冷靜靜，夏益國，盛新新

(安徽工業(yè)大學 商學院，安徽 馬鞍山 243002)

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我國農(nóng)業(yè)保險需求影響因素實證分析
——基于1985～2012年數(shù)據(jù)

冷靜靜，夏益國，盛新新

(安徽工業(yè)大學 商學院，安徽 馬鞍山 243002)

通過實證分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)村人均純收入、農(nóng)業(yè)保險賠付額、農(nóng)作物種植面積和政府的農(nóng)業(yè)保險支持政策對中國農(nóng)業(yè)保險需求影響顯著。其中，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)村人均純收入和農(nóng)作物種植面積對農(nóng)業(yè)保險需求彈性的絕對值均大于1；協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)各變量之間存在長期均衡關系；通過格蘭杰因果關系檢驗發(fā)現(xiàn)，各變量均是農(nóng)業(yè)保險需求發(fā)展的格蘭杰原因；誤差修正模型檢驗發(fā)現(xiàn)當短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)以相當?shù)恼{(diào)整力度將非均衡狀態(tài)調(diào)整至均衡狀態(tài)。

農(nóng)業(yè)保險需求 ；協(xié)整檢驗；格蘭杰因果關系檢驗；誤差修正模型

農(nóng)業(yè)保險是農(nóng)業(yè)風險管理最有效手段之一，是新興市場農(nóng)民從自給自足的小農(nóng)經(jīng)濟向可持續(xù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展飛躍的途徑之一。[1]農(nóng)業(yè)保險是我國20世紀80年代初恢復保險業(yè)時率先恢復的險種之一，但在2004年之前，由于受高賠付率、高經(jīng)營成本、農(nóng)民收入增長緩慢和政策支持不到位等多重不利因素影響，我國農(nóng)業(yè)保險在1992年保費收入達到8.6億元的高峰后一路下滑，到2001年全國農(nóng)業(yè)保險費收入僅3.01億元。2004年，根據(jù)中央一號文件精神，部分地區(qū)啟動農(nóng)業(yè)保險試點，2007年中央財政全面啟動農(nóng)業(yè)保費補貼試點，我國農(nóng)業(yè)保險發(fā)展進入了一個新的階段，業(yè)務規(guī)模迅速擴大，至2013年，農(nóng)業(yè)保險費收入已達306.6億元，是2004年的80倍，年均增長163%。農(nóng)業(yè)保險需求是農(nóng)業(yè)保險發(fā)展的內(nèi)驅力，厘清我國農(nóng)業(yè)保險需求影響因素對于促進我國農(nóng)業(yè)保險更好發(fā)展意義重大。本文基于1985-2012年數(shù)據(jù)，對我國農(nóng)業(yè)保險需求影響因素進行實證分析。

一、文獻綜述

農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)保險購買主要取決于風險態(tài)度、購買力與期望損失一收益權衡三大因素。[2-3]家庭純收入水平在一定程度上影響純農(nóng)型農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)保險的需求意愿, 而對于其他農(nóng)戶(農(nóng)兼戶、兼農(nóng)戶和非農(nóng)戶)而言，收入水平不再是影響因素, 他們更關注于對農(nóng)業(yè)保險重要性的認識、農(nóng)業(yè)保險的服務及其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的促進作用；而對于非農(nóng)型農(nóng)戶而言, 是否購買農(nóng)業(yè)保險對這類農(nóng)戶來說已經(jīng)并不重要。[4]農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)保險的支付水平受生產(chǎn)波動性高低、自然災害造成的經(jīng)濟損失程度、生產(chǎn)面積以及農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)保險重要性認知度等因素影響。[5]通過調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，家庭農(nóng)業(yè)人口數(shù)量、農(nóng)業(yè)收入占比、貸款經(jīng)驗、對農(nóng)業(yè)風險的認知、對農(nóng)業(yè)保險的了解程度、保單產(chǎn)量保障水平、政府信任水平和政府補貼與農(nóng)業(yè)保險需求顯著正相關，個人承擔保費水平與農(nóng)業(yè)保險需求呈負相關關系，年齡與教育因素對農(nóng)業(yè)保險需求的影響不顯著。[6]對于小規(guī)模農(nóng)戶而言，對農(nóng)業(yè)風險的認知程度和土地承包面積是影響其是否參加政策性農(nóng)業(yè)保險的最重要因素。[7]

