农地制度创新:农户农地证券化——基于浙江省东阳市12个村镇的调研＊

胡振华，卢怡康

(温州大学 商学院，浙江 温州 325035)

在新中国的发展历程中，土地问题一直是关系着整个民族命运的重点，而农地问题又是重中之重。从2004年《关于促进农民增加收入若干政策的意见》到2015年《关于加大改革创新力度加快农业现代化建设的若干意见》，中共中央一号文件连续12年聚焦“三农”，可见领导层对“三农”问题的重视。然而，“农村，农业，农民”问题的解决始终处于平台期。造成这些问题的根本原因就在于农地制度创新的的系统性缺乏。要突破这个瓶颈，农地制度就需要深度改革。国内外研究学者认为，在现行条件下，农地证券化一个较为可行的方式，即农地包含使用权在内的承包经营权的证券化。具体来说，就是将农村土地的使用权或收益权细分成一定数量的有价证券，然后，通过第三方金融机构进行交易。目前，对农地证券化的研究，主要集中在农村土地证券化的模式构建，农村信贷机构不足和缺失，以及与农村土地证券化相关法律问题等。很少有学者或研究机构从农地所有者村集体角度出发，研究农地证券化的可行性。大多数的研究都是在农村土地证券化这一大背景下进行的，不具备地区针对性。

本文基于浙江省东阳市12个村镇的调研，分析农户对农地证券化的意愿情况，并得出影响农户意愿的主要因素。近年来，浙江省东阳市第二，第三产业发展极为迅速，尤其以横店镇为代表的影视业发展，备受关注。然而，据不完全统计，东阳市的农地面积约占东阳市总面积的1/6，但是东阳市的农产品产量并不高，东阳市农地资源受到了一定程度的浪费。另一方面，农业从业者收入与二、三产业从业者收入差距悬殊，造成了东阳市贫富两极分化现象。笔者认为农地证券化将极大改善农户的融资问题，提高农地资源的利用效率，并带动东阳市农业的整体发展。任何制度的创新以及推广，都需要与其相关主体的参与，所以农户对农地证券化的意愿调研就显得很重要。本次调研的目的在于:一方面分析中小农户对农地证券化的接受意愿，以及影响他们意愿的主要因素;另一方面，分析村镇干部和农业大户对农地证券化的看法和意愿，以及其在中小农户中的影响力。

一、理论假说

(一)农地证券化意愿具体设定

本文中农地证券化以农村土地使用权和收益权证券化为具体措施，其根本目的在于改善农户融资困难。本次调研的目的是通过实地采访和问卷调查了解东阳市农户对通过农地证券化方式进行融资的认可程度以及意愿水平。从具体的现实情况出发，农户对农村土地证券化的意愿可以分成两种类型:(1)一种设定是二项意愿。具体来说就是农户对通过质押农村土地使用权或经营权来进行融资的态度，只有两种选择，不是“愿意”就是“不愿意”;(2)另一种设定是多项意愿，由于现实生活中，农户有多种方式进行融资，比如向亲朋好友借款，通过银行进行固定资产抵押贷款，甚至向个人或民间组织高利贷款等等。在该项设定情况下，就需要先对农户对于各种融资方式进行偏好性调查，然后，对农户对于农地证券化融资意愿统计调查。如此一来，调研工作的工作量将增加很多，而且调研课题的复杂程度也将极大提高。我们从调研的根本目的出发，认为二项意愿设定，不仅简单，而且更加适合课题，比较具有针对性。所以，最终决定农户对农地证券化意愿具体设定为农户对农村土地证券化融资二项意愿，不是“愿意”就是“不愿意”。

