合作社成員深化合作的意愿及其影響因素分析——基于浙江省農(nóng)民專業(yè)合作社的調(diào)查數(shù)據(jù)

李曉錦，劉易勤

(浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、問(wèn)題的提出

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)作為實(shí)現(xiàn)中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的一種有效途徑，需要以微觀經(jīng)濟(jì)組織及市場(chǎng)化的運(yùn)行機(jī)制為依托，而農(nóng)民專業(yè)合作社就是實(shí)現(xiàn)這種依托的一個(gè)有效載體。實(shí)踐證明，農(nóng)民專業(yè)合作社不但可以提高農(nóng)民組織化程度，還可以降低農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的交易成本，切實(shí)提高農(nóng)民收入。近年來(lái)，中國(guó)農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展迅速，截至2014年12月底，全國(guó)農(nóng)民專業(yè)合作社總數(shù)達(dá)128.88萬(wàn)戶，比上年底增長(zhǎng)31.18%，出資總額2.73萬(wàn)億元，增長(zhǎng)44.15%。隨著農(nóng)民專業(yè)合作社的迅速發(fā)展，合作社存在的問(wèn)題也逐漸浮出水面，其中一個(gè)非常突出的問(wèn)題就是合作社成員的合作程度普遍不高。很多合作社在開始的時(shí)候搞得紅紅火火，但不到兩三年就無(wú)人問(wèn)津，成了一個(gè)空殼合作社。究其原因，合作社中普遍存在搭便車問(wèn)題，很多成員不愿進(jìn)一步加深合作，只希望從合作社的整體利益中分一杯羹。

當(dāng)下，要進(jìn)一步促進(jìn)合作社發(fā)展，除了要完善外部的制度環(huán)境以及加強(qiáng)優(yōu)惠政策外，深化合作社成員合作程度是重中之重。成員與合作社的合作是一個(gè)動(dòng)態(tài)的過(guò)程，可能會(huì)隨著自身?xiàng)l件以及合作社內(nèi)外環(huán)境的變化而不斷改變其合作程度。從總體上看，學(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)民選擇加入合作社前影響因素的研究成果較多，但對(duì)已加入合作社的成員深化合作意愿影響因素的研究很少，且缺乏實(shí)證分析。例如，張娜等研究結(jié)果表明，農(nóng)戶參與專業(yè)合作社的行為受到文化水平、認(rèn)知程度、銷售困難和政府支持等多方面因素的影響[1]。盧向虎等認(rèn)為影響農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作組織意愿的因素主要包括農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)程度、戶主文化程度、戶主年齡、家庭主要農(nóng)產(chǎn)品商品化程度、主要農(nóng)產(chǎn)品銷售半徑等[2]。于瀟等運(yùn)用logistic 模型對(duì)影響農(nóng)戶參與意愿的因素進(jìn)行回歸分析表明，家庭收入、家庭總?cè)丝?、了解程度、預(yù)期加入能否顯著增加收入、周圍親朋好友參與人數(shù)等因素對(duì)農(nóng)戶參與合作社的意愿具有顯著影響[3]。鄭適等研究表明，農(nóng)產(chǎn)品種類、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)環(huán)境和農(nóng)戶對(duì)未來(lái)生產(chǎn)規(guī)模的計(jì)劃對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織的意愿有顯著影響[4]。此外，多數(shù)研究?jī)H從某個(gè)側(cè)面或少數(shù)幾個(gè)方面對(duì)成員合作意愿的影響因素進(jìn)行研究，缺乏構(gòu)建合作社成員合作意愿研究的理論框架?；诖?，筆者擬以計(jì)劃行為理論作為基礎(chǔ)，構(gòu)建農(nóng)民專業(yè)合作社成員深化合作意愿的理論分析模型，并利用浙江省多家農(nóng)民專業(yè)合作社成員的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析農(nóng)民專業(yè)合作社成員深化合作意愿的影響因素，以期為引導(dǎo)中國(guó)農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展提供參考。

二、研究假設(shè)與變量選擇

1．研究假設(shè)

