杜 華

(河南財(cái)政金融學(xué)院，河南鄭州 451464)

農(nóng)村土地收益保證貸款是農(nóng)民將自己承包土地未來(lái)一定期限內(nèi)的經(jīng)濟(jì)收益作為抵押擔(dān)保向農(nóng)村信用社等金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)抵押貸款的一種融資方式，該業(yè)務(wù)的開(kāi)展是以不改變農(nóng)村土地生產(chǎn)用途及產(chǎn)權(quán)歸屬為前提條件的，農(nóng)民將自己家庭承包經(jīng)營(yíng)土地的2/3流轉(zhuǎn)給物權(quán)融資公司(企業(yè))，然后物權(quán)融資公司(企業(yè))將農(nóng)村土地轉(zhuǎn)包給此農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)，與此同時(shí)，物權(quán)融資公司(企業(yè))向農(nóng)村信用社等金融機(jī)構(gòu)提交與農(nóng)民家庭共同償還銀行借款的承諾書(shū)，最后農(nóng)村信用社等金融機(jī)構(gòu)向農(nóng)民家庭提供貸款[1]。

由于我國(guó)農(nóng)村土地收益保證貸款試驗(yàn)時(shí)間不長(zhǎng)，相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)資料尚不豐富，現(xiàn)有文獻(xiàn)只是從理論層面對(duì)農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務(wù)的開(kāi)展進(jìn)行了描述性分析。沙云龍對(duì)吉林省農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務(wù)在開(kāi)展過(guò)程中遇到的難點(diǎn)問(wèn)題進(jìn)行了實(shí)證分析[2]。孫杰光從農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)角度出發(fā)，對(duì)吉林省土地收益保證貸款業(yè)務(wù)開(kāi)展的必要性及其發(fā)展前景進(jìn)行分析[3]。孫建星等對(duì)吉林省土地收益保證貸款融資模式的創(chuàng)立背景、具體運(yùn)作流程[4]、創(chuàng)新點(diǎn)及成效進(jìn)行了分析[5]。楊利峰等從物權(quán)融資公司角度對(duì)土地收益保證貸款現(xiàn)狀及存在的問(wèn)題進(jìn)行了分析[6]。張文匯對(duì)農(nóng)村土地收益保證貸款融資模式進(jìn)行了分析[7]。郭明宇研究了農(nóng)村土地收益權(quán)擔(dān)保貸款業(yè)務(wù)如何激活農(nóng)村金融市場(chǎng)[8]。吳真等以吉林省梨樹(shù)縣、四川省、河北省張北縣為例，對(duì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)收益保證貸款試驗(yàn)存在的問(wèn)題進(jìn)行了實(shí)地調(diào)研[9-11]。劉炎周等以316名銀行從業(yè)人員為樣本，對(duì)金融機(jī)構(gòu)開(kāi)展農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)收益保證貸款意愿進(jìn)行了實(shí)證研究[12]。

基于對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理可知，這些學(xué)術(shù)研究主要是從農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務(wù)開(kāi)展的重要意義、必然性、存在的問(wèn)題等宏觀層面進(jìn)行的分析，但其分析缺少大量微觀數(shù)據(jù)的支撐，更缺少對(duì)農(nóng)村土地收益保證貸款抵押當(dāng)事主體(農(nóng)民)主觀性意愿的實(shí)證性分析。為此，本研究以河南省濮陽(yáng)縣、杞縣、固始縣、汝陽(yáng)縣的調(diào)查數(shù)據(jù)為依據(jù)，基于合理行動(dòng)理論(theory of reasoned action，簡(jiǎn)稱TRA)對(duì)農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿及其影響因素進(jìn)行實(shí)證性分析，以期為我國(guó)農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務(wù)運(yùn)行機(jī)制的構(gòu)建、配套制度的設(shè)計(jì)提供數(shù)據(jù)支持。

1 理論分析

由TRA基本原理可知，一個(gè)人對(duì)于某事項(xiàng)的主觀性判斷可通過(guò)其主動(dòng)參與某項(xiàng)行為的意愿直接反映出來(lái)。影響一個(gè)人實(shí)際行為的主觀意愿主要由個(gè)人行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制等3個(gè)方面內(nèi)容構(gòu)成。據(jù)此，本研究提出以下3個(gè)假說(shuō)。

1.1 農(nóng)戶積極行為態(tài)度影響農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款意愿

