農(nóng)地制度創(chuàng)新:農(nóng)戶農(nóng)地證券化——基于浙江省東陽市12個(gè)村鎮(zhèn)的調(diào)研＊

胡振華，盧怡康

(溫州大學(xué) 商學(xué)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(guān)系著整個(gè)民族命運(yùn)的重點(diǎn)，而農(nóng)地問題又是重中之重。從2004年《關(guān)于促進(jìn)農(nóng)民增加收入若干政策的意見》到2015年《關(guān)于加大改革創(chuàng)新力度加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的若干意見》，中共中央一號文件連續(xù)12年聚焦“三農(nóng)”，可見領(lǐng)導(dǎo)層對“三農(nóng)”問題的重視。然而，“農(nóng)村，農(nóng)業(yè)，農(nóng)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(nóng)地制度創(chuàng)新的的系統(tǒng)性缺乏。要突破這個(gè)瓶頸，農(nóng)地制度就需要深度改革。國內(nèi)外研究學(xué)者認(rèn)為，在現(xiàn)行條件下，農(nóng)地證券化一個(gè)較為可行的方式，即農(nóng)地包含使用權(quán)在內(nèi)的承包經(jīng)營權(quán)的證券化。具體來說，就是將農(nóng)村土地的使用權(quán)或收益權(quán)細(xì)分成一定數(shù)量的有價(jià)證券，然后，通過第三方金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行交易。目前，對農(nóng)地證券化的研究，主要集中在農(nóng)村土地證券化的模式構(gòu)建，農(nóng)村信貸機(jī)構(gòu)不足和缺失，以及與農(nóng)村土地證券化相關(guān)法律問題等。很少有學(xué)者或研究機(jī)構(gòu)從農(nóng)地所有者村集體角度出發(fā)，研究農(nóng)地證券化的可行性。大多數(shù)的研究都是在農(nóng)村土地證券化這一大背景下進(jìn)行的，不具備地區(qū)針對性。

本文基于浙江省東陽市12個(gè)村鎮(zhèn)的調(diào)研，分析農(nóng)戶對農(nóng)地證券化的意愿情況，并得出影響農(nóng)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(guān)注。然而，據(jù)不完全統(tǒng)計(jì)，東陽市的農(nóng)地面積約占東陽市總面積的1/6，但是東陽市的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量并不高，東陽市農(nóng)地資源受到了一定程度的浪費(fèi)。另一方面，農(nóng)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(rèn)為農(nóng)地證券化將極大改善農(nóng)戶的融資問題，提高農(nóng)地資源的利用效率，并帶動(dòng)?xùn)|陽市農(nóng)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(guān)主體的參與，所以農(nóng)戶對農(nóng)地證券化的意愿調(diào)研就顯得很重要。本次調(diào)研的目的在于:一方面分析中小農(nóng)戶對農(nóng)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(nóng)業(yè)大戶對農(nóng)地證券化的看法和意愿，以及其在中小農(nóng)戶中的影響力。

一、理論假說

(一)農(nóng)地證券化意愿具體設(shè)定

本文中農(nóng)地證券化以農(nóng)村土地使用權(quán)和收益權(quán)證券化為具體措施，其根本目的在于改善農(nóng)戶融資困難。本次調(diào)研的目的是通過實(shí)地采訪和問卷調(diào)查了解東陽市農(nóng)戶對通過農(nóng)地證券化方式進(jìn)行融資的認(rèn)可程度以及意愿水平。從具體的現(xiàn)實(shí)情況出發(fā)，農(nóng)戶對農(nóng)村土地證券化的意愿可以分成兩種類型:(1)一種設(shè)定是二項(xiàng)意愿。具體來說就是農(nóng)戶對通過質(zhì)押農(nóng)村土地使用權(quán)或經(jīng)營權(quán)來進(jìn)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(shè)定是多項(xiàng)意愿，由于現(xiàn)實(shí)生活中，農(nóng)戶有多種方式進(jìn)行融資，比如向親朋好友借款，通過銀行進(jìn)行固定資產(chǎn)抵押貸款，甚至向個(gè)人或民間組織高利貸款等等。在該項(xiàng)設(shè)定情況下，就需要先對農(nóng)戶對于各種融資方式進(jìn)行偏好性調(diào)查，然后，對農(nóng)戶對于農(nóng)地證券化融資意愿統(tǒng)計(jì)調(diào)查。如此一來，調(diào)研工作的工作量將增加很多，而且調(diào)研課題的復(fù)雜程度也將極大提高。我們從調(diào)研的根本目的出發(fā)，認(rèn)為二項(xiàng)意愿設(shè)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(nóng)戶對農(nóng)地證券化意愿具體設(shè)定為農(nóng)戶對農(nóng)村土地證券化融資二項(xiàng)意愿，不是“愿意”就是“不愿意”。

