安徽省農民專業(yè)合作社發(fā)展影響因素分析

許曉春，孟楓平

（安徽農業(yè)大學 經濟管理學院，安徽 合肥 230036）

一、引 言

農民專業(yè)合作社在發(fā)展農村經濟、增加農民收入、建設社會主義新農村方面發(fā)揮著非常重要的作用，在我國農村市場經濟體制取向的改革進程中，推動農民專業(yè)合作社發(fā)展始終是理論和實踐的主要方向?！吨腥A人民共和國農民專業(yè)合作社法》以及一系列相關配套措施和扶持政策的頒布實行，為農民專業(yè)合作社發(fā)展提供了有力的制度保障和良好的外部環(huán)境，促成了近幾年全國農民專業(yè)合作社的迅猛發(fā)展。以安徽省為例，根據省農委的統計數據，2007年底在工商部門登記的農民專業(yè)合作社為5379個，而2011年底就達到了20126個，平均每年增加約3680個，增長率接近70%，但從整體發(fā)展質量來看，“小、散、弱、空”等問題仍然存在。研究表明類似狀況在其他省市同樣存在（鄧衡山等，2010[1]；徐志剛等，2011[2]）。根據目前農民專業(yè)合作社發(fā)展數量膨脹、發(fā)展質量較低的現狀，亟需在理論上研究分析影響農民專業(yè)合作社發(fā)展的內外因素，確立更加合理的引導和扶持政策及措施，促進農民專業(yè)合作社健康發(fā)展。

目前涉及農民專業(yè)合作社發(fā)展的研究文獻比較豐富，但在抽樣調查基礎上，對農民專業(yè)合作社發(fā)展影響因素進行實證研究的文獻相對較少。黃祖輝等通過對浙江省農民專業(yè)合作組織發(fā)展現狀的分析，認為中國農民專業(yè)合作組織的興起和發(fā)展是一種政府主導性制度創(chuàng)新，包括宏觀體制、法律法規(guī)、行政介入、文化影響等方面的制度環(huán)境因素，對農民專業(yè)合作組織的創(chuàng)建和發(fā)展至關重要[3]；鄧衡山等基于全國5省380村跟蹤調查形成的面板數據，實證分析發(fā)現政府支持政策、合作社法出臺等對農民合作組織的形成發(fā)展有顯著的影響，組織化潛在利潤是影響組織形成發(fā)展的重要因素[4]；黃勝忠等基于168家農民專業(yè)合作社的調查數據，以成長能力、贏利能力和社員滿意度描述合作社發(fā)展績效，對農民專業(yè)合作社治理機制與績效進行了實證分析，發(fā)現二者緊密相關[5]，徐旭初和吳彬在相似的理論框架下，通過對浙江省526家農民專業(yè)合作社的實證分析發(fā)現，治理機制與績效不僅緊密相關，而且股權結構、牽頭人情況和理事會結構對合作社績效具有較大的影響[6]； 郭紅東等基于浙江省246家農民專業(yè)合作社的調查數據，對合作社成長影響因素的實證分析結果表明，農民專業(yè)合作社的注冊資金、服務設施等物質資本資源對合作社的成長影響最大，機構設置、政府支持等組織資本資源也有較大影響，而專職工作人員、社長身份等人力資本資源的影響并不明顯[7]；黃季焜等基于中國7省142個農民專業(yè)合作經濟組織的調查數據，對合作經濟組織服務功能發(fā)展的影響因素進行實證分析，發(fā)現組織潛在收益、組織的創(chuàng)建方式對組織服務功能強弱有明顯影響，組織領導人能力等人力資本條件和村莊市場條件等對組織的發(fā)展也有一定影響[8]。張曉山通過對浙江省農民專業(yè)合作社發(fā)展狀況的調查，發(fā)現農民專業(yè)合作社通常始于專業(yè)大農戶的聯合，然后形成專業(yè)化大農戶與專業(yè)化小農戶、專業(yè)農戶與其他市場組織的聯合，認為扶持以專業(yè)大戶為主體的農民專業(yè)合作社才是真正扶持農業(yè)和農民，是促進合作社發(fā)展應處理好的首要關系[9]；張開華和張清林以湖北省為例，認為農村能人、經營大戶有影響力和帶動力，應積極引導能人、大戶領辦合作社、管理合作社，但“能人”治社與合作社民主管理之間存在矛盾，兩者之間如何協調影響農民專業(yè)合作社健康發(fā)展[10]。

