核心成員政治聯(lián)系有助于提高農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效嗎？
——基于安徽省237家農(nóng)民專業(yè)合作社的實(shí)證分析

蔣 寧

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

核心成員政治聯(lián)系有助于提高農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效嗎？
——基于安徽省237家農(nóng)民專業(yè)合作社的實(shí)證分析

蔣 寧

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

基于資源依賴?yán)碚摚园不帐?37家農(nóng)民專業(yè)合作社為研究樣本，實(shí)證分析核心成員整體政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效之間的關(guān)系，并進(jìn)一步探討核心成員不同類型政治聯(lián)系對(duì)農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效的作用。研究發(fā)現(xiàn)：核心成員整體政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效之間呈倒U型關(guān)系；核心成員黨派類、委員類、榮譽(yù)類政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效并非呈倒U型關(guān)系，但核心成員黨派類、委員類、榮譽(yù)類政治聯(lián)系卻顯著正向影響農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效；核心成員政府官員類政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效之間呈倒U型關(guān)系。

農(nóng)民專業(yè)合作社；核心成員；政治聯(lián)系；績(jī)效

近年來，作為深化農(nóng)村改革發(fā)展的重要舉措，各級(jí)政府積極采取有效措施大力發(fā)展農(nóng)民專業(yè)合作社，引導(dǎo)其規(guī)范運(yùn)行、健康發(fā)展。相關(guān)統(tǒng)計(jì)顯示，截至2015年年底，我國已在工商部門登記注冊(cè)的農(nóng)民專業(yè)合作社就有153.1萬家，實(shí)際有10090萬戶農(nóng)戶已入社，大約占我國總農(nóng)戶數(shù)量的42%。[1]然而，作為一種特殊的經(jīng)濟(jì)組織形式，農(nóng)民專業(yè)合作社在發(fā)展中其“質(zhì)”的增進(jìn)和“量”的增長(zhǎng)是同時(shí)發(fā)生的嗎？顯然不是。它們?cè)诳焖侔l(fā)展的浪潮背后仍然存在整體收益能力較弱[2]、規(guī)模較小[3]、內(nèi)部管理機(jī)制不完備[4]、競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)不明顯、輻射農(nóng)戶能力不強(qiáng)等績(jī)效問題[5]。因此，探索與明確影響農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效的因素在提供改進(jìn)績(jī)效選擇路徑方面具有重要的理論意義與實(shí)踐價(jià)值。

如何提升農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效這一問題已經(jīng)受到學(xué)者們的極大關(guān)注。黃勝忠、林堅(jiān)和徐旭初認(rèn)為，治理機(jī)制能夠顯著影響農(nóng)民專業(yè)合作社的成長(zhǎng)、贏利和社員滿意度。[6]張兵、左平桂和許國玉采用Tobit 回歸驗(yàn)證了制約農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效的因素包括合作社規(guī)模、核心領(lǐng)導(dǎo)者的教育背景與年齡。[7]黃勝忠和張海洋實(shí)證檢驗(yàn)了合作社理事長(zhǎng)的勝任特質(zhì)對(duì)績(jī)效的影響，結(jié)果表明，企業(yè)家精神和通用管理能力與合作社整體績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，而特殊溝通能力顯著影響社會(huì)績(jī)效，外部社會(huì)資本對(duì)業(yè)務(wù)增長(zhǎng)有積極影響。[8]此外，還有學(xué)者指出合作社的產(chǎn)權(quán)制度、合作社類型都會(huì)影響合作社績(jī)效。[4]然而，鮮有學(xué)者將政治聯(lián)系(也稱政治資本、政治關(guān)系、政治網(wǎng)絡(luò))和農(nóng)民專業(yè)合作社的績(jī)效聯(lián)系起來，特別是核心成員政治聯(lián)系與合作社績(jī)效的關(guān)系研究更是被忽視。農(nóng)民專業(yè)合作社的核心成員大多是鄉(xiāng)村能人，包括社長(zhǎng)、理事長(zhǎng)、監(jiān)事長(zhǎng)和經(jīng)營(yíng)大戶或大股東，在合作社發(fā)展過程中扮演著至關(guān)重要的角色。[9-10]核心成員的政治聯(lián)系是一種獨(dú)特的稀缺資源[11-12]，這種資源對(duì)農(nóng)民專業(yè)合作社的績(jī)效是否具有正向的積極作用？

