内容提要：在新一轮农村信用社产权制度改革中，部分地区出现了政府发动的增资扩股“大跃进”现象，这种行政干预行为违背了合作金融的基本原则。据此，本文首先从理论上分析了农户入股行为的影响因素； 然后利用实地调查获得的数据，通过结构方程模型进行实证检验，结果表明，农户在农村信用社的贷款体验、家庭社会地位和对信用社的满意度都将影响农户的入股行为； 最后，结合我国实际提出了切实可行的政策措施以提高农户入股农村信用社的积极性，为下一步合作金融改革提供理论依据。

　　关键词：农户合作金融 行为影响因素 农村信用社

　　一、问题的提出

　　目前，以合作银行和信用合作社为基本载体的合作金融组织已成为世界各国金融家族中的重要成员，是国家金融体系的重要一环( 何广文， 2001) .从世界范围来看，农村金融的主体是合作金融，合作金融是现代农村经济的核心。它符合当前农村的实际情况，能够满足多元化的金融需求，它是至今制度设计中唯一能够关注弱势群体的、提供零售金融服务的“市场化配置资源”的融资组织( 王家传， 2005) .经过2003 年新一轮农村信用社改革，截至2010 年末，以县市为单位统一法人机构1976家，其中，农村合作银行216 家，农村商业银行84 家。涉农贷款余额3. 87 万亿元，其中农户贷款2 万亿元，不良资产率从2006 年末的27. 93%下降到2010 年末的4. 2%,自2004 年起扭亏为盈， 2010 年全年利润678 亿元。但是当前改革面临的问题突出，主要表现为“三个高于预期”,即化解历史包袱、改善资产质量的难度高于预期； 加强内部管理、转换经营机制的难度高于预期； 明晰产权关系、完善法人治理的艰巨性明显高于预期( 易纲，2008) .在这次由政府主导、行政推动的改革中，为了尽快达到中央银行专项票据支持条件，有些地方政府发动了一场增资扩股的“大跃进”: 利用行政手段，强制入股； 发放贷款作为股金入股； 片面宣传，吸引入股； 财政担保股金分红，鼓励入股。严重违背合作金融原则，结果农村信用社“内部人控制”痼疾难以消除，法人治理结构仍然不完善。主要原因是改革过程中出现了强制农户入股的行政干预行为，严重违背农户金融合作意愿，导致结果农户“用脚投票”( 李爱喜， 2008) .可以看出，目前农村信用社产权问题还是没有得到有效解决，产权制度的缺陷是制约农村信用社可持续发展的“短板”.这个问题不能很好解决，改革就会前功尽弃。因此，下一步改革的重点应是产权制度的完善与创新。

　　既然这种外生性产权制度的痼疾难以消除，能否按照农户金融合作意愿来建立内生性的农村合作金融产权制度呢? 如何按照农户金融合作行为来安排农村信用社产权制度，确保农村信用社产权制度改革尊重“民意”,顺应“民意”,使农信社真正成为农民自己的金融机构? 对这些问题的回答将有助于更深刻和全面地认识与理解农村信用社产权制度及其改革方向，从而为各级政府和管理部门进一步深化农村信用社产权制度改革决策提供理论和实证支持。

　　二、文献回顾与理论分析

　　通过对国内外相关文献的收集与梳理，以及对国内农村金融问题专家和农村金融机构及管理部门的经验丰富人士的访谈与交流，本文获得了影响农户合作行为的相关因素，这些因素分为四大类，即农户自身特征、家庭的社会地位、在农村信用社的贷款体验和对农村信用社服务的满意程度。由于国内外关于影响农户合作金融行为因素的相关文献较少，而合作金融属于合作经济范畴，并且是其中的重要组成内容和一种特殊形式，所以借鉴一般合作经济文献来考察农户合作金融行为也是可行和必要的，这也有利于从更广泛的视野来考察影响农户金融合作行为因素，所以下文把影响农户参与合作经济组织行为和农户参与合作金融行为两者的因素结合起来进行文献回顾与理论分析。

