入社動因、合作社治理與合作社績效關(guān)系

陳漢輝

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

一、引 言

合作社組織形式在組織光譜上處于公司與非盈利組織形式的中端，能夠減少市場失靈與扭曲[1]，幫助農(nóng)戶進行自我服務(wù)和共同運營，實現(xiàn)個人所無法完成的集體任務(wù)，能夠有效地降低交易成本[2]，在對抗市場力量的同時提供獨特性產(chǎn)品與服務(wù)，增加農(nóng)戶收益。但是鑒于社員自身特點及治理缺失，農(nóng)民專業(yè)合作社往往被控于少數(shù)核心成員，普通社員較少參與管理，產(chǎn)生嚴重的利益侵占與沖突。2014年4月8日央視報道了河北偉光種植專業(yè)合作社非法集資三億元的新聞，更是暴露目前國內(nèi)合作社治理混亂的現(xiàn)狀。

以往學(xué)者從影響農(nóng)戶加入合作社意愿的因素、合作社治理及其與合作社績效關(guān)系等方面做了深入探討，但從農(nóng)戶入社動因（預(yù)期）視角進行分析尚屬研究缺口。本文針對國內(nèi)農(nóng)民專業(yè)合作社自身不完全契約的特點，構(gòu)建“入社動因—合作社治理—合作社績效”關(guān)系模型，前拓研究視角。首先，探討合作社成員入社動機與利益訴求對合作社治理以及合作社績效的影響；其次，分析合作社治理對合作社績效的影響；再次，檢驗合作社治理變量在合作社成員入社動因與合作社績效關(guān)系中的中介作用；最后，借助實證分析結(jié)論為農(nóng)民專業(yè)合作社的構(gòu)建和健康成長提供可行性對策建議，為混亂的治理現(xiàn)狀提供新的解決視角——注重參與主體入社動因，強化收益預(yù)期激勵。

二、相關(guān)研究

作為成員控制型組織，合作社具有更大的潛力進行有效利用信息[3]，是介于官僚行政組織與市場之間的混合治理模式，將所有者、控制者、生產(chǎn)者和顧客四個角色集為一體，依靠民主管理進行交易，但是目前我國農(nóng)民專業(yè)合作社的治理結(jié)構(gòu)存在較多問題：合作社內(nèi)部機構(gòu)不完整，權(quán)責(zé)不清晰[4]；決策權(quán)集中于少數(shù)理事手中，監(jiān)事會形同虛設(shè)，很少召開成員代表大會等[5]。

1.農(nóng)戶入社動因與合作社治理

Rhodes[6]認為，經(jīng)濟收益是影響農(nóng)戶入社的關(guān)鍵因素。在多數(shù)小農(nóng)戶看來，合作社的主要功能應(yīng)該是解決產(chǎn)品的銷路并提供良好的服務(wù)[7]。在吸引農(nóng)戶入社的動機因素中，“保護價收購產(chǎn)品和提供技術(shù)服務(wù)”影響力最大，“以優(yōu)惠價格提供農(nóng)資產(chǎn)品”影響次之，農(nóng)戶對“合作社投票權(quán)制度”并未表現(xiàn)出較大興趣[8]。

與此同時，合作社的不充分產(chǎn)權(quán)會致使成員免費搭車現(xiàn)象頻發(fā)[9]，只有當產(chǎn)權(quán)明晰并不被小團體控制時，成員才會積極主動與合作社投資交易[10]。王軍[11]從產(chǎn)權(quán)安排、理事會構(gòu)成、成員投票等因素對合作社治理的影響和作用進行了論述。趙謙[12]通過對重慶市農(nóng)民專業(yè)合作社的調(diào)查研究顯示，影響農(nóng)戶入社和參與治理的關(guān)鍵因素有三個：農(nóng)戶的參與能力、參與積極性和參與空間。孫亞范[13]利用江蘇省合作社成員的調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果表明絕大多數(shù)農(nóng)戶成員缺乏主動參與管理的強烈愿望，農(nóng)戶對合作社收益的滿意度、經(jīng)營管理人員的信任度、自身所處組織角色等因素顯著影響農(nóng)戶參與合作社的意愿。通過梳理前期文獻可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于農(nóng)戶入社動因與合作社治理的關(guān)系并無直接研究，作為合作社直接交易者和剩余索取權(quán)擁有者的農(nóng)戶，他們的入社動因更傾向于直接經(jīng)濟利益，但受限于多方因素影響，而缺乏治理參與積極性。

2.合作社治理與績效

關(guān)于合作社治理對績效的影響，Harold Demsetz[14]和 Hansmann[15]觀點相左，Demsetz認為合作社管理者由于不擁有剩余索取權(quán)，無法將改善的經(jīng)營管理收益轉(zhuǎn)化為個人資產(chǎn)，從而投機取巧行為更容易發(fā)生，進而提高組織運營成本。Hansmann則從合作社性質(zhì)出發(fā)，認為合作社作為成員基于共同目標自發(fā)形成的互助組織，成員利益具有高度一致性，為農(nóng)戶有效監(jiān)督合作社運營提供了動力和機會，從而可以降低所有權(quán)成本和決策成本。合作社組織的形式相比于其他組織形式，更貼合當?shù)剞r(nóng)戶[16]，恰當?shù)闹卫碇贫劝才艑献魃缈冃Мa(chǎn)生正向影響[17]。

