金融素養(yǎng)能提高農(nóng)民住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款需求嗎？

王童 蔣堯 王玉峰

摘 ? 要：本文依據(jù)四川省和重慶市共計(jì)708個(gè)試點(diǎn)地與非試點(diǎn)地調(diào)查問卷的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，闡釋了金融素養(yǎng)影響農(nóng)民農(nóng)房抵押貸款需求的機(jī)理，然后通過對受不同程度的政策激勵影響的地區(qū)分組，即試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)，并利用Probit回歸檢驗(yàn)不同強(qiáng)度的政策激勵對金融素養(yǎng)引致農(nóng)房抵押貸款的參與意愿的變化，得到以下結(jié)論：第一，全樣本中農(nóng)戶對于農(nóng)房抵押貸款接受度為28%，其中試點(diǎn)地區(qū)農(nóng)戶接受度高于平均水平5%;第二，金融素養(yǎng)對于農(nóng)民農(nóng)房抵押貸款需求有顯著的正向影響，并且該影響會因?yàn)橛休^強(qiáng)的政策激勵而得到提高，同時(shí)發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶分化、實(shí)際耕地面積、風(fēng)險(xiǎn)偏好等因素會顯著影響農(nóng)戶的需求。在此基礎(chǔ)上提出多方合作推進(jìn)金融知識宣傳等政策建議。

關(guān)鍵詞：因子分析法;Probit回歸;金融素養(yǎng);政策激勵;農(nóng)房抵押貸款;工具變量法

中圖分類號：F830 ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：B ?文章編號：1674-2265（2019）12-0040-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2019.12.012

一、前言

隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)營的集約化、規(guī)模化和新型農(nóng)業(yè)主體的日益發(fā)展，資金積累能力有限的農(nóng)戶對于生產(chǎn)和經(jīng)營資金的需求日益旺盛，但是農(nóng)村金融一直是金融體系的薄弱環(huán)節(jié)，農(nóng)村金融資源外流十分嚴(yán)重，資金短缺已經(jīng)成為制約農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的主要瓶頸之一。正規(guī)金融貸款的發(fā)展能滿足農(nóng)戶的部分資金需求，從而顯著降低貧困的廣度與深度（Imai，2012），而農(nóng)戶缺少正規(guī)金融機(jī)構(gòu)所要求的有效抵押物，這一制約條件成為農(nóng)戶融資難問題的重要原因。截至2016年末，中國農(nóng)村住宅建筑面積總量達(dá)到383億平方米。隨著農(nóng)房經(jīng)濟(jì)價(jià)值的逐漸提高，如何發(fā)揮農(nóng)房的資產(chǎn)屬性，“喚醒”這筆龐大可觀的“沉睡”財(cái)富，便成為我國農(nóng)村金融創(chuàng)新的重頭戲?；谶@一背景，國務(wù)院于2015年8月發(fā)布了《國務(wù)院關(guān)于開展農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)和農(nóng)民住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》，中國人民銀行于2016年3月發(fā)布了《農(nóng)民住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)暫行辦法》（下文稱《試點(diǎn)辦法》），這兩個(gè)文件的發(fā)布意味著農(nóng)村住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)在全國大范圍正式開始。