(二)農(nóng)地證券化意愿的主要影響因素

農(nóng)地證券化的一個(gè)重要作用就是讓農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)起來，具體方式是通過將農(nóng)村土地使用權(quán)和收益權(quán)做為抵押憑證，通過第三方金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行交易，從而使農(nóng)地有效流轉(zhuǎn)。所以，從農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)主要意愿影響角度來分析農(nóng)地證券化意愿的主要影響因素，是比較科學(xué)可信的。農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)態(tài)度和意愿的影響因素可分為兩方面:一是農(nóng)戶本身的內(nèi)部因素。一方面，影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的基本因素，決定于農(nóng)戶家庭的基本特征，比如農(nóng)戶家庭的人口結(jié)構(gòu)，具備勞動(dòng)能力個(gè)數(shù)，平均年齡，平均教育水平等。另一方面，決定農(nóng)地流轉(zhuǎn)的動(dòng)力因素有農(nóng)戶的收入水平和結(jié)構(gòu)，承包農(nóng)地的面積大小，農(nóng)耕技術(shù)水平等;二是影響農(nóng)戶意愿的外部因素。在調(diào)研過程中，有一個(gè)重要的發(fā)現(xiàn)，那就是大農(nóng)戶和村鎮(zhèn)干部對其他農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿有巨大的影響作用。分析得出結(jié)論，大農(nóng)戶和村鎮(zhèn)干部在農(nóng)戶中具有一定的威望，農(nóng)戶更傾向于將農(nóng)地使用權(quán)和收益權(quán)出售給他們。另外，農(nóng)戶對農(nóng)地證券化政策的認(rèn)可和了解程度，農(nóng)戶對土地入股制度的理解程度等也會(huì)影響其對土地流轉(zhuǎn)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(nóng)戶對農(nóng)地證券化意愿的二項(xiàng)設(shè)定(不是“愿意”就是“不愿意”)下進(jìn)行。由于農(nóng)戶意愿受農(nóng)戶家庭的基本特征，農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)，農(nóng)戶承包土地面積以及大農(nóng)戶和村鎮(zhèn)干部的意愿這4個(gè)主要方面影響。我們從“理性人”“經(jīng)濟(jì)人”以及農(nóng)戶合理認(rèn)知角度提出以下4個(gè)假說:

1.假說1:農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力小于40歲人數(shù)占比與農(nóng)地證券化意愿正相關(guān)

農(nóng)戶家庭的平均年齡與農(nóng)地證券化意愿不相關(guān)，但是農(nóng)戶家庭勞動(dòng)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(shí)間和精力，受教育水平高，并且大多是風(fēng)險(xiǎn)愛好偏向者，喜歡嘗試新事物，對新政策的接受能力強(qiáng)，所以，認(rèn)為農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力小于40歲人數(shù)占比與農(nóng)地證券化意愿正相關(guān)。

2.假說2:非農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)戶總收入比例與農(nóng)村土地金融化意愿負(fù)相關(guān)

農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)與農(nóng)地證券化意愿的關(guān)系比較復(fù)雜，因?yàn)檗r(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)問題本身就涉及到很多方面的知識。所以，筆者將農(nóng)戶的收入結(jié)構(gòu)簡化，分為以下兩種收入:農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入。非農(nóng)業(yè)收入占總收入較多的農(nóng)戶家庭，從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)大部分只是為了滿足自己家庭的飲食需求。他們對農(nóng)村土地金融化并沒有太大興趣，甚至不愿意自家農(nóng)地證券化，所以，非農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)戶總收入比例與農(nóng)村土地金融化意愿負(fù)相關(guān)。

