胡振華，盧怡康

(溫州大學 商學院，浙江 溫州 325035)

在新中國的發(fā)展歷程中，土地問題一直是關系著整個民族命運的重點，而農地問題又是重中之重。從2004年《關于促進農民增加收入若干政策的意見》到2015年《關于加大改革創(chuàng)新力度加快農業(yè)現(xiàn)代化建設的若干意見》，中共中央一號文件連續(xù)12年聚焦“三農”，可見領導層對“三農”問題的重視。然而，“農村，農業(yè)，農民”問題的解決始終處于平臺期。造成這些問題的根本原因就在于農地制度創(chuàng)新的的系統(tǒng)性缺乏。要突破這個瓶頸，農地制度就需要深度改革。國內外研究學者認為，在現(xiàn)行條件下，農地證券化一個較為可行的方式，即農地包含使用權在內的承包經(jīng)營權的證券化。具體來說，就是將農村土地的使用權或收益權細分成一定數(shù)量的有價證券，然后，通過第三方金融機構進行交易。目前，對農地證券化的研究，主要集中在農村土地證券化的模式構建，農村信貸機構不足和缺失，以及與農村土地證券化相關法律問題等。很少有學者或研究機構從農地所有者村集體角度出發(fā)，研究農地證券化的可行性。大多數(shù)的研究都是在農村土地證券化這一大背景下進行的，不具備地區(qū)針對性。

本文基于浙江省東陽市12個村鎮(zhèn)的調研，分析農戶對農地證券化的意愿情況，并得出影響農戶意愿的主要因素。近年來，浙江省東陽市第二，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展極為迅速，尤其以橫店鎮(zhèn)為代表的影視業(yè)發(fā)展，備受關注。然而，據(jù)不完全統(tǒng)計，東陽市的農地面積約占東陽市總面積的1/6，但是東陽市的農產(chǎn)品產(chǎn)量并不高，東陽市農地資源受到了一定程度的浪費。另一方面，農業(yè)從業(yè)者收入與二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)者收入差距懸殊，造成了東陽市貧富兩極分化現(xiàn)象。筆者認為農地證券化將極大改善農戶的融資問題，提高農地資源的利用效率，并帶動東陽市農業(yè)的整體發(fā)展。任何制度的創(chuàng)新以及推廣，都需要與其相關主體的參與，所以農戶對農地證券化的意愿調研就顯得很重要。本次調研的目的在于:一方面分析中小農戶對農地證券化的接受意愿，以及影響他們意愿的主要因素;另一方面，分析村鎮(zhèn)干部和農業(yè)大戶對農地證券化的看法和意愿，以及其在中小農戶中的影響力。

一、理論假說

(一)農地證券化意愿具體設定

本文中農地證券化以農村土地使用權和收益權證券化為具體措施，其根本目的在于改善農戶融資困難。本次調研的目的是通過實地采訪和問卷調查了解東陽市農戶對通過農地證券化方式進行融資的認可程度以及意愿水平。從具體的現(xiàn)實情況出發(fā)，農戶對農村土地證券化的意愿可以分成兩種類型:(1)一種設定是二項意愿。具體來說就是農戶對通過質押農村土地使用權或經(jīng)營權來進行融資的態(tài)度，只有兩種選擇，不是“愿意”就是“不愿意”;(2)另一種設定是多項意愿，由于現(xiàn)實生活中，農戶有多種方式進行融資，比如向親朋好友借款，通過銀行進行固定資產(chǎn)抵押貸款，甚至向個人或民間組織高利貸款等等。在該項設定情況下，就需要先對農戶對于各種融資方式進行偏好性調查，然后，對農戶對于農地證券化融資意愿統(tǒng)計調查。如此一來，調研工作的工作量將增加很多，而且調研課題的復雜程度也將極大提高。我們從調研的根本目的出發(fā)，認為二項意愿設定，不僅簡單，而且更加適合課題，比較具有針對性。所以，最終決定農戶對農地證券化意愿具體設定為農戶對農村土地證券化融資二項意愿，不是“愿意”就是“不愿意”。

