于 洋（遼寧對外經(jīng)貿(mào)學(xué)院國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，遼寧 大連 116052）

農(nóng)村新型合作金融需求意愿調(diào)查與分析
——以遼寧省盤錦市金融試點(diǎn)地區(qū)為例

于 洋
（遼寧對外經(jīng)貿(mào)學(xué)院國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，遼寧 大連 116052）

在遼寧省盤錦市農(nóng)村新型合作金融試點(diǎn)的背景下，對合作資金互助樣本村、鎮(zhèn)的442戶農(nóng)民與小微企業(yè)進(jìn)行實(shí)地訪談和問卷調(diào)查，并通過構(gòu)建離散數(shù)據(jù)Logistic模型分析了當(dāng)前我國農(nóng)戶對合作金融的需求意愿及主要影響因素。結(jié)果表明，現(xiàn)階段我國合作金融惠農(nóng)的主要約束是對農(nóng)村弱勢群體與精英階層合作的欠規(guī)范性。結(jié)合農(nóng)戶多元化的融資成本需求，從制定多樣化的合作金融模式、完善產(chǎn)權(quán)制度和健全內(nèi)部治理、規(guī)范外部環(huán)境層面提出現(xiàn)階段我國新型合作金融的推進(jìn)重點(diǎn)，以期為政府制定金融政策和支農(nóng)戰(zhàn)略提供有力支撐。

合作金融；需求意愿；Logistic模型；農(nóng)村

于洋. 農(nóng)村新型合作金融需求意愿調(diào)查與分析［J］.廣東農(nóng)業(yè)科學(xué)，2016，43（8）：186-192.

在我國供給側(cè)改革的同時(shí)，農(nóng)村新型合作金融的有效供給對分散農(nóng)民經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)、提高農(nóng)民收入以及發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的重要性日益凸顯［1］。2016年中央在政策層面上推進(jìn)民間資本和社會資本進(jìn)入農(nóng)村金融領(lǐng)域，引導(dǎo)農(nóng)民新型農(nóng)村合作金融需求的步伐不斷加快［2］。國家在農(nóng)民合作社和供銷合作社基礎(chǔ)上，培育發(fā)展農(nóng)村合作金融，選擇部分地區(qū)進(jìn)行農(nóng)民合作社開展信用合作試點(diǎn)，豐富農(nóng)村地區(qū)金融機(jī)構(gòu)類型［3］。參與新型合作金融的農(nóng)戶和小微企業(yè)，其自身特征、參與動(dòng)機(jī)以及對融資的需求程度已成為影響我國新型合作金融可持續(xù)發(fā)展的重要因素之一，越來越受到政府部門的重視［3］。另外，從參與主體角度看，無論出于何種目的和動(dòng)機(jī)參與合作金融，探討其對資金互助模式的行為意愿對提高金融支農(nóng)效率至關(guān)重要。從國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)看，農(nóng)戶和農(nóng)村小企業(yè)參與農(nóng)村合作金融的制約因素，已成為學(xué)術(shù)界探討的熱點(diǎn)問題。由于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)融資成本過高，無法滿足農(nóng)戶的借貸需求，農(nóng)民期望選擇互助合作的方式進(jìn)行生產(chǎn)融資［4］。最早提出股份制和股份合作制是深得農(nóng)戶認(rèn)同的合作金融產(chǎn)權(quán)制度，農(nóng)戶在農(nóng)村信用社的貸款體驗(yàn)、家庭社會地位和對信用社的滿意度都將影響農(nóng)戶的入股行為［5］。胡平波［6］研究表明，聲譽(yù)制度能夠彌補(bǔ)正式制度的不足，可以有效激勵(lì)合作意愿較弱的農(nóng)民參與合作。蔡則祥等［7］發(fā)現(xiàn)，一些小額貸款公司和農(nóng)民資金互助社抽逃資本金參與高利貸，還有的金融機(jī)構(gòu)不安心服務(wù)“三農(nóng)”，使農(nóng)民的正規(guī)合作性金融績效銳減。陳曉紅等［8］認(rèn)為對于農(nóng)村小微企業(yè)而言存在一個(gè)初始資產(chǎn)閥值，在閥值之上，選擇正規(guī)化；在閥值之下，則應(yīng)該選擇非正規(guī)化。綜述發(fā)現(xiàn)，在開展信用社合作金融試點(diǎn)之前，以往學(xué)者均通過問卷調(diào)查形式獲取農(nóng)戶的參與意愿數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)的有效性值得商榷?；谶@一欠缺，本研究以遼寧省樣本試點(diǎn)地區(qū)盤錦市合作社內(nèi)部資金互助為研究對象，選取樣本村、鎮(zhèn)合作社社員或者非合作社社員參與試點(diǎn)的真實(shí)可得數(shù)據(jù)，測算農(nóng)戶對這種合作金融的參與行為及影響因素，以彌補(bǔ)現(xiàn)有研究不足，為政府和金融機(jī)構(gòu)完善合作金融的相關(guān)政策及支農(nóng)戰(zhàn)略提供切實(shí)有效的實(shí)證支持。

