戶，證券化喪失了土地的使用權，其很可能在一定程度上造成收益損失的風險，所以種植業(yè)或養(yǎng)殖業(yè)收入水平對農地證券化意愿起負向作用。經營性收入、務工收入和其他收入水平較高的農戶，農村承包地不是他們的主要收入來源，所以，農地證券化對這部分群體的引力不足，即非農收入越高，農戶證券化意愿訴求越低。

(3)假說3:承包地面積較大，單塊面積較大的農戶，意味著農戶承包地耕作條件較好，在農戶生活和生產成本不變的情況下，其作價入股的收益相對較高，所以耕作條件較好對農地證券化的意愿起正向驅動作用，即耕作條件越好，農戶對農地證券化的訴求越強。

(4)假說4:農戶生活性支出和農業(yè)支出表明了農戶生活和生產成本的高低，減少支出在一定程度上可以增大收益率。農地證券化一方面使得股份化公司承擔了農戶的承包地使用權，減少了農戶的生產成本;另一方面保障農戶享有收益分紅，進一步擴大了農戶的比較收益，所以，支出因素對農地證券化起正向驅動作用，即支出愈大，農地證券化的訴求越強烈。

2 研究方法

按照效用理論，理性經濟人的決策行為符合決策模型，即以“效用最大化”作為是否采取該項行動的依據。據此，筆者構建農戶選擇農地證券化意愿的決策分析模型，具體為:

根據上述分析，決策函數D(?)主要與農戶自身特征、耕作條件、當前財產與收入情況、當前生產和生活支出情況4個方面有關，所以可得到:

式中，P——農戶自身特征;F——承包地耕作條件;R——農戶收入，C——農戶成本(或支出);μ——誤差。

式中，α，β，δ，λ——相應系數。

若將式3中的 D(?)表示為 y，P、F、R、C 表示為 XP、XF、XR、XC，y 就取決于解釋變量 Xi，假設 y=1 的概率為 p，則D(?)的分布函數為:

由于因變量設定為二元選擇問題，農戶在“愿意”與“不愿意”進行農地證券化間選擇的概率是由農戶自身與外部環(huán)境特征所決定，其關系服從Probit函數。所以，可選取Probit模型進行分析。其表達形式如下:

式中，X1、X2、… Xi——農地證券化各作用變量;X'1——農戶自身特征，X'2——財產及收入狀況，X'3——承包地耕作條件，X'4——支出情況。

3 數據來源與變量描述

3.1 數據來源

本研究的基礎數據來自2010年筆者參與的“重慶市統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展中農村土地制度創(chuàng)新研究”課題組對重慶市江北區(qū)等4個區(qū)縣9個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、11個村(江北區(qū)五寶鎮(zhèn)干壩村、新三村和大樹村;涪陵區(qū)李渡鄉(xiāng)馬鞍村和馬武鎮(zhèn)均田村;云陽縣南溪鎮(zhèn)衛(wèi)星村、盤龍鎮(zhèn)黑馬村和高陽鎮(zhèn)榮華街道;彭水縣靛水鄉(xiāng)靛水村、太原鄉(xiāng)麒麟村和桑柘鎮(zhèn)太平村)農村土地收益權證券化的調研(簡稱“第一輪”)，調研形式為農戶參與式調查(PRA)，2011年課題組對相同調研對應農戶進行了回訪(簡稱“第二輪”)，并對上一輪證券化意愿進行了部分修正，如:被訪農戶在第一輪表示“愿意”進行農地證券化，在第二輪回訪時，對“是否愿意進行承包地入股”、“是否愿意將承包地使用權流轉向種糧大戶或農業(yè)企業(yè)”以及“是否愿意以農村土地使用權進行抵押貸款”均表示“愿意”的情況下才認為該農戶“愿意”進行農地證券化，其余情況均認為農戶“不愿意”進行農地證券化，據此，形成最終的研究數據。樣本區(qū)域基本代表了重慶市不同發(fā)展水平，不同發(fā)展定位區(qū)域內的各區(qū)縣，調研村也依據經濟社會發(fā)展水平、交通條件和發(fā)展定位等進行篩選，據此，可以對證券化意愿進行較為全面的了解。調查問卷涉及被調查農民的基本特征(家庭人數、男性人口數量、戶均年齡、文化程度)、財產及收入情況(宅基地數量、宅基地面積、房屋造價、種植業(yè)收入、養(yǎng)殖業(yè)收入、經營性收入、務工收入、其他收入)、承包地耕作情況(承包地面積、平均單塊規(guī)模)、家庭支出情況(生活性支出、農業(yè)支出)共4方面16個變量，各變量的基本統(tǒng)計信息見表1。本次調研共發(fā)放問卷400份，回收有效問卷385份，有效率達96.25%。

3.2 變量描述

本文中的被解釋變量為農戶對農村土地證券化的意

愿，其中對農地證券化表達“愿意”的農戶為148戶，占調研總數的38.40%;對農地證券化表達“不愿意”的農戶為237戶，占總數的61.60%。各變量的分布情況見表2，如家庭人數＜4人的有120戶，占總數的31.17%;≥4人的有265戶，占總數的68.83%。戶均年齡＜29歲的有75戶，占總數的19.48%;29－33歲的有93戶，占總數的24.16%;33－39歲的有99戶，占總數的25.71%;≥39歲的有118戶，占總數的30.65%。