筆者認(rèn)為，農(nóng)民專業(yè)合作社核心成員政治聯(lián)系的資源效應(yīng)并不是一成不變的，對(duì)績(jī)效的作用不會(huì)是持續(xù)的促進(jìn)或抑制。從收益與成本角度考慮，當(dāng)由政治聯(lián)系帶來的收益大于由政治聯(lián)系產(chǎn)生的成本時(shí)，合作社可以索取剩余價(jià)值；當(dāng)核心成員的政治聯(lián)系產(chǎn)生的收益與成本超過平衡點(diǎn)時(shí)，政治聯(lián)系很可能會(huì)對(duì)合作社不利。筆者正是在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，以安徽省237家農(nóng)民專業(yè)合作社為研究樣本，探討核心成員的政治聯(lián)系與合作社績(jī)效的關(guān)系，并進(jìn)一步考察核心成員的不同類型政治聯(lián)系(即黨派類、委員類、政府官員類、榮譽(yù)類)對(duì)績(jī)效的動(dòng)態(tài)作用，以豐富和拓展農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展影響因素研究。

一、理論分析與研究假設(shè)

從關(guān)系治理視角看，經(jīng)濟(jì)行為嵌入人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中，社會(huì)關(guān)系很重要，并且社會(huì)關(guān)系是協(xié)調(diào)交易的非正式治理機(jī)制。[13-16]企業(yè)管理者不僅與商業(yè)伙伴有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系(即商業(yè)關(guān)系)，還與政府官員有互動(dòng)關(guān)系(即政治關(guān)系)。[16-18]本文的核心成員政治聯(lián)系是指依附于核心成員的“政黨和政權(quán)所提供的身份、權(quán)力、資源及由此而來的威懾力、影響力”[19]。因此，政治聯(lián)系(如黨員、干部身份)可以看作社會(huì)資本的特殊形式。[20-21]在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，不發(fā)達(dá)的制度創(chuàng)造了一個(gè)充滿不確定性和風(fēng)險(xiǎn)的經(jīng)營(yíng)環(huán)境，這降低了人與人之間的信任。[12，22]因此，通過外部關(guān)系傳遞的信息“比從其他渠道獲得的信息可能更值得依賴、更豐富、更有用”[23]。政府仍然控制部分重要的戰(zhàn)略性因素資源，有相當(dāng)大的項(xiàng)目審批權(quán)和資源配置權(quán)，所以管理者往往與政府官員保持著“不同程度的接觸”[12，24]。

農(nóng)民專業(yè)合作社在快速發(fā)展的過程中通常缺少改善經(jīng)營(yíng)績(jī)效的資源。筆者認(rèn)為，這些資源可以通過依附于核心成員的政治聯(lián)系獲得，特別是一些被政府壟斷的資源，包括政府控制的金融資源[25]、政府援助[26]、行業(yè)準(zhǔn)入許可、政府訂單等。首先，新興經(jīng)濟(jì)體的政府通過制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃和監(jiān)管政策來引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)[16]。政治聯(lián)系可以為農(nóng)民專業(yè)合作社提供一些聚合的行業(yè)信息。其次，中國政府仍然控制部分重要的稀缺資源，如銀行貸款、補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等，核心成員的政治聯(lián)系是獲得這些資源的捷徑[25，27]。再次，政治聯(lián)系提升農(nóng)民專業(yè)合作社的政治合法性或提升政府官員對(duì)企業(yè)關(guān)鍵活動(dòng)是合意的和恰當(dāng)?shù)母兄潭?。[28]Luo認(rèn)為，在政府干預(yù)頻繁和要素流動(dòng)嚴(yán)重受阻的情境下，關(guān)系提供了一種靈活的資源分配方式。[23]這些資源能讓合作社利用其他資源、發(fā)揮競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)并進(jìn)而取得較好的績(jī)效。