(二)农地证券化意愿的主要影响因素

农地证券化的一个重要作用就是让农村土地流转起来，具体方式是通过将农村土地使用权和收益权做为抵押凭证，通过第三方金融机构进行交易，从而使农地有效流转。所以，从农户对土地流转主要意愿影响角度来分析农地证券化意愿的主要影响因素，是比较科学可信的。农户对土地流转态度和意愿的影响因素可分为两方面:一是农户本身的内部因素。一方面，影响农地流转的基本因素，决定于农户家庭的基本特征，比如农户家庭的人口结构，具备劳动能力个数，平均年龄，平均教育水平等。另一方面，决定农地流转的动力因素有农户的收入水平和结构，承包农地的面积大小，农耕技术水平等;二是影响农户意愿的外部因素。在调研过程中，有一个重要的发现，那就是大农户和村镇干部对其他农户土地流转意愿有巨大的影响作用。分析得出结论，大农户和村镇干部在农户中具有一定的威望，农户更倾向于将农地使用权和收益权出售给他们。另外，农户对农地证券化政策的认可和了解程度，农户对土地入股制度的理解程度等也会影响其对土地流转的意愿。

(三)理论假说

为了数据收集、处理以及分析具有针对性和目的性，我们的理论假说在农户对农地证券化意愿的二项设定(不是“愿意”就是“不愿意”)下进行。由于农户意愿受农户家庭的基本特征，农户收入结构，农户承包土地面积以及大农户和村镇干部的意愿这4个主要方面影响。我们从“理性人”“经济人”以及农户合理认知角度提出以下4个假说:

1.假说1:农户家庭劳动力小于40岁人数占比与农地证券化意愿正相关

农户家庭的平均年龄与农地证券化意愿不相关，但是农户家庭劳动力中小于40岁人数较多的，由于这些年龄段的人具有大量的时间和精力，受教育水平高，并且大多是风险爱好偏向者，喜欢尝试新事物，对新政策的接受能力强，所以，认为农户家庭劳动力小于40岁人数占比与农地证券化意愿正相关。

2.假说2:非农业收入占农户总收入比例与农村土地金融化意愿负相关

农户收入结构与农地证券化意愿的关系比较复杂，因为农户收入结构问题本身就涉及到很多方面的知识。所以，笔者将农户的收入结构简化，分为以下两种收入:农业收入和非农业收入。非农业收入占总收入较多的农户家庭，从事农业劳动大部分只是为了满足自己家庭的饮食需求。他们对农村土地金融化并没有太大兴趣，甚至不愿意自家农地证券化，所以，非农业收入占农户总收入比例与农村土地金融化意愿负相关。

3.假说3:农户承包土地面积与农地证券化意愿正相关

农户承包农村土地越多，说明了该类农户，具有较丰富的农业知识，能够比其他农户更充分得利用农业支援，农地产量也更高，收益也更多。也就是说，他们能更好得控制农业成本，在单位面积的农地获得更高的产出。为了获得更多收入，他们会愿意推动农地证券化，农户承包土地面积与农地证券化意愿正相关，根本原因在于耕作能力越强的农户会承包越多的农地。

4.假说4:村镇干部和大农户的影响与农地证券化意愿正相关

负责农村土地分配流转的村干部和大农户在其村镇农户中具有一定的影响力。由于，村镇干部和大农户具有一定的农业专业知识和群众基础，其他农户更愿意将自己的农地以股份形式转让给他们。如此一来，其他农户不仅自己的农业成本也得到了降低，而且还能获得有一定保障性的分红收益。所以，认为村镇干部和大农户的影响对农户农地证券化意愿起到正向推动作用。

二、数据来源、调研过程以及变量分析

(一)数据来源

在东阳市农业局协助下，本次调研涵盖了4个镇，两个街道共12个村镇(南马镇花园村，横店镇绕溪村、金马村和路西村，郭宅镇郭宅一村、郭宅三村和山后村，南市街道南市村，城东街道李宅一村、李宅四村、蔡卢村和六石镇)。本次调研所选取的4个镇和两个街道基本涵盖了东阳市高、中、低三个层次的经济发展水平，而且他们的经济发展模式都有所不同，有以服务业为主，有以工业为主，也有以农业为主。镇和街道所属村乡也经过一定条件的筛选，尽可能使其代表镇和街道的总体水平。本次调研得到的数据和结论比较具有代表性和可信性。