農(nóng)房抵押貸款是指借款人以不轉(zhuǎn)移占有的方式，將其合法所有的農(nóng)房作為擔(dān)保，向金融機(jī)構(gòu)申請貸款。借款人到期不履行債務(wù)時(shí)，金融機(jī)構(gòu)有權(quán)依法以該農(nóng)房折價(jià)或者以拍賣、變賣該農(nóng)房所得的價(jià)款優(yōu)先受償。截至2018年9月末，全國59個(gè)試點(diǎn)地區(qū)農(nóng)房抵押貸款余額292億元，同比增長48.9%，累計(jì)發(fā)放516億元。截至2018年2月底，四川已累計(jì)發(fā)放農(nóng)民住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款3.38億元，貸款加權(quán)平均利率為6.67%，低于同期農(nóng)村信用社各項(xiàng)貸款加權(quán)平均利率0.54個(gè)百分點(diǎn)。農(nóng)房抵押融資雖然被認(rèn)為是農(nóng)戶融資的重要選擇手段，但是就試點(diǎn)實(shí)際情況來看并不是很樂觀。農(nóng)房抵押貸款存在著總體規(guī)模小、農(nóng)戶有效需求不足和強(qiáng)政策、低市場推動的“叫好不叫座”等問題。試點(diǎn)推廣難的原因包括農(nóng)戶認(rèn)知不足和對風(fēng)險(xiǎn)的厭惡、農(nóng)房處置變現(xiàn)難等。農(nóng)戶普遍較保守，對于抵押貸款業(yè)務(wù)并不足夠信任，特別是當(dāng)?shù)盅何餅閾碛斜Ｕ闲в玫淖》繒r(shí)。歸根究底，如何提高農(nóng)戶這一需求方對于農(nóng)房抵押貸款的接受度才是擴(kuò)大農(nóng)房抵押貸款影響力的關(guān)鍵問題。現(xiàn)有的文獻(xiàn)多為個(gè)人和家庭特征、抵押利率及風(fēng)險(xiǎn)、農(nóng)房特征等影響因素的研究，忽視了農(nóng)戶自身的金融素養(yǎng)對于抵押行為的選擇、風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知等的影響。2015年中國人民銀行金融消費(fèi)權(quán)益保護(hù)局組織的“消費(fèi)者金融素養(yǎng)調(diào)查”發(fā)現(xiàn)，中國居民金融素養(yǎng)較低，同時(shí)城鎮(zhèn)居民的金融素養(yǎng)明顯高于農(nóng)村居民。金融素養(yǎng)的缺乏可能會導(dǎo)致農(nóng)村居民因?yàn)樽陨韺Φ盅嘿J款開展內(nèi)容和可得性的誤解而放棄參與貸款，致使農(nóng)戶的有效需求受到抑制，阻礙新型金融業(yè)務(wù)在農(nóng)村的有效推廣。

鑒于此，本文擬就金融素養(yǎng)這一核心變量對農(nóng)戶參與農(nóng)房抵押貸款的意愿影響進(jìn)行深入探究?？紤]到川渝地區(qū)試點(diǎn)的實(shí)際情況，將存在不同強(qiáng)度政策激勵的地區(qū)進(jìn)行對比研究，即將《試點(diǎn)辦法》出臺后被納入農(nóng)村住房財(cái)產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)的地區(qū)與其他非試點(diǎn)地區(qū)進(jìn)行對比分析，以檢驗(yàn)不同的政策背景對金融素養(yǎng)引致農(nóng)房抵押貸款的參與意愿的變化。

二、文獻(xiàn)綜述

普遍厭惡風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)戶（Ellis，1988）能否對農(nóng)房抵押貸款有積極的響應(yīng)？現(xiàn)有研究多發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對于住房抵押貸款的參與意愿是普遍偏低的，同時(shí)還具有較大的區(qū)域差距，地區(qū)發(fā)展不均衡①。何格（2016）、劉潤秋和余超（2017）等通過建立logistic模型，多將影響因素分為農(nóng)民個(gè)體特征、家庭稟賦、抵押物特征、農(nóng)戶認(rèn)知等幾個(gè)方面，發(fā)現(xiàn)貸款經(jīng)歷、住房離城區(qū)距離、受教育程度、利率等因素會顯著影響農(nóng)戶參與農(nóng)房抵押貸款的意愿。此外，還有學(xué)者基于農(nóng)民分化與代際差異進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)職業(yè)分化越高的農(nóng)戶參與農(nóng)房抵押貸款的意愿越強(qiáng)，更愿意將農(nóng)房的保障效用轉(zhuǎn)化為資產(chǎn)效用。同時(shí)代際差異也會顯著影響農(nóng)戶的需求，新生代的農(nóng)戶因?yàn)檩^高的風(fēng)險(xiǎn)偏好和更開放的性格特征對于農(nóng)房抵押貸款的接受度更高（劉炎周，2016;鄒偉，2017）。