1　理論假說與研究方法

1.1理論假說

影響農(nóng)戶參與新型合作金融的因素很多，從宏觀層面看，有國家對農(nóng)村金融政策的頂層設(shè)計(jì)與地方政府的執(zhí)行情況等；從微觀層面看，有地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顟B(tài)與有資金需求的農(nóng)戶主體的差異因素等。基于一個(gè)理性經(jīng)濟(jì)人的行為分析，農(nóng)戶在其追求自身利益的最大化行為驅(qū)使下，是否參與農(nóng)村合作金融的決策應(yīng)取決于參與前后的收益對比［9］。理論上，農(nóng)戶家庭基本狀況決定其構(gòu)成借貸需求的可能性，而參與新型農(nóng)民合作金融為農(nóng)戶將融資需求轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)提供一種可選擇的渠道?，F(xiàn)有研究基礎(chǔ)表明，個(gè)體特征、聲譽(yù)、交易成本及信用社滿意度等對農(nóng)戶金融合作意愿有顯著影響［10］。因此，本研究根據(jù)影響農(nóng)戶秉性、社會特征以及借貸行為等將農(nóng)戶參與新型合作金融的影響因素變量劃分為農(nóng)戶家庭的稟賦特征、生產(chǎn)經(jīng)營狀況、對金融的認(rèn)知程度和融資機(jī)會成本四大類，針對這些影響因素，提出以下假說：

假說1：在反映農(nóng)戶家庭稟賦特征的變量中，戶主年齡與農(nóng)戶家庭是否參與合作金融有正向影響，戶主受教育程度正向影響農(nóng)戶家庭參與合作金融的決策，農(nóng)戶家庭的勞動(dòng)力數(shù)量對參與合作金融的影響方向則不明確。

假說2：在反映農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營狀況的變量中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、家庭純收入正向影響農(nóng)戶參與合作金融的意愿，非務(wù)農(nóng)收入比例則負(fù)向影響農(nóng)戶參與合作金融的意愿。

假說3：在反映農(nóng)戶的金融認(rèn)知度的變量中，戶主的社會地位、融資需求頻率、對新型合作金融的理解程度均正向影響農(nóng)戶參與合作金融的意愿。

假說4：在反映農(nóng)戶的融資機(jī)會成本的變量中，有信貸渠道負(fù)向影響農(nóng)戶參與合作金融的意愿，非正規(guī)融資成本會對農(nóng)戶參與新型合作金融意愿影響方向不確定。融資風(fēng)險(xiǎn)偏好對農(nóng)戶參與新型合作金融的意愿產(chǎn)生正向影響。

1.2研究方法

基于上述分析邏輯，可將農(nóng)戶參與新型合作金融的意愿行為及影響因素表示為：

式中，PWTP表示被調(diào)查農(nóng)戶參與新型合作金融的意愿概率，自變量X1、X2、X3、X4分別表示以上論述的四大類影響農(nóng)戶參與新型合作金融的因素變量。