由于调查数据比较新，为保护课题组的知识产权，决定只采用与我们课题理论假说因素有关的数据，并签署保密条款，防止数据泄露。采用的调查问卷数据涉及被调查农户家庭的年龄结构(40岁以下人数)、收入结构(农业收入、非农业收入)、承包农地面积、村镇干部和大农户对其他农户意愿影响(没有村镇干部和大农户协助的调研、在村镇干部进行意愿干涉情况下的调研、在大农户进行意愿干涉的情况下的调研、在村镇干部和大农户共同进行意愿干涉的情况下的调研)共4个方面8个变量。本次调研调查问卷共计500份，经过整理得到有效问卷482份，有效率达到了96.40%，本次调研问卷工作完成度良好。

(二)调研过程

本次调研工作流程如图1所示。

(三)变量分析

本次数据分析中，被解释变量是农户对土地金融化的意愿，而根据本文的四个理论假说，需要数据统计的为以下8个自变量:被调查农户家庭的年龄结构(40岁以下人数)、收入结构(农业收入、非农业收入)、承包农地面积、村镇干部和大农户对其他农户意愿影响(没有村镇干部和大农户协助的调研、在村镇干部进行意愿干涉情况下的调研、在大农户进行意愿干涉的情况下的调研、在村镇干部和大农户共同进行意愿干涉的情况下的调研)。表1为上述变量数据预处理。

图1 调研工作流程

表1 部分数据信息和赋值情况

表2～表5是各变量占比情况及与各变量对应的农户农地证券化意愿情况。

表2 40岁以下人数在农户劳动力人数占比与农户农地证券化意愿

表3 非农业收入在农户总收入占比与农户农地证券化意愿

表4 承包面积与农地证券化意愿

表5 村镇干部和大农户对其他农户农地证券化意愿的影响

从以上数据可以大致看出，被调查农户家庭的年龄结构(农户劳动力中40岁以下人数)、收入结构(农业收入、非农业收入)、承包农地面积、村镇干部和大农户对其他农户意愿影响(没有村镇干部和大农户协助的调研、在村镇干部进行意愿干涉情况下的调研、在大农户进行意愿干涉的情况下的调研、在村镇干部和大农户共同进行意愿干涉的情况下的调研)与农户农地证券化意愿之间的关系。但仅从直观的感受来确定各自变量与因变量之间的关系，缺乏可信性。本文分别对数据进行简单相关分析和回归分析，从而确认各解释变量与被解释变量的关系。

三、实证分析

(一)简单相关分析

在不控制其他变量的情况下，分别以农户劳动力中40岁以下人数、非农业收入在农户总收入占比、承包土地面积、村镇干部和大农户的影响作为解释变量，分析它们与农户农地证券化意愿的相关关系。

1.假说1验证

分析农户家庭劳动力小于40岁人数占比与农地证券化意愿的相关关系，并得出相应结论。(Pearson相关)

选项与赋值:［0，12.5%)=1;［12.5%，25.0%)=2;［25.0%，37.5%)=3;［37.5%，50.0%)=4;［50.0%，62.5%)=5;［62.5%，75.0%)=6;［75.0%，100.0%)=7

通过Pearson系数相关分析，R=0.978，P=0.000。

因为P＜0.01，R显著异于0，所以“农户家庭劳动力小于40岁人数占比”，“农户农地证券化意愿”两变量一定的存在相关关系。而且R＞0.8，所以“农户家庭劳动力小于40岁人数占比”，“农户农地证券化意愿”两变量强相关。但是这个结论可信吗?由于是在不控制其他变量下，进行的简单相关分析，所以该结论还是不确定的。农户家庭劳动力小于40岁人数占比越高，农户金融化意愿越高，很可能与农户平均受教育年限有关。

2.假说2验证

分析非农业收入在农户总收入占比与农村土地金融化意愿的相关关系，并得出相应结论。(Spearman相关)

选项与赋值:［0，12.5%)=1;［12.5%，25.0%)=2;［25.0%，37.5%)=3;［37.5%，50.0%)=4;［50.0%，62.5%)=5;［62.5%，75.0%)=6;［75.0%，100.0%)=7

