農(nóng)戶產(chǎn)權抵押借貸行為及對家庭福利效果影響分析

曹 瓅， 羅 劍 朝，2

（1.西北農(nóng)林科技大學 經(jīng)濟管理學院，陜西 楊凌712100；2.西北農(nóng)林科技大學 農(nóng)村金融研究所，陜西 楊凌712100）

一、引 言

在經(jīng)濟市場化和貨幣化水平日益提高的今天，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、農(nóng)村經(jīng)濟的增長和農(nóng)民收入的提高都離不開金融的支持［1］，農(nóng)村金融體系不發(fā)達、農(nóng)戶融資難，一直是制約“三農(nóng)”發(fā)展的瓶頸［2］。長期以來，缺少金融機構認可的抵押物與農(nóng)村大量產(chǎn)權無法充當?shù)盅何锶谫Y之間的矛盾導致我國農(nóng)村金融抑制、農(nóng)業(yè)信貸市場發(fā)育殘缺現(xiàn)象一直存在，成為農(nóng)民“貸款難、難貸款”的重要影響因素。自2008年以來連續(xù)6個“中央一號文件”明確提出要“穩(wěn)定農(nóng)村土地承包關系”、“建立健全土地承包經(jīng)營權流轉(zhuǎn)市場”、“創(chuàng)新符合農(nóng)村特點的抵（質(zhì)）押擔保方式和融資工具”，中國人民銀行也相繼出臺了相關文件及配套制度，這為我國農(nóng)村土地產(chǎn)權改革提供了新思路。在“中央一號文件”精神指引下，福建三明、遼寧法庫、寧夏同心等地陸續(xù)開展了農(nóng)村土地承包經(jīng)營權抵押試驗，探索破除我國農(nóng)村金融發(fā)展困境和農(nóng)民增收難題。2013年11月，十八屆三中全會通過的《關于全面深化改革若干重大問題的決定》明確指出，應當賦予農(nóng)戶承包土地的抵押和擔保權能，肯定了農(nóng)村土地承包經(jīng)營權的可抵押性，為破解農(nóng)村缺乏抵押擔保物難題提供了方向指引，為當前我國進一步開展農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資提供了最直接和有效的政策依據(jù)［3］。

國外現(xiàn)有研究表明，農(nóng)村正規(guī)貸款一方面能夠提高農(nóng)戶的勞動生產(chǎn)率、農(nóng)業(yè)支出及收入水平，在一定程度上可促進農(nóng)村發(fā)展；另一方面能夠顯著改善農(nóng)戶福利水平，對增加農(nóng)戶收入、穩(wěn)定農(nóng)戶消費具有重要作用［4］。國內(nèi)學者關于農(nóng)村借貸對農(nóng)戶收入及支出增長的影響的研究結(jié)論分歧較大，周小斌、李秉龍、李銳、李寧輝、宮建強、張兵分析認為農(nóng)村金融的發(fā)展對于農(nóng)民收入增長具有顯著的正效應，農(nóng)戶借貸顯著改善了農(nóng)民的福利狀況［5］［6］［7］；許 崇 正、高希武、丁志國等的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)戶收入及福利水平的改善收效甚微［8］［9］；溫濤等則利用年鑒數(shù)據(jù)論證了農(nóng)業(yè)貸款的增加與農(nóng)戶收入呈負相關關系，認為農(nóng)業(yè)貸款不利于農(nóng)民增收［10］。而作為一種新制度的產(chǎn)生，農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資在制度經(jīng)濟學的框架內(nèi)滿足了農(nóng)民、金融機構、地方政府三方的利益需求，在某種程度上緩解了農(nóng)戶“貸款難、難貸款”的問題［11］；但由于各地產(chǎn)權抵押融資實施差異性較大且與農(nóng)戶異質(zhì)性關系密切，從農(nóng)戶視角對農(nóng)村產(chǎn)權抵押是否促進農(nóng)戶增收的實施效果評價仍較少。

因此，為了深入探討農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資實施效果，總結(jié)試點地區(qū)經(jīng)驗，本文選擇從農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)著眼，分析農(nóng)戶產(chǎn)權抵押借貸的福利效應，對評價農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資試點效果及各地差異具有一定的借鑒意義，為進一步完善和推廣農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資業(yè)務，為相關政策制定和農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資相關問題的深入研究提供可參考的依據(jù)。