以上主要是通過調(diào)查數(shù)據(jù)，從微觀角度研究農(nóng)戶保險需求，對于理解農(nóng)戶保險需求影響因素具有重要意義。從宏觀需求影響因素看，美國聯(lián)邦農(nóng)作物保險保費補貼是吸引農(nóng)民投保的重要因素，但提高保障水平對于吸引農(nóng)民投保作用更顯著。[8]陳曉安、葉成徽研究認為農(nóng)民的收入、消費對農(nóng)民投保農(nóng)業(yè)保險意愿的影響要遠大于受災面積；農(nóng)業(yè)抗災能力增強確實會降低農(nóng)戶的投保意愿，上年的賠款額較低會抑制下年的投保積極性。[9]劉冬姣、張旭升對全國1 9 個省、直轄市、自治區(qū)9 個年度的農(nóng)業(yè)保險數(shù)據(jù)實證分析證明，農(nóng)業(yè)保險需求與自然災害風險損失程度、農(nóng)戶的文化程度等因素基本無關。而農(nóng)險保費補貼對農(nóng)險需求有顯著影響。農(nóng)戶的人均收入在無補貼的情況下和農(nóng)險需求關聯(lián)度不大，在有保費補貼情況下顯著相關。[10]李柃燕、胡勝德利用黑龍江省的數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對政策性農(nóng)業(yè)保險的認知、收入特征、人口特征、風險意識和跟潮效應等因素對政策性農(nóng)業(yè)保險需求影響顯著。[11]以上文獻為本文研究提供了豐富的資料、良好的視角和有益的啟示。但也存在不少問題，如有的研究者選取的變量不當，缺乏理論依據(jù)；有的研究者選取的時間序列時間短，難以獲取穩(wěn)定的結果。筆者擬在已有的研究基礎上加以改進。

二、變量選擇與數(shù)據(jù)處理

(一)因變量選擇及依據(jù)

因變量是表征農(nóng)業(yè)保險需求的變量。Erik J. O’Donoghue(2013)在研究美國聯(lián)邦農(nóng)作物保險需求時曾建議選擇下列四類變量表征聯(lián)邦農(nóng)作物保險需求：總承保土地面積；承保高保障水平的土地面積(Buy-up級，高于巨災保障水平的保險)；總保險費收入；總保險責任金額?？偝斜Ｍ恋孛娣e表征種植業(yè)農(nóng)戶的保險需求具有合理性和可行性，因為總承保土地數(shù)量越多，反映農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)保險的需求越旺盛；但土地質量不具有同一性，不同位置土地面臨的風險是不同的；農(nóng)民購買不同保障水平土地面積無法區(qū)分，如購買產(chǎn)量50%和價格55%的巨災保險與購買產(chǎn)量為75%和價格為100%的Buy-up級保險是無法區(qū)別的。一句話，總承保土地面積數(shù)據(jù)信息質量不同，數(shù)據(jù)缺乏同一性。承保高保障水平的土地面積是在總承保土地面積中剔除了巨災保險土地面積，雖然改進了數(shù)據(jù)質量，但上述問題仍未徹底消除。

如果保險費率具有精算上的公平性，那么保險費收入是衡量農(nóng)業(yè)保險需求的良好指標，它可以克服上述以承保土地面積作為保險需求指標產(chǎn)生的數(shù)據(jù)質量問題；因為不同質量的土地投保，保險費需要通過費率調(diào)整來反映風險差異；投保較高保障水平的土地，其對應的保費需要做相應的調(diào)整。因此，保費數(shù)據(jù)可以看作是具有同一性的數(shù)據(jù)?？偙ｋU責任金額反映了被農(nóng)業(yè)保險保障的總的農(nóng)作物價值，因而也是表征農(nóng)業(yè)保險需求的較好指標。但總保險責任金額不同于總保險費收入，因為保險費收入等于保險金額與保險費率的乘積，因此總保險費收入考慮到不同保險金額的風險?？偙ｋU金額增加，總保險費也會上升 ，但上升的速度取決于保險金額的風險狀況，即費率狀況。通過比較，上述四種表征農(nóng)業(yè)保險需求的變量各有特點，但相對而言，保險費收入具有相對綜合優(yōu)勢?；跀?shù)據(jù)可得性考慮，我們選取中國農(nóng)業(yè)保險各年總保費收入作為農(nóng)業(yè)保險需求表征變量。