(二)農地證券化意愿的主要影響因素

農地證券化的一個重要作用就是讓農村土地流轉起來，具體方式是通過將農村土地使用權和收益權做為抵押憑證，通過第三方金融機構進行交易，從而使農地有效流轉。所以，從農戶對土地流轉主要意愿影響角度來分析農地證券化意愿的主要影響因素，是比較科學可信的。農戶對土地流轉態(tài)度和意愿的影響因素可分為兩方面:一是農戶本身的內部因素。一方面，影響農地流轉的基本因素，決定于農戶家庭的基本特征，比如農戶家庭的人口結構，具備勞動能力個數(shù)，平均年齡，平均教育水平等。另一方面，決定農地流轉的動力因素有農戶的收入水平和結構，承包農地的面積大小，農耕技術水平等;二是影響農戶意愿的外部因素。在調研過程中，有一個重要的發(fā)現(xiàn)，那就是大農戶和村鎮(zhèn)干部對其他農戶土地流轉意愿有巨大的影響作用。分析得出結論，大農戶和村鎮(zhèn)干部在農戶中具有一定的威望，農戶更傾向于將農地使用權和收益權出售給他們。另外，農戶對農地證券化政策的認可和了解程度，農戶對土地入股制度的理解程度等也會影響其對土地流轉的意愿。

(三)理論假說

為了數(shù)據(jù)收集、處理以及分析具有針對性和目的性，我們的理論假說在農戶對農地證券化意愿的二項設定(不是“愿意”就是“不愿意”)下進行。由于農戶意愿受農戶家庭的基本特征，農戶收入結構，農戶承包土地面積以及大農戶和村鎮(zhèn)干部的意愿這4個主要方面影響。我們從“理性人”“經(jīng)濟人”以及農戶合理認知角度提出以下4個假說:

1.假說1:農戶家庭勞動力小于40歲人數(shù)占比與農地證券化意愿正相關

農戶家庭的平均年齡與農地證券化意愿不相關，但是農戶家庭勞動力中小于40歲人數(shù)較多的，由于這些年齡段的人具有大量的時間和精力，受教育水平高，并且大多是風險愛好偏向者，喜歡嘗試新事物，對新政策的接受能力強，所以，認為農戶家庭勞動力小于40歲人數(shù)占比與農地證券化意愿正相關。

2.假說2:非農業(yè)收入占農戶總收入比例與農村土地金融化意愿負相關

農戶收入結構與農地證券化意愿的關系比較復雜，因為農戶收入結構問題本身就涉及到很多方面的知識。所以，筆者將農戶的收入結構簡化，分為以下兩種收入:農業(yè)收入和非農業(yè)收入。非農業(yè)收入占總收入較多的農戶家庭，從事農業(yè)勞動大部分只是為了滿足自己家庭的飲食需求。他們對農村土地金融化并沒有太大興趣，甚至不愿意自家農地證券化，所以，非農業(yè)收入占農戶總收入比例與農村土地金融化意愿負相關。

3.假說3:農戶承包土地面積與農地證券化意愿正相關

農戶承包農村土地越多，說明了該類農戶，具有較豐富的農業(yè)知識，能夠比其他農戶更充分得利用農業(yè)支援，農地產(chǎn)量也更高，收益也更多。也就是說，他們能更好得控制農業(yè)成本，在單位面積的農地獲得更高的產(chǎn)出。為了獲得更多收入，他們會愿意推動農地證券化，農戶承包土地面積與農地證券化意愿正相關，根本原因在于耕作能力越強的農戶會承包越多的農地。