　　(一)农户个人特征因素(PER)国内众多学者实证分析了户主个人的年龄和文化程度等特征与农户参与经济合作组织意愿的关系( 席爱华和陈宝峰，2007; 王克亚等， 2009) .关于农户文化程度对参与经济合作组织意愿的影响，大部分实证研究结果表明，户主的文化程度是影响农户参与专业合作经济组织行为的重要因素之一，文化程度与参与意愿正相关( 卢向虎，2008; 钟智利、周娟和肖艳春， 2008; 胡建东， 2009; 刘生福， 2009;季湘铭，2010; 田李静， 2010; 黄文义等， 2011) .但有学者实证表明，农户文化程度与其参与经济合作组织意愿相关性不明显。关于农户年龄对参与经济合作组织意愿的影响问题，大部分研究证明，农户年龄对参与意愿影响显着，越年轻合作意愿越强，随着年龄的增长，农民加入合作社的意愿也变弱( 田李静， 2010) .通过分析可见，农户个人特征因素对农户入股农村信用社产生明显影响，结合农村合作金融的特殊性和我国农户的特点。据此假设，农户个人特征因素对农户入股农村信用社产生正向影响，即农户文化程度越高其入股意愿越强，越年轻其入股意愿也越强。

　　(二)家庭地位或特征(STAT)田李静( 2010) 的实证分析表明，家庭年收入和生产性投资支出比重等变量显着影响参与行为；赵国杰等( 2007) 则认为农户参与合作社的意愿受家庭收入构成因素的影响。钟智利、周娟和肖艳春( 2008) 认为，家庭经济实力与农户的参与选择行为呈正相关关系，农村财富的分配状况也在很大程度上制约了农户对农民合作经济组织的参与意愿。陈希敏( 2006) 通过对陕西农户的调查实证研究表明，低收入农户的金融合作意愿较弱。户主是否具有村干部身份也是影响其参与行为的重要变量( 田李静， 2010) .据此假设，农户家庭地位或特征对农户入股行为具有正向影响，即农户家庭经济状况与入股意愿正相关，户主是否具有村干部身份也与其参与行为正相关。

　　(三)在农村信用社的贷款体验(LEND)胡建东( 2009) 认为，农户的行为积累( 借款频率和职业等信息) 对参与行为影响最明显。这一点在合作经济的文献中也得到证明，黄文义( 2011) 认为，因为农户在决定是否入社时，主要是基于对预期收益的考虑，对合作社越了解，对其优越性的认识就越多，从而对加入合作社的预期收益就越高，入社动力越大。同时，农户通过与合作金融机构( 或合作经济组织) 的交易体验可以进一步加深了解，进而提升参与意愿。据此假设，农户在农村信用社的贷款经历与其入股行为正相关，即农户是否贷过款和贷款次数与其入股农村信用社行为有正向影响。 (四)农户对信用社的评价或满意度(简称SATS)Harvey 和Sykuta( 2006) 认为，社员对合作社的信任度、诚实度和工作胜任能力等3 个方面都高于IOFS( 投资者所有企业) ,其中信任是农户参与合作社的最主要原因，如果合作社和IOFS 都能为农户带来同样的经济效益，则农户更加信任合作社，更倾向参与合作社。国内研究表明，农户对农村信用社的评价好坏对其入股行为产生重要影响( 田李静， 2010; 刘生福， 2009) .农户与金融机构的距离也是影响其参与行为的主要变量( 田李静， 2010; 卢向虎等， 2008; 张娜和王晶晶，2010) .因此假定，农户对农村信用社的评价对农户入股农村信用社产生正向影响，即农户对农村信用社服务质量评价越好，与农户信用社网点或分支机构距离越近越愿意入股农村信用社。

　　三、模型的构建

　　(一)理论模型与研究假设

　　借鉴国内外现有的理论研究成果和实践经验，通过前面对影响农户金融合作行为因素的理论分析，本文构建影响农户金融合作行为的结构方程模型。模型如图1,该模型包含了5 个结构变量，分别为农户金融合作行为( COOP) 、农户个人特征( PER) 、家庭社会地位或特征( STAT) 、在农村信用社的贷款体验( LEND) 、对信用社的评价或满意度( SATS) .变量之间的单向箭头表示决定因素对农户金融合作行为的影响。

　　上述结构方程模型的建立依赖于相应变量之间假设关系的基础上，这些假设主要包括农户个人特征、家庭社会地位、在农村信用社的贷款经历、对信用社的满意度之间的关系，以及入股农户金融合作行为的影响。具体假设如图1 所示。

　　假设1( H1) : PER 与COOP 存在正相关关系； 假设2 ( H2) : STAT 与COOP 存在正相关关系； 假设3( H3) : LEND 与COOP 存在正相关关系； 假设4( H4) : SATS 与COOP 存在正相关关系； 假设5( H5) :LEND 与STAT 存在正相关关系； 假设6( H6) : SATS 与LEND 存在正相关关系。

