摘 要：農(nóng)民是否參與資金互助受到多種因素影響，確定其主要影響因素是有效開展農(nóng)民資金互助的前提。從農(nóng)民的角度，結(jié)合河北省周邊發(fā)展生產(chǎn)互助資金試點的實際運行情況，使用SPSS統(tǒng)計軟件，運用因子分析方法和回歸分析，對河北省農(nóng)民專業(yè)合作社參加資金互助情況進行研究，實現(xiàn)了對河北省農(nóng)民參加資金互助的影響因素分析。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民專業(yè)合作社；資金互助；影響因素；因子分析

中圖分類號：F325 文獻標識碼：A DOI編碼：10.3969/j.issn.1006-6500.2013.12.007

1 問題的提出

2007年7月1日《中華人民共和國農(nóng)民專業(yè)合作社法》頒布實施后，農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展不斷壯大，農(nóng)民專業(yè)合作社不同程度存在著資金需求緊張的問題，以農(nóng)村資金互助社為代表的合作金融就出現(xiàn)了。然而，由于融資困難、內(nèi)部管理不規(guī)范、外部生存環(huán)境惡劣等原因，當前合作社內(nèi)部資金互助發(fā)展還是較緩慢。根據(jù)中國銀監(jiān)會的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，截止2012年5月末，我國新型農(nóng)村金融機構(gòu)已經(jīng)組建了817家，但是農(nóng)村資金互助社僅161家。根據(jù)農(nóng)業(yè)部最新數(shù)據(jù)，2012年全國農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟組織已經(jīng)達到68.9萬家，比上年底增長32.07%，河北省農(nóng)民專業(yè)合作社也超過了1萬家。與此同時專業(yè)合作基礎(chǔ)上發(fā)展資金互助的模式也悄然興起，發(fā)展較快，但農(nóng)民是否愿意參與到資金互助的過程中還是受很多因素影響的。本文主要從農(nóng)民參與資金互助的影響因素的角度出發(fā)，并運用數(shù)據(jù)分析軟件，并得出相應(yīng)結(jié)論。

2 河北省農(nóng)民參與資金互助的影響因素分析

2.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

為掌握河北省農(nóng)民資金互助合作組織的發(fā)展現(xiàn)狀，筆者運用抽樣調(diào)查的方法，利用河北農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)生寒假回家的機會，對河北省不同地區(qū)的農(nóng)民專業(yè)合作社進行了問卷調(diào)查。本次問卷共發(fā)放220份，收回210份，有效問卷195份。樣本范圍集中在河北省保定、邢臺等縣市，樣本具有代表性。本文分析所用數(shù)據(jù)均來自此次調(diào)查的結(jié)果。

2.2 農(nóng)民參與資金互助影響因素的變量分析

根據(jù)科學(xué)性、實用性、可行性原則，同時參考國內(nèi)外關(guān)于發(fā)展生產(chǎn)互助資金的影響因素的指標體系，假設(shè)農(nóng)民的參與行為主要受到經(jīng)濟理性因素和道義偶然因素的影響，在此假設(shè)基礎(chǔ)上，選取了河北省發(fā)展生產(chǎn)互助資金影響因素的9個指標。

2.3 河北省農(nóng)民參與資金互助的因子分析

2.3.1 因子分析原理 因子分析就是通過尋找眾多變量的公共因素來簡化變量中存在復(fù)雜關(guān)系的一種統(tǒng)計方法，它將多個變量綜合為少數(shù)幾個“因子”以再現(xiàn)原始變量與“因子”之間的相關(guān)關(guān)系。

2.3.2 因子分析的基本步驟 （1）確定因子分析的前提條件。（2）進行統(tǒng)計檢驗，主要統(tǒng)計方法有兩種，第一種是巴特利球形檢驗（Barlett Test of Sphericity），第二種是KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢驗。（3）提取因子，“主成分分析法”的使用最為普遍。（4）決定旋轉(zhuǎn)方法。（5）因子命名。（6）計算因子得分。