4.假說4:村鎮(zhèn)干部和大農戶的影響與農地證券化意愿正相關

負責農村土地分配流轉的村干部和大農戶在其村鎮(zhèn)農戶中具有一定的影響力。由于，村鎮(zhèn)干部和大農戶具有一定的農業(yè)專業(yè)知識和群眾基礎，其他農戶更愿意將自己的農地以股份形式轉讓給他們。如此一來，其他農戶不僅自己的農業(yè)成本也得到了降低，而且還能獲得有一定保障性的分紅收益。所以，認為村鎮(zhèn)干部和大農戶的影響對農戶農地證券化意愿起到正向推動作用。

二、數(shù)據(jù)來源、調研過程以及變量分析

(一)數(shù)據(jù)來源

在東陽市農業(yè)局協(xié)助下，本次調研涵蓋了4個鎮(zhèn)，兩個街道共12個村鎮(zhèn)(南馬鎮(zhèn)花園村，橫店鎮(zhèn)繞溪村、金馬村和路西村，郭宅鎮(zhèn)郭宅一村、郭宅三村和山后村，南市街道南市村，城東街道李宅一村、李宅四村、蔡盧村和六石鎮(zhèn))。本次調研所選取的4個鎮(zhèn)和兩個街道基本涵蓋了東陽市高、中、低三個層次的經(jīng)濟發(fā)展水平，而且他們的經(jīng)濟發(fā)展模式都有所不同，有以服務業(yè)為主，有以工業(yè)為主，也有以農業(yè)為主。鎮(zhèn)和街道所屬村鄉(xiāng)也經(jīng)過一定條件的篩選，盡可能使其代表鎮(zhèn)和街道的總體水平。本次調研得到的數(shù)據(jù)和結論比較具有代表性和可信性。

由于調查數(shù)據(jù)比較新，為保護課題組的知識產(chǎn)權，決定只采用與我們課題理論假說因素有關的數(shù)據(jù)，并簽署保密條款，防止數(shù)據(jù)泄露。采用的調查問卷數(shù)據(jù)涉及被調查農戶家庭的年齡結構(40歲以下人數(shù))、收入結構(農業(yè)收入、非農業(yè)收入)、承包農地面積、村鎮(zhèn)干部和大農戶對其他農戶意愿影響(沒有村鎮(zhèn)干部和大農戶協(xié)助的調研、在村鎮(zhèn)干部進行意愿干涉情況下的調研、在大農戶進行意愿干涉的情況下的調研、在村鎮(zhèn)干部和大農戶共同進行意愿干涉的情況下的調研)共4個方面8個變量。本次調研調查問卷共計500份，經(jīng)過整理得到有效問卷482份，有效率達到了96.40%，本次調研問卷工作完成度良好。

(二)調研過程

本次調研工作流程如圖1所示。

(三)變量分析

本次數(shù)據(jù)分析中，被解釋變量是農戶對土地金融化的意愿，而根據(jù)本文的四個理論假說，需要數(shù)據(jù)統(tǒng)計的為以下8個自變量:被調查農戶家庭的年齡結構(40歲以下人數(shù))、收入結構(農業(yè)收入、非農業(yè)收入)、承包農地面積、村鎮(zhèn)干部和大農戶對其他農戶意愿影響(沒有村鎮(zhèn)干部和大農戶協(xié)助的調研、在村鎮(zhèn)干部進行意愿干涉情況下的調研、在大農戶進行意愿干涉的情況下的調研、在村鎮(zhèn)干部和大農戶共同進行意愿干涉的情況下的調研)。表1為上述變量數(shù)據(jù)預處理。