二、研究設計

1.研究假設

農(nóng)戶既是獨立的生產(chǎn)實體，又是基本的消費單元［12］；農(nóng)戶擁有生產(chǎn)者和消費者雙重身份，在理性人假說下，其行為決策目標是家庭效用最大化，生產(chǎn)經(jīng)營投資和家庭消費決策都是根據(jù)家庭生產(chǎn)初始條件、家庭資本積累、資源稟賦等進行的。

在農(nóng)戶生產(chǎn)中，我們將農(nóng)戶的借貸資金作為一種生產(chǎn)的要素投入，當農(nóng)戶的資金與人力資本進行組合后將擴大其技術邊界，促進其產(chǎn)出的增加，進而提高農(nóng)戶收入；在農(nóng)戶生活消費中，農(nóng)戶將借貸資金用于穩(wěn)定消費；二者都促進了農(nóng)戶福利水平的增加。因此，本文提出第一個研究假設。

假設1：產(chǎn)權抵押借貸提升了農(nóng)戶的福利水平。

目前，西北地區(qū)產(chǎn)權抵押融資已初步形成了地域特色鮮明的兩種農(nóng)村抵押融資制度，并主要以土地承包經(jīng)營權抵押進行前期試點，現(xiàn)在已初具規(guī)模，且覆蓋面較廣。其中陜西省高陵縣、楊凌區(qū)，寧夏平羅縣是以政府主導、自上而下引導土地承包經(jīng)營權抵押融資試點，主要以國家和地方出臺的相關文件為指導，地方協(xié)同當?shù)亟鹑诓块T建立全套制度支持、完善土地承包經(jīng)營權抵押融資涉及的資產(chǎn)確權、評估、登記、交易、處置等制度，實現(xiàn)土地產(chǎn)權直接抵押融資。以寧夏平羅縣為例，當?shù)亟?jīng)濟社會發(fā)展水平較高，農(nóng)戶普遍貸款額度較高，最大單戶貸款額達300萬元。而寧夏同心縣則是以農(nóng)戶自發(fā)、自下而上推動土地承包經(jīng)營權抵押試點，成立農(nóng)戶土地承包經(jīng)營權抵押貸款協(xié)會，農(nóng)戶以土地承包經(jīng)營權入股成為會員，建立“土地承包經(jīng)營權流轉(zhuǎn)合作社”來承擔擔保中介職能，通過土地承包經(jīng)營權反擔保抵押間接實現(xiàn)融資，由于地區(qū)經(jīng)濟水平相對較低，在貸款過程中，最大單戶貸款額一般為5萬元，絕大多數(shù)為1萬元～3萬元［13］。

兩種模式均受到了試驗區(qū)農(nóng)戶的廣泛支持，但差異也較為明顯，楊婷怡、羅劍朝通過實證研究發(fā)現(xiàn)，同心縣在實施中通過設立土地承包經(jīng)營權抵押貸款協(xié)會自下而上開展融資試點，實現(xiàn)了農(nóng)戶和信用社的有效對接，農(nóng)戶參與產(chǎn)權抵押融資的意愿明顯高于其他地區(qū)農(nóng)戶［13］。在此基礎上，本文提出第二個研究假設。

假設2：不同土地經(jīng)營承包權抵押融資主導模式的福利效果不同。

2.模型構建

為檢驗前文提出的假設，本文借鑒Khandker提出的福利模型來分析農(nóng)村參與產(chǎn)權抵押融資借貸的福利效應［14］，即：

其中，Yi表示農(nóng)戶的福利水平；B表示樣本農(nóng)戶土地承包經(jīng)營權抵押貸款額；Xi表示可以觀測到的樣本農(nóng)戶的特征；D為虛擬變量，表示土地承包經(jīng)營權抵押試點中的兩種不同主導模式；c表示觀測不到的影響因子；u為非系統(tǒng)誤差，反映農(nóng)戶異質(zhì)性差異，且；α、β和γ為未知參數(shù)。若所有變量都可觀測得到，則β是農(nóng)戶借款福利效果的無偏估計量，但是，由于c是觀測不到的變量，在考察農(nóng)戶借款對收入的影響時，可能存在不可觀測的因素同時影響借款數(shù)額和收入，導致對借款福利效應的估計偏誤，因此本文引入工具變量解決這一問題。