　　(二)研究变量的度量

　　上述理论模型中的5 个结构变量无法直接测量，这样就需要将这5 个变量转化为若干个可观测的变量，通过实现结构变量的量化，运用可观测变量的具体数据来分析影响农户合作行为的因素及影响程度的大小。相关变量及具体指标见表1 ~ 5,在问卷调查过程中，要求每位被调查农户根据自身情况选择相应答案，本文采取五级分量法( 除能否提供有效抵押品Q35 观测变量外) ,分值代表农户对每一个问题所述内容的认同程度或所处状况之程度。

　　1. 农户金融合作行为的度量。农户金融合作行为由入股意愿和入股金额两个指标来衡量。农户金融合作行为首先体现在入股意愿，即参股农村信用社的意愿，意愿决定行动，有入股意愿才会产生入股行为。尤其在我国新一轮农村信用社产权制度改革中，部分地区出现“大跃进”现象而导致“强制入股”,所以，这种参股行为必须是自愿而非强迫的，因此，把入股意愿作为衡量金融合作行为的第一个维度。但是，入股意愿并不一定会转化为入股的实际行动，意愿转化为行动需要一定条件。在其他条件不变的情况下，入股金额大小代表入股行为的程度或强度，因此，把农户的入股金额作为衡量农户金融合作行为的第二个维度。具体的观测变量与指标见表1.

　　2. 农户个人特征。从理论上讲，能够反映农户个人特征的因素众多，如性别、年龄、文化程度和健康水平等，根据前面的文献梳理和理论分析，结合本研究的特点和本模型的实际需要，用农户年龄和文化程度作为农户个人特征的可观测变量。具体的观测变量与指标见表2.

　　3. 家庭地位或特征。一个家庭的社会地位由政治地位和经济地位组成，因此，要从政治和经济两个维度来衡量农户的家庭地位。根据前面的文献分析和理论分析，本文选取家庭年收入( 衡量增量家庭资产) 、家庭收入来源( 收入结构) 、党员人数、干部人数和能否有效提供抵押品( 可以衡量家庭存量资产) 作为衡量农户家庭地位的可观测变量。具体的观测变量与指标见表3.

　　4. 农户信用社贷款信息或体验。从前面的理论与文献分析知道，农户对农村信用社的了解和认识程度对其入股行为产生重要影响，而最重要的了解途径就是亲身体验，通过“体验式消费”来获得对农村信用社认识的第一手资料。因此，用贷款政策满意度和贷款次数两个变量衡量农户的贷款信息。贷款政策满意度内涵较丰富，包括对贷款金额、流程和利率等因素的满意度。贷款次数体现贷款体验强度或频率。具体的观测变量与指标见表4.

　　5. 农户对信用社的评价( 或满意度) .理论分析表明，农户对农村信用社的评价越高入股意愿就越强，而农户对信用社的评价指标很多，结合上述文献分析和我国农村信用社及农户特点，主要从农户对农村信用社的制度( 产权制度) 、交易( 贷款) 成本、提供的产品和服务质量等方面的满意度来衡量农户对信用社的评价，具体采用农户对现有信用社产权制度的认同度、服务的满意度、产品的满意度和距离信用社的距离作为可观测变量。具体的观测变量与指标见表5.

　　四、实证分析

　　(一)调查对象的选择与数据的收集

　　由于在新一轮农村信用社改革中，浙江省是8 个试点省份之一，成功地打造了农村信用社改革的“浙江模式”( 或称鄞州模式) ,这种模式被全国很多地方复制，取得较好的成效。所以，选择浙江省农户作为调查对象。为了保证调查对象的典型性和代表性，以及调查数据的真实性和准确性，笔者采取了重点调查方法，调查的选择选择主要是通过当地的农村信用社和村干部介绍而进行的，同时，为保证农户对调查问卷内容的准确把握，在农户填写调查问卷过程中，调查组成员对问卷涉及项目逐项说明，当场填写。调查从2010 年3 月开始，到2010 年10 月结束，花费了近8 个月时间，调查成员主要由研究生和本科生组成。在浙江全省发放了近700 份问卷，收回657 份，回收率93. 86%,其中有效问卷628 份，有效回收率为89. 71%.由于本文的样本特征( 比如，年龄、文化程度、家庭收入等) 基本上体现在各个观测变量中，下文的实证分析都涉及到了，故这里限于篇幅不再用表列出和进行统计特征分析。