圖1 調研工作流程

表1 部分數(shù)據(jù)信息和賦值情況

表2～表5是各變量占比情況及與各變量對應的農戶農地證券化意愿情況。

表2 40歲以下人數(shù)在農戶勞動力人數(shù)占比與農戶農地證券化意愿

表3 非農業(yè)收入在農戶總收入占比與農戶農地證券化意愿

表4 承包面積與農地證券化意愿

表5 村鎮(zhèn)干部和大農戶對其他農戶農地證券化意愿的影響

從以上數(shù)據(jù)可以大致看出，被調查農戶家庭的年齡結構(農戶勞動力中40歲以下人數(shù))、收入結構(農業(yè)收入、非農業(yè)收入)、承包農地面積、村鎮(zhèn)干部和大農戶對其他農戶意愿影響(沒有村鎮(zhèn)干部和大農戶協(xié)助的調研、在村鎮(zhèn)干部進行意愿干涉情況下的調研、在大農戶進行意愿干涉的情況下的調研、在村鎮(zhèn)干部和大農戶共同進行意愿干涉的情況下的調研)與農戶農地證券化意愿之間的關系。但僅從直觀的感受來確定各自變量與因變量之間的關系，缺乏可信性。本文分別對數(shù)據(jù)進行簡單相關分析和回歸分析，從而確認各解釋變量與被解釋變量的關系。

三、實證分析

(一)簡單相關分析

在不控制其他變量的情況下，分別以農戶勞動力中40歲以下人數(shù)、非農業(yè)收入在農戶總收入占比、承包土地面積、村鎮(zhèn)干部和大農戶的影響作為解釋變量，分析它們與農戶農地證券化意愿的相關關系。

1.假說1驗證

分析農戶家庭勞動力小于40歲人數(shù)占比與農地證券化意愿的相關關系，并得出相應結論。(Pearson相關)

選項與賦值:［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

通過Pearson系數(shù)相關分析，R=0.978，P=0.000。

因為P＜0.01，R顯著異于0，所以“農戶家庭勞動力小于40歲人數(shù)占比”，“農戶農地證券化意愿”兩變量一定的存在相關關系。而且R＞0.8，所以“農戶家庭勞動力小于40歲人數(shù)占比”，“農戶農地證券化意愿”兩變量強相關。但是這個結論可信嗎?由于是在不控制其他變量下，進行的簡單相關分析，所以該結論還是不確定的。農戶家庭勞動力小于40歲人數(shù)占比越高，農戶金融化意愿越高，很可能與農戶平均受教育年限有關。

2.假說2驗證

分析非農業(yè)收入在農戶總收入占比與農村土地金融化意愿的相關關系，并得出相應結論。(Spearman相關)

選項與賦值:［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

通過Spearman相關分析，R=0.964，P=0.000。

因為P＜0.01，R顯著異于0，所以“非農業(yè)收入在農戶總收入占比”與“農村土地金融化意愿”兩變量存在一定的相關關系。而且R＞0.8，所以“非農業(yè)收入在農戶總收入占比”與“農村土地金融化意愿”兩變量強相關。這個結論也是不確定的，因為如果農戶非農業(yè)收入比較多，也就是說農業(yè)收入較少，即農戶承包土地面積也較少，所以農戶農地證券化意愿也越低。

3.假說3驗證

分析承包土地面積與農地證券化意愿的相關關系，并得出相應結論。(Pearson相關)

選項與賦值:≥4=4，［2，4)=3，［0.5，2)=2，＜0.5=1

通過Pearson系數(shù)相關分析，R=0.960，P=0.000。

因為P＜0.01，R顯著異于0，所以“農戶承包土地面積”，“農戶農地證券化意愿”兩變量存在一定的相關關系。而且R＞0.8，所以“農戶承包土地面積”，“農戶農地證券化意愿”兩變量強相關。果然，農地承包土地越少，農戶農地證券化意愿越低，不過這一結果是否與農戶非農業(yè)收入有關呢?下面的回歸分析會檢驗。

4.假說4驗證

分析村鎮(zhèn)干部和大農戶的影響與農地證券化意愿正相關的相關關系，并得出相應結論。(Pearson相關)

選項與賦值:不干涉=4，村鎮(zhèn)干部干涉=3，大農戶干涉=2，共同干涉=1

通過Pearson系數(shù)相關分析，R=0.961，P=0.000

因為P＜0.01，R顯著異于0，所以“村鎮(zhèn)干部和大農戶對其他農戶的影響”，“農戶農地證券化意愿”兩變量存在一定的相關關系。而且R＞0.8，所以“村鎮(zhèn)干部和大農戶對其他農戶的影響”，“農戶農地證券化意愿”兩變量強相關。由于該變量進行調研數(shù)據(jù)統(tǒng)計時，已經(jīng)將其他影響農戶農地證券化的因素考慮進去了，所以不需要進行回歸分析，理論假說四成立。