計(jì)劃行為理論認(rèn)為，意向是影響人們行為最主要的因素，而行為意向主要受到行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三個(gè)方面的影響。行為態(tài)度是指?jìng)€(gè)體對(duì)執(zhí)行某一行為所持有的積極或消極的主觀感受，主要包括工具和情感兩種心理成分；主觀規(guī)范是指?jìng)€(gè)體感知到的來(lái)自周邊環(huán)境對(duì)其執(zhí)行某一行為的壓力，它反映的是重要他人或者組織對(duì)其個(gè)人行為決策的影響；知覺行為控制是指?jìng)€(gè)體感知執(zhí)行某一行為容易或困難的程度，涉及完成某一行為所需的能力、資源以及信心等。從已有的研究成果來(lái)看，中國(guó)農(nóng)民專業(yè)合作社成員的深化合作意愿也是一種有計(jì)劃的理性選擇，其影響因素主要包括合作社組織績(jī)效、人際信任、組織制度、組織公平、個(gè)人資本等。上述因素通過(guò)影響成員的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制進(jìn)而影響成員的深化合作意愿。

(1)組織績(jī)效。根據(jù)計(jì)劃行為理論，成員的行為態(tài)度與組織績(jī)效有關(guān)，合作社組織績(jī)效是影響成員合作態(tài)度的工具性成分。農(nóng)民從合作社中所獲得的收益越大，就越可能產(chǎn)生積極的行為態(tài)度，進(jìn)而加強(qiáng)其合作意愿。已有研究也普遍認(rèn)為，組織的經(jīng)濟(jì)績(jī)效是影響農(nóng)民合作意愿的關(guān)鍵因素。Rhodes 的研究指出，凈的經(jīng)濟(jì)利益對(duì)農(nóng)民加入或者離開合作社有關(guān)鍵的影響作用[5]。Sexton認(rèn)為只有從參與合作社中獲得更多的收益，農(nóng)民才會(huì)參加合作社[6]。崔寶玉等也指出合作社成員入股及增加股權(quán)的意愿主要受到合作社的收益、成本和風(fēng)險(xiǎn)的邊際水平和風(fēng)險(xiǎn)偏好影響[7]。

(2)人際信任。人際信任是影響行為態(tài)度的情感性成分。Bonus 指出，合作社的成功建立在成員之間的相互了解和信任的基礎(chǔ)上[8]。張康之認(rèn)為信任關(guān)系的深化決定合作的強(qiáng)度，弱信任關(guān)系支持弱合作，強(qiáng)信任關(guān)系支持強(qiáng)合作[9]。在中國(guó)農(nóng)村地區(qū)，人際信任對(duì)成員的態(tài)度具有很大的影響。筆者將合作社內(nèi)成員的人際信任主要分為對(duì)社長(zhǎng)的信任和對(duì)其他成員的信任，成員對(duì)社長(zhǎng)以及其他成員的信任在很大程度上決定著成員的合作態(tài)度。成員對(duì)社長(zhǎng)及其他成員越信任，越可能產(chǎn)生積極的合作態(tài)度，加深合作意愿就越強(qiáng)烈。

(3)組織制度。計(jì)劃行為理論認(rèn)為，組織制度會(huì)影響個(gè)體的主觀規(guī)范。制度是組織中促進(jìn)成員之間行為協(xié)調(diào)的規(guī)則。合作社的制度主要包括組織章程、運(yùn)作管理、利益分配、監(jiān)督懲罰等制度規(guī)范，這些正式的制度保證了合作社的正常運(yùn)行。孫亞范等研究發(fā)現(xiàn)，合作社制度是否健全是影響成員合作意愿的主要因素[10]。胡平波認(rèn)為，合作社的正式制度可以規(guī)范農(nóng)民合作行為，提高農(nóng)民計(jì)劃主義行為可證實(shí)的概率，還可以明確農(nóng)民的責(zé)任與權(quán)利，形成最終的利益分配方式[11]。合作社的制度越完善，成員自身的利益越能得到保障，就越能促進(jìn)成員的深化合作意愿。