3.假說3:農(nóng)戶承包土地面積與農(nóng)地證券化意愿正相關(guān)

農(nóng)戶承包農(nóng)村土地越多，說明了該類農(nóng)戶，具有較豐富的農(nóng)業(yè)知識，能夠比其他農(nóng)戶更充分得利用農(nóng)業(yè)支援，農(nóng)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(nóng)業(yè)成本，在單位面積的農(nóng)地獲得更高的產(chǎn)出。為了獲得更多收入，他們會(huì)愿意推動(dòng)農(nóng)地證券化，農(nóng)戶承包土地面積與農(nóng)地證券化意愿正相關(guān)，根本原因在于耕作能力越強(qiáng)的農(nóng)戶會(huì)承包越多的農(nóng)地。

4.假說4:村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶的影響與農(nóng)地證券化意愿正相關(guān)

負(fù)責(zé)農(nóng)村土地分配流轉(zhuǎn)的村干部和大農(nóng)戶在其村鎮(zhèn)農(nóng)戶中具有一定的影響力。由于，村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶具有一定的農(nóng)業(yè)專業(yè)知識和群眾基礎(chǔ)，其他農(nóng)戶更愿意將自己的農(nóng)地以股份形式轉(zhuǎn)讓給他們。如此一來，其他農(nóng)戶不僅自己的農(nóng)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(rèn)為村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶的影響對農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿起到正向推動(dòng)作用。

二、數(shù)據(jù)來源、調(diào)研過程以及變量分析

(一)數(shù)據(jù)來源

在東陽市農(nóng)業(yè)局協(xié)助下，本次調(diào)研涵蓋了4個(gè)鎮(zhèn)，兩個(gè)街道共12個(gè)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(diào)研所選取的4個(gè)鎮(zhèn)和兩個(gè)街道基本涵蓋了東陽市高、中、低三個(gè)層次的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，而且他們的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式都有所不同，有以服務(wù)業(yè)為主，有以工業(yè)為主，也有以農(nóng)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(diào)研得到的數(shù)據(jù)和結(jié)論比較具有代表性和可信性。

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

(二)調(diào)研過程

本次調(diào)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(nóng)戶對土地金融化的意愿，而根據(jù)本文的四個(gè)理論假說，需要數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的為以下8個(gè)自變量:被調(diào)查農(nóng)戶家庭的年齡結(jié)構(gòu)(40歲以下人數(shù))、收入結(jié)構(gòu)(農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)業(yè)收入)、承包農(nóng)地面積、村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶對其他農(nóng)戶意愿影響(沒有村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶協(xié)助的調(diào)研、在村鎮(zhèn)干部進(jìn)行意愿干涉情況下的調(diào)研、在大農(nóng)戶進(jìn)行意愿干涉的情況下的調(diào)研、在村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶共同進(jìn)行意愿干涉的情況下的調(diào)研)。表1為上述變量數(shù)據(jù)預(yù)處理。

圖1 調(diào)研工作流程

表1 部分?jǐn)?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(yīng)的農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿情況。

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

表3 非農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶總收入占比與農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿

表4 承包面積與農(nóng)地證券化意愿

表5 村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶對其他農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿的影響

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

三、實(shí)證分析

(一)簡單相關(guān)分析

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

1.假說1驗(yàn)證

分析農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力小于40歲人數(shù)占比與農(nóng)地證券化意愿的相關(guān)關(guān)系，并得出相應(yīng)結(jié)論。(Pearson相關(guān))

選項(xiàng)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(guān)分析，R=0.978，P=0.000。