從已有的研究成果來看，農民專業(yè)合作社的形成和發(fā)展是一個綜合性的社會經濟現象，受到來自外部和內部的多種因素的共同影響。本文將在既有文獻研究成果的基礎上，利用來自對安徽省286個農民專業(yè)合作社的調查數據，分析合作社發(fā)展現狀，并通過計量經濟模型深入分析影響安徽省農民專業(yè)合作社發(fā)展的主要因素。

二、數據與研究方法

（一）調查方法說明

本文所用數據來自2012年4月進行的安徽省農民專業(yè)合作社綜合性調查。首先在不同地區(qū)分別選取若干合作社進行了實地訪談形式的調研，在此基礎上完善了綜合性調查問卷，然后通過在政府農業(yè)管理部門工作，完成綜合性調查問卷的發(fā)放與回收。在調查問卷整理階段，對存在關鍵指標數據缺失的問卷，向合作社負責人進行了電話補充調查，另外，還隨機抽取的部分問卷，同樣通過電話聯系進行了數據驗證，最終整理得到359份有效問卷。

為消除《農民專業(yè)合作社法》帶來的農民專業(yè)合作社發(fā)展外部環(huán)境變化的影響，本文從有效問卷中剔除了2007年以前成立的合作社，同時為合理評定發(fā)展狀態(tài)，合作社至少應完成一個年度的生產經營，因此有效問卷中2011年3月后成立的合作社也予以剔除。本文分析最終使用286個農民專業(yè)合作社的調查數據，包括村莊擁有合作社基本情況、治理結構和特征、生產經營外部環(huán)境等主要因素。

（二）農民專業(yè)合作社發(fā)展水平測度

根據《中華人民共和國農民專業(yè)合作社法》，農民專業(yè)合作社是“自愿聯合、民主管理的互助性經濟組織”，以合作社成員為主要服務對象，提供一系列農業(yè)生產經營服務；該法同時規(guī)定，農民專業(yè)合作社應當向工商行政管理部門申請設立登記，取得法人資格，特別是明確規(guī)定“農民專業(yè)合作社破產適用企業(yè)破產法的有關規(guī)定”。從法律的角度看，農民專業(yè)合作社具有合作社和企業(yè)的雙重屬性，因此衡量農民專業(yè)合作社的發(fā)展應考慮合作社的多重功能，并且從數量規(guī)模、質量效率的角度進行綜合測度。

評價合作社的發(fā)展狀況和發(fā)展水平，指數法是現有研究中接受度較高的綜合測度方法。指數法需要預先確定各項指標的權重，在農民專業(yè)合作社發(fā)展中應重視社員服務功能還是重視經濟功能，觀點不一，目前并無普遍適用的指標體系和權重分配方法，不同研究所使用的各項指標權重差別較大，研究結論的說服力容易欠缺。有研究通過同時采用多個不同權重體系，并對各研究結果的穩(wěn)定性進行驗證的方法提高研究結論的可信度，但這難以從根本上解決主觀評價方法的不足。

我們采用因子分析法，通過計算綜合得分測度合作社發(fā)展水平。在測度指標的選擇上，采用社員人數、核心社員人數、所帶動農戶數增長、合作社資產、年收入、年利潤增長指標描述合作社數量規(guī)模的發(fā)展，采用合作社資產利潤率、社員人均利潤增長指標描述合作社質量效率的發(fā)展，以上指標通過對合作社成立時期和調查當期的原始調查數據加以計算得到。根據現有研究成果，提高收入水平不僅是農民參加合作社的首要推動力，也是合作社穩(wěn)定發(fā)展的重要保證，因此我們增加社員人均年純收入高于當地平均數的百分比指標，用于描述合作社未來發(fā)展的基礎和潛力，由于合作社成立時期的數據缺失較多，此指標數據采用2011年的年度截面數據。

（三）農民專業(yè)合作社發(fā)展的影響因素分析

在現有研究成果的基礎上，結合先期預備調研總結得到的來自合作社負責人、社員、農業(yè)管理部門等各方面有價值的觀點，我們提出以下農民專業(yè)合作社發(fā)展影響因素的理論假設，并針對性地設計了綜合性調查問卷內容。

假說1：初始規(guī)模影響合作社發(fā)展。問卷調查指標包括合作社成立時的社員數和資產數。初始規(guī)模越大，合作社的社會影響越大，越容易取得政府的政策扶持和幫助，同時其抵抗市場經營風險的能力也越大，有利于合作社穩(wěn)定發(fā)展。