直接回歸測算農(nóng)戶產(chǎn)權抵押貸款對農(nóng)戶家庭的福利效應可能會存在內(nèi)生性，如農(nóng)戶的資產(chǎn)價值越高，其獲得的貸款機會和貸款數(shù)額也會增加，因此為排除資產(chǎn)等特征變量對農(nóng)戶借款額的干擾，本文在分析農(nóng)戶借貸效應之前對借款進行內(nèi)生性檢驗。模型如下：

其中，Z為影響農(nóng)戶借款但并不直接影響農(nóng)戶收入水平的其他農(nóng)戶的信用狀況及社會關系，控制變量X的選取與模型（1）相同，θ、β、r為未知參數(shù)，ε為誤差值。

在對農(nóng)戶產(chǎn)權抵押貸款與農(nóng)戶家庭收入的內(nèi)生性檢驗中，首先將B及工具變量進行回歸，檢驗二者相關性，判斷其作為本文工具變量的可行性；然后加入農(nóng)戶特征變量及虛擬變量，代入模型（2），通過回歸得出誤差的擬合值；再將代入模型（1），判斷是否顯著影響收入，如果借款存在內(nèi)生性，則影響借款數(shù)額的無法觀測因子也將影響收入［15］。

三、數(shù)據(jù)來源及變量選擇

1.數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文所使用的數(shù)據(jù)來自教育部創(chuàng)新團隊2013～2014年對陜西省高陵縣、楊凌區(qū)，寧夏同心縣、平羅縣1155戶農(nóng)戶的入戶調(diào)查，本文選取的樣本縣均是西部地區(qū)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權抵押融資先行試驗區(qū)，具有典型性和代表性。調(diào)查采用四階段分層抽樣方法（?。h區(qū)－鎮(zhèn)－村），在當?shù)剞r(nóng)村信用社和村委會的共同協(xié)助下隨機選取農(nóng)戶進行實地入戶調(diào)研，獲取農(nóng)戶2013年家庭生活、生產(chǎn)及收入數(shù)據(jù)，并調(diào)查農(nóng)戶的貸款經(jīng)歷、產(chǎn)權抵押貸款情況、家庭經(jīng)濟、福利等基本情況，既保證了樣本的代表性，又不失覆蓋率。調(diào)查累計發(fā)放1231份問卷，回收問卷1231份，回收率為100%。除去內(nèi)容填寫不全、有邏輯錯誤且無法最終核實的廢卷，最終有效問卷為1155份，其中陜西高陵縣366份，楊凌區(qū)42份，寧夏同心縣270份，平羅縣477份。

所采集樣本數(shù)據(jù)中，農(nóng)戶年齡集中在30歲～59歲范圍內(nèi)，占樣本總數(shù)的81.7%；戶主學歷在初中及以上文化程度占71.1%。在調(diào)查的樣本區(qū)域內(nèi)，各地區(qū)農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，但也具有明顯的地域特征。其中陜西高陵縣、楊凌區(qū)主要農(nóng)業(yè)類型為種植業(yè)；寧夏同心縣、平羅縣農(nóng)戶不僅進行種植業(yè)生產(chǎn)，還發(fā)展了牛羊養(yǎng)殖等副業(yè)，兼業(yè)經(jīng)營農(nóng)戶較多；農(nóng)戶家庭的經(jīng)營類型為純農(nóng)業(yè)或以農(nóng)業(yè)為主兼業(yè)經(jīng)營，占比51.1%。樣本農(nóng)戶基本特征情況如表1所示。