因?yàn)镻＜0.01，R顯著異于0，所以“農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力小于40歲人數(shù)占比”，“農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿”兩變量一定的存在相關(guān)關(guān)系。而且R＞0.8，所以“農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力小于40歲人數(shù)占比”，“農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿”兩變量強(qiáng)相關(guān)。但是這個(gè)結(jié)論可信嗎?由于是在不控制其他變量下，進(jìn)行的簡單相關(guān)分析，所以該結(jié)論還是不確定的。農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力小于40歲人數(shù)占比越高，農(nóng)戶金融化意愿越高，很可能與農(nóng)戶平均受教育年限有關(guān)。

2.假說2驗(yàn)證

分析非農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶總收入占比與農(nóng)村土地金融化意愿的相關(guān)關(guān)系，并得出相應(yīng)結(jié)論。(Spearman相關(guān))

選項(xiàng)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(guān)分析，R=0.964，P=0.000。

因?yàn)镻＜0.01，R顯著異于0，所以“非農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶總收入占比”與“農(nóng)村土地金融化意愿”兩變量存在一定的相關(guān)關(guān)系。而且R＞0.8，所以“非農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶總收入占比”與“農(nóng)村土地金融化意愿”兩變量強(qiáng)相關(guān)。這個(gè)結(jié)論也是不確定的，因?yàn)槿绻r(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入比較多，也就是說農(nóng)業(yè)收入較少，即農(nóng)戶承包土地面積也較少，所以農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿也越低。

3.假說3驗(yàn)證

分析承包土地面積與農(nóng)地證券化意愿的相關(guān)關(guān)系，并得出相應(yīng)結(jié)論。(Pearson相關(guān))

選項(xiàng)與賦值:≥4=4，［2，4)=3，［0.5，2)=2，＜0.5=1

通過Pearson系數(shù)相關(guān)分析，R=0.960，P=0.000。

因?yàn)镻＜0.01，R顯著異于0，所以“農(nóng)戶承包土地面積”，“農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿”兩變量存在一定的相關(guān)關(guān)系。而且R＞0.8，所以“農(nóng)戶承包土地面積”，“農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿”兩變量強(qiáng)相關(guān)。果然，農(nóng)地承包土地越少，農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿越低，不過這一結(jié)果是否與農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入有關(guān)呢?下面的回歸分析會(huì)檢驗(yàn)。

4.假說4驗(yàn)證

分析村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶的影響與農(nóng)地證券化意愿正相關(guān)的相關(guān)關(guān)系，并得出相應(yīng)結(jié)論。(Pearson相關(guān))

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

通過Pearson系數(shù)相關(guān)分析，R=0.961，P=0.000

因?yàn)镻＜0.01，R顯著異于0，所以“村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶對其他農(nóng)戶的影響”，“農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿”兩變量存在一定的相關(guān)關(guān)系。而且R＞0.8，所以“村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶對其他農(nóng)戶的影響”，“農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿”兩變量強(qiáng)相關(guān)。由于該變量進(jìn)行調(diào)研數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)時(shí)，已經(jīng)將其他影響農(nóng)戶農(nóng)地證券化的因素考慮進(jìn)去了，所以不需要進(jìn)行回歸分析，理論假說四成立。

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

(二)多元線性回歸分析

為了更好的了解農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿和農(nóng)戶勞動(dòng)力中40歲以下人數(shù)占比、非農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶總收入占比、承包土地面積的關(guān)系及影響程度，將以上多個(gè)變量進(jìn)行多元線性回歸分析，由于農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿隨戶均年齡不相關(guān)，所以將農(nóng)戶戶均年齡作為個(gè)案標(biāo)簽。多元線性回歸分析結(jié)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(bào)告了模型的擬合優(yōu)度，R2=0.994，調(diào)整的R2=0.968。

表7 F檢驗(yàn)

表7中的Sig.＜α=0.01，表明農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿與承包土地面積，農(nóng)戶平均受教育年限，農(nóng)戶非農(nóng)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(yàn)結(jié)果以及各變量的容忍度和方差膨脹因子VIF。農(nóng)戶非農(nóng)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(yàn)，農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入對農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿有顯著性影響，兩者之間線性負(fù)相關(guān)。另外，容忍度=0.001，方差膨脹因子VIF=1 670.432，農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入與其他變量的多重共線性很強(qiáng)。農(nóng)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(yàn)，農(nóng)戶承包土地面積對農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿有顯著性影響，兩者之間線性正相關(guān)。另外，容忍度=0.002，方差膨脹因子VIF=1 670.432，農(nóng)戶非農(nóng)業(yè)收入與其他變量的多重共線性很強(qiáng)。