金融素養(yǎng)（Financial Literacy）的概念最早由Noctor（1992）提出，是指使用和管理資金以做出明智判斷和有效決策的能力。國內(nèi)外越來越多的學(xué)者關(guān)注金融素養(yǎng)對居民融資行為的影響，普遍認(rèn)為金融素養(yǎng)是影響家庭金融行為的決定因素之一（Bernheim，2001;Lusardi和Mitchell，2014）。具有更高金融素養(yǎng)的信貸行為參與人會更大概率地選擇更低成本的借貸方式，更偏向于正規(guī)金融借貸（Chatterjee，2013），并且會更小概率地發(fā)生信貸逾期的失信行為（Fedorova，2015;Henager，2015）。國內(nèi)研究金融素養(yǎng)對居民金融行為影響的文獻(xiàn)則相對有限，不僅城鎮(zhèn)居民的金融素養(yǎng)會顯著影響其正規(guī)信貸需求和信貸可得性（唐瑭，2017），對于農(nóng)村居民來說，該結(jié)論也得到了印證（吳雨，2016）。同時(shí)農(nóng)村居民相比城鎮(zhèn)居民來說金融素養(yǎng)普遍偏低（張歡歡，2017），這一點(diǎn)是否會阻礙農(nóng)房抵押貸款這一業(yè)務(wù)在農(nóng)村地區(qū)的推行，還有待進(jìn)一步研究。對于金融素養(yǎng)的測度內(nèi)容，國外文獻(xiàn)中多從通貨膨脹、風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知、存貸款利率等方面進(jìn)行研究（Huston，2010;Lusardi，2015）。國內(nèi)尹志超（2014）等學(xué)者選取通脹理解、投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知和利率計(jì)算等三個(gè)方面對金融素養(yǎng)進(jìn)行測度。

通過文獻(xiàn)梳理可知，國內(nèi)學(xué)者針對農(nóng)房抵押貸款的制度構(gòu)建和農(nóng)戶參與意愿等都做了大量研究，但已有研究還存在部分不足：一是缺乏對農(nóng)房抵押貸款需求的深層次影響因素的探索，比如金融素養(yǎng)這一重要因素。二是試點(diǎn)地和非試點(diǎn)地在開展積極性、開展經(jīng)驗(yàn)和已有成果等方面存在較大的差距，已有研究忽視了政策基礎(chǔ)不同的地區(qū)之間存在的差別研究。鑒于此，本文在探究金融素養(yǎng)這一核心變量對貸款需求影響的同時(shí)，檢驗(yàn)不同強(qiáng)度的政策激勵對金融素養(yǎng)引致農(nóng)房抵押貸款的需求意愿的變化，不僅可以從需求主體的微觀視角探究農(nóng)房抵押貸款需求的形成機(jī)制，還可以對政策環(huán)境不同的地區(qū)進(jìn)行對比研究，從而為農(nóng)房抵押貸款業(yè)務(wù)的推廣提供更充分的建議。

三、理論分析和假說提出

由于農(nóng)房抵押貸款業(yè)務(wù)的推廣，假設(shè)供給方金融機(jī)構(gòu)不會因?yàn)槭艿椒煞ㄒ?guī)等限制而產(chǎn)生慎貸行為，所以農(nóng)戶在農(nóng)房抵押貸款中的意愿主要取決于他們自身對于融資的需求、融資方式的選擇、參與能力等因素。如圖1所示，首先，根據(jù)已有研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)更高的農(nóng)戶會更加偏向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的借貸方式，因?yàn)榻鹑谒仞B(yǎng)較高的農(nóng)戶對不同融資方式的貸款成本、預(yù)期收益和可得性會做更好的預(yù)判和比較，所以可能會更加傾向于選擇放棄非正規(guī)信貸而選擇農(nóng)房抵押貸款等正規(guī)信貸業(yè)務(wù)。其次，Lusardi（2015）等發(fā)現(xiàn)隨著金融素養(yǎng)水平的提升，會顯著提高個(gè)體對金融產(chǎn)品及其風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知，從而提高其風(fēng)險(xiǎn)偏好，所以金融素養(yǎng)更高的農(nóng)戶可能有更高的風(fēng)險(xiǎn)偏好。最后，金融素養(yǎng)更高的農(nóng)戶在進(jìn)行決策時(shí)所耗費(fèi)的信息搜集成本會更低，而且可增加其資本收益率，提高經(jīng)營收入和還款能力，從而得到更高的資本收益率（Dohmen等，2010）。更低的貸款成本、更好的信用，均有助于提升農(nóng)戶的信貸參與能力。所以，金融素養(yǎng)可以通過提高農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求、風(fēng)險(xiǎn)偏好、參與能力三個(gè)方面來共同影響農(nóng)戶的需求。由此，本文提出假說1：

