河南省农村土地收益保证贷款的农户意愿影响因素分析——基于合理行动理论(TRA)的估计

杜 华

(河南财政金融学院，河南郑州 451464)

农村土地收益保证贷款是农民将自己承包土地未来一定期限内的经济收益作为抵押担保向农村信用社等金融机构申请抵押贷款的一种融资方式，该业务的开展是以不改变农村土地生产用途及产权归属为前提条件的，农民将自己家庭承包经营土地的2/3流转给物权融资公司(企业)，然后物权融资公司(企业)将农村土地转包给此农户经营，与此同时，物权融资公司(企业)向农村信用社等金融机构提交与农民家庭共同偿还银行借款的承诺书，最后农村信用社等金融机构向农民家庭提供贷款[1]。

由于我国农村土地收益保证贷款试验时间不长，相关统计数据资料尚不丰富，现有文献只是从理论层面对农村土地收益保证贷款业务的开展进行了描述性分析。沙云龙对吉林省农村土地收益保证贷款业务在开展过程中遇到的难点问题进行了实证分析[2]。孙杰光从农村土地收益保证贷款业务风险角度出发，对吉林省土地收益保证贷款业务开展的必要性及其发展前景进行分析[3]。孙建星等对吉林省土地收益保证贷款融资模式的创立背景、具体运作流程[4]、创新点及成效进行了分析[5]。杨利峰等从物权融资公司角度对土地收益保证贷款现状及存在的问题进行了分析[6]。张文汇对农村土地收益保证贷款融资模式进行了分析[7]。郭明宇研究了农村土地收益权担保贷款业务如何激活农村金融市场[8]。吴真等以吉林省梨树县、四川省、河北省张北县为例，对农村土地流转收益保证贷款试验存在的问题进行了实地调研[9-11]。刘炎周等以316名银行从业人员为样本，对金融机构开展农村土地流转收益保证贷款意愿进行了实证研究[12]。

基于对现有文献的梳理可知，这些学术研究主要是从农村土地收益保证贷款业务开展的重要意义、必然性、存在的问题等宏观层面进行的分析，但其分析缺少大量微观数据的支撑，更缺少对农村土地收益保证贷款抵押当事主体(农民)主观性意愿的实证性分析。为此，本研究以河南省濮阳县、杞县、固始县、汝阳县的调查数据为依据，基于合理行动理论(theory of reasoned action，简称TRA)对农村土地收益保证贷款的农户意愿及其影响因素进行实证性分析，以期为我国农村土地收益保证贷款业务运行机制的构建、配套制度的设计提供数据支持。

1 理论分析

由TRA基本原理可知，一个人对于某事项的主观性判断可通过其主动参与某项行为的意愿直接反映出来。影响一个人实际行为的主观意愿主要由个人行为态度、主观规范、感知行为控制等3个方面内容构成。据此，本研究提出以下3个假说。

1.1 农户积极行为态度影响农户参与农村土地收益保证贷款意愿

农户行为态度指农户对农村土地收益保证贷款业务稳定且长期持有的倾向或立场，是经过农户本人评析、概念化后形成的观点或认识。本研究主要从价值理性、经济理性与生存理性等3个方面对农户参与农村土地收益保证贷款的行为态度进行描述。

1.2 主观规范影响农户参与农村土地收益保证贷款意愿

农户个体主观规范是指农户对于农村土地收益保证贷款这一具体行为举动进行最终决策时，所感受到的来自其周围的一些较为重要人士(如亲朋好友、同学)等各个方面的压力，农户愿意尝试进行农村土地收益保证贷款行为的倾向程度。本研究用家人认为农村土地收益保证贷款有意义、本村邻里认为农村土地收益保证贷款具有重要意义、亲戚朋友认为农村土地收益保证贷款具有重要意义、收益保证贷款先行者认为农村土地收益保证贷款有意义等4个可观测变量对农户主观规范如何影响其行为意愿进行分析。

1.3 感知行为控制影响农户参与农村土地收益保证贷款意愿

农户个体感知行为控制主要由农户自身信念控制、行为感知提升2个层面构成，具体来说，就是指农户本人对农村土地收益保证贷款这一特定行为进行实际控制的感知能力及程度。如果其自身已具备较高的行为能力，同时，农户所能够拥有与支配相关的资源与机遇愈多，其感知行为控制能力就愈强。

2 数据来源与及模型构建

2.1 数据来源

河南财政金融学院农村金融课题组于2015年6—8月对河南省濮阳县、杞县、固始县、汝阳县进行了实地调查，这些县是河南省典型的农业大县，人均耕地面积846.67 m2，基本完成了农村土地确权工作。本次调查以圈层理论为指导，按照近效、中效、远效的原则确定样本村镇，样本数据涵盖河南省4个县8个乡(镇)30个自然村，共发放问卷590份，回收并去除无效问卷后，有效问卷为562份(表1)。