然而，核心成員過強(qiáng)的政治聯(lián)系也可能帶來政府的“掠奪之手”，這可能不利于農(nóng)民專業(yè)合作社的運(yùn)行。眾所周知，在政府與合作社的交往活動(dòng)中，政府因掌握資源的再分配權(quán)而處于主動(dòng)地位，合作社則處于被動(dòng)地位，這樣政府可能期望從合作社那里取得一定的回報(bào)用于自身的政治行為，并且隨著合作社政治聯(lián)系的強(qiáng)度越來越大，其維持成本也越來越大，這些不斷增加的成本都是由合作社單方面來負(fù)擔(dān)的，最終可能會(huì)將由政治聯(lián)系帶來的收益抵消殆盡。[29]Frye 和Shleifer認(rèn)為，政府官員會(huì)掠奪企業(yè)資源而對(duì)企業(yè)產(chǎn)生不利影響。[30]此外，核心成員過強(qiáng)的政治聯(lián)系可能帶來過分的政治干預(yù)，進(jìn)而在不了解合作社實(shí)際的情況下影響合作社的投資與管理決策，這些都會(huì)損害合作社利益。

綜上，筆者認(rèn)為，核心成員的政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效的關(guān)系一開始是正相關(guān)，但當(dāng)其政治聯(lián)系達(dá)到某個(gè)臨界點(diǎn)后，核心成員的政治聯(lián)系將負(fù)向影響合作社績(jī)效。筆者把政治聯(lián)系與績(jī)效的關(guān)系分為兩個(gè)層次：一是從整體上分析核心成員的政治聯(lián)系與合作社績(jī)效的關(guān)系；二是對(duì)核心成員的政治聯(lián)系進(jìn)行分類，即黨派類、委員類、政府官員類、榮譽(yù)類，分別討論它們與合作社績(jī)效的關(guān)系。筆者認(rèn)為，它們對(duì)合作社績(jī)效的動(dòng)態(tài)作用與整體政治聯(lián)系一致。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：核心成員政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效呈倒U型關(guān)系。

假設(shè)1a：核心成員黨派類政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效呈倒U型關(guān)系。

假設(shè)1b：核心成員委員類政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效呈倒U型關(guān)系。

假設(shè)1c：核心成員政府官員類政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效呈倒U型關(guān)系。

假設(shè)1d：核心成員黨派榮譽(yù)類政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效呈倒U型關(guān)系。

二、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

(一)研究對(duì)象

本文以農(nóng)民專業(yè)合作社核心成員為研究對(duì)象，參照董曉波[9]、呂晨鐘[10]、黃勝忠和伏紅勇[31]的觀點(diǎn)，將核心成員界定為社長(zhǎng)、理事長(zhǎng)、監(jiān)事長(zhǎng)和經(jīng)營(yíng)大戶或大股東。

(二)樣本選擇

考慮到我國農(nóng)民專業(yè)合作社存在數(shù)量和質(zhì)量發(fā)展不協(xié)調(diào)的現(xiàn)象，出現(xiàn)了一些“休眠社”“掛牌社”“翻牌社”，甚至“假合作社”[32]，本文采用判斷抽樣法來選擇研究樣本，即不是隨機(jī)抽取而是選擇特定的農(nóng)民專業(yè)合作社作為發(fā)放問卷單位。具體來說，本文定位調(diào)查區(qū)域?yàn)檗r(nóng)民專業(yè)合作社舉辦較早的安徽，并且以安徽省農(nóng)民專業(yè)合作社示范社為問卷調(diào)查對(duì)象。本次調(diào)查共收回問卷275份，其中有效問卷237份，有效率達(dá)86.18%。