表1 數據基本統(tǒng)計信息與賦值情況Tab.1 Data statistical Mininum information and assignment

表2 變量頻數分析與占比情況統(tǒng)計Tab.2 Variable frequency analysis and accounted statistics

4 農村土地收益權證券化的意愿與原因分析

(1)從農戶基本特征來看，家庭中男性人數對農地證券化起顯著負向驅動，文化程度起顯著正向驅動作用。表3可知，家庭特征中的家庭人數和戶均年齡的概率值均不顯著，說明二者對農地證券化意愿不構成影響，這與假說1相一致。男性人數和文化程度的概率值較為顯著(通過1%的顯著性檢驗)，說明二者對農地證券化意愿均有明顯影響，且前者起逆向驅動作用，后者起正向作用，其中男性人數對證券化的影響與假說1相矛盾。原因在于，調研中發(fā)現男性人數較多的農戶，由于其有效勞動力較為充裕，家庭主要收入來源為外出務工收入，承包地的種植業(yè)收入比重很小，“戀土情結”致使其不愿意將承包地收益權進行證券化，所以表現為消極意愿。

(2)從農戶財產和收入情況來看，固定資產對農地證券化意愿起顯著負向作用，非農收入中除經營性收入起正向作用外，其他收入均起負向作用。農戶種植業(yè)收入和養(yǎng)殖業(yè)的概率值不顯著，二者均不是農地證券化意愿的影響因素，這與假說2相矛盾。原因在于重慶市調研區(qū)域基本處于傳統(tǒng)農業(yè)區(qū)，農耕現代化水平較低，耕作條件較差，所以導致農民對村集體招商引資、農地規(guī)模化經營的預期不強，進而弱化了其對農地證券化的訴求。農戶經營性收入對農地證券化意愿起顯著正向作用，這與假說2不一致，調研發(fā)現，農戶經營性收入基本來自于在本村從事非農生產，如開設診所、超市、貨運站等，承包地基本撂荒或轉租、贈予他人種植，所以，農地證券化對于他們來說不會對現有收益造成顯著影響，且可能提高現有承包地獲益，這也滿足理性經濟人的決策行為。務工收入和其他收入水平的概率值均通過了1%和5%的顯著性檢驗，且系數為負，說明二者收入水平越高的農戶，其對農地證券化的意愿越低，這在一定程度上印證了假說2。

(3)從家庭承包地耕作條件來看，承包地面積對農地證券化意愿起顯著正向驅動，承包地平均單塊面積起顯著負向驅動作用。家庭承包地面積概率值通過1%的顯著性檢驗，且其系數為正，說明承包地面積越大的農戶，其農地證券化的意愿越強烈，這與假說3相一致。農戶承包地單塊規(guī)模概率值也顯著，其系數為負，說明農戶耕地耕作條件越好，其農地證券化的意愿越低，這與假說3相矛盾。調研發(fā)現，耕作條件較好的農戶多數在承包地上種植經濟作物，收入較為可觀，農地證券化之后，土地的使用權將發(fā)生變更，作物也相應發(fā)生轉變，這在一定程度上造成了這部分農戶收益縮減的預期，最終導致了其對農地證券化意愿的低訴求。

(4)從農戶支出情況來看，農戶生活性支出和農業(yè)支出均對農地證券化意愿起正向驅動作用。農戶生活性支出和農業(yè)支出的概率值均通過1%的顯著性檢驗，且其系數均為正，說明農戶生活、生產支出越多，農地證券化的意愿越強烈。生活和生產支出較多的群體基本為村域的種糧大戶或種植業(yè)能手，由于生產規(guī)模較大，所以要素投入較多，原因是他們渴望通過農地證券化來減少支出同時增加收入，這與假說4相一致。

表3 農戶對農地證券化意愿的Probit模型估計結果Tab.3 Willingness estimation results of farmers on agricultural land securitization with Probit model

5 結論與建議

基于重慶市11個典型村385個樣本的調研數據，本文對農村土地收益權證券化的農戶意愿及其影響因素進行了分析，得出了以下幾點結論:①隨著農戶外出務工和非農收入的增加，土地的保障功能凸顯，“戀土情結”成為農地證券化推進的障礙因素;②農戶認知水平和家庭支出水平與農地證券化意愿呈現顯著正相關;③由于缺乏合理的收益估算和政策引導，種糧大戶對于農地證券化沒有表現出預期的較強意愿。

基于以上結論，農地證券化的深入推進要從以下幾個方面著手:一是積極推進高標準基本農田建設，保障地區(qū)糧食生產安全，弱化證券化過程中農戶的“口糧田”顧慮;二是重點發(fā)展種糧大戶進行農地證券化，形成示范效應的同時增大信用合作社規(guī)模，增強市場競爭力;三是穩(wěn)妥推進城鄉(xiāng)教育、醫(yī)療和養(yǎng)老等社會保障均等化，為農村土地承載過多的社會職能“松綁”，進而為農地證券化提供更為寬松的環(huán)境;四是積極宣傳農地證券化，合理引導農戶的收益預期，增強農戶的認知水平。

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