　　(二)数据质量分析

　　1. 描述性统计分析

　　在进行数据质量分析时，先要进行数据的描述性统计分析。本文采用SPSS16. 0 统计软件计算每个观测变量的最小值( Minimum) 、最大值( Maximum) 、均值( Mean) 、标准差( Std. Deviation) 峰度( Skewness) 和偏度( Kurtosis) ( 限于篇幅，具体结果略) .从结果来看， 15 个观测变量的最小值都为1,除Q35( 该观测变量为二分变量) 外其他观测变量的最大值都为5.从各观测变量的均值来看，绝大部分都是位于2 ~ 4 之间，这表明样本数据没有处于两端( 最小和最大) 的极端状况。从标准差来看，除了Q21、Q22、Q21 和Q22 外，其他11 个观测变量的标准差都小于1,这说明除了农户个人特征和农户社会地位( 部分变量) 外、农户对农村信用社贷款体验和农户对农村信用社的满意度等问题上的态度并没有存在较大差异。从偏度来看，大部分观测变量的skewness,S 绝对值都小于1,只有4 个( Q12,Q33,Q34,Q42) 观测变量大于1,但没有大于3( 一般来说，偏度绝对值大于就被视为极端的偏态) .从峰度来看，所有观测变量的Kurtosis 绝对值都小于10,大部分还未到1.由此可以说明，所有的15 个观测变量都没有出现严重非正态，适合采用最大似然法拟合结构方程。

　　2. 信度与效度分析

　　由于调查问卷质量之高低对调查结果的真实性和适应性具有决定意义，为保证能够检验本文理论假设和模型的客观性与准确性，就需要调查获得的数据具有较高的有效性和可靠性，因此，在进行数据分析之前运用SPSS16. 0 对调查获得的样本数据进行效度和信度分析。

　　( 1) 信度分析。本文选取信度系数Cronbach's α( 克隆巴赫α 系数) 检测测量项目的信度； 采用测量项目的总相关系数CITC( Corrected-Item Total Correlation) 净化和删除“垃圾测量项目”.测量项目α 信度系数的判断依据是，α 值大于0. 9,代表信度非常好； α 值位于0. 7 ~ 0. 9 之间，代表高信度；α 值介于0. 35 ~ 0. 7 之间，代表中等信度； α 值小于0. 35,代表低信度( Nunnally, 1978) .一般来说，就社会科学研究而言，α 值大于0. 5,就可视为问卷调查信度是可接受的( 马龙龙， 2010) .CITC 值小于0. 5 就删除该测量项目( Cronbach Ahpha,1951) ,当然，也有人认为大于0. 3 也是符合要求的，故本文以CITC 值0. 3 作为净化删除测量项目的标准。运用SPSS16. 0 软件进行信度分析( 具体数据结果略) .从数据可以看出，一是所有潜变量的Cronbach's α 值都大于0. 5,说明调查问卷的信度较好。二是除家庭地位所对应的变量( Q34) 和对农村信用社满意度所对应变量( Q54) 的CITC 值小于0. 3 外，其他测量变量的CITC 值都大于0. 3,这同样说明调查问卷信度较好。按照前面的标准，删去CITC 值小于0. 3 的变量，即删去Q34( 家庭党员人数) 和Q54( 距离农村信用社距离) 两个可测变量，这样，后面的分析就只剩下13 个变量了。

　　( 2) 效度分析。由于本文问卷内容是在梳理国内外相关研究文献及理论基础上，反复征求相关农村金融问题专家后设计的，因此，能够满足内容效度的要求。下面用因子分析来检验结构效度，分析结构效度先要判断观测项目是否适合做因子分析。运用Bartlett( 巴特利特球度检验) 和KMO 样本测度来判断样本是否适合做因子分析，本文判断依据： KMO 值≥0. 9 时，非常适合； KMO 值介于0. 8~ 0. 9,很适合； KMO 值介于0. 7 ~ 0. 8,适合； KMO 值介于0. 6 ~ 0. 7,不太适合； KMO 值介于0. 5 ~0. 6,很勉强； KMO 值≤0. 5,不适合； Bartlett 指标的显着性概率≤0. 05,可做因子分析。运用SPSS16. 0 所计算的KMO 和Bartlett 检验结果( 具体检验结果数据表略) 表明，总体来看，各变量的效度较好，符合因子分析的要求。因子分析对各个潜变量所对应的观测变量提取因子，就可得出第一主成分的方差贡献率和每个观测变量的载荷系数等( 各潜变量的效度分析具体数据表略) .可以得出， 第一主成分方差贡献率均高于50%,因子载荷系数也都大于0. 5,4 个因子的累计方差贡献率为62. 538%,说明问卷调查有较好的结构效度。

　　(三)结构方程模型分析及假设检验1. 结构方程模型设定。运用AMOS 7. 0 软件将前面的理论模型转化为具体的结构图( 见图2) .