H1：金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)房抵押貸款需求有正向影響。

圖1：金融素養(yǎng)對農(nóng)房抵押貸款的影響路徑

雖然農(nóng)房抵押貸款業(yè)務(wù)于2018年初逐漸開始全面推廣，但是曾經(jīng)的非試點(diǎn)地區(qū)與試點(diǎn)地區(qū)在政策支持、銀行積極性、農(nóng)戶認(rèn)知等方面都存在不同。試點(diǎn)地區(qū)在當(dāng)?shù)卣男麄骱投卮傧?，不僅農(nóng)戶對于農(nóng)房抵押貸款的了解加深，金融機(jī)構(gòu)也有著更大的供給積極性。雖然非試點(diǎn)地區(qū)也會在試點(diǎn)期間部分開展農(nóng)房抵押貸款，并且會在推廣后廣泛開展，但是兩種地區(qū)的開展經(jīng)驗(yàn)和已有的成果是有一定差距的。同時(shí)，由于試點(diǎn)地區(qū)開展進(jìn)程較非試點(diǎn)地更快，農(nóng)房抵押貸款的案例更多，可為農(nóng)戶的決策提供更充分更易得的信息，而非試點(diǎn)地區(qū)的參考案例則較少。所以，在有更強(qiáng)的政策激勵時(shí)，農(nóng)戶的參與意愿可能會更高，金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)房抵押貸款需求的影響也會存在差異。由此，本文提出假說2：

H2：金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)房抵押貸款需求的正向影響會因?yàn)檩^強(qiáng)的政策激勵而得到提高。

四、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)與樣本情況

本部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于2017年7—8月對四川省和重慶市的農(nóng)戶開展的實(shí)地調(diào)研。綜合考慮地區(qū)之間與同區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況以及區(qū)域分布的差異，調(diào)研區(qū)域?yàn)樗拇ㄊ〕啥际雄紖^(qū)和瀘州市瀘縣、重慶市江津區(qū)和開縣這四個(gè)開展農(nóng)房抵押貸款地區(qū)的縣（區(qū)），以及四川省宜賓市江安縣、四川省綿陽市安州區(qū)和重慶市永川區(qū)這三個(gè)非試點(diǎn)地區(qū)。采用分層抽樣與隨機(jī)抽樣結(jié)合的調(diào)查方式，每個(gè)縣隨機(jī)選取3—4個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鎮(zhèn)隨機(jī)選取2—3個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)選取8—18戶農(nóng)戶，采用入戶訪談的問卷調(diào)查形式。本次共發(fā)放問卷730份，剔除數(shù)據(jù)缺失、內(nèi)容矛盾等無效問卷后，有效回收問卷共計(jì)708份。

被調(diào)查農(nóng)戶基本情況：試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)的樣本數(shù)量比例為43.08%和56.92%。從樣本的個(gè)體特征來看，男女比例為72.03%和27.97%。受訪者的平均年齡為52歲，其中40—60歲的受訪者占總樣本的54.09%。受教育程度在小學(xué)及以下、初中、初中以上的比例分別是26.84%、55.65%和17.51%。就家庭特征而言，家庭總?cè)丝诰禐?.16人，2015年和2016年家庭人均純收入為5.74萬元，家庭中有親朋好友就職于銀行以及信用社的樣本比例為4.24%。

（二）變量選取及描述性統(tǒng)計(jì)

1. 因變量：農(nóng)房抵押貸款需求。在入戶調(diào)研過程中首先詢問受訪者“是否會考慮參加農(nóng)房抵押貸款”，若回答“會考慮”，則認(rèn)為其有參與農(nóng)房抵押貸款的需求;若回答“不考慮”，則認(rèn)為其沒有參與農(nóng)房抵押貸款的需求。而有明確表示考慮參加農(nóng)房抵押貸款的農(nóng)戶僅占樣本數(shù)的28%，由此可見農(nóng)戶的需求度并不是很高，相較于其他多個(gè)文獻(xiàn)中同省市的農(nóng)戶對參與農(nóng)地抵押貸款的需求，低了3—7個(gè)百分點(diǎn)。可能對于農(nóng)戶來說，住房的保障作用以及價(jià)值是高于農(nóng)地的，在進(jìn)行抵押物選擇時(shí)會先考慮農(nóng)地，所以農(nóng)戶的態(tài)度會相對保守一些。