通过Spearman相关分析，R=0.964，P=0.000。

因为P＜0.01，R显著异于0，所以“非农业收入在农户总收入占比”与“农村土地金融化意愿”两变量存在一定的相关关系。而且R＞0.8，所以“非农业收入在农户总收入占比”与“农村土地金融化意愿”两变量强相关。这个结论也是不确定的，因为如果农户非农业收入比较多，也就是说农业收入较少，即农户承包土地面积也较少，所以农户农地证券化意愿也越低。

3.假说3验证

分析承包土地面积与农地证券化意愿的相关关系，并得出相应结论。(Pearson相关)

选项与赋值:≥4=4，［2，4)=3，［0.5，2)=2，＜0.5=1

通过Pearson系数相关分析，R=0.960，P=0.000。

因为P＜0.01，R显著异于0，所以“农户承包土地面积”，“农户农地证券化意愿”两变量存在一定的相关关系。而且R＞0.8，所以“农户承包土地面积”，“农户农地证券化意愿”两变量强相关。果然，农地承包土地越少，农户农地证券化意愿越低，不过这一结果是否与农户非农业收入有关呢?下面的回归分析会检验。

4.假说4验证

分析村镇干部和大农户的影响与农地证券化意愿正相关的相关关系，并得出相应结论。(Pearson相关)

选项与赋值:不干涉=4，村镇干部干涉=3，大农户干涉=2，共同干涉=1

通过Pearson系数相关分析，R=0.961，P=0.000

因为P＜0.01，R显著异于0，所以“村镇干部和大农户对其他农户的影响”，“农户农地证券化意愿”两变量存在一定的相关关系。而且R＞0.8，所以“村镇干部和大农户对其他农户的影响”，“农户农地证券化意愿”两变量强相关。由于该变量进行调研数据统计时，已经将其他影响农户农地证券化的因素考虑进去了，所以不需要进行回归分析，理论假说四成立。

综上所述，农户劳动力中40岁以下人数占比、非农业收入在农户总收入占比、承包土地面积与农户农地证券化关系还不明确，需要进一步建立回归模型，控制相关变量后，再检验他们与农户农地证券化关系。而“村镇干部和大农户对其他农户的影响”，“农户农地证券化意愿”两变量确定为强相关，不需进行回归分析。

(二)多元线性回归分析

为了更好的了解农户农地证券化意愿和农户劳动力中40岁以下人数占比、非农业收入在农户总收入占比、承包土地面积的关系及影响程度，将以上多个变量进行多元线性回归分析，由于农户农地证券化意愿随户均年龄不相关，所以将农户户均年龄作为个案标签。多元线性回归分析结果如表6、表7、表8、表9所示。

表6 回归模型的拟合优度表

表6报告了模型的拟合优度，R2=0.994，调整的R2=0.968。

表7 F检验

表7中的Sig.＜α=0.01，表明农户农地证券化意愿与承包土地面积，农户平均受教育年限，农户非农业收入全体线性显著，模型的拟合优度较高。

表8显示了多元线性回归模型的系数、显著性检验结果以及各变量的容忍度和方差膨胀因子VIF。农户非农业收入的回归模型系数B=-6.900E-6，t=-10.091，Sig.＜α=0.05，表明该变量在α=0.05的显著性水平下，通过t检验，农户非农业收入对农户农地证券化意愿有显著性影响，两者之间线性负相关。另外，容忍度=0.001，方差膨胀因子VIF=1 670.432，农户非农业收入与其他变量的多重共线性很强。农户承包土地面积的回归模型系数B=0.009，t=6.038，Sig.＜α=0.05，表明该变量在α=0.05的显著性水平下，通过t检验，农户承包土地面积对农户农地证券化意愿有显著性影响，两者之间线性正相关。另外，容忍度=0.002，方差膨胀因子VIF=1 670.432，农户非农业收入与其他变量的多重共线性很强。

表8 t检验

农户平均受教育年限的回归模型系数B=0.049，t=0.778，Sig.＜α=0.05，表明该变量在α=0.05的显著性水平下，通过t检验，农户平均受教育年限对农户农地证券化意愿显著性影响，两者之间显性正相关。另外，容忍度(Tolerance)=0.002，方差膨胀因子VIF=621.259，农户平均受教育年限与其他变量的多重共线性很强。