表1 農(nóng)戶基本特征統(tǒng)計

2.變量選擇

根據(jù)前文分析的福利模型對涉及的具體變量進行定義，模型中Yi表示農(nóng)戶的福利水平，在本文研究中我們選擇家庭收入、支出情況來代表，兩者都能較好地反映借款對農(nóng)戶家庭的經(jīng)濟影響；B表示樣本農(nóng)戶產(chǎn)權抵押貸款額；Xi表示可以觀測到的樣本農(nóng)戶的特征，譬如，戶主的性別、年齡、文化程度等；D為虛擬變量，表示土地承包經(jīng)營權抵押試點中的兩種不同主導模式，即以農(nóng)戶自發(fā)、自下而上的推動模式或以政府主導、自上而下的引導模式；具體定義見如表2所示。

表2 變量定義及賦值

四、實證分析

由于在調(diào)查中，樣本農(nóng)戶中存在較多農(nóng)戶產(chǎn)權抵押貸款額、家庭收入支出數(shù)額為0，且總體數(shù)據(jù)均大于等于0，擁有典型截尾數(shù)據(jù)特征，因此本文選擇Tobit模型進行分析。

1.數(shù)據(jù)信度分析

問卷數(shù)據(jù)的可靠性可通過信度指數(shù)（Cronbach’s Alpha）指標衡量。為了確保問卷的可靠性，本文首先采用SPSS20.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進行信度分析。一般對于探索性研究，Cronbach’sα系數(shù)的值在0.6以上即可接受，在0.7以上即表示數(shù)據(jù)信度較好。測算得出本文樣本數(shù)據(jù)的可信度Cronbach’sα系數(shù)值為0.71，因此認為本文使用的樣本數(shù)據(jù)是可靠的。

2.工具變量判別

選擇合適的工具變量對本文模型準確估計借款的福利效應十分重要。在實際調(diào)查中我們發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對產(chǎn)權抵押融資政策的了解程度對農(nóng)戶是否向金融機構申請參加產(chǎn)權抵押融資獲取貸款具有重要影響，同時這一因素也對金融機構選擇貸款方具有重要參照作用，其他農(nóng)戶的該項特征也對金融機構的放貸決策產(chǎn)生影響，但該變量并不對農(nóng)戶的收入情況產(chǎn)生影響。因此，理論分析認為農(nóng)戶對農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資政策的了解程度適合作為本文的工具變量。

將借款額B對前文所選的待選工具作變量回歸，考察它們與借款的相關性，結(jié)果顯示，農(nóng)戶對農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資政策的了解程度對借貸的影響系數(shù)為0.768，在1%的顯著水平下通過了顯著性檢驗，這表明農(nóng)戶對抵押融資政策的了解程度能顯著促進農(nóng)戶的借貸，農(nóng)戶對政策的了解程度越深，其借款額也會增加，因此其作為工具變量是合適的。

3.內(nèi)生性檢驗

為排除資產(chǎn)等特征變量對農(nóng)戶貸款額的干擾，在測算農(nóng)戶獲得農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資福利變化前，先對貸款內(nèi)生性進行檢驗。選取工具變量，加入控制變量，檢驗借款和農(nóng)戶的家庭年收入之間是否存在內(nèi)生性。按照模型介紹中的檢驗步驟，加入農(nóng)戶特征變量及虛擬變量代入模型（2）進行回歸，通過回歸得出誤差的擬合序列，再將作為自變量代入模型（1），判斷是否顯著影響農(nóng)戶家庭年收入Y，檢驗結(jié)果顯示，誤差序列的估計系數(shù)為－1.004，相應的p值為0.51，未通過顯著性檢驗，因此認為農(nóng)村產(chǎn)權抵押借貸不存在內(nèi)生性問題。

4.福利效應分析

由于農(nóng)戶產(chǎn)權抵押貸款與農(nóng)戶家庭福利之間不存在內(nèi)生性，因此我們直接引入農(nóng)戶特征變量與農(nóng)戶借款數(shù)額，運用模型（1）進行Tobit回歸，測算農(nóng)戶產(chǎn)權抵押融資借款對農(nóng)戶收入、支出的影響效果，具體模型結(jié)果如表3所示。