農(nóng)戶行為態(tài)度指農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務(wù)穩(wěn)定且長(zhǎng)期持有的傾向或立場(chǎng)，是經(jīng)過(guò)農(nóng)戶本人評(píng)析、概念化后形成的觀點(diǎn)或認(rèn)識(shí)。本研究主要從價(jià)值理性、經(jīng)濟(jì)理性與生存理性等3個(gè)方面對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款的行為態(tài)度進(jìn)行描述。

1.2 主觀規(guī)范影響農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款意愿

農(nóng)戶個(gè)體主觀規(guī)范是指農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)村土地收益保證貸款這一具體行為舉動(dòng)進(jìn)行最終決策時(shí)，所感受到的來(lái)自其周圍的一些較為重要人士(如親朋好友、同學(xué))等各個(gè)方面的壓力，農(nóng)戶愿意嘗試進(jìn)行農(nóng)村土地收益保證貸款行為的傾向程度。本研究用家人認(rèn)為農(nóng)村土地收益保證貸款有意義、本村鄰里認(rèn)為農(nóng)村土地收益保證貸款具有重要意義、親戚朋友認(rèn)為農(nóng)村土地收益保證貸款具有重要意義、收益保證貸款先行者認(rèn)為農(nóng)村土地收益保證貸款有意義等4個(gè)可觀測(cè)變量對(duì)農(nóng)戶主觀規(guī)范如何影響其行為意愿進(jìn)行分析。

1.3 感知行為控制影響農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款意愿

農(nóng)戶個(gè)體感知行為控制主要由農(nóng)戶自身信念控制、行為感知提升2個(gè)層面構(gòu)成，具體來(lái)說(shuō)，就是指農(nóng)戶本人對(duì)農(nóng)村土地收益保證貸款這一特定行為進(jìn)行實(shí)際控制的感知能力及程度。如果其自身已具備較高的行為能力，同時(shí)，農(nóng)戶所能夠擁有與支配相關(guān)的資源與機(jī)遇愈多，其感知行為控制能力就愈強(qiáng)。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與及模型構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

河南財(cái)政金融學(xué)院農(nóng)村金融課題組于2015年6—8月對(duì)河南省濮陽(yáng)縣、杞縣、固始縣、汝陽(yáng)縣進(jìn)行了實(shí)地調(diào)查，這些縣是河南省典型的農(nóng)業(yè)大縣，人均耕地面積846.67 m2，基本完成了農(nóng)村土地確權(quán)工作。本次調(diào)查以圈層理論為指導(dǎo)，按照近效、中效、遠(yuǎn)效的原則確定樣本村鎮(zhèn)，樣本數(shù)據(jù)涵蓋河南省4個(gè)縣8個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))30個(gè)自然村，共發(fā)放問(wèn)卷590份，回收并去除無(wú)效問(wèn)卷后，有效問(wèn)卷為562份(表1)。

表1調(diào)查樣本分布

2.2 模型構(gòu)建

首先，構(gòu)建農(nóng)村土地收益保證貸款農(nóng)戶意愿的結(jié)構(gòu)方程理論模型(圖1)。

其次，建立反映農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿可觀測(cè)變量與潛在變量之間因果關(guān)系的模型，該模型由測(cè)量方程與結(jié)構(gòu)方程等2部分組成[13]，具體如式(1)、式(2)所示：

測(cè)量方程：

X=∧Xξ+δ，Y=∧Yη+ε。

(1)

結(jié)構(gòu)方程：

η=γξ+βθ+φ。

(2)

式中：X表示農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素測(cè)量方程的外生指標(biāo)向量；Y表示農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素測(cè)量方程的內(nèi)生指標(biāo)向量；δ和ε分別表示X向量、Y向量在測(cè)量上產(chǎn)生的誤差；∧X表示指標(biāo)X與潛變量ξ間的關(guān)系；∧Y表示指標(biāo)Y與潛變量η之間的關(guān)系。η表示農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素方程的內(nèi)生潛在變量；γ與β分別表示方程內(nèi)生潛在變量ξ與內(nèi)生潛變量其θ之間的相互影響結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣；φ為殘差項(xiàng)。

最后，構(gòu)建農(nóng)村土地收益保證貸款農(nóng)戶意愿影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型，具體如下：

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分別表示農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶行為意愿、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制等4個(gè)潛變量；X1～X16表示16個(gè)具體的可觀測(cè)變量。