表9表明，农户劳动力中40岁以下人数在多元线性回归分析中与农户农地证券化意愿无关。

表9 被排除的变量表

综上分析，假说1并不成立，即农户家庭劳动力小于40岁人数占比与农户农地证券化意愿无关。假说2和假说3成立，即非农业收入占农户总收入比例与农村土地金融化意愿负相关和农户承包土地面积与农地证券化意愿正相关。

四、讨论与建议

理论假说1虽然不成立，但在多元线性回归分析中，农户教育年限与农地证券化意愿成正比。所以，年轻一代将是我国农业发展的中坚力量，政府相关部门要向年轻人加强宣传农地证券化，从而吸引其投入农业生产。由于年轻一辈接受过良好的教育，这些相关知识可以整体带动第一产业的科学技术水平。如此一来，不但能一定程度缓解社会就业压力，而且可以优化社会产业结构。农村土地金融化是一项对农户，对社会都有好处的一项创新。所以，相关政府部门应加大农地证券化的宣传力度，尤其是对农户和年轻一辈。

理论假说2的证明表示非农业收入占农户总收入比例与农村土地金融化意愿负相关

现阶段的农户收入结构其实并不太合理，这和我国第二、三产业发展迅速，但第一产业发展较为缓慢的经济大背景有关。所以，我们认为，农户收入结构亟待调整，而由村镇干部和大农户领导，其他农户农地入股的农地证券化，是一条科学合理，并且具有较强可行性的途径。该条途径已经在一些试点村镇成功运行，并取得了不菲的收益。所以，其他村镇可根据自身特点加快进行相应的尝试。

理论假说3给我们的结论是农户承包土地面积与农地证券化意愿正相关

追究其根本原因，在于耕作能力的差异。政府相关部门应该加大对村镇干部和大农户的资金和技术支持，并且集中提高农户耕作能力。由村镇干部和大农户领导，其他农户农地入股的农地证券化，可以降低农业成本，便于农地结构的优化，还可以提高农业资源的利用率。农业收入提高后，就会有大量资金用于研究农业科技，从而使农产品产量近一步提高。农地得到集中管理后，农产品生产过程就能更加系统化，从而监管程序也更可靠，生产的农产品安全性也更高。如果农地证券化顺利实施，会极大得带动相关村镇的经济水平，甚至对国家的宏观经济产生巨大的正面影响。

村镇干部和大农户不干涉情况下，农户愿意农地证券化比例只有27.9%。可见，大多数农户对农地证券化并没有太强的诉求。但是，通过数据分析，我们验证得到假说四成立，即:村镇干部和大农户对其他农户的影响与农地证券化意愿正相关。这是本文最重要的结论，因为该结论指明了实现农地证券化更快捷，更有效的途径。我们认为村镇干部和大农户普遍愿意推广农地证券化。所以，政府农地证券化问题上不需要投入大量的人力，物力，财力来推进农户愿意。政府要做的只是让村镇干部和大农户做领头羊，通过发挥他们的威望和群众基础，使其他农户农地入股，起到以点带面的效果。就能做到稳定所有权、搞活经营权、放开使用权，实现三权分置。

由村镇干部和大农户领导，其他农户农地入股的农地证券化，是一条大有裨益的农地制度创新之路。然而农户对农地证券化并没有强烈的意愿，基于本文得到的结论，提出以下建议来推进农地证券化:

第一，为了更好地推动农地证券化进程，政府相关部门应积极鼓励村镇干部和大农户做农地证券化的带头者，借用他们的影响力吸引越来越多的农户加入农地证券化的队伍中来。

第二，政府相关部门应该加大对村镇干部和大农户的资金和技术支持，进一步降低农业成本，提高农业资源利用效率。

第三，年轻一代是我国农业发展的中坚力量，政府相关部门要向年轻人加强宣传农地证券化，从而吸引其投入农业生产。如此一来，不但能一定程度缓解社会就业压力，而且可以优化社会产业结构。

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