表3 農(nóng)戶借款的福利效果

由農(nóng)戶福利變化模型結(jié)果來看，農(nóng)村抵押貸款額在1%的顯著性水平下對農(nóng)戶的家庭年收入、非農(nóng)收入、生活消費支出和生產(chǎn)性支出具有顯著的正向影響，而借款額對農(nóng)業(yè)收入增長的拉動效應并不顯著，這表明農(nóng)戶將產(chǎn)權抵押貸款用于家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、家庭其他投資和資金流轉(zhuǎn)等方面，增加了家庭的生活消費支出和生產(chǎn)性支出，從而促進了農(nóng)戶家庭的收入增長，而由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)回收期較長，因此其農(nóng)業(yè)收入增長相對非農(nóng)收入增長并不顯著?？傮w而言，農(nóng)村產(chǎn)權借款對農(nóng)戶家庭福利具有顯著的拉動效應，從而驗證了前文提出的假設1。

從兩種不同土地承包經(jīng)營權抵押融資模式對農(nóng)戶收入、支出的影響來看，抵押融資模式對于農(nóng)戶的家庭年收入、農(nóng)業(yè)收入及生產(chǎn)性支出的增長影響為正，并分別在5%、5%和10%的顯著性水平上通過了檢驗，對于農(nóng)戶的非農(nóng)收入的增長影響為負，并在10%的顯著性水平上通過了檢驗?？梢姡r(nóng)戶主導、自下而上推動的抵押融資模式則對于農(nóng)戶的家庭年收入、農(nóng)業(yè)收入和生產(chǎn)性支出具有顯著的促進作用，而政府主導、自上而下引導的抵押融資模式對于農(nóng)戶的非農(nóng)收入的增長具有顯著的拉動作用。這表明，在目前我國西部地區(qū)形成的兩種產(chǎn)權抵押融資模式對于農(nóng)戶福利水平的影響是不同的，其中以寧夏同心為典型代表的農(nóng)戶主導、自下而上推動的抵押融資下，農(nóng)戶更多地將借款用于農(nóng)業(yè)經(jīng)營支出，從而增加了農(nóng)戶的家庭農(nóng)業(yè)收入及年收入；而以陜西高陵、楊凌和寧夏平羅為典型代表的政府主導、自上而下引導的抵押融資模式下，農(nóng)戶的產(chǎn)權貸款對于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的促進作用有限，而農(nóng)戶將貸款更多地用于資金周轉(zhuǎn)和家庭其他投資項目，從而對農(nóng)戶的非農(nóng)收入的增長具有顯著的拉動作用。這一研究結(jié)果也驗證了前文的假設2，即不同主導模式對于產(chǎn)抵押借貸的福利影響也不同。

從研究結(jié)果來看，土地經(jīng)營規(guī)模對于農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入、家庭年收入的增長均具有顯著的正向影響，且在1%的水平上通過檢驗，這表明在一定程度上，土地經(jīng)營規(guī)模的擴大能顯著促進農(nóng)戶收入的增加。

五、結(jié)論及建議

本文以我國西北地區(qū)產(chǎn)權抵押試點地區(qū)1155戶農(nóng)戶2013年的調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本研究分析農(nóng)戶產(chǎn)權抵押融資借貸及其福利效應，通過研究分析，得出以下幾點結(jié)論：（1）西北地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)權抵押借款對于農(nóng)戶家庭的福利效應顯著，農(nóng)戶借款促進了農(nóng)戶家庭收入的增長并帶動了農(nóng)戶家庭生產(chǎn)支出的增加。（2）目前我國西部地區(qū)形成的兩種土地承包經(jīng)營權抵押融資模式對于農(nóng)戶福利水平的影響也不同，以寧夏同心為典型代表的農(nóng)戶主導、自下而上推動的抵押融資下，農(nóng)戶更多地將貸款用于農(nóng)業(yè)經(jīng)營支出，從而增加了農(nóng)戶的家庭農(nóng)業(yè)收入及年收入；而以陜西高陵、楊凌和寧夏平羅為典型代表的政府主導、自上而下引導的抵押融資模式下，農(nóng)戶的產(chǎn)權貸款對于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的促進作用有限，對非農(nóng)收入具有顯著拉動作用。（3）土地規(guī)?；?jīng)營模式能有效促進農(nóng)民增收。