　　其中，图2 中的大椭圆代表潜变量，方框代表可观测变量，各潜变量所对应的可测变量Q11 ~ Q54( Q34 和Q54 这2 个变量因没有通过信度检验被删除) 为表1 ~ 5 中所对应的问题。箭头代表因果关系。小椭圆代表误差项，不能直接观测到， e11 ~ e54 表示各观测变量的误差项， e1、e2 和e3 代表潜变量的误差项，各测量误差的回归系数都规定为1,这实际上是规定潜变量与对应可观测变量的度量单位相同。根据图2,可以得出模型的具体结构方程形式( 限于篇幅，这里略去) .

　　2. 模型拟合与评价( 1) 模型估计。采用最大似然估计法，运用AMOS 7. 0 软件进行模型参数估计，上述方程参数估计结果在图3 中详细列出。图中显示了各个可测变量与潜变量之间及外生潜变量之间的路径系数。

　　图中的标准化路径系数显示了各变量的相互关系及作用力强弱，从而得知影响农户金融合作行为的因素，进而有利于通过采取相应措施和政策有针对性的完善农村金融合作制度。图3 中路径系数由可测变量与度量变量箭头上的参数值表示，潜变量之间箭头上的参数值代表各变量对农户金融合作行为影响的路径系数( 限于篇幅，具体成方程的形式略去) 。模型估计完成后，就可以利用软件计算获得的数值及指标进行评价模型。

　　( 2) 基本拟合指数。从图3 中及各方程系数可以看出，潜变量的因子载荷只有几个相对较小但也接近0. 5,其他的都大于0. 5,且P 值大多数达到5%的显着水平，方差项都大于0,标准误差也相对较小。因此，本文的理论模型总体上符合基本拟合指数要求。( 3) 整体模型拟合指数比较模型拟合指数和可接受值( 农户金融合作行为模型的拟合指数表略去) ,就绝对拟合指数来说，Χ2、P 值、Χ2 /df、RMSEA 和GFI 都在可接受值的范围之内，只是SRMR 略大于0. 05,不过也接近0. 05,说明样本数据与模型拟合度较好； 就模型的增值拟合指数来说，NFI 达到了标准要求值，CFI 略小于可接受值，但接近0. 9,通过与基准模型比较，进一步说明理论模型有较高的拟合程度； 就简约拟合指数来说，两个数值都大于0. 5 数值标准，说明模型较简约； 就信息指数来说，两个数值都不大，说明模型拟合程度较高。总而言之，模型较好拟合了本文的调查数据，比较真实和准确反映调查数据中所蕴含的大量信息，本模型合理且可用。

　　3. 假设检验、路径系数分析及结论

　　( 1) 假设检验及结果( 具体数据略去) .从上面的分析可以得知，模型的拟合度情况较好，因此，可以运用潜变量之间的回归系数来验证模型前面提出的研究假设，并且可以用标准化路径系数来代表影响程度大小。从假设及检验结果可知，除了假设1( H1: 农户个人特征与农户金融合作行为存在正相关关系) 外，其他所有的理论假设都被调查问卷获得的相关数据所证实，即农户家庭社会地位对农户金融合作行为产生正向的直接影响效果( β2 = 0. 23) ; 农户在农村信用社的贷款体验对农户金融合作行为产生直接的正向影响效果( β3 = 0. 37) ; 农户对信用社的满意度对农户金融合作行为产生直接的正向影响效果( β4 = 0. 42) ; 家庭社会地位与农户在农信社贷款体验存在正相关关系( β5 =0. 51) ; 农户在农信社的贷款体验与对农信社的满意度存在正相关关系( β4 = 0. 44) .假设1 未通过检验可能是农村主要劳动力向城市转移出现一定程度的“空心化”现象，导致农业就业的人口结构、产业结构和信贷需求发生变化所致。