假說2：合作社各項制度的完備程度影響合作社發(fā)展。問卷調查指標包括合作社是否有規(guī)范的合作社章程、是否有規(guī)范的財務會計制度、是否有向社員披露報告財務狀況并接受監(jiān)督的制度、是否有社員入社和退社制度、以及是否有利用網站或其他現代通訊手段的信息公開發(fā)布制度。

假說3：合作社治理機制影響合作社發(fā)展。問卷調查指標包括合作社負責人持股比重、負責人是否兼任經理社長、社員大會表決方式、社員大會會議記錄情況。

假說4：外部扶持與監(jiān)管影響合作社發(fā)展。問卷調查指標為合作社是否示范合作社、行政主管部門是否對合作社進行經常性檢查監(jiān)督。

把是否示范合作社作為影響因素可能存在的內生性問題，發(fā)展相對越好的合作社，越有可能成為示范合作社，反過來，成為示范合作社就能更加方便地得到政策、資金扶持，有利于合作社更好發(fā)展。為了避免內生性問題導致分析偏誤，我們進行了預備研究。在安徽省示范合作社建設過程中，政府是主導，按照產業(yè)結構調整、保障區(qū)域均衡發(fā)展等宏觀政策目標的要求，主要是由政府選擇性創(chuàng)建示范合作社并給予政策資金扶持，合作社發(fā)展水平只是政府選擇創(chuàng)建示范合作社的標準之一，通過實際調查發(fā)現，不同地區(qū)之間的同級示范社在發(fā)展水平等方面存在明顯差別，因此合作社發(fā)展水平不能認為是成為示范合作社的原因，而是否示范合作社則顯然是影響合作社發(fā)展的外因；其次，我們在計算得到合作社發(fā)展的因子分析綜合得分以后，計算了綜合得分與示范合作社之間的多序列相關系數，結果為0.245（標準誤為0.088），證明兩者之間并無顯著相關性。基于以上分析，可以把是否示范合作社作為影響合作社發(fā)展的因素。

從合作社發(fā)展相對優(yōu)劣的角度開展研究，有助于得到更為清晰明確的結論。我們根據因子分析的綜合得分劃分合作社發(fā)展水平等級，得到多元離散的被解釋變量DL，假設把合作社發(fā)展水平依次有序分為k個等級，記等級為j(j=1,2,…,k)的概率為Pr(DL=j)，則：

其中αi和αi+1分別是合作社發(fā)展水平等級等于j時合作社發(fā)展水平所處數值區(qū)間的兩端值。

建立以下Ordered Logit模型：模型中解釋變量I代表合作社初始規(guī)模，包含初始社員數和資產數兩個變量，數據直接取自通過問卷調查；解釋變量INS代表合作社制度建設完備程度，是根據調查問卷整理出的一個二分變量，取值1表示所調查的5項制度全部具備，取值0表示至少缺失一項制度；解釋變量MA代表合作社治理機制，包括合作社負責人持股比重、負責人是否兼任經理社長、社員大會表決方式、社員大會會議記錄情況共4個變量，其中社員大會表決方式為取值1～3的虛擬變量，分別表示一人一票、一股一票和其他方式（在一人一票的基礎上，附加不同形式的表決權），社員大會會議記錄情況也是二分變量，取值1表示有詳細記錄，取值0表示沒有或記錄簡單；解釋變量PL代表外部扶持與監(jiān)管，包括合作社是否示范合作社、行政主管部門是否對合作社進行經常性檢查監(jiān)督2個變量，其中前者為取值1-4的虛擬變量，分別表示非示范社、縣級、地市級、省級及以上示范社；ε是隨機擾動項；β0、β1、β2、β3、β4為模型待估參數或參數矩陣。

三、實證分析結果

（一）農民專業(yè)合作社發(fā)展水平的因子分析

因子分析所采用的286個農民專業(yè)合作社指標數據的統計描述見表1。

表1 指標數據統計描述

對數據進行適合性檢驗，KMO值為0.714，Bartlett球形檢驗結果顯著（p=0.000），各變量的獨立性假設不成立，結果說明適合做因子分析。采用主成分分析法，選擇Kaiser標準化的最大方差正交旋轉法，因子分析結果見表2。

表2 因子分析結果

公因子1在合作社資產收益的數量規(guī)模和對外影響上有較大載荷，主要表現合作社的企業(yè)功能，公因子2在合作社社員數量規(guī)模上有較大載荷，主要表現合作社的社員服務功能，公因子3和公因子4分別表現合作社不同功能屬性的發(fā)展質量。四個公因子的累計方差貢獻率達到71.44%，因子分析結果是可接受的。

