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农户宅基地权抵押融资意愿影响因素
摘 要：本文运用结构方程模型( SEM),以河南省564户农户调查资料为依据,对影响农户宅基地使用权抵押融资意愿的影响因素进行了实证分析.实证结果表明：农户年龄、农户文化程度、农户家庭农业劳动力人数、农户职业类别等变量对其宅基地使用权抵押融资意愿具有显著影响.根据调研结果,本文提出了积极开展农村宅基地使用权抵押融资试点工作,加速推进农村社会保障体系建设进程等建议.
关键词：宅基地使用权；抵押融资；影响因素；结构方程
DOI: 10. 13856/j. cnll-1097／s. 2016. 12. 041
2015年,第十二届全国人民代表大会常务委员会第18次会议一致通过了关于授权国务院在北京市大兴区等232个试点县（市、区）、天津市蓟县等59个试点县（市、区）行政区域分别暂时调整实施有关决定,此决定赋予了中国农村居民更加稳定、有保障的农村宅基地使用权.与此同时,由于农村宅基地自身所具有（拥有）的保（增）值、抵押担保等特有属性,其更容易被农村信用社、村镇银行等金融机构真正认可并接受.也就是说,构建以农村宅基地使用权为主要（核心）实质内容的抵押融资制度,可以真正（彻底）解决长期制约中国农户家庭融资过程中无合适抵押物品的困境.因此,结合中国农村现行经济发展环境,设计符合农村实际情况的农村宅基地使用权融资机制已成为中国农村金融研究界的重要课题之一.
关于农村宅基地使用权抵押融资的研究,学者们从不同视角,对中国农村宅基地使用权抵押融资业务开展的必要性、可行性进行了深入探讨.认为政府部门对农村宅基地使用权抵押市场管理宜“疏”不宜“堵”,人民银行泉州中心课题组(2007)认为农村宅基地使用权抵押融资业务的开展不仅可以进一步优化农村资源配置效率,还可以加快社会资金向农村聚集速度,为中国农村各项产业全面升级提供更多资金支持（吕军书、李茂,2014）；高伟(2007)认为中国农业生产经营与农村金融之间的依存程度、相关程度越来越大,农村宅基地使用权抵押融资业务在农村的全面推广可以加速推动中国农村融资改革步伐,进一步降低涉农贷款（融资）风险.目前,中国农村社会基层稳定,农业经济蓬勃发展,开展农村宅基地使用权抵押贷款业务的基础性、实质性要件已经具备.高圣平、刘萍( 2009)从法学视角,对中国农村开展宅基地使用权抵押贷款业务的可行性、必要性进行了详细的实例分析；尹云松(1995)认为,作为物权中他物权的一种十分重要权利,农村宅基地使用权完全可以以融资抵押标的物身份开展抵押贷款业务；徐剑波,朱敢( 2010)以福建省农户抽样调查资料为基础,对影响宅基地使用权抵押贷款业务全面开展的主要因素进行了分析,认为在积极推进农村宅基地使用权抵押融资试点工作的同时,应全面进行农村宅基地抵押融资制度创新工作,防范农村宅基地使用权抵押融资后可能出现的风险.田芳仪( 2012)从博弈论的角度对中国农村宅基地使用权抵押融资的可行性进行了分析,最终得出了宅基地使用权抵押融资业务的全面开展可减轻中国农村融资压力的结论.
综上所述,学者们从政策、法律等不同视角对中国农村宅基地使用权抵押融资问题进行了深入、详细的研究,为本文实证分析提供了重要的理论依据与实践经验.然而,现有的研究主要是基于法制构建与政策配套机制完善的视角,缺少对抵押当事主体——农户潜在需求意愿的数据分析.为此,本文从农户视角出发,对影响农户宅基地使用权抵押贷款意愿的具体因素进行实证分析,为宅基地使用权抵押融资实践工作提供政策建议.