　　( 2) 路径系数分析及结论。一般通过估计潜变量之间的直接影响系数和总影响系数来取得影响因素对结果变量的影响强度( Bollen,1989) .在结构方程中，潜变量之间的影响关系有直接效应和间接效应，两者之和为总效应，用两者的标准化路径系数来衡量直接效应，通过一个中介变量的间接效应等于两个路径系数的乘积。从结果可以看出，在4 个影响农户入股农村信用社的因素中，农户在农村信用社的贷款体验对其入股行为影响最大( 0. 5548) ,这说明农村信用社对农户信贷支持力度是影响农户是否入股的最重要原因； 其次是农户对信用社的满意度( 0. 42) 和家庭社会地位( 0. 4187) ,这意味农户对信用社的认同感程度和评价好坏也是影响入股行为的重要原因，农户在当地的家庭经济状况和政治地位是影响其入股的次要因素，而农户个人特征对其入股行为影响较小( 0. 17) ,并且没有通过显着性检验。

　　五、结论与政策建议

　　从上述影响农户入股行为的影响因素及其影响效应的分析结论来看，应从改善农户家庭社会地位、增加农户信贷体验的价值和提升对农村信用社的满意度3 个方面着手来提升农户入股积极性，为我国建立真正的内生性农村合作金融制度培育微观参与主体，使农村信用社成为真正属于农民自己拥有的合作金融机构。由于上述有些影响因素在短期内制定相关政策来解决存在一定难度，需要考虑各个方面的制约因素及其相互影响，在政策操作上也存在不可操作性的问题，故这里不再赘述。结合我国新一轮农村信用社产权制度改革的现状，提出如下的政策建议：

　　(一)更新农村信用社产权制度改革的理念在新一轮农信社的改革中，到底采取股份制还是合作性，是由地方政府根据当地经济发展水平和农村信用社的经营状况来确定，具体的思路是，在经济发达和农村信用社经营状况较好的地区应采取股份制产权模式，而在经济不发达( 农业地区) 和农信社经营绩效相对较差的地区应采取合作制产权模式，这种改革理念完全排除了农户入股行为的内生性影响因素，也就是没有考虑到农户入股行为，这样建立起来的农村信用社产权制度完全是外生的，没有加入农户变量。究竟采取哪种产权模式是综合考量的结果，不仅要考虑当地经济发展状况和农村信用社经营状况，也要考虑农户的入股行为，否则，建立起来的合作金融是“伪”合作金融或农民被“合作化”了，相应而生的农户的“用脚投票”机制使农村信用社离合作制愈来愈远。因此，在农村信用社产权制度改革中不能以政府的意愿取代农户的意愿，而是必须在尊重农户金融合作意愿的基础上，在股份制与合作制两种产权制度中选择最优的产权制度安排。

　　(二)提高农户信贷可获得性农户是否在农信社有贷款经历及其信贷可获得性程度对农户入股行为产生重要影响。要建立真正的合作制必须有农户广泛而积极的参与，发挥农户的“用手投票”机制作用，这就很有必要提升农户的入股积极性，而提高农户在农村信用社的信贷可获得性是一条重要途径。既不能靠单方面的产权制度改革来提升农户信贷可获得性，也不能靠单方面的提升农户信贷可获得性来提高农户的入股积极性，而是把两者结合起来考虑，通过同步推进和相互促进来建立一个相互作用的良性循环机制。

　　这也为农信社改革提供另外一条思路： 降低信贷门槛，提高农户信贷不良资产容忍度，通过提升农户信贷可获得性来改善农户经济状况，进而降低农户信贷的坏账概率和提升农户入股意愿，实现合作制金融和农村经济的良性发展。

　　(三)提升农户对农村信用社的认同感同样，对农信社的认同感或满意度也对农户入股行为产生重要影响，这就需要从政府、农村信用社和农户三类主体出发来提升农户对农信社的认同感。就政府来说，要强化政策的引导倾向和加大政策的引导力度，继续强化农村信用社在服务“三农”中的主导地位，进一步采取相关政策鼓励农信社提升服务“三农”的广度和深度； 就农村信用社来讲，一方面，要通过服务质量改进和产品创新提高农贷覆盖率，增加农户对其感性认识，另一方面，通过相应的营销手段来完善自身在农户心目中的地位，增加农户对自己的理性认识； 就农户来讲，要改变对农村信用社的惯性思维模式，当有融资需求时，要主动与农信社接触，了解农信社的信贷条件和信贷流程，在此基础上，通过自身条件的改进来实现与农信社信贷模式的无缝对接。

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