(三)變量測(cè)度

1.自變量

本研究的自變量核心成員政治聯(lián)系的測(cè)量主要借鑒巫景飛等[33]和李靖[34]編碼參考的問項(xiàng)：“是否為中共黨員”“是否有政府部門工作經(jīng)驗(yàn)(含軍隊(duì)等)”“是否擔(dān)任過‘兩會(huì)代表’或政協(xié)委員”“是否獲得過諸如先進(jìn)個(gè)人、勞模、三八紅旗手等獎(jiǎng)項(xiàng)”。某一核心成員對(duì)于上述某一問項(xiàng)回答為“是”，則編碼值為1，否則編碼值為0，然后逐項(xiàng)相加，分值越高說明此核心成員政治聯(lián)系越強(qiáng)。當(dāng)對(duì)每位成員逐個(gè)進(jìn)行計(jì)算之后，將4個(gè)核心成員的分值再加總，最終形成該農(nóng)民專業(yè)合作社整體的核心成員政治聯(lián)系。至于黨派類、委員類、政府官員類、榮譽(yù)類政治聯(lián)系，只需將4個(gè)核心成員相應(yīng)問項(xiàng)加總即可。

2.因變量

本研究的因變量農(nóng)民專業(yè)合作社的績(jī)效測(cè)量借鑒李道和與陳江華[5]已開發(fā)的量表。此量表包括以下問項(xiàng)：“銷售收入出現(xiàn)明顯增長(zhǎng)”“盈利水平出現(xiàn)明顯提高”“合作社為社員銷售農(nóng)產(chǎn)品比例明顯增長(zhǎng)”“合作社農(nóng)產(chǎn)品占市場(chǎng)份額不斷增加”“合作社新入社農(nóng)戶增長(zhǎng)率不斷提高”“成員對(duì)合作社總體滿意度不斷上升”。問項(xiàng)用5點(diǎn)Likert量表測(cè)度，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”。KMO檢測(cè)的MSA值為0.680。通過因子分析，這六個(gè)測(cè)量問項(xiàng)隨機(jī)產(chǎn)生一個(gè)主因子，因子解釋了總方差的68.394%，且架子載荷均在0.5以上，Cronbach α值為0.675，這表明信度和效度都是較好的。

3.控制變量

為了剔除其他因素對(duì)農(nóng)民專業(yè)合作社創(chuàng)新的影響，本文控制了合作社年齡、規(guī)模、級(jí)別、區(qū)域、產(chǎn)業(yè)類型、股權(quán)集中度等變量。其中，合作社年齡是合作社注冊(cè)之年起至觀測(cè)點(diǎn)(2016年)的年限差；合作社規(guī)模采用入社農(nóng)戶數(shù)測(cè)度并進(jìn)行自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換；合作社級(jí)別是一個(gè)虛擬變量，如果合作社是國家級(jí)示范社，則編碼值為1，否則為0；合作社區(qū)域是一個(gè)啞變量，如果合作社所在地屬于皖北，則編碼值為1，否則為0；產(chǎn)業(yè)類型是一個(gè)啞變量，如果合作社屬于種植業(yè)，則編碼值為1，否則為0；股權(quán)集中度操作化為第一大股東持有的股份比。

三、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果如表1所示。由描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，本研究樣本安徽省237家農(nóng)民專業(yè)合作社的平均績(jī)效水平、政治聯(lián)系分別為3.549、3.816，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.326、0.679，說明各合作社之間這兩個(gè)變量差異較大。在相關(guān)矩陣中，從自變量與因變量的關(guān)系矩陣可以看出，本文研究模型中的核心成員政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效顯著正相關(guān)(R=0.415，p<0.01)。這初步支持了假設(shè)1。從控制變量與因變量的關(guān)系看，合作社年齡、規(guī)模、股權(quán)集中度均與績(jī)效關(guān)系統(tǒng)計(jì)不顯著，合作社級(jí)別、區(qū)域、產(chǎn)業(yè)類型均正向影響創(chuàng)新。同時(shí)，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)均在0.3以下。因此，它們之間沒有共線性問題，可以進(jìn)行回歸分析。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

