試論農(nóng)民專業(yè)合作社的效率及其影響因素

□馬春麗

（洮南市大通鄉(xiāng)農(nóng)村經(jīng)濟管理站 吉林 白城 137116）

《中華人民共和國農(nóng)民專業(yè)合作社法》頒布，使農(nóng)民專業(yè)合作社獲得了新的法律身份。《中共中央關(guān)于推進農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問題的決定》頒布，進一步點明了農(nóng)民參與市場競爭的作用，為農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展提供了法律保障。我國農(nóng)民專業(yè)合作社如雨后春筍般迅速發(fā)展，但是由于諸多因素的影響，農(nóng)民專業(yè)合作社暴露出諸多問題，其效率總體處于較低水平。基于此，探究農(nóng)民專業(yè)合作社的效率及其影響因素具有非常重要的意義。

1 農(nóng)民專業(yè)合作社的效率測度

1.1 測度對象

測度對象為農(nóng)民專業(yè)合作社，涵蓋了果樹種植、畜業(yè)等種植養(yǎng)殖類型，以及機械作業(yè)、加工等多種類型[1]。其中，種植類型以果蔬種植、畜業(yè)為主，占比分別為62.30%、18.63%，機械作業(yè)、加工類型的合作社占比較小，分別為8.90%、10.17%。

1.2 測度過程

測度時選擇DEA 與SFA 相結(jié)合的三階段DEA方法，剔除隨機誤差、外部環(huán)境干擾，獲得一致的投入—產(chǎn)出變量。將技術(shù)效率劃分為純技術(shù)效率、規(guī)模效率兩個部分，以投入為導(dǎo)向，構(gòu)建對偶形式的BCC模型如下。

式中，g=1，2，3，…，m；x0為決策單元投入指標；y0為決策單元產(chǎn)出指標；λg為決策單元組合系數(shù)，λg≥0；ζ為非阿基米德無窮小量，均10-6；θ為效率評價指數(shù)，0≤θ≤1；eT、s-、s+分別為單位行向量、松弛變量、松弛變量，s-≥0，s+≥0。在θ＜1 且s-、s+不全為0 時，決策單元無效率；在s-、s+有一個不為0 且θ=1 時，決策單元為弱效率；在θ=1 且s-、s+均為0（現(xiàn)有產(chǎn)出不變，投入量不再增加或減少）時，決策單元有效率。

利用SFA 回歸方程，將外部環(huán)境、隨機誤差影響剔除，規(guī)避效率估計偏差[2]。SFA 回歸方程如下。

式中，j=1，2，3，…，m；sgj為第g個決策單元的第j項投入變量松弛值；Zg為干擾農(nóng)民專業(yè)合作社效率的外部環(huán)境影響因素，比如社會總產(chǎn)值中農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占比、財政支農(nóng)支出、農(nóng)村居民人均受教育年限、農(nóng)村居民人均純收入等；βj為Zg的系數(shù)；Vgj+μgj為隨機誤差和管理無效率項，為混合誤差項。

利用調(diào)整后投入變量代替原始數(shù)據(jù)進行DEA 分析，測度各決策單元效率，獲得相對真實的效率值[3]。投入變量為農(nóng)民專業(yè)合作社社員數(shù)量、固定資產(chǎn)總額、管理費用。產(chǎn)出變量為交易產(chǎn)出、經(jīng)濟產(chǎn)出、社會產(chǎn)出。交易產(chǎn)出利用投入品統(tǒng)一采購額、標準化生產(chǎn)產(chǎn)品銷售額、農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)一銷售額描述。經(jīng)濟產(chǎn)出采用凈利潤、經(jīng)營收入描述。社會產(chǎn)出采用社員人均年收入、帶動農(nóng)戶數(shù)描述。

2 農(nóng)民專業(yè)合作社的效率影響因素

2.1 研究假設(shè)

農(nóng)民專業(yè)合作社的效率與諸多因素存在關(guān)系，根據(jù)已有研究經(jīng)驗，可以設(shè)定以下研究假設(shè)：①規(guī)模影響農(nóng)民專業(yè)合作社的效率，②區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平影響專業(yè)合作社的效率，③人力資源影響專業(yè)合作社的效率，④財務(wù)杠桿影響專業(yè)合作社的效率。