2. 核心自變量：金融素養(yǎng)。根據(jù)Lusardi（2014）對金融素養(yǎng)評測指標(biāo)的處理方法，區(qū)別判斷在答題中回答“不知道”和回答錯誤的兩種情況，回答“不知道”的農(nóng)戶的金融素養(yǎng)會比回答錯誤的農(nóng)戶更差一些，因?yàn)榛卮稹安恢馈钡霓r(nóng)戶可能連“通貨膨脹”“復(fù)利”等名詞的基本含義都沒有理解到，所以在評測農(nóng)戶的金融素養(yǎng)時(shí)設(shè)置3—4個(gè)答案，且對每一個(gè)測評題目設(shè)置兩個(gè)啞變量。第一個(gè)啞變量是農(nóng)戶能否回答出來，如果回答為“不知道”賦值為0，能回答出來賦值為1。第二個(gè)啞變量才是農(nóng)戶能否回答正確，回答正確賦值為1，回答錯誤賦值為0。根據(jù)經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）發(fā)布的PISA評測體系，從復(fù)利計(jì)算、通貨膨脹、風(fēng)險(xiǎn)與回報(bào)這三個(gè)使用最廣泛的評測方向設(shè)置題目。筆者考慮到此次研究是針對農(nóng)村信貸問題，從而加入了信用這一評測問題。題項(xiàng)的KMO值為0.614，該樣本適合因子分析這個(gè)方法。通過對10個(gè)啞變量進(jìn)行因子分析，在提取特征根大于1的公共因子后，5個(gè)因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為88.20%，以方差貢獻(xiàn)率比重計(jì)算權(quán)重，最終得到農(nóng)戶的金融素養(yǎng)。

農(nóng)戶金融素養(yǎng)的測評題目：（1）假設(shè)您在銀行存了100元，存款年利率為2%，其間賬戶內(nèi)沒有支取，請問兩年到期后賬戶可以取出多少錢？選項(xiàng)為：不知道、小于或等于104、大于104。（2）假設(shè)您的儲蓄賬戶中每年存款利率為1%，通貨膨脹為每年3%，請問1年之后您的賬戶中存款能夠買到的東西與現(xiàn)在相比如何？選項(xiàng)為：不知道、變多了、一樣多、變少了。（3）一般情況下，回報(bào)越高的投資，風(fēng)險(xiǎn)也就越大，您是否同意這個(gè)說法？選項(xiàng)為：不知道、不同意、同意。（4）您覺得是否購買一只股票基金的風(fēng)險(xiǎn)比買一只公司股票的風(fēng)險(xiǎn)更小？選項(xiàng)為：不知道、是、否。（5）假設(shè)您在A銀行的信貸活動中產(chǎn)生了逾期未還的記錄，而后在申請B銀行貸款時(shí)同樣的抵押物遇到了更多的審核與更高的利率，您是否認(rèn)同銀行做法？選項(xiàng)為：不知道、不認(rèn)同、認(rèn)同。

3. 控制變量。本文通過設(shè)置性別、年齡、是否有打工經(jīng)歷、受教育程度、風(fēng)險(xiǎn)偏好這5個(gè)變量來反映受訪農(nóng)戶個(gè)體特征。打工經(jīng)歷與較好的受教育程度可能會使農(nóng)戶對金融業(yè)務(wù)有著更開放的態(tài)度，風(fēng)險(xiǎn)偏好一定程度上決定了農(nóng)戶對于有一定風(fēng)險(xiǎn)的信貸服務(wù)的態(tài)度。通過家庭總?cè)丝?、?shí)際耕地面積、家庭年均純收入、農(nóng)戶分化、參保水平、有無親友就職于銀行或農(nóng)信社這6個(gè)變量來反映家庭特征，其中人口數(shù)越多的家庭可能在生活資金上有更大的需求，參保水平可能會減少農(nóng)戶對于參與農(nóng)房抵押貸款的風(fēng)險(xiǎn)抗拒，而擁有實(shí)際耕地面積越大的農(nóng)戶所需要的生產(chǎn)成本是更大的，并且生產(chǎn)規(guī)模的大小會直接決定農(nóng)戶的收入預(yù)期，所以對于參與農(nóng)房抵押貸款的需求可能會產(chǎn)生影響;通過房屋面積、宅基地處理權(quán)、離金融機(jī)構(gòu)的距離這3個(gè)變量來反映農(nóng)房特征，處理權(quán)與離金融機(jī)構(gòu)的距離直接決定了農(nóng)戶參與農(nóng)房抵押貸款的阻力。最后通過決策受官方宣傳影響來反映農(nóng)戶的決策環(huán)境，官方宣傳主要指媒體、地方政府、銀行等機(jī)構(gòu)對于農(nóng)房抵押貸款的宣傳與正面報(bào)道。各個(gè)變量的定義、賦值及描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

