河北省農(nóng)民專業(yè)合作社農(nóng)民參加資金互助影響因素分析

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，并得出相應結論。

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，筆者運用抽樣調查的方法，利用河北農(nóng)業(yè)大學學生寒假回家的機會，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)均來自此次調查的結果。

2.2 農(nóng)民參與資金互助影響因素的變量分析

根據(jù)科學性、實用性、可行性原則，同時參考國內外關于發(fā)展生產(chǎn)互助資金的影響因素的指標體系，假設農(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，在此假設基礎上，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雜關系的一種統(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”之間的相關關系。

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，相應的概率Sig為0.000，因此可認為相關系數(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。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果，目的是為了方便分析，得出較為抽象的結論以及避免產(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 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回歸結果的解釋等是基于筆者的實地調查所得以及以往相關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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