2.2 假設(shè)驗證

基于假設(shè)①、②、③、④，利用區(qū)域所在地當年社員人均純收入、合作社資產(chǎn)總額、資產(chǎn)總額與所有者權(quán)益比率、人力資源配備分別表示合作社所在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、合作社規(guī)模、財務(wù)杠桿、人力資源。同時，利用合作社成員人均培訓(xùn)次數(shù)表示合作社成員人力資本狀況。在這個基礎(chǔ)上，引入單側(cè)截斷Bootstrap 方法，建立農(nóng)民專業(yè)合作社的效率影響因素假設(shè)驗證模型如下。

式中，g=1，2，3，…，n；TE^g為第g家農(nóng)民專業(yè)合作社的效率值；ln（RJR）、ln（ZC）、GG、RL 分別為農(nóng)民專業(yè)合作社所在地當年農(nóng)民人均純收入對數(shù)、合作社資產(chǎn)總額對數(shù)、合作社資產(chǎn)組總額與所有者權(quán)益比率、人力資源配備；?1～?4為被估計系數(shù)；a、?g為常數(shù)項、統(tǒng)計噪聲。通過單側(cè)截斷Bootstrap 回歸，可得結(jié)果如表1 所示。

如表1 所示，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平正向顯著影響技術(shù)效率系數(shù)及規(guī)模效率系數(shù)，負向顯著影響純技術(shù)效率。這主要是由于合作社的創(chuàng)建發(fā)展于區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境存在嵌入整合關(guān)系，外部經(jīng)濟發(fā)展食品越高，市場需求層次也高，需求量越大，為合作社規(guī)模擴張、技術(shù)提升營造了良好的環(huán)境[4]，但區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的提升會直接增加設(shè)備升級改造、人員培訓(xùn)成本，對純技術(shù)效率的增長造成負面影響。

表1 回歸結(jié)果

合作社規(guī)模并不會顯著影響技術(shù)效率系數(shù)，但其會負向顯著影響技術(shù)效率系數(shù)，正向顯著影響規(guī)模效率系數(shù)。這主要是由于農(nóng)民專業(yè)合作社規(guī)模的縮小，可以集中資金開展設(shè)備更新、人員培訓(xùn)，驅(qū)動純技術(shù)效率向更高水平發(fā)展。合作社規(guī)模擴大會在規(guī)模經(jīng)濟的作用下，促使規(guī)模效率提升[5]。同時，因規(guī)模對規(guī)模效率、純技術(shù)效率的相悖作用，導(dǎo)致其對規(guī)模效率的影響限制在較低的水平。由此可知，規(guī)模僅為農(nóng)民專業(yè)合作社提升效率的必備要素，而非充分要素，受經(jīng)營管理人才管理水平的干擾較大。

合作社財務(wù)杠桿對技術(shù)效率、規(guī)模效率影響不明顯，但負向顯著影響純技術(shù)效率。這主要是由于負債的增加會阻礙農(nóng)村合作社純技術(shù)效率的提高。即便給予足夠的正規(guī)信貸支持，也需要額外支付一定比例的交易成本，影響合作社純技術(shù)效率向更高水平發(fā)展。

人力資源對技術(shù)效率、規(guī)模效率影響不顯著，但會顯著正向影響純技術(shù)效率。當前合作社發(fā)展決策多源于局部或極個別核心成員，人力資源配比提升會在一定程度上增加成員之間協(xié)調(diào)成本，降低合作社純技術(shù)效率[6]，但是通過強化開展人力資源培訓(xùn)，可以同步提升合作社成員經(jīng)營管理才能、技術(shù)水平，為合作社純技術(shù)效率提升提供充足支持。

3 結(jié)論

農(nóng)民專業(yè)合作社的效率包括社會效率、經(jīng)濟效率、交易效率3 個維度。在DEA 與SFA 相結(jié)合的三階段DEA 方法應(yīng)用的背景下，可得出農(nóng)民專業(yè)合作社的社會效率、經(jīng)濟效率、交易效率均處于較低的水平，與純技術(shù)效率和規(guī)模效率低下不無關(guān)系。純技術(shù)效率與規(guī)模效率受人力資源、合作社財務(wù)杠桿、合作社規(guī)模、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的顯著影響。因此，農(nóng)民專業(yè)合作社應(yīng)注重結(jié)合實際發(fā)展情況，積極適應(yīng)財務(wù)杠桿政策，加強人員培訓(xùn)，規(guī)范內(nèi)部管理體系，提高純技術(shù)效率與規(guī)模效率，保證整體效率的平穩(wěn)提升。