（三）實(shí)證模型設(shè)定

假定[Y*i]是一個(gè)二元因變量，表示農(nóng)戶是否存在參與農(nóng)房抵押貸款的需求，其選擇結(jié)果僅有兩種，分別為“有”和“沒有”?；诒唤忉屪兞渴且粋€(gè)虛擬變量，以及研究目的是分析金融素養(yǎng)對農(nóng)戶需求的影響，所以本文采用Probit模型進(jìn)行二元回歸分析，具體的模型形式為：

[Y*i=αFLi+βXi+εi] （1）

如果[Y*i>0]，則[Y*i=1]，否則[Y*i=0]。

（1）式中，[i]表示農(nóng)戶個(gè)體;[Y*i]是被解釋變量，表示農(nóng)戶參與農(nóng)房抵押貸款的需求;[FLi]表示農(nóng)戶[i]的金融素養(yǎng)水平;[α]表示核心自變量的待估系數(shù);[Xi]表示影響農(nóng)房抵押貸款需求的控制變量;[β]為控制變量的待估系數(shù);[εi]為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（四）實(shí)證結(jié)果與分析

1. 問卷信度分析。本文采用信度指數(shù)（Cronbachs[α]）指標(biāo)來衡量問卷數(shù)據(jù)的可靠性，通過對數(shù)據(jù)的信度分析后得到Cronbachs [α]的系數(shù)值為0.781，因此本文問卷數(shù)據(jù)信度較好。

2. 全樣本回歸結(jié)果分析。金融素養(yǎng)對全樣本的農(nóng)戶農(nóng)房抵押貸款需求的估計(jì)結(jié)果如表2所示。金融素養(yǎng)與全樣本農(nóng)戶農(nóng)房抵押貸款需求在1%的水平上顯著正相關(guān)，邊際效應(yīng)為正的0.151。此結(jié)果與假說1的結(jié)果是一致的，表明金融素養(yǎng)高的農(nóng)戶將更大可能地產(chǎn)生農(nóng)房抵押貸款需求。金融素養(yǎng)更高的農(nóng)戶對風(fēng)險(xiǎn)有著更加充分的認(rèn)知以及更高的風(fēng)險(xiǎn)接受度，在決策時(shí)耗費(fèi)更少的信息成本，在信貸參與能力上也較金融素養(yǎng)較低的農(nóng)戶高一些，所以金融素養(yǎng)與農(nóng)房抵押貸款需求呈顯著正相關(guān)的關(guān)系。由此，假設(shè)1得證。

就其他控制變量的模型估計(jì)結(jié)果來看，個(gè)體特征變量中年齡在10%的水平上有顯著的負(fù)向影響，這一結(jié)果與惠獻(xiàn)波（2017）的研究結(jié)果一致，說明年齡越大的農(nóng)戶面對農(nóng)房抵押貸款這項(xiàng)新型金融業(yè)務(wù)時(shí)有著更加保守的態(tài)度，農(nóng)房對于年齡較大的農(nóng)戶來說最重要的可能是養(yǎng)老功能，而且年齡較大的農(nóng)戶在家庭供養(yǎng)上的責(zé)任會更小一些，所以對于貸款有著更小的需求;受教育程度越高的農(nóng)戶對農(nóng)房抵押貸款的接受度顯著更高，這一結(jié)論與何格等（2017）得出的結(jié)論一致;風(fēng)險(xiǎn)偏好在1%水平上呈顯著的正向影響，說明風(fēng)險(xiǎn)偏好越高的農(nóng)戶有著更高的貸款意愿。

就家庭特征而言，家庭年均純收入和農(nóng)戶分化分別在5%和1%的水平上呈顯著的正向影響。年收入高的家庭可能分為兩種情況：第一種是以務(wù)農(nóng)收入為主的養(yǎng)殖大戶，養(yǎng)殖大戶在日常生產(chǎn)活動中較一般的農(nóng)戶有著更高的資金需求;第二種是以外出務(wù)工收入為主的農(nóng)戶，這部分農(nóng)戶也就是分化程度較高的農(nóng)戶，由于長期在外進(jìn)行非農(nóng)生產(chǎn)導(dǎo)致了農(nóng)房情感紐帶以及保障效用的減弱，分化水平較高的農(nóng)戶將會有更大可能性傾向于將農(nóng)房的保障效用轉(zhuǎn)化為資產(chǎn)效用，從而提高其農(nóng)房抵押貸款的參與意愿，這一結(jié)論與劉炎周（2016）和鄒偉（2017）的研究結(jié)果一致。實(shí)際耕地面積在5%的水平上呈顯著的正向影響，說明擁有較大實(shí)際耕地面積的農(nóng)戶可能會因?yàn)檩^大的資金需求以及更高的預(yù)期收入而更傾向于參與農(nóng)房抵押貸款。是否有親友就職于銀行或農(nóng)信社這一變量在1%的水平上呈顯著的正向影響，說明有親友在金融機(jī)構(gòu)就職這一條件可以提高農(nóng)戶的可得性預(yù)期。