(二)自變量選取及依據(jù)

基于上述因變量指標以及過去農(nóng)業(yè)保險需求的研究經(jīng)驗，結合現(xiàn)實數(shù)據(jù)的可得性，我們選擇下述一組變量作為解釋變量：

1.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平(GDP)。經(jīng)濟發(fā)展是引致保險需求最直接動力，農(nóng)業(yè)保險自然也不例外。近年來，隨著我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化不斷發(fā)展，我國大批農(nóng)業(yè)勞動力向二、三產(chǎn)業(yè)轉移。這一方面導致農(nóng)村地區(qū)農(nóng)民老年化、農(nóng)業(yè)副業(yè)化和農(nóng)村空心化，但另一方面為我國農(nóng)業(yè)打破傳統(tǒng)小農(nóng)經(jīng)營模式，實施農(nóng)業(yè)規(guī)模化、產(chǎn)業(yè)化發(fā)展創(chuàng)造了條件，我國農(nóng)業(yè)真正開始走向農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之路。農(nóng)業(yè)規(guī)?；?、產(chǎn)業(yè)化發(fā)展產(chǎn)生的風險規(guī)?；瘑栴}使得對農(nóng)業(yè)保險的需求更為迫切。選擇農(nóng)業(yè)GDP作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平變量指標，預期該變量與農(nóng)業(yè)保險需求之間有正向關系。

2.農(nóng)村居民人均純收入(RJCSR)。農(nóng)村居民人均純收入決定了農(nóng)民對農(nóng)業(yè)保險的購買力。從理論上來說，農(nóng)村居民的人均純收入越高，其購買力越強，對農(nóng)業(yè)保險的需求越旺盛。但考慮到當前農(nóng)村居民的收入來源趨于多元化，農(nóng)業(yè)收入在家庭收入中所占比重呈現(xiàn)下降之勢，尤其是對于農(nóng)兼戶、兼農(nóng)戶及非農(nóng)戶而言，人均收入越高意味著農(nóng)業(yè)收入在家庭中越不重要，可能對農(nóng)業(yè)保險需求產(chǎn)生負面影響。因此，農(nóng)村居民人均純收入對農(nóng)業(yè)保險需求影響比較復雜。

3.農(nóng)作物種植面積(ZZMJ)。種植業(yè)保險是我國農(nóng)業(yè)保險的主體，種植面積越大，投保農(nóng)業(yè)保險的需求相應越高。目前，我國政策性農(nóng)業(yè)保險主要集中在大宗農(nóng)作物，如水稻、小麥、玉米、棉花、油菜和大豆，隨著我國農(nóng)業(yè)保險的深入發(fā)展，各地先后把當?shù)氐奶禺a(chǎn)納入到本地的政策性農(nóng)業(yè)保險中，因此可以預期農(nóng)作物種植面積與中國農(nóng)業(yè)保險需求之間存在正向關系。