表1调查样本分布

2.2 模型构建

首先，构建农村土地收益保证贷款农户意愿的结构方程理论模型(图1)。

其次，建立反映农村土地收益保证贷款的农户意愿可观测变量与潜在变量之间因果关系的模型，该模型由测量方程与结构方程等2部分组成[13]，具体如式(1)、式(2)所示：

测量方程：

X=∧Xξ+δ，Y=∧Yη+ε。

(1)

结构方程：

η=γξ+βθ+φ。

(2)

式中：X表示农村土地收益保证贷款的农户意愿影响因素测量方程的外生指标向量；Y表示农村土地收益保证贷款的农户意愿影响因素测量方程的内生指标向量；δ和ε分别表示X向量、Y向量在测量上产生的误差；∧X表示指标X与潜变量ξ间的关系；∧Y表示指标Y与潜变量η之间的关系。η表示农村土地收益保证贷款的农户意愿影响因素方程的内生潜在变量；γ与β分别表示方程内生潜在变量ξ与内生潜变量其θ之间的相互影响结构系数矩阵；φ为残差项。

最后，构建农村土地收益保证贷款农户意愿影响因素的结构方程模型，具体如下：

y1=γ11X13+γ12X14+γ13X15+γ14X16+ζ1；

y2=β21y1+γ21X1+γ22X2+γ23X3+γ24X4+γ25X5+γ26X6+γ27X7+ζ2；

y3=β31y1+γ31X8+γ32X9+γ33X10+γ34X11+ζ3；

y4=β41y1+γ41X12+γ42X13+ζ4。

式中：y1、y2、y3、y4分别表示农村土地收益保证贷款的农户行为意愿、行为态度、主观规范、感知行为控制等4个潜变量；X1～X16表示16个具体的可观测变量。

3 模型检验及数据分析

3.1 样本的信度、效度分析

为进一步验证农村土地收益保证贷款农户意愿调查问卷的可靠性与有效性，本研究运用统计分析软件SPSS 20.0对此调查问卷进行信度分析。调查问卷整体的Cronbach’s α值为0.960，由表2可知，农村土地收益保证贷款农户行为态度、主观规范、感知行为控制、行为意愿等4个潜变量的Cronbach’ s α值分别是0.835、0.873、0.793、0.952，说明此次调查问卷的各项测量指标一致性良好，即本调查问卷的同质度较好。同时，可观测变量标准因子载荷系数值均在0.6左右，仅有1个可观测变量(X6参与收益保证贷款利大于弊)的载荷系数值小于0.5，说明农村土地收益保证贷款的农户意愿影响因素结构方程各潜变量的结构效度良好。

表2样本信度、效度及因子分析结果

注：*表示根据Fornell等的研究评价问卷会聚有效性原则，所有标准化的因子载荷应大于0.5且达到显著水平[14]。

3.2 探索性因子分析

首先，本研究对农村土地收益保证贷款的农户意愿影响因素结构方程中16个可观测变量的相关系数矩阵进行测算，结果显示，16个可观测变量相关系数值均大于最低临界值 0.3。其次，本研究使用SPSS 20.0统计分析软件对此次农村土地收益保证贷款的农户意愿影响因素调研数据进行KMO(kaiser-meyer-olkin)检验测算及巴特立特球体检验(Bartlett’ s test)分析。结果显示，此次调研数据的KMO值为0.982(大于最低临界值0.7)，巴特立特球体检验(Bartlett’s test)值为3 157.534，且P<0.001。因此，此次农村土地收益保证贷款的农户意愿影响因素调查数据具有较高的相关性，适宜作因子分析。

3.3 验证性因子分析

为验证农村土地收益保证贷款的农户意愿影响因素路径模型结构的合理性，本研究运用AMOS 7.0软件对农村土地收益保证贷款的农户意愿影响因素调研数据进行验证性因子分析(confirmatory factor analysis，简称CFA)。由表3可知，农村土地收益保证贷款的农户意愿影响因素可观测变量的临界比(critical ratio，简称C.R.)值均大于1.96，说明农村土地收益保证贷款的农户意愿影响因素潜变量与可观测变量之间的拟合度良好。

3.4 结构方程模型检验

本研究选取相对卡方(χ2/df)、近似误差均方根(root mean square error of approximation，简称RMSEA)、相对拟合指数[拟合优度指数(goodness-of-fit index，简称GFI)、规范拟合指数(normed fit index，简称NFI)、修正拟合指标(tucker-lewis，简称TLI)、比较拟合指数(comparative fit index，简称CFI)]等6个具体指标对农户参与农村土地收益保证贷款意愿影响因素结构方程的拟合优、劣程度进行测算。由表4可知，农户参与农村土地收益保证贷款意愿影响因素结构方程的χ2/df、RMSEA等指标测算值都低于最高建议值，充分说明农户参与农村土地收益保证贷款意愿影响因素的结构模型与此次调研数据之间的拟合程度较好。