就農(nóng)房特征和決策環(huán)境而言，離金融機(jī)構(gòu)的距離在5%的水平上呈顯著的正向影響，這一變量會在一定程度上影響農(nóng)戶在進(jìn)行信貸活動時(shí)所遇到的阻力大小。而決策受官方影響在1%的水平上呈顯著的正向影響，說明官方宣傳渠道會給農(nóng)戶帶來更多的有效信息和參與信貸的信心及信任感。

3. 分樣本回歸結(jié)果分析。在分樣本的回歸中，金融素養(yǎng)在1%的水平上對農(nóng)戶參與農(nóng)房抵押貸款的需求產(chǎn)生顯著的正向影響。而強(qiáng)政策激勵樣本的邊際效應(yīng)為0.185，大于弱政策激勵樣本的邊際效應(yīng)0.149，說明金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)房抵押貸款需求的正向影響因?yàn)槭艿捷^強(qiáng)的政策激勵影響而得到提高。假說2得以成立。

從其他控制變量的回歸結(jié)果來看，年齡、參保水平這兩個(gè)變量在強(qiáng)政策激勵樣本回歸中呈正向顯著影響，而在弱政策激勵樣本中對農(nóng)戶需求的影響并不顯著。其他變量在分樣本回歸中基本與全樣本回歸結(jié)果保持了同方向顯著影響，只有實(shí)際耕地面積在強(qiáng)政策激勵樣本的回歸中影響不顯著。

4. 內(nèi)生性檢驗(yàn)。考慮到可能存在內(nèi)生性的問題，在農(nóng)戶了解農(nóng)房抵押貸款相關(guān)信息的過程中，金融素養(yǎng)的水平有可能會隨之提高，所以可能存在反向的因果關(guān)系。為此需要引入一個(gè)工具變量來解決內(nèi)生偏誤的問題。根據(jù)問卷中實(shí)際所得到的結(jié)果，將受訪者上學(xué)期間是否接受過金融或經(jīng)濟(jì)學(xué)課程這一問題作為金融素養(yǎng)的工具變量進(jìn)行兩階段估計(jì)，結(jié)果如表3所示。

表3：內(nèi)生性檢驗(yàn)

[ 農(nóng)戶需求（全樣本） 金融素養(yǎng) 0.235*** （0.071） 一階段估計(jì)F值 37.44 DWH Chi2/F值 1.40 P值 0.053 ]

結(jié)果顯示，回歸中存在內(nèi)生性問題。表3中給出了兩階段工具變量估計(jì)中的一階段F值37.44，根據(jù)F值大于10%偏誤下的臨界值為16.38來判斷，不存在弱工具變量問題。因此，將農(nóng)戶對農(nóng)房抵押貸款的了解程度作為金融素養(yǎng)的工具變量是合適的。

通過對金融素養(yǎng)的重新估計(jì)，發(fā)現(xiàn)該變量在1%的水平上呈現(xiàn)顯著的正向影響，即金融素養(yǎng)對于提高農(nóng)民農(nóng)房抵押貸款需求有著顯著的正向影響。

5. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于重慶地區(qū)的樣本數(shù)量占到了樣本總數(shù)的70%，考慮到回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)問題，本文將479份重慶地區(qū)的樣本篩選出來重新進(jìn)行了Probit回歸，在全樣本和分組回歸中均通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，而強(qiáng)政策激勵樣本的邊際效應(yīng)依然大于存在弱政策激勵樣本的邊際效應(yīng)，上述結(jié)論依然成立，說明回歸結(jié)果是比較穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文利用四川省與重慶市農(nóng)房抵押貸款試點(diǎn)地區(qū)與非試點(diǎn)地區(qū)的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，以農(nóng)戶的微觀視角作為切入點(diǎn)，對調(diào)研地區(qū)農(nóng)房抵押貸款業(yè)務(wù)的開展情況進(jìn)行了實(shí)證研究。首先通過對受不同程度的政策激勵影響的地區(qū)分組，即對試點(diǎn)地和非試點(diǎn)地的區(qū)分，利用Probit模型對全樣本和分組樣本進(jìn)行回歸，研究了金融素養(yǎng)對農(nóng)民農(nóng)房抵押貸款意愿的影響，檢驗(yàn)了金融素養(yǎng)對不同政策環(huán)境下的農(nóng)民農(nóng)房抵押貸款意愿的作用機(jī)制，并得到以下結(jié)論：