為進(jìn)一步驗(yàn)證以上理論假說，度量這些因素變量影響農(nóng)戶通過新型合作金融進(jìn)行資金互助的顯著性，本研究選用離散數(shù)據(jù)計(jì)量方法Logistic模型進(jìn)行回歸分析。Logistic 模型是針對因變量為二元離散選擇變量而非連續(xù)變量而言，并且樣本沒有服從正態(tài)分布的限制，與其他模型相比，對于本研究的農(nóng)戶參與意愿效用最大化的分布選擇非常適用。基于本研究樣本的分析，將參與新型合作金融的“成員”賦值為1；將沒有參與的“非成員”賦值為 0。本研究選用 SPSS16統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行模型測算，計(jì)算公式如下：

式中，PWTP為因變量，表示農(nóng)戶成為新型合作金融 “成員”的概率。β0是常數(shù)項(xiàng)，Xi是影響農(nóng)戶參與合作金融行為的不同因素，βi是回歸參數(shù)，表示不同影響因素對PWTP的貢獻(xiàn)率。

2　數(shù)據(jù)來源與變量描述

2.1數(shù)據(jù)來源

本研究結(jié)合我國農(nóng)村新型合作性金融的試點(diǎn)實(shí)施情況，以遼寧省試點(diǎn)地區(qū)盤錦市合作社內(nèi)部資金互助為研究對象展開實(shí)證分析。為了解該市農(nóng)戶參與新型合作金融的意愿及支付水平，筆者所在的遼寧對外經(jīng)貿(mào)學(xué)院聯(lián)合大連理工大學(xué)風(fēng)險(xiǎn)管理中心共同組建調(diào)研小組，于2015年“五一”期間進(jìn)行了調(diào)研前培訓(xùn)和預(yù)調(diào)研，并于6～7月分別進(jìn)行了兩次正式調(diào)研。調(diào)研小組在盤錦市的甜水鄉(xiāng)、吳家鄉(xiāng)和壩墻子鎮(zhèn)3個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）共抽取了23個(gè)自然村，在每個(gè)村隨機(jī)選擇了20個(gè)包含不同社會身份的農(nóng)戶家庭進(jìn)行問卷調(diào)查。問卷設(shè)計(jì)內(nèi)容主要包括以下4個(gè)部分：（1）農(nóng)戶家庭的稟賦特征，包括戶主年齡、戶主受教育程度、勞動(dòng)力數(shù)量等；（2）農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營狀況，包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、年家庭純收入、非務(wù)農(nóng)收入比重等；（3）農(nóng)戶的金融認(rèn)知度，包括戶主的社會地位、融資需求頻率、對合作金融的理解程度；（4）農(nóng)戶的融資機(jī)會成本，包括信貸渠道、非正規(guī)融資成本、融資風(fēng)險(xiǎn)偏好等。正式調(diào)研共發(fā)放460份問卷，剔除無效問卷18份，最后獲得有效問卷442份，有效率為96.09%。樣本的融資行為基本情況見表1。