3 模型檢驗(yàn)及數(shù)據(jù)分析

3.1 樣本的信度、效度分析

為進(jìn)一步驗(yàn)證農(nóng)村土地收益保證貸款農(nóng)戶意愿調(diào)查問(wèn)卷的可靠性與有效性，本研究運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS 20.0對(duì)此調(diào)查問(wèn)卷進(jìn)行信度分析。調(diào)查問(wèn)卷整體的Cronbach’s α值為0.960，由表2可知，農(nóng)村土地收益保證貸款農(nóng)戶行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、行為意愿等4個(gè)潛變量的Cronbach’ s α值分別是0.835、0.873、0.793、0.952，說(shuō)明此次調(diào)查問(wèn)卷的各項(xiàng)測(cè)量指標(biāo)一致性良好，即本調(diào)查問(wèn)卷的同質(zhì)度較好。同時(shí)，可觀測(cè)變量標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)值均在0.6左右，僅有1個(gè)可觀測(cè)變量(X6參與收益保證貸款利大于弊)的載荷系數(shù)值小于0.5，說(shuō)明農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程各潛變量的結(jié)構(gòu)效度良好。

表2樣本信度、效度及因子分析結(jié)果

注：*表示根據(jù)Fornell等的研究評(píng)價(jià)問(wèn)卷會(huì)聚有效性原則，所有標(biāo)準(zhǔn)化的因子載荷應(yīng)大于0.5且達(dá)到顯著水平[14]。

3.2 探索性因子分析

首先，本研究對(duì)農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程中16個(gè)可觀測(cè)變量的相關(guān)系數(shù)矩陣進(jìn)行測(cè)算，結(jié)果顯示，16個(gè)可觀測(cè)變量相關(guān)系數(shù)值均大于最低臨界值 0.3。其次，本研究使用SPSS 20.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)此次農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO(kaiser-meyer-olkin)檢驗(yàn)測(cè)算及巴特立特球體檢驗(yàn)(Bartlett’ s test)分析。結(jié)果顯示，此次調(diào)研數(shù)據(jù)的KMO值為0.982(大于最低臨界值0.7)，巴特立特球體檢驗(yàn)(Bartlett’s test)值為3 157.534，且P<0.001。因此，此次農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素調(diào)查數(shù)據(jù)具有較高的相關(guān)性，適宜作因子分析。

3.3 驗(yàn)證性因子分析

為驗(yàn)證農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素路徑模型結(jié)構(gòu)的合理性，本研究運(yùn)用AMOS 7.0軟件對(duì)農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析(confirmatory factor analysis，簡(jiǎn)稱CFA)。由表3可知，農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素可觀測(cè)變量的臨界比(critical ratio，簡(jiǎn)稱C.R.)值均大于1.96，說(shuō)明農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響因素潛變量與可觀測(cè)變量之間的擬合度良好。

3.4 結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)

本研究選取相對(duì)卡方(χ2/df)、近似誤差均方根(root mean square error of approximation，簡(jiǎn)稱RMSEA)、相對(duì)擬合指數(shù)[擬合優(yōu)度指數(shù)(goodness-of-fit index，簡(jiǎn)稱GFI)、規(guī)范擬合指數(shù)(normed fit index，簡(jiǎn)稱NFI)、修正擬合指標(biāo)(tucker-lewis，簡(jiǎn)稱TLI)、比較擬合指數(shù)(comparative fit index，簡(jiǎn)稱CFI)]等6個(gè)具體指標(biāo)對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程的擬合優(yōu)、劣程度進(jìn)行測(cè)算。由表4可知，農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程的χ2/df、RMSEA等指標(biāo)測(cè)算值都低于最高建議值，充分說(shuō)明農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款意愿影響因素的結(jié)構(gòu)模型與此次調(diào)研數(shù)據(jù)之間的擬合程度較好。

3.5 結(jié)構(gòu)方程模型數(shù)據(jù)分析

3.5.1 農(nóng)戶行為態(tài)度 由圖2可知，農(nóng)戶行為態(tài)度對(duì)其農(nóng)村土地收益保證貸款意愿的路徑系數(shù)值為0.678，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明農(nóng)戶積極的行為態(tài)度能夠提升其農(nóng)村土地收益保證貸款的意愿，從而驗(yàn)證了“1.1”節(jié)假設(shè)的正確性。

由表2可知，X1、X2等2個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)值分別為0.628、0.712，是行為態(tài)度中載荷系數(shù)較高的2個(gè)變量。X3、X4等2個(gè)觀測(cè)變量的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)值分別為 0.656、0.602，它們對(duì)農(nóng)戶的行為態(tài)度產(chǎn)生正向影響。