采用Bartlett方法，最終計算得到各合作社發(fā)展水平的綜合得分，統計描述見表3。

表3 合作社發(fā)展水平綜合得分統計描述

根據綜合得分的分布狀況，我們以綜合得分值-0.34、0、0.6為切點，把合作社發(fā)展水平劃分為4個等級，其中得分在-0.34和0之間的合作社所占比例為53.15%，代表普遍的一般發(fā)展水平，以此為參照，描述其他3個相對等級為較差、較好和很好，所占比例分別為18.53%、18.88%和9.44%。

采用ROC分析檢驗等級劃分合理性，通過AUC確定切點對合作社發(fā)展數量規(guī)模和對外影響（表2中的公因子1和公因子2指標），發(fā)展質量（表2中的公因子3和公因子4指標）的判別能力，切點結果見表4。

表4 合作社發(fā)展水平等級劃分切點AUC值

3個切點對合作社發(fā)展數量規(guī)模和對外影響的判別力達到好或非常好的程度，對發(fā)展質量的判別力屬于可接受的程度；從對表2中4個公因子指標的判別力看，除公因子4以外，對其他3個公因子的判別力全部達到可接受或以上程度。因此，我們劃分合作社發(fā)展等級的切點選擇整體上是合理且可接受的。

（二）農民專業(yè)合作社發(fā)展影響因素的回歸分析

Ordered Logit模型通過平行回歸假設檢驗，表5是回歸結果，作為對比，表5也列出了OLS估計結果。

對Ordered Logit模型的3個切點進行假設檢驗，均在1%顯著水平上拒絕切點相等的原假設，再次證明我們對合作社發(fā)展等級的劃分是合理可接受的。模型參數估計的似然比檢驗卡方統計量為59.47，在1%的統計顯著性水平下模型參數聯合顯著異于0，模型總體擬合優(yōu)度較好。

模型估計結果得出如下主要結論：就合作社成立時的規(guī)模而言，初始資產數對合作社的發(fā)展有顯著影響，資產規(guī)模越大，發(fā)展水平越高；就合作社制度建設而言，制度完備的合作社發(fā)展水平顯著高于制度不夠完備的合作社；就合作社的治理機制而言，負責人兼任合作社經理社長對合作社發(fā)展有顯著的反向影響，相對于一人一票的社員大會表決方式，一股一票方式表現為反向影響合作社發(fā)展，詳細的社員大會會議記錄則對合作社發(fā)展有正向促進作用；主管部門對合作社進行經常性檢查監(jiān)督，對合作社發(fā)展存在顯著的反向影響；就外部扶持而言，地市級以上，特別是省級及以上示范合作社相對于非示范合作社，顯著影響合作社發(fā)展水平。

在上面研究的基礎上，進一步估計Ordered Logit模型參數的邊際效應，具體分析各解釋變量變化對被解釋變量取特定值概率的影響。根據表5中Ordered Logit模型的結果，對其中兩個解釋變量進行了簡化處理：由于一股一票與一人一票、其他方式存在顯著差異，而后二者之間無顯著差異，把社員大會表決方式重新整理為新的二分變量，0為一人一票和其他方式，1為一股一票；同樣根據是否顯著影響合作社發(fā)展水平把是否示范合作社整理為新的二分變量，0為非示范社和縣級示范社，1為地市級、省級及以上示范社。重新估計的計量結果和邊際效應見表6。

表6 合作社發(fā)展影響因素模型估計結果

兩個解釋變量簡化處理后的計量分析結果與表5的結果相比，各解釋變量是否顯著影響農民專業(yè)合作社發(fā)展水平沒有變化，影響方向也沒有變化，說明模型結果是非常穩(wěn)定的。

從邊際效應看，初始資產越多、制度建設越完備、社員大會會議記錄越詳細、示范合作社級別越高，合作社發(fā)展水

平相對為較好或很好的概率越大，而負責人兼任經理社長、社員大會采取一股一票表決方式而非一人一票和其他方式，主管部門經常進行檢查監(jiān)督，合作社發(fā)展水平相對為較差或一般的概率越大。