(4)組織公平。組織公平是組織成員對(duì)其他成員的行為、付出、回報(bào)與自身對(duì)比所產(chǎn)生的主觀感知，成員的主觀規(guī)范會(huì)受到組織公平的影響。成員在縱向比較自身的收益外，往往也進(jìn)行與其他成員的橫向比較。收益的合理性以及公平性會(huì)對(duì)成員的合作意愿產(chǎn)生很大的影響。Fulton 指出，當(dāng)成員同質(zhì)性較強(qiáng)、產(chǎn)權(quán)明晰和治理結(jié)構(gòu)透明且不處于某一小團(tuán)體或管理者的控制下時(shí)，成員更愿意與合作社交易以及投資[12]。Lim 的研究表明，當(dāng)員工在組織中受到不公平對(duì)待時(shí)，他們更傾向于做出不合作的行為[13]?，F(xiàn)有對(duì)農(nóng)戶合作意愿影響因素的研究較少涉及合作社的組織公平，但從實(shí)際來(lái)看，合作社成員在決定是否與合作社展開深化合作時(shí)對(duì)組織公平程度非常重視。成員對(duì)合作社組織公平的主觀感知越強(qiáng)，其深化合作意愿就會(huì)越強(qiáng)烈。

(5)個(gè)人資本。個(gè)人資本是指?jìng)€(gè)人的自身能力以及所能利用的資源，合作社成員的個(gè)人資本可以體現(xiàn)在種養(yǎng)殖規(guī)模、收入等方面。計(jì)劃行為理論認(rèn)為，準(zhǔn)確的知覺行為控制反映了個(gè)人能力、機(jī)會(huì)以及資源等實(shí)際控制條件的狀況，進(jìn)而影響個(gè)人的行為意向。因此，個(gè)人資本可以通過(guò)影響個(gè)人的知覺行為控制進(jìn)一步影響其行為意向?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中，郭紅東等指出農(nóng)戶參與專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織的行為受到其文化水平、生產(chǎn)的商品化程度等多方面的影響[14]。劉宇翔也認(rèn)為家庭收入對(duì)提高合作社成員投資的積極性有顯著影響[15]。成員的經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大、農(nóng)業(yè)收入以及家庭總收入越高，對(duì)合作行為的控制力就越強(qiáng)，越有可能產(chǎn)生積極的合作意愿及行為。

上述五方面因素構(gòu)成了分析農(nóng)民專業(yè)合作社成員深化合作意愿影響因素的理論架構(gòu)。其作用機(jī)制如圖1 所示：

圖1 農(nóng)民專業(yè)合作社成員深化合作意愿影響因素的理論模型

根據(jù)以上分析，筆者提出如下研究假設(shè)：

H1：組織績(jī)效對(duì)成員深化合作意愿有正影響；

H2：對(duì)社長(zhǎng)的信任會(huì)正向影響成員深化合作意愿；

H3：對(duì)其他成員的信任會(huì)正向影響成員深化合作意愿； H4：組織制度對(duì)成員深化合作意愿有正影響； H5：組織公平對(duì)成員深化合作意愿有正影響； H6：個(gè)人資本對(duì)成員深化合作意愿有正影響。

2．變量選擇

筆者將農(nóng)民專業(yè)合作社成員的深化合作意愿設(shè)定為因變量，影響成員深化合作意愿的因素設(shè)定為自變量。調(diào)查問(wèn)卷的所有問(wèn)題都采用李克特5點(diǎn)計(jì)分方式，分別給予1～5 分來(lái)反映由弱到強(qiáng)的程度。調(diào)查問(wèn)卷的設(shè)計(jì)主要參考了Costigan[16]、孫亞范[10]等人的相關(guān)量表，同時(shí)結(jié)合實(shí)地調(diào)研所了解的合作社實(shí)際情況進(jìn)行了適當(dāng)?shù)男薷?。根?jù)前述假設(shè)，成員深化合作意愿的影響因素共分為5類，包括23個(gè)具體指標(biāo)，而成員深化合作意愿則通過(guò)4個(gè)指標(biāo)來(lái)測(cè)量（表1）。

表1 變量定義

三、樣本來(lái)源及計(jì)量結(jié)果分析

本文所采用的數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2014年8-9月對(duì)浙江省農(nóng)民專業(yè)合作社成員的問(wèn)卷調(diào)查。筆者選取建立時(shí)間已有2年以上的20家合作社作為調(diào)查對(duì)象，分布在杭州、臺(tái)州、嘉興、紹興4個(gè)地級(jí)市，每個(gè)地區(qū)各選取5家合作社，涉及糧食、蔬菜、水果、水產(chǎn)和家禽等當(dāng)?shù)氐闹饕a(chǎn)業(yè)；每個(gè)合作社選擇10 名成員作為調(diào)查對(duì)象，問(wèn)卷采用集中指導(dǎo)填寫，由課題組成員面對(duì)面指導(dǎo)完成問(wèn)卷，一共發(fā)放200 份調(diào)查問(wèn)卷，得到有效問(wèn)卷184 份，有效率達(dá)92%。