注：n=237；**p<0.01，*p<0.05，+p<0.10，雙尾檢驗(yàn)。

(二)回歸分析

在本研究中，因變量為合作社的績(jī)效，自變量為核心成員的政治聯(lián)系及其平方。為了清晰地揭示各變量之間的關(guān)系，本研究使用SPSS 20.0，采用層次回歸法來實(shí)證驗(yàn)證假設(shè)。以檢驗(yàn)假設(shè)1為例。首先，進(jìn)入合作社年齡、規(guī)模、級(jí)別、區(qū)域、產(chǎn)業(yè)類型與股權(quán)集中度，檢驗(yàn)各控制變量對(duì)農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效的影響(見表2中的模型1)；其次，進(jìn)入核心成員政治聯(lián)系，檢驗(yàn)其對(duì)農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效的直接作用(見表2中的模型2)；再次，進(jìn)入核心成員政治聯(lián)系平方項(xiàng)，檢驗(yàn)核心成員的政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效的二次項(xiàng)關(guān)系(見表2中的模型3)。類似地，本文分別檢驗(yàn)1a、1b、、1c、1d，相應(yīng)地見模型1、2a、3a，1、2b、3b，1、2c、3c，1、2d、3d，這里不再贅述。

從模型1結(jié)果來看，合作社年齡、規(guī)模、股權(quán)集中度均與合作社績(jī)效關(guān)系不顯著，合作社級(jí)別、區(qū)域、產(chǎn)業(yè)類型均正向影響合作社績(jī)效。

從模型2和模型3結(jié)果可以看出，核心成員整體政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社的績(jī)效顯著正相關(guān)(R=0.389，p<0.01)，同時(shí)整體政治聯(lián)系平方與合作社績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)(R=-0.089，p<0.05)。這說明核心成員整體政治聯(lián)系與合作社績(jī)效之間的關(guān)系是倒U型，本文的假設(shè)1得到支持。

從模型2a和模型3a結(jié)果可以看出，核心成員黨派類政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社的績(jī)效顯著正相關(guān)(R=0.278，p<0.05)，但黨派類政治聯(lián)系平方與合作社績(jī)效關(guān)系不顯著。這說明核心成員黨派類政治聯(lián)系與合作社績(jī)效之間的關(guān)系不是倒U型，本文的假設(shè)1a未得到支持。

從模型2b和模型3b結(jié)果可以看出，核心成員委員類政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社的績(jī)效顯著正相關(guān)(R=0.369，p<0.05)，但委員類政治聯(lián)系平方與合作社績(jī)效關(guān)系不顯著。這說明核心成員委員類政治聯(lián)系與合作社績(jī)效之間的關(guān)系不是倒U型，本文的假設(shè)1b未得到支持。

從模型2c和模型3c結(jié)果可以看出，核心成員政府官員類政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社的績(jī)效顯著正相關(guān)(R=0.284，p<0.05)，同時(shí)政府官員類政治聯(lián)系平方與合作社績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)(R=-0.074，p<0.05)。這說明核心成員政府官員類政治聯(lián)系與合作社績(jī)效之間的關(guān)系是倒U型，本文的假設(shè)1c得到支持。

從模型2d和模型3d結(jié)果可以看出，核心成員榮譽(yù)類政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社的績(jī)效顯著正相關(guān)(R=0.278，p<0.05)，但榮譽(yù)類政治聯(lián)系平方與合作社績(jī)效關(guān)系不顯著。這說明核心成員榮譽(yù)類政治聯(lián)系與合作社績(jī)效之間的關(guān)系不是倒U型，本文的假設(shè)1d未得到支持。

此外，在回歸分析中，各變量的方差膨脹因子值均小于2，表明各變量間沒有共線性問題。

表2 回歸分析結(jié)果

注：n=237；**p<0.01，*p<0.05 ，雙尾檢驗(yàn)。

四、結(jié)論與討論

基于資源依賴?yán)碚?，本文以安徽?37家農(nóng)民專業(yè)合作社為研究樣本，實(shí)證分析了核心成員整體政治聯(lián)系與合作社績(jī)效的關(guān)系，并進(jìn)一步探討了核心成員不同類型政治聯(lián)系對(duì)合作社績(jī)效的作用。研究發(fā)現(xiàn)：核心成員整體政治聯(lián)系與合作社績(jī)效呈倒U型關(guān)系；核心成員黨派類、委員類、榮譽(yù)類政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效并非呈倒U型關(guān)系，但核心成員黨派類、委員類、榮譽(yù)類政治聯(lián)系卻顯著正向影響農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效；核心成員政府官員類政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效之間呈倒U型關(guān)系。