基于以上結(jié)論，為進一步推進農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資業(yè)務開展，緩解農(nóng)戶融資難，提高農(nóng)民福利水平，各級政府及相關部門應做好以下幾方面工作：（1）加大支持力度，完善農(nóng)村金融基礎設施建設及配套制度，扎實推進農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權頒證工作，加快建設完善農(nóng)村產(chǎn)權流轉(zhuǎn)市場，建立財政風險補償基金，積極穩(wěn)妥地推進農(nóng)村產(chǎn)權抵押貸款工作的深入開展。（2）積極探索地域特色鮮明的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權抵押融資模式。各地應結(jié)合自身經(jīng)濟、社會、文化發(fā)展特征，因地制宜，找準市場定位，避免“一刀切”，在充分尊重農(nóng)民意愿的基礎上，設計地域特色鮮明的土地承包經(jīng)營權抵押融資業(yè)務模式，逐步形成尊重需求、內(nèi)涵豐富且富有地區(qū)特色的農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資模式。（3）開展土地承包經(jīng)營權抵押融資，堅持市場化運作和政策引導相結(jié)合，政府在規(guī)范頂層設計、建設金融基礎設施、優(yōu)化金融生態(tài)的同時，盡量減少行政干預，充分發(fā)揮市場的主導作用，充分尊重農(nóng)戶、金融機構意愿，發(fā)揮市場主體的積極性和創(chuàng)造性，提高農(nóng)村金融服務效率。（4）培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，扶持農(nóng)戶適度規(guī)模經(jīng)營，鼓勵家庭農(nóng)場等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與產(chǎn)權流轉(zhuǎn)、抵押融資。同時，加大農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資宣傳力度，組織人員進村入戶，深入開展政策宣傳，提高農(nóng)戶認知，穩(wěn)步推進農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資的發(fā)展。

［1］謝平.中國農(nóng)村信用合作社體制改革的爭論［J］.金融研究，2001，（1）：1－13.

［2］任曙明，張靜，鄭洋.商業(yè)銀行進入模式對農(nóng)村融資服務的影響［J］.大連理工大學學報（社會科學版），2013，（2）：13－18.

［3］羅劍朝，楊婷怡.農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資試驗典型模式比較研究［J］.農(nóng)村金融研究，2014，（4）：10－17.

［4］BINSWANGER H P，KHANDKER S R.The impact of formal finance on the rural economy of India［J］.Journal of Development Study，1995，32（2）：234－262.

［5］周小斌，李秉龍.中國農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出績效的實證分析［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2003，（6）：32－36.

［6］李銳，李寧輝.農(nóng)戶借貸行為及其福利效果分析［J］.經(jīng)濟研究，2004，（12）：96－104.

［7］宮建強，張兵.農(nóng)民借貸對其收入影響的實證分析［J］.江蘇社會科學，2008，（3）：27－31.

［8］許崇正，高希武.農(nóng)村金融對增加農(nóng)民收入支持狀況的實證分析［J］.金融研究，2005，（9）：173－185.

［9］丁志國，趙晶，趙宣凱，等.我國城鄉(xiāng)收入差距的庫茲涅茨效應識別與農(nóng)村金融政策應對路徑選擇［J］.金融研究，2011，（7）：142－151.

［10］溫濤，冉光和，熊德平.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長［J］.經(jīng)濟研究，2005，（9）：30－43.

［11］張文律.農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資的制度經(jīng)濟學分析［J］.西北農(nóng)林科技大學學報（社會科學版），2012，12（4）：8－12.

［12］王麗萍，李平，霍學喜.西部地區(qū)農(nóng)戶借貸行為分析［J］.電子科技大學學報（社科版），2007，（1）：22－27.

［13］楊婷怡，羅劍朝.農(nóng)戶參與農(nóng)村產(chǎn)權抵押融資意愿及其影響因素實證分析［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2014，（4）：42－57.

［14］PITT M M，KHANDKER S R.Credit programmes for the poor and seasonality in rural bangladesh［J］.Journal of Development Studies，2002，39（2）：1－24.

［15］葉靜怡，劉逸.欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶借貸行為及福利效果分析［J］.中央財經(jīng)大學學報，2011，（2）：51－56.