4.農(nóng)民風險意識(CZMJ)。收入和農(nóng)作物種植面積產(chǎn)生農(nóng)業(yè)保險潛在需求，這種潛在需求只有在農(nóng)民風險意識覺醒時才能轉化為現(xiàn)實需求，但如何量化農(nóng)民的風險意識卻是難題。前述研究中有的學者用農(nóng)民受教育水平(如受教育年限)作為農(nóng)民風險意識指標，理由是教育能夠開啟受教育者的風險意識。也有學者選擇農(nóng)作物產(chǎn)量波動性衡量農(nóng)民風險意識，理由是產(chǎn)量波動越大，說明農(nóng)民面臨的產(chǎn)量風險越高。實際上，農(nóng)民的風險意識是農(nóng)民對外界風險事件的客觀反映，經(jīng)歷過風險事件的農(nóng)民風險意識一般會得到增強，這一點在以往地震保險中表現(xiàn)出來，上年度發(fā)生地震使下一年度地震保險投保量激增。[12]據(jù)此，我們選擇上一年度農(nóng)作物成災面積作為本年度農(nóng)民風險意識的度量，可以預期上年度災害程度影響下一年度農(nóng)業(yè)保險購買量，二者之間應呈現(xiàn)正向關系。不過上年度的嚴重災害可能影響到下一年度農(nóng)民的購買力，進而對下一年度的農(nóng)業(yè)保險的購買產(chǎn)生不利影響。

5.政府對農(nóng)業(yè)保險的支持政策(DV)。雖然早在20世紀80年代初我國保險業(yè)恢復之初就率先開辦農(nóng)業(yè)保險業(yè)務，但在2004年以前，政府只給予農(nóng)業(yè)保險稅收優(yōu)惠但無任何財政補貼；2004年中央一號文件提出政府公共財政補貼農(nóng)業(yè)保險試點，2007年全面試點。補貼投保人應繳保險費相當于農(nóng)業(yè)保險費率下降，對于吸引農(nóng)戶投保有直接激勵作用。我們選擇虛擬變量DV表征政府對農(nóng)業(yè)保險的支持政策，2005年及其后年份均取1，2004年及之前均取0值 ，可以預期政府對農(nóng)業(yè)保險支持政策與農(nóng)業(yè)保險需求之間有正向關系。

6.農(nóng)業(yè)保險賠付額(PF)。損失補償功能是保險的首先功能，也是投保農(nóng)業(yè)保險根本目的之所在，離開了保險賠付，保險業(yè)便失去了生存的社會價值。農(nóng)業(yè)保險賠付對于及時補償農(nóng)民因災害造成的經(jīng)濟損失，及時恢復生產(chǎn)具有重要意義。同時，保險賠付也具有現(xiàn)實的示范作用，激勵農(nóng)民通過購買保險的方式轉移農(nóng)業(yè)生產(chǎn)風險。預期保險賠付與農(nóng)業(yè)保險需求之間具有正向關系。

(三)數(shù)據(jù)來源及其處理

研究數(shù)據(jù)主要源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》，其中少量農(nóng)業(yè)保險費收入和農(nóng)業(yè)保險賠付額源于《中國保險年鑒》。農(nóng)業(yè)保險費收入、農(nóng)業(yè)保險賠付額、農(nóng)村居民人均純收入和農(nóng)業(yè)GDP數(shù)據(jù)以1985年為基準，使用消費者價格指數(shù)進行調(diào)整；農(nóng)作物種植面積和農(nóng)作物成災面積數(shù)據(jù)以原始數(shù)據(jù)為準。為了減少時間序列數(shù)據(jù)可能存在的異方差，對虛擬變量以外的其它變量一律取自然對數(shù)；使用Eview6.0軟件進行計量分析。

三、實證分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

使用ADF法對上述變量進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果見表1。由表1可知，各變量水平值在5%的顯著水平下均存在單位根，為不平穩(wěn)時間序列；但各變量的一階差分均不存在單位根，故各時間序列變量皆為一階單整變量。

表1 各變量單位根檢驗表

注：檢驗形式(c,t,k)中，c表示截距，t表示趨勢變量，k表示滯后階數(shù)。帶*號為10%顯著水平臨界值

(二)協(xié)整檢驗

由于上述變量均為一階單整，故可以進行變量之間的協(xié)整檢驗。使用E-G二步法對上述變量進行協(xié)整檢驗，先建立變量之間回歸模型(1)，屬雙對數(shù)回歸模型，解釋變量的系數(shù)為農(nóng)業(yè)保險需求彈性，也就是農(nóng)業(yè)保險需求對各解釋變量變動的彈性。再對回歸方程殘差進行平穩(wěn)性檢驗。

lnbft=c+a×lngdpt+b×lnrjcsrt+c×lnpft+d×lnzzmdt+e×lnczmjt-1+f×DVt+ut

(1)