然而，在表示價(jià)值理性的3個(gè)可觀測(cè)變量中，X6的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)為0.475，小于最低臨界值(0.5)，說(shuō)明X6對(duì)農(nóng)村土地收益保證貸款的農(nóng)戶意愿影響不顯著；X7的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)為0.508，說(shuō)明此變量對(duì)農(nóng)戶行為態(tài)度的影響程度較小。由此可知，河南省農(nóng)戶農(nóng)村土地收益保證貸款意愿正處于由生存理性階段向經(jīng)濟(jì)理性階段的過(guò)渡期，但完全價(jià)值理性階段仍沒(méi)有真正形成。原因可能是農(nóng)戶家庭居住、生活條件與城鎮(zhèn)居民相比仍存在一定差距，為此農(nóng)戶通過(guò)農(nóng)村土地收益保證貸款的方式來(lái)進(jìn)一步改善自己家庭居住、生活條件的意愿十分強(qiáng)烈。

3.5.2 農(nóng)戶主觀規(guī)范 由圖2可知，主觀規(guī)范對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款行為意愿的路徑系數(shù)值為0.636，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明主觀規(guī)范與農(nóng)戶參與農(nóng)村土地收益保證貸款行為意愿之間呈正相關(guān)關(guān)系，從而驗(yàn)證了“1.2”節(jié)中假設(shè)的正確性。在農(nóng)戶主觀規(guī)范之中，X8、X11等2個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)值分別是0.608、0.589，大于X9、X10等2個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷值(0.512、0.507)，說(shuō)明農(nóng)戶在進(jìn)行農(nóng)村土地收益保證貸款決策時(shí)，更加在意家人及收益保證貸款先行者的觀點(diǎn)及意見(jiàn)。另外，由于受攀比心理的影響，在決定是否參與農(nóng)村土地收益保證貸款時(shí)，農(nóng)戶也會(huì)適當(dāng)考慮本村鄰里及親戚朋友對(duì)此行為的具體看法，但并不是農(nóng)戶農(nóng)村土地收益保證貸款行為決策的重要參考。

注：“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；“<-”表示不同變量的路徑系數(shù)；“—”表示無(wú)此值。

表4模型擬合指數(shù)

3.5.3 感知行為控制 由圖2可知，感知行為控制對(duì)其行為意愿呈顯著正相關(guān)關(guān)系，路徑系數(shù)為0.629，且在1%水平下顯著，從而驗(yàn)證“1.3”節(jié)中的假設(shè)成立，表明感知行為控制能力較高的農(nóng)戶，其收益保證貸款行為意愿產(chǎn)生得越強(qiáng)。另外，由表2可知，X12的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷值為0.623，即此變量對(duì)感知行為控制具有正向影響，表明農(nóng)戶有足夠能力承擔(dān)可預(yù)見(jiàn)的風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)，X13的變量標(biāo)準(zhǔn)載荷系數(shù)為 0.605，表明農(nóng)戶對(duì)國(guó)家實(shí)施的惠農(nóng)信貸政策較滿意。

4 政策建議

4.1 在全國(guó)部分地區(qū)開(kāi)展農(nóng)村土地收益保證貸款試點(diǎn)業(yè)務(wù)

可以挑選一些制度完善、法律健全、經(jīng)濟(jì)條件較好的市(縣)開(kāi)展農(nóng)村土地收益保證貸款試驗(yàn)工作。從已經(jīng)辦理過(guò)農(nóng)村土地收益保證貸款業(yè)務(wù)的農(nóng)戶家庭中，選擇影響力強(qiáng)的人大幅度地展開(kāi)業(yè)務(wù)示范、流程講解等工作，農(nóng)村土地收益保證貸款試點(diǎn)成功之后再逐步在全國(guó)農(nóng)村范圍內(nèi)全面推廣。

4.2 加強(qiáng)農(nóng)村土地收益保證貸款配套制度建設(shè)