由此筆者得到如下啟示：第一，對(duì)于農(nóng)民專業(yè)合作社來說，核心成員適度的政治聯(lián)系是一種能夠提升合作社績(jī)效的獨(dú)特資源。政治聯(lián)系能夠幫助合作社獲得關(guān)鍵的支持性資源，特別是一些被政府壟斷的資源。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，市場(chǎng)機(jī)制(即資源分配主要依靠市場(chǎng)主導(dǎo))和再分配機(jī)制(即資源分配主要依靠政府主導(dǎo))共存，應(yīng)該積極鼓勵(lì)與支持農(nóng)民專業(yè)合作社核心成員尋求各類政治聯(lián)系，特別是黨派類、委員類、榮譽(yù)類政治聯(lián)系，整合與運(yùn)用資源，更好地致力于長(zhǎng)久與健康發(fā)展。第二，核心成員的政治聯(lián)系對(duì)農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效的影響并不是簡(jiǎn)單地促進(jìn)或抑制，而是表現(xiàn)出先促進(jìn)后抑制的動(dòng)態(tài)作用。這就要求農(nóng)民專業(yè)合作社與政府的關(guān)系不能過于密切，應(yīng)該保持適度的交往，絕不能一味地依賴核心成員的政治聯(lián)系(特別是政府官員類政治聯(lián)系)來提升合作社的績(jī)效。

本文雖然實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)民專業(yè)合作社的核心成員政治聯(lián)系與合作社績(jī)效的關(guān)系，但還存在一些不足的地方，需要在未來研究中得到進(jìn)一步完善。本文的研究樣本以安徽省省級(jí)示范合作社為主，且僅僅使用橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，沒有進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的收集與分析，實(shí)證檢驗(yàn)的研究結(jié)論的普適性和因果關(guān)系還需更深層次的檢驗(yàn)。此外，本文僅僅探討了核心成員政治聯(lián)系與農(nóng)民專業(yè)合作社績(jī)效的非線性關(guān)系，并沒有考察存在于二者之間的中介變量或調(diào)節(jié)變量。針對(duì)這些不足，未來學(xué)者可以選取中國情境下一般的農(nóng)民專業(yè)合作社作為研究對(duì)象，收集它們不同觀測(cè)點(diǎn)數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性和探索更多的中介變量或調(diào)節(jié)變量。

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DothePoliticalConnectionsofCoreMembersHelpImprovethePerformanceoftheFarmers′ProfessionalCooperative? ——Based on Empirical Analysis of 237 Farmers′ Professional Cooperatives in Anhui Province

JIANG Ning
(CollegeofBusinessAdministration,AnhuiUniversityofFinanceandEconomics,Bengbu233030,China)

Based on the resource dependence theory, with 237 farmers′ professional cooperatives in Anhui province taken as the research sample, the paper studies empirically the relationship between the political connections of core members and performance of the farmers′ professional cooperative, and further explores the influence of the different political connections of core members on the performance of farmers′ professional cooperative. The result shows that there exists an inverted U-shape relationship between the total political connections of the core members and performance of farmers′ professional cooperative; the political connection of parties, committee members and honor of the core members does not show the inverted U-shaped relationship with the performance, but have significant positive impacts on performance; the political connection between government officials and the performance appears as an inverted U-shaped relationship.

farmers′ professional cooperative; core members; political connections; performance

2017-03-19

安徽省高校人文社科重點(diǎn)研究基地項(xiàng)目(SK2015A089)

蔣 寧(1966- )，女，江蘇宜興人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院副教授，博士，研究方向?yàn)槠髽I(yè)管理。

F31.42

A

1674-3318(2017)04-0005-06