1 变量选取及模型构建
本文以现有文献为基础,考虑到农村宅基地使用权抵押融资的实际,将影响农户抵押款意愿的因素分为个体特征、家庭特征、信贷约束特征、农户养老保障特征4个方面.
1.1 变量选取
(1)个体特征.个体特征变量由性别、年龄等6个可观测变量构成.高伟(2007)认为,相比女性而言,男性农户思想更趋活跃、更加开放,就业能力更强,以宅基地使用权抵押融资的潜在需求意愿也相对强烈一些.随着农户年龄增大,再加上其婚姻状况、健康状况逐渐变化等影响因素,农户生产经营风险承受能力开始变弱,思想观念也会更加保守,投资意愿逐渐薄弱,宅基地使用权抵押融资的需求意愿也会逐渐减弱（吕军书、李茂,2014）.另外,文化程度越高,农户进一步扩大生产经营意识与能力会逐渐加强,视野也会更加开阔,接受农村宅基地使用权抵押融资这一新事物的速度也更迅速,其对宅基地使用权抵押融资也会产生正确预期.另外,高圣平、刘萍( 2009)指出,中国农村城镇化进程步伐的进一步加快,农户开始呈现多样化、多元化趋势,原本高度一致的农户逐渐出现了异质化、分层化现象,为此,不同的农户职业类别也会对宅基地使用权抵押融资的价值认识产生不同程度影响.
(2)家庭特征.家庭特征变量由家庭总人口、非农收入比重、土地数量3个具体衡量指标.尹云松(1995)认为,对于经商、外出务（打）工收益占整个家庭总收入比重较高,每年家庭平均收入处于中等及其以上、家庭人口数量多的家庭而言,其扩大再生产的意愿较强,农户进行规模化生产、产业化经营需求越强烈,家庭扩大再生产所需生产资金缺口较大,因此,会产生强烈的宅基地使用权抵押融资需求意愿（徐剑波、朱敢,2010）.
(3)信贷约束特征.在宅基地使用权抵押融资中,有信贷经历,对农村小额信贷程序、政策比较为了解的农户而言,他们对宅基地使用权抵押融资交易费用、程序等会做出较客观、合理的准确预期,于是,他们普遍拥有较强的宅基地使用权抵押融资需求意愿（田芳仪,2012）.
(4)社会保障特征.宅基地使用权是农户拥有的一项长期、稳定的土地财产权利之一,其社会保障基础功能较强（蔡玉胜,2010）,假如农户在自己养老、医疗等社会保障方面具有后顾之忧,也必会影响到农户宅基地使用权抵押融资意愿(厉以宁,2008).
1.2 模型选择与建立
对于那些影响宅基地使用权抵押融资意愿的因素中的难以直接观察与测量的潜在变量的分析,运用传统的模型不能够妥善处理,而运用结构方程模型进行实证分析,则上述问题可迎刃而解.
第一步,根据上文对个体特征等变量分析,现构建农户宅基地使用权抵押融资需求意愿的结构方程理论模型,如图1所示.
第二步,建立能够反映、揭示可观测变量、潜变量两者之间因果联系的农户宅基地使用权抵押融资需求意愿的结构模型,该结构方程包括测量方程、结构方程模型两部分,具体模型方程可表述为：
测量方程：
式中,X代表外生指标构成的向量组,y代内生指标所构成的向量组；与分别代表X与Y在测量方程上方面的误差值；代表指标X与代表各潜变量∈之间关系,A表示指标Y与代表潜变量之间相关关系；∈代表的外生潜变量,代表内生潜在变量；与分别代表外生潜变量∈对代表宅基地使用权抵押融资内生潜变量两者之间相互影响的结构系数矩阵；代表残差值.