2.4 河北省農(nóng)民專業(yè)合作社農(nóng)民參與資金互助影響因素具體分析

利用SPSS11.5對樣本數(shù)據(jù)進行標準處理，分析過程如下。

（1）進行KMO檢驗與Bartlett檢驗。表1顯示，巴特利球形檢驗統(tǒng)計量為230.622，相應(yīng)的概率Sig為0.000，因此可認為相關(guān)系數(shù)矩陣與單位陣有顯著差異。同時，KMO值為0.535，根據(jù)Kaiser給出的KMO度量標準可知原有變量適合做因子分析。

（2）求出上述9個指標體系的相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值。

從表2可以看出，該因子分析模型共提取出4個主成分，分別為：第一主成分主要反映家庭年收入、支出水平和農(nóng)戶借款頻率，定為經(jīng)濟規(guī)模因子；第二主成分主要反映受訪農(nóng)戶的職業(yè)、農(nóng)戶加入互助組織的意愿，定為社會評價因子；第三主成分主要反映受訪農(nóng)戶的文化程度、年齡以及農(nóng)戶對互助資金滿意程度，定為農(nóng)民認知能力因子；第四主成分主要反映農(nóng)戶剩余資金安排，定為剩余資金用途因子。

根據(jù)以上結(jié)果，把影響農(nóng)民是否加入互助資金組織的因素歸納為四個方面，但是這四個方面因素的影響是否顯著，還需要進行Logistic回歸分析。

2.5 Logistic回歸分析

農(nóng)民是否愿意加入資金互助組織，存在參與及不參與兩種情況，因此可以對這兩種情況分別進行賦值，設(shè)定為：當農(nóng)戶參與時，Y=1，反之Y=0。在這里Y的取值與影響因素密切相關(guān)。利用一般線性多元回歸模型，對因變量取值的古典概率P進行建模，對變量Y和4個公因子進行邏輯回歸，結(jié)果見表3。

農(nóng)民的經(jīng)濟活動規(guī)模因子FAC1-1主要反映農(nóng)戶的“受訪農(nóng)民家庭的年收入水平”、“受訪農(nóng)民家庭的年支出水平”和“農(nóng)戶借款頻率”，系數(shù)是0.755，表明農(nóng)戶的經(jīng)濟活動規(guī)模越大，參與農(nóng)民資金互助組織的可能性越大。所以當前河北省的農(nóng)民經(jīng)濟活動規(guī)模越大的農(nóng)民對資金需求也越強烈，而且收入水平較高的農(nóng)民更有能力支付互助資金的股金和利息，因而其參與的積極性也就越高。農(nóng)民的社會評價因子FAC2-1主要反映了“受訪農(nóng)戶的職業(yè)”、“農(nóng)戶加入互助組織的意愿”，F(xiàn)AC2-1的系數(shù)是-0.336，對農(nóng)戶的參與行為沒有顯著影響，體現(xiàn)了農(nóng)戶參與資金互助組織是基于其真實的意愿表達，社會力量對其直接約束并不能顯著影響農(nóng)戶的最終行為。農(nóng)民的認識能力因子FAC3-1主要反映“受訪農(nóng)戶戶主的年齡”、“受訪農(nóng)戶戶主的文化程度”和“受訪農(nóng)民認為對其日常行為影響最大的因素”，后者可以看成是農(nóng)民認識能力的一個結(jié)果，年齡和受教育程度影響FAC3-1的變化方向。相比較而言，年齡與接受新事物的能力成反比，受教育與認識新事物的能力成正比。FAC3-1的系數(shù)是0.182，說明農(nóng)民的認識能力對農(nóng)戶參與農(nóng)民互助資金具有正向影響，即農(nóng)民的認識能力越強，參與農(nóng)民資金互助組織的幾率就越大。農(nóng)戶的剩余資金流向因子FAC4-1是定類指標。在因子分析前的賦值是人為定序的結(jié)果，目的是為了方便分析，得出較為抽象的結(jié)論以及避免產(chǎn)生多重共線性。定類指標對因變量的影響沒有方向性可言，只有邊際影響的大小。

3 結(jié) 論

在計量分析過程中，解釋變量的選擇、因子分析中累計方差貢獻率標準的確定、主成分的命名、Logistic回歸結(jié)果的解釋等是基于筆者的實地調(diào)查所得以及以往相關(guān)研究的成果等作出的分析，可能有一定的局限性，在此只是作為一種探索。

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