表1　被調(diào)查農(nóng)戶融資基本情況

2.2變量測量與賦值

在本研究所引入的影響農(nóng)戶參與新型合作金融行為意愿的主要解釋變量中，除戶主年齡和家庭勞動(dòng)力數(shù)量外，其余均為無法用調(diào)查數(shù)據(jù)直接進(jìn)行準(zhǔn)確測量的潛在變量。因此，需要對這些變量進(jìn)行量表測量與賦值。對于反映農(nóng)戶家庭稟賦特征的潛在變量戶主受教育程度，通過劃分等級進(jìn)行測量。在反映農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營狀況的3個(gè)變量中，除家庭純收入分別劃分5個(gè)等級進(jìn)行測量外，家庭生產(chǎn)規(guī)模變量用農(nóng)戶家庭生產(chǎn)的土地實(shí)際面積測量，非務(wù)農(nóng)收入比重用家庭非務(wù)農(nóng)收入占家庭純收入的百分比來體現(xiàn)。在反映農(nóng)戶對金融認(rèn)知度的變量中，為了避免被調(diào)查農(nóng)戶盲目回答對測量效果的影響，問卷設(shè)計(jì)了3個(gè)問題來考察農(nóng)戶家庭對金融重要性的認(rèn)知程度：（1）您家庭的戶主是普通農(nóng)戶還是有一定的社會身份？（2）您經(jīng)常通過借貸進(jìn)行融資嗎？（3）您認(rèn)為農(nóng)村合作金融對你有沒有幫助，作用多大？通過3個(gè)問題的回答，將戶主身份劃分兩個(gè)等級，將融資頻率和對合作金融的認(rèn)識變量分別劃分為5個(gè)次序變量進(jìn)行量表測量。在反映農(nóng)戶的融資機(jī)會成本的3個(gè)變量中，是否認(rèn)識正規(guī)信貸渠道和是否存在非正規(guī)融資成本，均采用兩個(gè)等級進(jìn)行測量，而對于融資風(fēng)險(xiǎn)偏好這一變量，通過調(diào)查問卷的設(shè)計(jì)來近似地測量農(nóng)戶家庭參與合作金融或農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的動(dòng)因。動(dòng)因分為3個(gè)選項(xiàng)：（1）雖然不可能每年發(fā)生資金短缺或農(nóng)業(yè)災(zāi)害，但期望在個(gè)別年限發(fā)生時(shí)，所得到的回報(bào)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過所支付的費(fèi)用；（2）只要平均幾年下來能賺回投入的就行（即參與合作金融繳納的費(fèi)用等于回收的資金）；（3）只有當(dāng)連續(xù)幾年參與合作金融或投保后每年的平均收益超過每年平均所支付的費(fèi)用時(shí)，農(nóng)戶才會選擇合作金融。通過農(nóng)戶分別對這3個(gè)選項(xiàng)的選擇，判斷其風(fēng)險(xiǎn)偏好類型分別為風(fēng)險(xiǎn)喜好型、風(fēng)險(xiǎn)中性或是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型。變量的測量與賦值見表2。

本次調(diào)查問卷對于因變量的測量，通過詢問“如果新型合作金融資金配置合理，政府給予一定的政策支持，您是否愿意參與融資和規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)”來判斷其參與合作金融的意愿。

3　農(nóng)民參與新型合作金融行為的影響因素分析

3.1模型運(yùn)算結(jié)果

本研究選用SPSS16計(jì)量軟件來進(jìn)行離散數(shù)據(jù)Logistic模型回歸分析，應(yīng)用Newton-Raphson極大似然函數(shù)迭代方法得到該模型參數(shù)的估計(jì)結(jié)果（表3）。模型的對數(shù)似然函數(shù)值是1365.89，似然比卡方統(tǒng)計(jì)量為66.74，均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，模型的整體擬合效果均較好。

表2　變量的測量與賦值

表3　模型參數(shù)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.2影響因素分析

3.2.1農(nóng)戶家庭稟賦特征的影響 在反映農(nóng)戶家庭稟賦特征的3個(gè)變量中，戶主年齡和受教育程度均達(dá)1%顯著水平，說明戶主年齡和受教育程度對農(nóng)戶家庭選擇參與新型合作金融具有顯著的正向影響。當(dāng)農(nóng)戶年輕力壯時(shí)通常選擇外出打工，隨著年齡增長，農(nóng)戶更愿意留守在家庭中，其抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力增強(qiáng)后，收入的主要來源從外出務(wù)工轉(zhuǎn)向依靠家庭生產(chǎn)經(jīng)營，因此，農(nóng)戶更傾向于參與合作金融進(jìn)行融資。同時(shí)，調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，在參與合作金融的調(diào)查戶中，超過89%的農(nóng)戶具有良好的勞動(dòng)能力，而年齡超過60歲的僅占10.07%，這表明當(dāng)年齡增大到一定程度以后，很難改變其傳統(tǒng)固有的保守投資觀念，而絕大多數(shù)合作成員身富力強(qiáng)，融資需求得到滿足的同時(shí)，他們更注重合作金融行為帶來的收益增長。

戶主受教育程度對農(nóng)戶參與新型合作金融影響顯著可能存在兩個(gè)方面的原因：首先，受教育程度高，表明對新生事物的理解和接受能力較強(qiáng)，農(nóng)村新型合作金融比正規(guī)金融機(jī)構(gòu)帶給農(nóng)戶的融資方式更加靈活便利，其風(fēng)險(xiǎn)均擔(dān)、利益共享的融資便利與收益性將逐漸受到農(nóng)戶的重視。其次，受教育程度高的農(nóng)戶，往往擁有傳統(tǒng)生產(chǎn)經(jīng)營模式以外更廣泛的金融領(lǐng)域的投資經(jīng)營渠道，對資金的需求往往高于低學(xué)歷農(nóng)戶，因此，更傾向于參與合作金融。家庭勞動(dòng)力數(shù)量對農(nóng)戶參與合作金融表現(xiàn)為一定程度的負(fù)影響，但不顯著，可能跟農(nóng)戶家庭中有更多成員外出打工就會有更多其他方式的融資渠道有關(guān)。