第三步,构建农户宅基地使用权抵押融资意愿影响因素的结构方程分析模型,具体内容如下：
式中,Y、y、y、y、Ys分别表示农户个人特征变量、家庭特征变量、信贷约束特征变量、社会保障特征变理、宅基地抵押贷款意愿,Xl～代表农户年龄、性别及其婚姻状况等17个可观测变量,代表各个潜变量之间的路径系数,为各潜变量与可观测变量之间的载荷系数,代表残差项.
1.3 变量定义
农户是否拥有宅基地使用权抵押融资意愿是一个不连续、多项的无序型变量,本研究将其取值范畴限定为[1-3],即“无宅基地使用权抵押融资意愿”定义为y等于1,“宅基地使用权抵押融资意愿弱”定义为y等于2,“宅基地使用权抵押融资意愿强”定义为y等于3.各自变量的具体定义.
2数据来源和基本情况
2.1 数据来源
本研究分析数据均来源于河南财政金融学院2014级、2015级工商管理系、会计系学生于2015年5月1～10日、2015年12月1～5日,对于河南省濮阳县、汝阳县、杞县、固始县564农户进行的抽样调查.本次问卷调查总共抽选孟轲乡、岳村乡、上店镇等8个乡（镇）、惠寨村新田村等16个自然村（庄）作为宅基地使用权抵押融资样本选取点（表3）.本次农村宅基地使用权抵押融资抽样调查活动,共向濮阳县等4个县调研农户发放问卷680份,共收回640份,其中,有效问卷564份.
2.2样本基本情况
样本涵盖河南省濮阳县、汝阳县、杞县、固始县4个县,孟轲乡、岳村乡等8个乡（镇）,16翟庄村、南田村等个自然村（庄）,女性农户306人,占调查样本总体(564)的54. 3%,男性农户258人,占调查样本总体(564)的45.7%；调查样本中,具有初中及其以下文化程度农户占总体（564人）16.7%,94人,具有高中文化程度占总体（564人）50. 6%,285人,中专文化及以上程度占样本总体32. 7%,共185人,见表3.
3 模型检验
3.1 样本的信度、效度分析
为了验证本次宅基地使用权抵押融资意愿调查数据的可靠程度及有效程度,本研究采用统计软件SPSS20.0针对个体特征、家庭特征、信贷约束等5个潜在变量,年龄、性别、婚姻状况等17个可观测变量信度、效度进行了测算.结果表明,此次抽样调查问卷的整体性良好、同质程度优良（其Cron-bach´ sa值为：0.9080）,个人特征、家庭特征等5个潜变量指标的一致性良好（Cronbach´ sa值分别为：0. 743、0.763、0.783、0.866、0.656）.另外,农户年龄、农户性别、农户婚姻状况等17个可观测变量的标准因子载荷系数值（临界值：0.6）、标准因子载荷值（临界值：0.5②）均超过了临界值.这充分说明在本次宅基地使用权抵押融资意愿调研中,
3.2 探索性因子分析
首先,本研究对年龄、性别、婚姻状况等17个可观测变量的相关系数矩阵进行了统计分析,由分析结果可知,年龄、性别、婚姻状况等17个可观测变量之间的相关系数值都超过最低值要求（临界值为0.3）.另外,本研究运用SPSS 20.0软件对此次宅基地使用权抵押融资意愿调查资料数据进行了KMO值验证、巴特立特球体测算(Bartlett´stest).结果表明,此次宅基地使用权抵押融资意愿抽样调查数据整体KMO的数值为0.956（超过临界值0.7）.与此同时,巴特立特球体检验( Bartlett´stest)值为3178. 534,且P<O. 001.
3.3 验证性因子分析(CFA)
为了进一步分析实证模型是否合理、规范,本研究运用AMOS 6.0软件对此次农户宅基地使用权抵押融资意愿调查数据进行了验证性因子测算.结果如表5所示,年龄、性别、婚姻状况等17个可观测变量的CR数值比较高（均大于临界值1.96）,这充分说明农户宅基地使用权抵押融资意愿潜变量与可观测变量之间非常适合做因子分析.