首先，通過(guò)多元化的金融產(chǎn)品供給(差異化的農(nóng)村土地收益保證貸款額度、貸款利率、還款期限等)來(lái)滿足農(nóng)戶差異化融資需求。其次，合理設(shè)定農(nóng)村土地使用權(quán)處置(流轉(zhuǎn)、拍賣)的限制性條件。比如，可以規(guī)定在農(nóng)村土地使用權(quán)處置(流轉(zhuǎn)、拍賣)開(kāi)始前，必須經(jīng)過(guò)由法院(仲裁委員會(huì))主持的債務(wù)調(diào)解過(guò)程，給予抵押貸款農(nóng)戶一定的寬限期，如6個(gè)月，讓債務(wù)人有充足的時(shí)間尋找償還貸款的途徑。最后，建立農(nóng)村土地資源信息共享平臺(tái)。建議由河南省人民政府金融服務(wù)辦公室、河南省農(nóng)業(yè)廳牽頭建立農(nóng)村土地資源信息共享媒介，進(jìn)一步降低物權(quán)公司(企業(yè))及農(nóng)村信用社等金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)村土地確權(quán)調(diào)查的成本(費(fèi)用)，提升抵押貸款工作的發(fā)放效率。

4.3 完善農(nóng)村社會(huì)保障體系

目前，農(nóng)戶家庭收入的來(lái)源渠道日趨多元化，但仍有很多農(nóng)戶家庭在經(jīng)濟(jì)上、精神上對(duì)土地有著強(qiáng)大的依賴性，農(nóng)戶對(duì)

土地收益保證貸款業(yè)務(wù)的態(tài)度十分謹(jǐn)慎，恐怕由此會(huì)失去土地，而此狀態(tài)實(shí)質(zhì)就是，在農(nóng)村社會(huì)保障體系嚴(yán)重缺失的條件下，農(nóng)戶發(fā)自內(nèi)心的一種自我保護(hù)。為此，必須進(jìn)一步完善、健全河南省農(nóng)村社會(huì)保障體系，把更多的農(nóng)村家庭從對(duì)農(nóng)村土地依附的狀態(tài)下真正地、全面地解放出來(lái)，還原農(nóng)村土地資產(chǎn)要素的基本屬性。

參考文獻(xiàn)：

[1]張慶君. 關(guān)于農(nóng)村金融創(chuàng)新中土地抵押貸款模式的思考——基于遼寧省法庫(kù)縣農(nóng)村金融創(chuàng)新試點(diǎn)的實(shí)證觀察[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010(11)：64-66.

[2]沙龍?jiān)? 關(guān)于土地流轉(zhuǎn)收益保證貸款“工作的思考”——以吉林省為例[J]. 農(nóng)村金融研究，2013(2)：44-47.

[3]孫杰光. 吉林省土地收益保證貸款運(yùn)行情況調(diào)研報(bào)告——以梨樹(shù)縣為例[J]. 長(zhǎng)春金融高等?？茖W(xué)校學(xué)報(bào)，2013(3)：24-28.

[4]孫建星，張?zhí)K珺. 吉林省土地收益保證貸款融資模式研究[J]. 農(nóng)業(yè)發(fā)展與金融，2014(7)：27-29.

[5]張賽梅. 農(nóng)村土地融資破冰四川井研縣信用聯(lián)社探索“土地流轉(zhuǎn)收益保證貸款”[J]. 當(dāng)代縣域經(jīng)濟(jì)，2014(4)：72.

[6]楊利峰，胡 濱. 土地收益保證貸款的物權(quán)融資公司角度研究[J]. 銀行家，2016(9)：107-108.

[7]張文匯. 土地收益保證貸款融資模式[J]. 中國(guó)金融，2014(8)：75-77.

[8]郭明宇. 探索農(nóng)村土地收益權(quán)擔(dān)保貸款如何激活農(nóng)村金融市場(chǎng)[J]. 山西農(nóng)經(jīng)，2014(5)：83-84.

[9]吳 真. 農(nóng)村土地收益保證貸款的風(fēng)險(xiǎn)考量和應(yīng)對(duì)措施——以吉林省為例[J]. 中國(guó)國(guó)際財(cái)經(jīng)(中英文)，2016(24)：64-68.

[10]李 淼. 全省推廣農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)收益保證貸款[N]. 四川日?qǐng)?bào)，2015-06-27(002).

[11]臧晨旭. 張北縣土地收益保證貸款調(diào)研報(bào)告[D]. 石家莊：河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)，2015.

[12]劉炎周，張 虹，王玉峰. 土地流轉(zhuǎn)收益保證貸款供給意愿實(shí)證研究——基于316名銀行從業(yè)人員樣本調(diào)查[J]. 廣東農(nóng)業(yè)科學(xué)，2015，42(17)：159-166.

[13]榮泰生. AMOS與研究方法[M]. 2版. 重慶：重慶大學(xué)出版社，2009.

[14]Fornell C，Larcker D F.Stuctural equation models with unobservable variables and measurement error：algebra and statistics[J]. Journal of Marketing Research，1983，18(3)：382-389.