3.2.2農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營狀況的影響 在反映農(nóng)戶家庭生產(chǎn)經(jīng)營狀況的3個(gè)變量中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模和非務(wù)農(nóng)收入比重均達(dá)1%顯著水平，但對農(nóng)戶參與合作金融的影響方向不同。結(jié)果表明，被調(diào)查戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模越大，則需要投入的生產(chǎn)經(jīng)營資金越多，就越傾向于借助新型合作金融滿足其融資需求。調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，規(guī)模在3.3 hm2以上的土地種植戶中，有70%的農(nóng)戶選擇合作金融。

農(nóng)戶年家庭純收入對參與合作金融的行為影響并不顯著。而非務(wù)農(nóng)收入比重與農(nóng)戶參與新型合作金融的行為有負(fù)向影響，也就是說，農(nóng)戶非務(wù)農(nóng)收入越多，越不愿意參與合作金融。其原因可能是多方面的：一方面，如果農(nóng)戶家庭收入高而且收入渠道較多，意味著不需要額外的融資渠道，另一方面，高收入農(nóng)戶家庭的償還能力相對也高，較容易通過正規(guī)金融和其他非正規(guī)金融渠道的審核門檻，不需要參與合作金融就可以順利滿足其融資需求。同時(shí)，外出務(wù)工等非務(wù)農(nóng)收入越高，農(nóng)戶參與新型合作金融的概率也越小。

3.2.3農(nóng)戶的金融認(rèn)知度的影響 反映農(nóng)戶的金融認(rèn)知度的3個(gè)變量對農(nóng)戶參與新型合作金融具有顯著的正向影響，與預(yù)期方向相一致，農(nóng)戶的融資需求頻率和對合作金融的理解程度均達(dá)1%顯著水平，戶主的社會地位達(dá)10%顯著水平。從exp（B）的結(jié)果看出，農(nóng)戶融資頻率每提高一個(gè)等級，其參與合作金融的意愿提高14倍。結(jié)果還顯示，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)融資需求越強(qiáng)烈、認(rèn)為農(nóng)村新型合作金融具有能有效規(guī)避生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)、分?jǐn)傦L(fēng)險(xiǎn)損失的作用，合作金融可以保障農(nóng)戶收益這一重要性認(rèn)知程度越高。那些自身遭遇過或看到村民經(jīng)歷過嚴(yán)重的農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)損失而無力投入再生產(chǎn)的村鎮(zhèn)領(lǐng)導(dǎo)，通常能深刻地認(rèn)識到用合作金融來規(guī)避農(nóng)業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的重要性。這與調(diào)研結(jié)果相一致，經(jīng)紀(jì)人或信貸員、合作社干部等一些社會身份的農(nóng)戶，相對普通農(nóng)戶來說，對新型合作金融的認(rèn)識和理解更加透徹，也更愿意通過參與合作金融來穩(wěn)定生產(chǎn)、增加收益。