筆者主要采用反映內(nèi)部一致性的指標(biāo)Cronbach’a 系數(shù)來(lái)進(jìn)行信度分析。通過(guò)對(duì)各潛在變量的觀測(cè)變量進(jìn)行Cronbach’a 系數(shù)檢驗(yàn)，個(gè)人資本、組織績(jī)效、組織制度、組織公平、社長(zhǎng)信任、其他成員信任、合作意愿六個(gè)潛在變量的Cronbach’a 值 分 別 為 0.869、0.930、0.902、0.885、0.936、0.891 和0.896，均大于可接受值0.7，說(shuō)明問(wèn)卷的信度較好。接著分別對(duì)成員深化合作意愿的影響因素和深化合作意愿進(jìn)行探索性因子分析。采用主成分分析法，以特征值1 作為依據(jù)截取數(shù)據(jù)，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行方差最大化正交旋轉(zhuǎn)。從成員深化合作意愿的影響因素提取出六個(gè)因子，且與所要研究的因子相對(duì)應(yīng)，KMO 值為0.896(＞0.7)，Bartlett 球形度檢驗(yàn)的顯著性概率值為0.000(＜0.01)，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為79.803%；成員深化合作意愿提取出一個(gè)因子，KMO 值為0.839 (＞0.7)，Bartlett 球形度檢驗(yàn)的顯著性概率值為0.000(＜0.01)，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為76.233%。這說(shuō)明問(wèn)卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

為進(jìn)一步驗(yàn)證各因子劃分的科學(xué)性，筆者對(duì)成員深化合作意愿和影響因素分別進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，擬合指標(biāo)如表2 所示。

表2 驗(yàn)證性因子分析的擬合指標(biāo)

從數(shù)據(jù)的指標(biāo)來(lái)看，兩個(gè)模型的擬合效果比較好。絕對(duì)擬合指數(shù) x2/df 分別為 0.823 和1.133(＜2)，擬合優(yōu)度指數(shù)GFI 分別為 0.870 和0.987(＞0.8)，AGFI 分別為0.833 和0.935(＞0.8)，說(shuō)明模型整體比較理想；RMSEA 分別為0.000 和0.038(＜0.08)，說(shuō)明模型的契合度比較好。因此，可以認(rèn)為這兩個(gè)測(cè)量模型都具有有效性。

成員深化合作意愿影響因素模型及成員深化合作意愿模型的路徑參數(shù)結(jié)果如圖2 和圖3 所示。

圖2 成員深化合作意愿影響因素模型的標(biāo)準(zhǔn)化路徑與參數(shù)估計(jì)

圖3 成員深化合作意愿模型的標(biāo)準(zhǔn)化路徑與參數(shù)估計(jì)

筆者對(duì)影響因素與成員深化合作意愿的關(guān)系模型進(jìn)行路徑分析。首先分析影響因素與成員深化合作意愿的關(guān)系模型的擬合指標(biāo)(表3)。

表3 影響因素與成員深化合作意愿關(guān)系模型的擬合指標(biāo)

從表3 可知，影響因素與深化合作意愿關(guān)系模型擬合指數(shù)的值都比較好，假設(shè)模型可以接受。影響因素與深化合作意愿的關(guān)系模型路徑分析結(jié)果如圖4 所示。

圖4 影響因素與成員深化合作意愿關(guān)系模型的標(biāo)準(zhǔn)化路徑與參數(shù)估計(jì)