用OLS對方程(1)進行參數(shù)估計，回歸結果見表2。

上述方程擬合度良好，總體顯著，經(jīng)檢驗不存在自相關。但自變量顯著性略差，尤其是表征風險意識的成災面積(lnczmjt-1)變量不顯著性尤為突出。因此，剔除該變量，再進行回歸，回歸結果見表3。

表2 方程(1)的回歸結果

表3 剔除變量lnczmjt-1后的回歸結果

從表3可知，在10%顯著水平下，表3中各變量均顯著，擬合度良好，回歸方程總體顯著，經(jīng)檢驗回歸方程不存在序列相關問題。除人均純收入變量外，其余各變量的系數(shù)符號均符合預期，而農(nóng)村居民人均純收入變量系數(shù)為-1.148，意味著農(nóng)民人均收入每增長一個百分點，農(nóng)業(yè)保險費收入將下降1.148個百分點，這可能與我國農(nóng)村居民收入增長主要來自非農(nóng)收入有關，前期研究也發(fā)現(xiàn)類似的結果 。[13]Serra和Goodwin等在對農(nóng)業(yè)保險需求的實證研究中發(fā)現(xiàn)，對于美國農(nóng)民而言，隨著其初始財富到達一定程度以后的收入增加，其風險規(guī)避減弱，購買農(nóng)業(yè)保險的動機降低。[14]

農(nóng)業(yè)保險產(chǎn)品對于小規(guī)模的非純農(nóng)戶(兼農(nóng)戶、農(nóng)兼戶)而言是“劣質商品”，即收入增長到一定程度后，他們對農(nóng)業(yè)保險需求隨收入上升而下降。在我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化不斷深入發(fā)展條件下，農(nóng)業(yè)保險此特點比較明晰。隨著農(nóng)村勞動力不斷向二、三產(chǎn)業(yè)轉移，鄉(xiāng)村傳統(tǒng)小農(nóng)戶不斷衰落，農(nóng)業(yè)副業(yè)化趨勢明顯，農(nóng)業(yè)在家庭收入中的重要性日趨下降，對農(nóng)業(yè)保險的需求也隨之衰落。但對于新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體(純農(nóng)戶)而言，農(nóng)業(yè)保險是為他們進行規(guī)?；?、專業(yè)化生產(chǎn)保駕護航的工具。在可預期未來，我國農(nóng)業(yè)保險需求將主要來自于規(guī)模化、專業(yè)化生產(chǎn)者。

回歸結果同時顯示：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展、農(nóng)作物種植面積增加對我國農(nóng)業(yè)保險需求增長有重要影響，需求彈性均大于1；農(nóng)業(yè)保險賠付增加對于保費收入增長具有顯著影響，說明在實現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險補償功能的同時促進了農(nóng)業(yè)保險需求增加；政府對農(nóng)業(yè)保險的支持政策對農(nóng)業(yè)保險需求影響顯著。

對上述回歸方程殘差進行平穩(wěn)性檢驗，結果見表4，回歸方程殘差在1%顯著水平下是平穩(wěn)時間序列，因此上述變量之間存在協(xié)整關系，即變量之間存在長期均衡關系。

表4 殘差ut單位根檢驗結果

(三)格蘭杰因果關系檢驗

上述回歸方程給出了變量之間相關關系。運用格蘭杰因果關系檢驗，檢驗因變量與各自變量之間是否存在因果關系，表5給出滯后二期的格蘭杰因果關系檢驗結果。從檢驗結果看，在10%的顯著水平下，可以得出：(1)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展是農(nóng)業(yè)保險需求發(fā)展的格蘭杰原因；(2)農(nóng)業(yè)保險賠付與農(nóng)業(yè)保險需求之間具有雙向的格蘭杰因果關系；(3)農(nóng)作物種植面積是農(nóng)業(yè)保險需求的格蘭杰原因；(4)政府對農(nóng)業(yè)保險的政策支持是農(nóng)業(yè)保險需求的格蘭杰原因。農(nóng)村居民人均純收入與農(nóng)業(yè)保險需求之間不存在格蘭杰因果關系。結果進一步說明了農(nóng)業(yè)保險需求提升有賴于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展、保險功能的發(fā)揮、農(nóng)作物種植面積的擴大和政府的支持政策。