3.4 结构方程模型检验
本研究选取（相对卡方）、RMSEA（近似误差均方根）等6个具体指标来对河南省农户宅基地使用权抵押融资意愿结构方程拟合优、劣程度进行测算.农户宅基地使用权抵押融资意愿结构方程（相对卡方）、RMSEA（近似误差均方根）等具体指标估算值均达到了最低建议值要求,这充分说明农户宅基地使用权抵押融资意愿模型与本次调研数据之间的整体拟合程度非常好.
4 结构方程模型结果分析
由图2可知,农户的家庭特征对宅基地使用权抵押融资需求意愿的影响程度最为明显,社会保障特征的影响程度次之.
4.1 个人特征
农户年龄这一可观测变量与农户宅基地使用权抵押融资需求意愿之间呈负相关关系,这充分表明随着农户年龄的不断增长,农户以宅基地使用权抵押融资需求意愿逐渐弱小.实地调查发现,“无债一身轻”的传统观念对农户仍有较为深层次影响,与此同时,年龄较大的农户进一步扩大农业生产经营规模的愿意较弱.与此相反,对于年龄较轻的农户思想活跃,对新生事物的接受速度较快,利用宅基地使用权抵押所得资金进一步扩大生产经营的需求更加强烈.
文化程度这一可观测变量与农户宅基地使用权抵押融资需求意愿之间呈正向相关关系,这充分说明农户文化程度（水平）愈高,农户开展农村宅基地使用权抵押融资积极性就相对强烈一些,调研发现,对于文化程度（水平）相对较高的农户来说,其对于新事物的接受、认可的速度就愈快,对宅基地使用权进行抵押贷款收益的预期会更高,为此,他们通过农村宅基地使用权抵押融资来进一步扩大生产（经营规模）的意愿更加强烈.
性别、婚姻、健康状况这3个可观测变量对于以宅基地使用权为标的进行抵押融资需求意愿所产生的影响没有通过显著性检验.最有可能的解释就是,由于受到内部、外部两重环境因素的直接影响,抽样调查地区的样本农户需求意愿出现了趋同现象,直接削弱了性别、婚姻、健康状况3个可观测变量对农户宅基地使用权抵押融资需求意愿的影响程度.
另外,职业类别这一可观测变量在5%统计水平下对宅基地使用权抵押融资意愿具有正向影响.对于以农业生产经营活动为主要家庭收入来源的农户来说,其在种植、养殖、扩大生产规模等方面产生的资金缺口基本上可以依靠整个家庭日常的积累资金就可以得到解决；对于一些经常经商、外出务工农户家庭来说,由于其长期离土离农,农村宅基地的生存保障功能已经逐步弱化,相反,宅基地资产要素特性则日渐凸显,因此,宅基地使用权抵押融资业务的开展恰好迎合了其进一步扩大生产经营的需求更加强烈意愿.调查发现：对于职业分化程度、经济分化程度较高的农户来说、非农收入比重越高（如外出经商、打工农户）,农户家庭收入来源途径就越广泛,对于其拥有的宅基地使用权的依赖程度就越低,在一定程度上会促使农户把自己的宅基地使用权抵押至农村信用社等金融机构,以解决其扩大经营规模所产生的资金缺口,因此,其利用宅基地使用权抵押融资需求更加强烈.
4.2家庭特征
“农业劳动力人数”这一可观测变量对宅基地使用权抵押融资意愿的影响呈现正向相关关系,且通过了5%显著性检验,这表明农业劳动力较为富足的家庭以宅基地使用权抵押贷款需求意愿更强烈.“非农业收入比重”这一可观测变量在10%统计水平下通过了显著性检验,这说明“非农业收入比重”变量对农村宅基地使用权抵押融资意愿的具有显著正向影响,也就是说,一个家庭非农就业人口占家庭总人口比例（比重）愈高,农户开展农村宅基地使用权抵押融资积极性就相对较差一些.调查发现：对于经商、外出务（打）工收益占整个家庭总收入比重较高,每年家庭平均收入处于中等及其以上、家庭人口数量多的而言,其扩大再生产的意愿较强,农户进行规模化生产、产业化经营需求越强烈,家庭扩大再生产所需生产资金缺口较大,因此,会产生强烈的宅基地使用权抵押融资需求意愿.