相關(guān)的研究假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果見表4。從表4 可以看出，6個(gè)原假設(shè)有5個(gè)通過(guò)了驗(yàn)證。其中合作社績(jī)效對(duì)成員深化合作意愿的影響最大，其次分別為對(duì)社長(zhǎng)的信任、組織公平、組織制度和個(gè)人資本。由此看來(lái)，農(nóng)民加入合作社的最主要目的就是提高收入，合作社的績(jī)效對(duì)成員深化合作意愿有重要影響。作為合作社的發(fā)起人或組織者，合作社的社長(zhǎng)對(duì)合作社的發(fā)展有著重要的作用。在農(nóng)村“熟人文化”的環(huán)境中，成員往往對(duì)合作社的制度缺乏信心而寧愿相信社長(zhǎng)的承諾，因此對(duì)社長(zhǎng)的信任會(huì)影響其合作的態(tài)度與意愿。合作社的公平對(duì)成員的合作意愿有顯著影響。這說(shuō)明成員不僅關(guān)注所獲收益的絕對(duì)值，而且也會(huì)注意自己所獲收益的相對(duì)值，與其他成員所獲收益的對(duì)比會(huì)影響其深化合作意愿。合作社的制度對(duì)成員深化合作意愿也有顯著影響，合作社內(nèi)部的制度規(guī)定了不同成員的責(zé)、權(quán)、利關(guān)系以及其他行為規(guī)范，通過(guò)管理機(jī)制、監(jiān)督機(jī)制和激勵(lì)機(jī)制等影響成員的合作意愿。成員的個(gè)人資本對(duì)深化成員合作意愿也有顯著影響，合作意愿需要建立在自身的實(shí)力基礎(chǔ)上，個(gè)人資本越多，則在合作行為中的控制力也更強(qiáng)，進(jìn)而越有合作意愿。值得注意的是，實(shí)證結(jié)果表明其他成員的信任對(duì)深化合作意愿沒有顯著影響。其中可能的原因是目前中國(guó)農(nóng)民專業(yè)合作社內(nèi)部成員之間的聯(lián)系溝通、互幫互助開展得較少，農(nóng)戶加入合作社的獲益主要源于合作社經(jīng)營(yíng)效益，與其他成員的相互交往所獲得的非經(jīng)濟(jì)性收益，如技術(shù)經(jīng)驗(yàn)的相互傳授等很少，沒有形成合作社成員之間的相互依賴，因此，對(duì)其他成員是否信任不是影響合作社成員加深合作意愿的主要因素。

表4 模型路徑假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論及其啟示

上述研究結(jié)果表明：在農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展過(guò)程中，成員是否愿意與合作社建立持久、穩(wěn)定、深入的合作關(guān)系，主要受到組織績(jī)效、對(duì)社長(zhǎng)的信任、組織公平、組織制度和個(gè)人資本幾方面因素的影響。根據(jù)計(jì)劃行為理論，這些因素通過(guò)影響合作社成員的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制而最終影響成員與合作社的深化合作意愿：組織績(jī)效是影響成員行為態(tài)度的工具性因素，而成員對(duì)社長(zhǎng)的人際信任是影響成員行為態(tài)度的情感性因素；組織公平和組織制度通過(guò)影響成員的主觀規(guī)范影響其深化合作意愿。此外，合作社成員個(gè)人資本狀況決定了其對(duì)合作行為控制能力的感知。個(gè)人資本越強(qiáng)，其對(duì)合作行為越有信心，也越愿意開展進(jìn)一步的合作。據(jù)此，政府要想推動(dòng)農(nóng)民專業(yè)合作社持久、廣泛和深入的合作，使合作社真正成為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的重要組織形式，應(yīng)注重以下方面：首先，應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)合作社自身的盈利能力，不斷提高產(chǎn)品的質(zhì)量與服務(wù)，樹立品牌意識(shí)，形成具有市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的經(jīng)營(yíng)機(jī)制。其次，要將合作社的整體利益與成員的個(gè)人利益統(tǒng)一考慮，在合作社績(jī)效提高的同時(shí)，適當(dāng)增加成員的福利，切實(shí)提高成員的實(shí)際收入，增強(qiáng)合作社整體的凝聚力。再次，通過(guò)政策指導(dǎo)、典型示范，進(jìn)一步引導(dǎo)合作社完善制度規(guī)范，加深成員對(duì)合作社相關(guān)制度的了解和認(rèn)識(shí)，從制度上保障成員的合法權(quán)益。此外，還要在合作社內(nèi)部形成公平、團(tuán)結(jié)、民主的組織氛圍，組織多種形式的內(nèi)部交流活動(dòng)，不斷提高成員對(duì)社長(zhǎng)及其他成員的理解和信任程度。

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