3.2.4農(nóng)戶的融資機(jī)會成本的影響 在反映農(nóng)戶的融資機(jī)會成本的3個(gè)變量中，信貸渠道沒有對農(nóng)戶參與新型合作金融產(chǎn)生顯著影響。這說明農(nóng)戶是否通過信貸員謀求正規(guī)金融渠道進(jìn)行融資，并不影響農(nóng)戶參與合作金融的決策。這可能與正規(guī)金融機(jī)構(gòu)在我國農(nóng)村地區(qū)提供金融產(chǎn)品時(shí)所涉及的信用擔(dān)保和審核門檻較高有關(guān)，造成農(nóng)戶通過正規(guī)金融進(jìn)行融資仍存在一定局限性，因此，模型顯示出正規(guī)金融仍未構(gòu)成農(nóng)戶融資的主要方式。同時(shí)，非正規(guī)金融融資的成本也未表現(xiàn)出顯著影響，說明無論非正規(guī)金融是否存在利息支出，都不影響農(nóng)戶是否參與合作金融的決策。究其原因，一方面，可能與農(nóng)戶傳統(tǒng)的親友或家人間的借貸習(xí)慣有關(guān)，另一方面通過信貸員的正規(guī)融資方式也需要有一定成本支出。模型還顯示，農(nóng)戶的融資風(fēng)險(xiǎn)偏好在10%的水平上顯著正向影響其參與合作金融的決策。表明風(fēng)險(xiǎn)喜好型農(nóng)戶更傾向于參與新型合作金融的方式進(jìn)行融資。從調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)被調(diào)查農(nóng)戶認(rèn)為自己屬于風(fēng)險(xiǎn)喜好型和風(fēng)險(xiǎn)中性型，而風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型農(nóng)戶所占的比重不超過30%，并且風(fēng)險(xiǎn)喜好型農(nóng)戶愿意付出更高的成本參與合作金融。

4　結(jié)論與討論

本研究基于我國農(nóng)村新型合作性金融的試點(diǎn)背景下，以遼寧省糧食主產(chǎn)區(qū)盤錦市442戶農(nóng)民與小微企業(yè)為調(diào)查對象，采用樣本地區(qū)實(shí)地訪談和問卷調(diào)查方式獲取數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建離散數(shù)據(jù)Logistic模型分析了當(dāng)前我國農(nóng)戶參與合作金融的行為意愿及主要影響因素，得出如下結(jié)論：

（1）就農(nóng)戶層面來講，調(diào)研數(shù)據(jù)和模型結(jié)果均反映出：首先，結(jié)合農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的影響和家庭勞動(dòng)力數(shù)量的負(fù)向影響可推測，以務(wù)農(nóng)為主要經(jīng)濟(jì)來源的純農(nóng)戶和收入低下的弱勢農(nóng)民群體從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得貸款存在一定程度的認(rèn)知和行為習(xí)慣的障礙，雖然他們對參與合作金融有強(qiáng)烈愿望，但事實(shí)上非正規(guī)借貸仍是純農(nóng)戶的主要融資方式。其次，近幾年我國農(nóng)民的融資頻率和融資金額越來越大，新型合作金融的優(yōu)越性在家庭收入較高的農(nóng)戶和小微企業(yè)中有著較好的認(rèn)知度，較高收入的農(nóng)民家庭和小微企業(yè)參與合作金融的目的往往是擴(kuò)大生產(chǎn)和非農(nóng)領(lǐng)域的投資。因此，弱勢群體與農(nóng)村精英階層的合作，既是目前我國農(nóng)村地區(qū)的真實(shí)寫照，也是現(xiàn)階段我國新型合作金融運(yùn)作不規(guī)范的重要約束。

（2）就新型合作金融制度建設(shè)層面來講，目前，我國的新型合作金融多處于發(fā)展不均衡的階段，治理結(jié)構(gòu)與產(chǎn)權(quán)劃分等內(nèi)部保障制度有待于完善，相關(guān)的政策宣傳、法律法規(guī)與融資渠道等外部保障制度不健全。本調(diào)查顯示，除農(nóng)村資金互助社具有銀監(jiān)會規(guī)定的運(yùn)行制度相似特征之外，其他的新型金融均不規(guī)范。因此，無論是對于正規(guī)金融還是準(zhǔn)正規(guī)金融的新型合作金融來說，試點(diǎn)階段是新時(shí)期破解我國農(nóng)村金融問題的良好開端，進(jìn)一步完善產(chǎn)權(quán)制度、健全內(nèi)部治理和規(guī)范外部環(huán)境將是保障我國新型合作金融創(chuàng)新和健全發(fā)展的重點(diǎn)。