4.3 信贷约束特征
在反映该潜变量的3个可观测变量中,仅有“对小额信贷的了解与信贷经历”这一可观测变量在10%统计水平下通过了显著性检验,这表明正规信贷经历这一可观测变量对于农户宅基地使用权抵押融资潜在意愿影响较大.也就是,对于曾经有过正规信贷经历的农户家庭而言,其宅基地使用权抵押融资需求资意愿则比较强烈.调查发现,由于受信息交流成本（费用）影响,农户对正规金融机构所开展的信贷业务持有消极预期,再加上信贷成本（费用）高、申请融资程序繁杂等因素,直接抑制农户正规信贷融资需求意愿,形成了“无信心的非借款者”.相比之下,对于曾经通过正规信贷途径获取过资金的农户来说,他们对宅基地使用权抵押融资业务所需的交易成本容易形成正确预期,最终,宅基地使用权抵押融资意愿较高.
4.4社会保障特征
在反映社会保障特征的可观测变量中,“宅基地土地在社会保障中的作用”这一可观测变量在5%统计水平情况下,通过了方程显著性检验,说明“宅基地土地在社会保障中的作用”变量与农户宅基地使用权抵押融资意愿之间呈负向相关关系；结构方程中“是否参与社会养老保障”这一可观测变量在5%统计水平情况下,通过了显著性检验,也就是说“是否参与社会养老保障”这一可观测变量同农户宅基地使用权抵押融资意愿呈正向相关关系,即在当前农村社会保障体系并不十分完善的条件下,农村宅基地作为农户现实中所拥有的一项十分重要的土地财产,在经济上、精神上对农村宅基地均有着的巨大、强烈的依赖,因此,农户以宅基地使用权抵押融资需求意愿不太强烈.
5 政策建议
(1)尝试宅基地使用权抵押融资试点工作.可以挑选一些制度、法律、经济等基础条件相对成熟的农村地区开展农村宅基地使用权抵押融资试验,从已经办理过农村宅基地使用权业务的农户家庭中,选择那些在村中影响力度较大、经济实力比较厚者开展农村宅基地使用权抵押融资业务培训、示范、培植等相关工作,抵押融资试点成功之后再逐步在全国农村范进行推广.
(2)加强农村社会保障体系建设.根据河南省实地调查与实证分析可知,目前农户所拥有的宅基地仍然充当着养老、医疗等强大的基本生活保障角色,也就是说,失去宅基地就失去了一项稳定、可靠的基本生活保障,不仅本代人要承担整个家庭居住潜在风险,还有可能给下几代人的生活带来一定程度潜在危机.因此,应逐步健全（完善）农村各项社会保障制度（机制）,进一步弱化农村宅基地的居住、养老等保障功能,使其真正回归资本的属性,以全面提升农村宅基地经济价值.
(3)完善宅基地使用权抵押融资相关制度.按照《深化农村改革综合性实施方案》要求在完成农户宅基地确权基础上,改革完善中国农村宅基地制度,进一步探索农民住房保障新型机制,为农户宅基地使用权抵押融资提供制度保障.
(4)对农户开展农村宅基地使用权抵押融资相关理论知识培训,特别要加大对女性农户、年纪较大者宅基地使用权抵押融资相关政策宣传力度,普及农户宅基地使用权抵押融资方面的理论知识,促使相关农户早日形成对宅基地使用权抵押融资的正确预期.
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