綜上所述，農戶勞動力中40歲以下人數(shù)占比、非農業(yè)收入在農戶總收入占比、承包土地面積與農戶農地證券化關系還不明確，需要進一步建立回歸模型，控制相關變量后，再檢驗他們與農戶農地證券化關系。而“村鎮(zhèn)干部和大農戶對其他農戶的影響”，“農戶農地證券化意愿”兩變量確定為強相關，不需進行回歸分析。

(二)多元線性回歸分析

為了更好的了解農戶農地證券化意愿和農戶勞動力中40歲以下人數(shù)占比、非農業(yè)收入在農戶總收入占比、承包土地面積的關系及影響程度，將以上多個變量進行多元線性回歸分析，由于農戶農地證券化意愿隨戶均年齡不相關，所以將農戶戶均年齡作為個案標簽。多元線性回歸分析結果如表6、表7、表8、表9所示。

表6 回歸模型的擬合優(yōu)度表

表6報告了模型的擬合優(yōu)度，R2=0.994，調整的R2=0.968。

表7 F檢驗

表7中的Sig.＜α=0.01，表明農戶農地證券化意愿與承包土地面積，農戶平均受教育年限，農戶非農業(yè)收入全體線性顯著，模型的擬合優(yōu)度較高。

表8顯示了多元線性回歸模型的系數(shù)、顯著性檢驗結果以及各變量的容忍度和方差膨脹因子VIF。農戶非農業(yè)收入的回歸模型系數(shù)B=-6.900E-6，t=-10.091，Sig.＜α=0.05，表明該變量在α=0.05的顯著性水平下，通過t檢驗，農戶非農業(yè)收入對農戶農地證券化意愿有顯著性影響，兩者之間線性負相關。另外，容忍度=0.001，方差膨脹因子VIF=1 670.432，農戶非農業(yè)收入與其他變量的多重共線性很強。農戶承包土地面積的回歸模型系數(shù)B=0.009，t=6.038，Sig.＜α=0.05，表明該變量在α=0.05的顯著性水平下，通過t檢驗，農戶承包土地面積對農戶農地證券化意愿有顯著性影響，兩者之間線性正相關。另外，容忍度=0.002，方差膨脹因子VIF=1 670.432，農戶非農業(yè)收入與其他變量的多重共線性很強。

表8 t檢驗

農戶平均受教育年限的回歸模型系數(shù)B=0.049，t=0.778，Sig.＜α=0.05，表明該變量在α=0.05的顯著性水平下，通過t檢驗，農戶平均受教育年限對農戶農地證券化意愿顯著性影響，兩者之間顯性正相關。另外，容忍度(Tolerance)=0.002，方差膨脹因子VIF=621.259，農戶平均受教育年限與其他變量的多重共線性很強。

表9表明，農戶勞動力中40歲以下人數(shù)在多元線性回歸分析中與農戶農地證券化意愿無關。

表9 被排除的變量表

綜上分析，假說1并不成立，即農戶家庭勞動力小于40歲人數(shù)占比與農戶農地證券化意愿無關。假說2和假說3成立，即非農業(yè)收入占農戶總收入比例與農村土地金融化意愿負相關和農戶承包土地面積與農地證券化意愿正相關。

四、討論與建議

理論假說1雖然不成立，但在多元線性回歸分析中，農戶教育年限與農地證券化意愿成正比。所以，年輕一代將是我國農業(yè)發(fā)展的中堅力量，政府相關部門要向年輕人加強宣傳農地證券化，從而吸引其投入農業(yè)生產(chǎn)。由于年輕一輩接受過良好的教育，這些相關知識可以整體帶動第一產(chǎn)業(yè)的科學技術水平。如此一來，不但能一定程度緩解社會就業(yè)壓力，而且可以優(yōu)化社會產(chǎn)業(yè)結構。農村土地金融化是一項對農戶，對社會都有好處的一項創(chuàng)新。所以，相關政府部門應加大農地證券化的宣傳力度，尤其是對農戶和年輕一輩。