在條件相同的情況下，地市級及以上示范社相比非示范社和縣級以下示范社，發(fā)展水平達到較好的概率要高13.8%，達到很好的概率要高9.2%；初始資產量增加一個標準差的額度，發(fā)展水平達到較好的概率要高11.4%，達到很好的概率要高5.9%；制度建設完備的合作社相對于不夠完備的合作社，發(fā)展水平達到較好的概率要高8.5%，達到很好的概率要高4.6%；如果合作社詳細記錄社員大會會議，相對于無記錄或者記錄簡單的合作社，發(fā)展水平達到較好的概率要高6.3%，達到很好的概率要高3.2%；合作社社員大會采取一股一票表決方式，相對于一人一票和其他表決方式，發(fā)展水平為較好的概率要低14.6%，較差的概率要高14.8%；負責人如果兼任經理社長，相對于不兼任而言，合作社發(fā)展水平為較好的概率要低10.2%，較差的概率要高8.2%；主管部門如果經常性進行檢查監(jiān)督，相對于不經常性檢查監(jiān)督，合作社發(fā)展水平為較好的概率要低6.3%，較差的概率要高6.0%。

從各解釋變量對合作社發(fā)展的顯著影響程度看，對合作社發(fā)展為相對較好水平的各解釋變量顯著影響程度從大到小依次為社員大會表決方式、是否示范合作社、初始資產、負責人是否兼任經理社長、制度建設完備程度、主管部門是否經常檢查監(jiān)督和社員大會會議記錄，對合作社發(fā)展為相對很好水平的各解釋變量顯著影響程度從大到小依次為是否示范合作社、社員大會表決方式、初始資產、制度建設完備程度和社員大會會議記錄。

四、結論與啟示

本文基于安徽省286個農民專業(yè)合作社的調查數據，對《農民專業(yè)合作社法》制定頒布后的農民專業(yè)合作社發(fā)展影響因素進行了研究。研究結果表明，合作社的初始規(guī)模、制度建設完備程度、治理機制、外部扶持與監(jiān)管等內外相關因素均顯著影響合作社的發(fā)展，按照其對合作社發(fā)展的正向影響程度由大到小的順序排列，大致為：是否示范合作社和社員大會表決方式、初始資產規(guī)模、制度建設完備程度、社員大會會議記錄；按照其對合作社發(fā)展的反向影響程度由大到小的順序排列，則依次為負責人兼任經理社長、主管部門經常檢查監(jiān)督。換言之，以創(chuàng)建高級別示范合作社方式為合作社發(fā)展提供政策優(yōu)惠和資金扶助等外部扶持，實行一人一票為主的社員民主治理機制，充分重視增加初始資產規(guī)模，完善合作社內部各項制度建設和執(zhí)行力度，減小合作社負責人兼任經理社長對合作社民主治理的不利影響，減少過多的行政監(jiān)管，有利于提高合作社發(fā)展水平。研究也表明，合作社初始社員數和負責人持股比重并非顯著影響合作社發(fā)展的因素。

上述實證研究結論能夠帶來以下深刻啟示：

首先，政府是推動合作社發(fā)展的重要外因，政府在合作社發(fā)展中的作用應定位于服務與支持，通過完善立法、稅收優(yōu)惠、資金支持、技術援助等構建適于合作社發(fā)展的外部環(huán)境，引導和指導合作社自我合理發(fā)展，政府直接介入合作社活動以及過多的行政干預都不利于合作社發(fā)展。

其次，遵循合作制度基本要求，依照以社員為本、社員平等、民主管理、服務社員等合作社原則，進行規(guī)范的合作社組織化、制度化建設，是推動農民專業(yè)合作社發(fā)展的內因。在合作社發(fā)展實踐中，相當比重的合作社是由農村能人、專業(yè)大戶等牽頭主體帶動發(fā)展起來的，這些牽頭主體因技術、資金、能力、經驗等優(yōu)勢往往處于控制合作社運營的支配地位，牽頭主體治理機制對現階段合作社早期發(fā)展自然有其積極作用，但從長遠來看，通過教育培訓等提高社員的民主管理意識和能力，實施民主管理的合作社治理機制才能夠保障合作社的持續(xù)、高水平發(fā)展。

近年來，農民專業(yè)合作社數量膨脹、規(guī)模偏小，難以抵御較大的自然和市場風險，擴大合作社規(guī)模，特別是合作社資產規(guī)模，應在今后的合作社發(fā)展中給予足夠重視。擴大合作社規(guī)模的重要途徑之一，應注重整合現有合作社資源，積極探索實現多專業(yè)、多類型、多領域、多層次的合作社之間的聯合，提高產業(yè)組織化程度，追求整體規(guī)模效應。

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