表8 t檢驗(yàn)

農(nóng)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(yàn)，農(nóng)戶平均受教育年限對農(nóng)戶農(nóng)地證券化意愿顯著性影響，兩者之間顯性正相關(guān)。另外，容忍度(Tolerance)=0.002，方差膨脹因子VIF=621.259，農(nóng)戶平均受教育年限與其他變量的多重共線性很強(qiáng)。

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

表9 被排除的變量表

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

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(nóng)戶教育年限與農(nóng)地證券化意愿成正比。所以，年輕一代將是我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的中堅(jiān)力量，政府相關(guān)部門要向年輕人加強(qiáng)宣傳農(nóng)地證券化，從而吸引其投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。由于年輕一輩接受過良好的教育，這些相關(guān)知識可以整體帶動(dòng)第一產(chǎn)業(yè)的科學(xué)技術(shù)水平。如此一來，不但能一定程度緩解社會(huì)就業(yè)壓力，而且可以優(yōu)化社會(huì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。農(nóng)村土地金融化是一項(xiàng)對農(nóng)戶，對社會(huì)都有好處的一項(xiàng)創(chuàng)新。所以，相關(guān)政府部門應(yīng)加大農(nóng)地證券化的宣傳力度，尤其是對農(nóng)戶和年輕一輩。

理論假說2的證明表示非農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)戶總收入比例與農(nóng)村土地金融化意愿負(fù)相關(guān)

現(xiàn)階段的農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)其實(shí)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(jì)大背景有關(guān)。所以，我們認(rèn)為，農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)亟待調(diào)整，而由村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶領(lǐng)導(dǎo)，其他農(nóng)戶農(nóng)地入股的農(nóng)地證券化，是一條科學(xué)合理，并且具有較強(qiáng)可行性的途徑。該條途徑已經(jīng)在一些試點(diǎn)村鎮(zhèn)成功運(yùn)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(diǎn)加快進(jìn)行相應(yīng)的嘗試。

理論假說3給我們的結(jié)論是農(nóng)戶承包土地面積與農(nóng)地證券化意愿正相關(guān)

追究其根本原因，在于耕作能力的差異。政府相關(guān)部門應(yīng)該加大對村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶的資金和技術(shù)支持，并且集中提高農(nóng)戶耕作能力。由村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶領(lǐng)導(dǎo)，其他農(nóng)戶農(nóng)地入股的農(nóng)地證券化，可以降低農(nóng)業(yè)成本，便于農(nóng)地結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，還可以提高農(nóng)業(yè)資源的利用率。農(nóng)業(yè)收入提高后，就會(huì)有大量資金用于研究農(nóng)業(yè)科技，從而使農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量近一步提高。農(nóng)地得到集中管理后，農(nóng)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(nóng)產(chǎn)品安全性也更高。如果農(nóng)地證券化順利實(shí)施，會(huì)極大得帶動(dòng)相關(guān)村鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)水平，甚至對國家的宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生巨大的正面影響。

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

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

第一，為了更好地推動(dòng)農(nóng)地證券化進(jìn)程，政府相關(guān)部門應(yīng)積極鼓勵(lì)村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶做農(nóng)地證券化的帶頭者，借用他們的影響力吸引越來越多的農(nóng)戶加入農(nóng)地證券化的隊(duì)伍中來。

第二，政府相關(guān)部門應(yīng)該加大對村鎮(zhèn)干部和大農(nóng)戶的資金和技術(shù)支持，進(jìn)一步降低農(nóng)業(yè)成本，提高農(nóng)業(yè)資源利用效率。

第三，年輕一代是我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的中堅(jiān)力量，政府相關(guān)部門要向年輕人加強(qiáng)宣傳農(nóng)地證券化，從而吸引其投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。如此一來，不但能一定程度緩解社會(huì)就業(yè)壓力，而且可以優(yōu)化社會(huì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

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