理論假說2的證明表示非農業(yè)收入占農戶總收入比例與農村土地金融化意愿負相關

現(xiàn)階段的農戶收入結構其實并不太合理，這和我國第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，但第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為緩慢的經(jīng)濟大背景有關。所以，我們認為，農戶收入結構亟待調整，而由村鎮(zhèn)干部和大農戶領導，其他農戶農地入股的農地證券化，是一條科學合理，并且具有較強可行性的途徑。該條途徑已經(jīng)在一些試點村鎮(zhèn)成功運行，并取得了不菲的收益。所以，其他村鎮(zhèn)可根據(jù)自身特點加快進行相應的嘗試。

理論假說3給我們的結論是農戶承包土地面積與農地證券化意愿正相關

追究其根本原因，在于耕作能力的差異。政府相關部門應該加大對村鎮(zhèn)干部和大農戶的資金和技術支持，并且集中提高農戶耕作能力。由村鎮(zhèn)干部和大農戶領導，其他農戶農地入股的農地證券化，可以降低農業(yè)成本，便于農地結構的優(yōu)化，還可以提高農業(yè)資源的利用率。農業(yè)收入提高后，就會有大量資金用于研究農業(yè)科技，從而使農產(chǎn)品產(chǎn)量近一步提高。農地得到集中管理后，農產(chǎn)品生產(chǎn)過程就能更加系統(tǒng)化，從而監(jiān)管程序也更可靠，生產(chǎn)的農產(chǎn)品安全性也更高。如果農地證券化順利實施，會極大得帶動相關村鎮(zhèn)的經(jīng)濟水平，甚至對國家的宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生巨大的正面影響。

村鎮(zhèn)干部和大農戶不干涉情況下，農戶愿意農地證券化比例只有27.9%?？梢?，大多數(shù)農戶對農地證券化并沒有太強的訴求。但是，通過數(shù)據(jù)分析，我們驗證得到假說四成立，即:村鎮(zhèn)干部和大農戶對其他農戶的影響與農地證券化意愿正相關。這是本文最重要的結論，因為該結論指明了實現(xiàn)農地證券化更快捷，更有效的途徑。我們認為村鎮(zhèn)干部和大農戶普遍愿意推廣農地證券化。所以，政府農地證券化問題上不需要投入大量的人力，物力，財力來推進農戶愿意。政府要做的只是讓村鎮(zhèn)干部和大農戶做領頭羊，通過發(fā)揮他們的威望和群眾基礎，使其他農戶農地入股，起到以點帶面的效果。就能做到穩(wěn)定所有權、搞活經(jīng)營權、放開使用權，實現(xiàn)三權分置。

由村鎮(zhèn)干部和大農戶領導，其他農戶農地入股的農地證券化，是一條大有裨益的農地制度創(chuàng)新之路。然而農戶對農地證券化并沒有強烈的意愿，基于本文得到的結論，提出以下建議來推進農地證券化:

第一，為了更好地推動農地證券化進程，政府相關部門應積極鼓勵村鎮(zhèn)干部和大農戶做農地證券化的帶頭者，借用他們的影響力吸引越來越多的農戶加入農地證券化的隊伍中來。

第二，政府相關部門應該加大對村鎮(zhèn)干部和大農戶的資金和技術支持，進一步降低農業(yè)成本，提高農業(yè)資源利用效率。

第三，年輕一代是我國農業(yè)發(fā)展的中堅力量，政府相關部門要向年輕人加強宣傳農地證券化，從而吸引其投入農業(yè)生產(chǎn)。如此一來，不但能一定程度緩解社會就業(yè)壓力，而且可以優(yōu)化社會產(chǎn)業(yè)結構。

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