表5 因變量與各解釋變量之間的格蘭杰因果關系檢驗

(四)誤差修正模型

上述協(xié)整檢驗證實變量之間存在長期均衡關系，但這種長期均衡關系在短期內(nèi)常受外部沖擊影響而偏離長期均衡，運用誤差修正模型可以檢驗長期均衡對短期偏離的調(diào)整能力。運用誤差修正模型(2)進行回歸，結果見表6，表6顯示誤差修正項的估計系數(shù)顯著為負，調(diào)整方向符合誤差修正機制，系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計值-1.38089來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以-1.38089的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，模型擬合度良好，不存在自相關。

△lnbft=c+a×△lngdpt+b×△lnrjcsrt+c×lnpft+d×lnzzmdt+f×dv+e×cmt-1

(2)

表6 誤差修正模型回歸結果

四、結論與建議

通過實證研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)村人均純收入、農(nóng)業(yè)保險賠付額、農(nóng)作物種植面積和政府的農(nóng)業(yè)保險支持政策對中國農(nóng)業(yè)保險需求影響顯著。其中，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)村人均純收入和農(nóng)作物種植面積對農(nóng)業(yè)保險需求彈性的絕對值均大于1；而農(nóng)村人均純收入對農(nóng)業(yè)保險需求的影響彈性為負，這與我國農(nóng)村居民收入增長主要來自非農(nóng)收入有關。各變量之間存在長期均衡關系；通過格蘭杰因果關系檢驗發(fā)現(xiàn)，上述各變量均是農(nóng)業(yè)保險需求發(fā)展的格蘭杰原因；誤差修正模型檢驗發(fā)現(xiàn)當短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)以相當?shù)恼{(diào)整力度將非均衡狀態(tài)調(diào)整至均衡狀態(tài)。建議從開發(fā)適銷保險產(chǎn)品、提供優(yōu)質保險服務、推動農(nóng)業(yè)規(guī)模化、產(chǎn)業(yè)化發(fā)展以及完善農(nóng)業(yè)保費補貼政策等方面激發(fā)農(nóng)業(yè)保險需求。

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(責任編輯 汪繼友)

Empirical Analysis of the Influence Factors in the Demand of Agricultural Insurance in China Based on the Data from 1985 to 2012

LENG Jing-jing, XIA Yi-guo, SHENG Xin-xin

(School of Business, AHUT, Maanshan 243002, Anhui, China)

It is found in the empirical analysis that the influence on the demand of agricultural insurance in China is obvious that is made by the economic development level in agriculture, net income per capita of rural residents, crop planting area, agricultural insurance claim amount and government support policy on the agricultural insurance, among which the absolute value of agricultural insurance demand elasticity related to the first three factors is greater than one, there is a long term equilibrium relationship between variables after the co-integration test, all the variables are related to the Grange causality caused by the development of agricultural insurance demand after the Grange-causality test, and the system puts the non-equilibrium state, at the considerable strength of adjustment, into the equilibrium state when the short-term fluctuation deviates from the long-term fluctuation after the test by error-correction model.

agricultural insurance demand; co-integration test; the Grange-causality test; error-correction model

2015-07-10

國家自然科學基金項目：基于二維空間的農(nóng)戶信貸配給空間異質規(guī)律研究(71203001)；2012年地方高校國家級大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓練計劃項目：菜農(nóng)收入保險研究-以和縣為例(201210360026)

冷靜靜(1990-)，女，安徽阜陽人，安徽工業(yè)大學商學院碩士研究生。 夏益國(1965-)，男，安徽舒城人，安徽工業(yè)大學商學院副教授，碩士。

F842.66

A

1671-9247(2015)06-0011-04