3.5 结构方程模型数据分析

3.5.1 农户行为态度 由图2可知，农户行为态度对其农村土地收益保证贷款意愿的路径系数值为0.678，在1%统计水平上显著，说明农户积极的行为态度能够提升其农村土地收益保证贷款的意愿，从而验证了“1.1”节假设的正确性。

由表2可知，X1、X2等2个变量的标准因子载荷系数值分别为0.628、0.712，是行为态度中载荷系数较高的2个变量。X3、X4等2个观测变量的标准因子载荷系数值分别为 0.656、0.602，它们对农户的行为态度产生正向影响。

然而，在表示价值理性的3个可观测变量中，X6的标准因子载荷系数为0.475，小于最低临界值(0.5)，说明X6对农村土地收益保证贷款的农户意愿影响不显著；X7的标准因子载荷系数为0.508，说明此变量对农户行为态度的影响程度较小。由此可知，河南省农户农村土地收益保证贷款意愿正处于由生存理性阶段向经济理性阶段的过渡期，但完全价值理性阶段仍没有真正形成。原因可能是农户家庭居住、生活条件与城镇居民相比仍存在一定差距，为此农户通过农村土地收益保证贷款的方式来进一步改善自己家庭居住、生活条件的意愿十分强烈。

3.5.2 农户主观规范 由图2可知，主观规范对农户参与农村土地收益保证贷款行为意愿的路径系数值为0.636，且在1%统计水平上显著，说明主观规范与农户参与农村土地收益保证贷款行为意愿之间呈正相关关系，从而验证了“1.2”节中假设的正确性。在农户主观规范之中，X8、X11等2个变量的标准因子载荷系数值分别是0.608、0.589，大于X9、X10等2个变量的标准因子载荷值(0.512、0.507)，说明农户在进行农村土地收益保证贷款决策时，更加在意家人及收益保证贷款先行者的观点及意见。另外，由于受攀比心理的影响，在决定是否参与农村土地收益保证贷款时，农户也会适当考虑本村邻里及亲戚朋友对此行为的具体看法，但并不是农户农村土地收益保证贷款行为决策的重要参考。

注：“*”、“**”、“***”分别表示在10%、5%、1%水平上显著；“<-”表示不同变量的路径系数；“—”表示无此值。

表4模型拟合指数

3.5.3 感知行为控制 由图2可知，感知行为控制对其行为意愿呈显著正相关关系，路径系数为0.629，且在1%水平下显著，从而验证“1.3”节中的假设成立，表明感知行为控制能力较高的农户，其收益保证贷款行为意愿产生得越强。另外，由表2可知，X12的标准因子载荷值为0.623，即此变量对感知行为控制具有正向影响，表明农户有足够能力承担可预见的风险，同时，X13的变量标准载荷系数为 0.605，表明农户对国家实施的惠农信贷政策较满意。

4 政策建议

4.1 在全国部分地区开展农村土地收益保证贷款试点业务

可以挑选一些制度完善、法律健全、经济条件较好的市(县)开展农村土地收益保证贷款试验工作。从已经办理过农村土地收益保证贷款业务的农户家庭中，选择影响力强的人大幅度地展开业务示范、流程讲解等工作，农村土地收益保证贷款试点成功之后再逐步在全国农村范围内全面推广。

4.2 加强农村土地收益保证贷款配套制度建设

首先，通过多元化的金融产品供给(差异化的农村土地收益保证贷款额度、贷款利率、还款期限等)来满足农户差异化融资需求。其次，合理设定农村土地使用权处置(流转、拍卖)的限制性条件。比如，可以规定在农村土地使用权处置(流转、拍卖)开始前，必须经过由法院(仲裁委员会)主持的债务调解过程，给予抵押贷款农户一定的宽限期，如6个月，让债务人有充足的时间寻找偿还贷款的途径。最后，建立农村土地资源信息共享平台。建议由河南省人民政府金融服务办公室、河南省农业厅牵头建立农村土地资源信息共享媒介，进一步降低物权公司(企业)及农村信用社等金融机构对农村土地确权调查的成本(费用)，提升抵押贷款工作的发放效率。

4.3 完善农村社会保障体系

目前，农户家庭收入的来源渠道日趋多元化，但仍有很多农户家庭在经济上、精神上对土地有着强大的依赖性，农户对

土地收益保证贷款业务的态度十分谨慎，恐怕由此会失去土地，而此状态实质就是，在农村社会保障体系严重缺失的条件下，农户发自内心的一种自我保护。为此，必须进一步完善、健全河南省农村社会保障体系，把更多的农村家庭从对农村土地依附的状态下真正地、全面地解放出来，还原农村土地资产要素的基本属性。

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