1. 從整體來看，農(nóng)戶對于農(nóng)房抵押貸款的響應(yīng)并沒有預(yù)期的積極，農(nóng)戶對待農(nóng)村新型金融業(yè)務(wù)的態(tài)度相對比較保守，其參與意愿還有待進(jìn)一步提升。

2. 金融素養(yǎng)對于農(nóng)民農(nóng)房抵押貸款需求有顯著的正向影響，并且該影響會因?yàn)榇嬖谳^強(qiáng)的政策激勵而得到提高。在有試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)的地區(qū)，金融素養(yǎng)引致農(nóng)房抵押貸款的參與意愿更強(qiáng)，而該影響在無試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)的地區(qū)就弱一些。

（二）政策建議

根據(jù)以上研究結(jié)論，為了促進(jìn)農(nóng)戶抵押貸款業(yè)務(wù)發(fā)展，本文提出以下政策建議：

1. 通過多種途徑積極提高農(nóng)民金融素養(yǎng)。人民銀行、金融機(jī)構(gòu)可與地方政府合作開展針對農(nóng)村地區(qū)的金融知識培訓(xùn)，不僅可以推進(jìn)抵押貸款這一業(yè)務(wù)的推廣，而且會成為農(nóng)村金融改革和發(fā)展的良好基礎(chǔ)。農(nóng)戶的受教育程度普遍不高，金融素質(zhì)也參差不齊，所以應(yīng)該在充分調(diào)研之后選擇合適且高效的普及方式以及內(nèi)容，提高金融知識普及的針對性和效率。

2. 地方政府與金融機(jī)構(gòu)要立足于地區(qū)的現(xiàn)實(shí)情況，學(xué)習(xí)推行試點(diǎn)效果較好地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)而高效地推進(jìn)農(nóng)房抵押貸款業(yè)務(wù)。通過對農(nóng)房抵押貸款的宣傳和普及來營造較好的決策環(huán)境，從貸款期限、利率等貸款內(nèi)容著手為農(nóng)戶提供更優(yōu)惠更具競爭力的融資方式。

注：

①西南地區(qū)以四川省和重慶市為例，其中截止到2018年2月，四川省累計(jì)發(fā)放農(nóng)房抵押貸款3.38億元。截至2017年3月末，重慶3個(gè)農(nóng)房抵押貸款試點(diǎn)區(qū)縣發(fā)放余額達(dá)11.36億元，貴州廣西等經(jīng)濟(jì)水平相對較低的省份的開展規(guī)模則更小，而溫州市2008年時(shí)在農(nóng)房抵押貸款中的貸款余額已經(jīng)達(dá)到了76.7億元（金甌，2012）。

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Can Financial Literacy Improve the Demand for Farmers' Housing Mortgage Loans？

——Based on the Empirical Study of Policy Incentive Perspective

Wang Tong1/Jiang Yao2/Wang Yufeng1

（1.School of Economics，Sichuan Agricultural University，Sichuan ? Chengdu ? 611130;2.School of Management，Sichuan Agricultural University，Sichuan ? Chengdu ? 611130）

Abstract：Based on the survey data of 708 pilot and non-pilot farms in Sichuan Province and Chongqing City， this paper explains the mechanism of financial literacy affecting farmers' housing mortgage loans. Grouping the investigated areas by different levels of incentives，this paper uses Probit regression model to test the different intensity of the policy incentives for financial literacy caused by the change in the willingness to participate in rural mortgage loans. Based on those above，the results are as follows： first，the rural housing acceptability rate is 28 percent among all of the samples，and the pilot peasant household acceptability is 5 percent higher than the average level; second，financial literacy has a significant positive influence on farmer' housing mortgage loan demand，and the influence will be enhanced by strong policy incentives. At the same time，this paper finds that farmer differentiation，actual arable land area，risk preference and other factors significantly affect the demands of farmers. On this basis，the article puts forward policy recommendations such as multi-party cooperation to promote financial knowledge dissemination.

Key Words：factor analysis，Probit regression model，financial literacy，policy incentive，rural housing mortgage loan，instrumental variable method