（3）就國家層面來講，目前農(nóng)村金融改革的方向應(yīng)該逐步轉(zhuǎn)向由市場調(diào)節(jié)其資源配置來支持農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，應(yīng)加快正規(guī)新型合作金融在農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展數(shù)量，并盡快摒棄“一刀切”的指令性制度。隨著純農(nóng)戶家庭成員的受教育程度越來越高，對融資的需求也在不斷提高，現(xiàn)階段農(nóng)民的傳統(tǒng)生產(chǎn)經(jīng)營模式以外的更廣泛的金融投資渠道在不斷拓寬。因此，應(yīng)允許各市（縣）級地方政府針對中央關(guān)于新型合作金融的管理制度，結(jié)合農(nóng)戶多元化的融資成本需求，制定多樣化的實(shí)踐模式，切實(shí)提高農(nóng)戶互助合作融資的現(xiàn)實(shí)需求，將我國農(nóng)村新型合作金融更全面而穩(wěn)健地推進(jìn)。

［1］ 譚崇臺，唐道遠(yuǎn). 農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村金融需求對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證［J］. 統(tǒng)計(jì)與決策，2015（10）：110-113.

［2］ 周孟亮. 新型農(nóng)村金融組織發(fā)展模式：適應(yīng)性成長—— 基于現(xiàn)實(shí)剖析與理論溯源的創(chuàng)新［J］. 金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2015，30（2）：75-84.

［3］ 趙新浩，趙家禎. 新型農(nóng)村合作金融組織的發(fā)展路徑［J］. 河南農(nóng)業(yè)，2014（12）：7-8.

［4］ 董曉林，張曉艷，葉天天. 農(nóng)戶參與農(nóng)民資金互助社行為的影響因素分析—— 基于江蘇省3市4縣（區(qū)）825戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)［J］. 中國農(nóng)村觀察，2013（3）：30-53.

［5］ 李愛喜. 農(nóng)戶金融合作行為的影響因素研究［J］. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011（11）：19-28.

［6］ 胡平波. 農(nóng)民專業(yè)合作社中農(nóng)民合作行為激勵(lì)分析—— 基于正式制度與聲譽(yù)制度的協(xié)同治理關(guān)系［J］. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2013（10）：73-82.

［7］ 蔡則祥，劉驊. 農(nóng)村新型金融機(jī)構(gòu)運(yùn)行績效集成評價(jià)—— 基于江蘇省的實(shí)證分析［J］. 審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2013（2）：89-96.

［8］ 陳曉紅，成璐璐，易國棟. 小微企業(yè)的正規(guī)化與非正規(guī)選擇——基于雙重信貸市場的視角［J］. 中國管理科學(xué)，2015，23（5）：117-124.

［9］ Dirks K T，F(xiàn)errin D L. Trust in leadership：metaanalytic findings and implications for research and practice［J］. Journal of Applied Psychology，2002（4）：23-27.

［10］ 陳希敏，侯英. 農(nóng)戶金融合作意愿的影響因素分析—— 基于西部五省農(nóng)戶調(diào)查［J］. 陜西師范大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會科學(xué)版），2014（3）：16-23.

（責(zé)任編輯 崔建勛）

Survey and analysis on demand for new
rural cooperative finance —A case study of financial pilot areas in Panjin city，Liaoning province

YU Yang
（School of International Trade，Liaoning University of International Business and Economics，Dalian 116052，China）

In this paper，under the background of Liaoning pilot，samples of 442 farmer households and small micro-enterprises participated in cooperative finance pilot village，town were taken as object to conduct the data via interviews and questionnaires. By constructing discrete data Logistic model，the current farmer’s behavior and the main influencing factors to participate in cooperative financial organization were analyzed. Results showed that farmers’ financial investment channel was wider beyond the traditional production mode at present. At the same time，there was an important constraint in financial cooperation with the elite and rural social vulnerable groups. We put forward to diversify its financial model of cooperation according to farmers’ diversified demand. Further to improve the system of property rights，the internal governance and the external environment standardizing would be the key to guarantee the new financial organization innovation，in order to support agricultural strategy for the government and financial institutions to improve the cooperation of financial policy.

cooperative finance； demand willingness； Logistic model；rural area

F323.9

A

1004-874X（2016）08-0186-07

2016-01-26

中美農(nóng)業(yè)部國際合作項(xiàng)目（53-3151-2-00017）；遼寧省教育廳人文社科一般項(xiàng)目（W2014284）；遼寧對外經(jīng)貿(mào)學(xué)院博士啟動(dòng)基金（2013XJLXBSJJ007）

于洋（1977-），女，博士，副教授，E-mail：yuyang770727@163.com