國內(nèi)學(xué)者黃勝忠等[18]通過對168家農(nóng)民專業(yè)合作社的調(diào)查，實證分析了合作社治理機制與績效間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者緊密相關(guān)，治理良好的合作社，其成長能力和盈利能力較強。徐旭初等[19]對浙江省526家農(nóng)民專業(yè)合作社的調(diào)查分析結(jié)論亦證實合作社治理與績效之間存在緊密正相關(guān)，其中理事會的結(jié)構(gòu)和股權(quán)構(gòu)成對合作社績效的影響較大。文雷[20]通過對153家農(nóng)民專業(yè)合作社問卷數(shù)據(jù)信息進行多元回歸分析，結(jié)論表明良好的合作社治理機制對合作社績效產(chǎn)生重要作用，其中嚴格的退出機制、內(nèi)部監(jiān)督機制對合作社績效有顯著正向影響。許曉春、孟楓平[21]對安徽省286個農(nóng)民專業(yè)合作社的調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)論表明合作社制度建設(shè)越完備、重視社員大會的民主治理機制有利于合作社的未來發(fā)展，只有通過教育培訓(xùn)提升農(nóng)戶的民主管理意識和能力，才能有效促進合作社的民主管理機制的落實。邵科等[22]研究卻發(fā)現(xiàn)，成員資本和業(yè)務(wù)參與下的均衡股權(quán)和惠顧結(jié)構(gòu)對合作社績效的正面影響并不顯著，只有成員廣泛管理參與下的治理結(jié)構(gòu)才有可能會對合作社的績效產(chǎn)生一些正面作用。

三、理論模型及假設(shè)

合作社組織一直被視為親市場的，可以幫助農(nóng)戶獲得市場準入與對抗市場力量，實現(xiàn)個人所無法實現(xiàn)的目標。農(nóng)戶加入相關(guān)合作社存在利益導(dǎo)向的動機，或許是為了獲得低價的物資與服務(wù)（即直接增加農(nóng)戶效用的因素），又或許是為了抑制相關(guān)產(chǎn)品物價的波動，他們都是在追求個體利益最大化。

1.農(nóng)戶入社動因與合作社治理

農(nóng)民專業(yè)合作社是異質(zhì)化成員為共同利益而形成的一種契約組織，參與主體無論是在資源投入還是角色定位等方面均存在明顯差異，有如普通成員對合作社集體事務(wù)的參與興趣和參與能力是不足的[23]，他們希望以較小的成本付出以共享其稀缺要素而獲得良好的市場環(huán)境、合理的價格與優(yōu)惠的技術(shù)輔導(dǎo)。成員對關(guān)鍵性稀缺資源的預(yù)期收益的共同重視決定了合作社的治理機制[24]，治理契約的有效執(zhí)行會受到參與農(nóng)戶預(yù)期（加入合作社動因）的影響[25]。計劃行為理論與動機理論亦認為，動機（意向）是影響人們行為最主要的因素，合作社給農(nóng)戶帶來的預(yù)期收益越大，農(nóng)戶愈有積極性參與合作社運營。

為此提出第一個理論假設(shè)：

H1——農(nóng)戶入社動因會對合作社治理產(chǎn)生顯著正向影響。

結(jié)合農(nóng)戶入社動因中兩個方面因素，增加兩個假設(shè)條件為：

H1a——直接效用動因會對合作社治理產(chǎn)生顯著正向影響。

H1b——物價抑制動因會對合作社治理產(chǎn)生顯著正向影響。

2.合作社治理與合作社績效

合作社治理是決定和影響合作社績效的關(guān)鍵因素（作用比例為21.826%），其中是否成立三會、是否執(zhí)行了法定財務(wù)管理制度、是否公開了財務(wù)及經(jīng)營情況以及社員大會召開的次數(shù)對績效有顯著正向影響[19][22][26]。合作社績效是內(nèi)外部因素及相關(guān)制度有機結(jié)合作用的結(jié)果[27]，但主要依賴于內(nèi)部制度安排，沒有完善的內(nèi)部制度和監(jiān)督制衡，合作社則徒有虛表，完善治理結(jié)構(gòu)有助于提升合作社績效[28]。

為此提出第二個理論假設(shè)：

H2——合作社治理對合作社績效產(chǎn)生顯著正向影響。

3.農(nóng)戶入社動因與合作社績效

農(nóng)民專業(yè)合作社的成立往往是由少數(shù)核心社員發(fā)起與帶動，屬于多人共有、所有者與惠顧者角色統(tǒng)一的共同體，一方面深受鄉(xiāng)土社會文化與社會關(guān)系如宗族、鄰里等關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的影響，但另一方面作為利益集合體，合作社如若不能夠給成員帶來足夠的利益滿足，這種原有的關(guān)系信任就會被破壞，進而影響合作社的績效增加與健康成長[29]。增強農(nóng)戶入社動因及收益預(yù)期，有助于增強信任關(guān)系強度，減少核心社員與外圍社員之間的協(xié)調(diào)成本，提升合作社決策與執(zhí)行效率，對合作社績效產(chǎn)生正向指數(shù)式效應(yīng)[30]。郭泉[31]對山東省萊蕪市農(nóng)業(yè)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)示范區(qū)菜農(nóng)專業(yè)合作社經(jīng)濟組織社員進行問卷調(diào)查，數(shù)據(jù)結(jié)論表明合作社為農(nóng)戶提供的各種服務(wù)（動因）對合作社績效呈正向顯著影響（相關(guān)系數(shù)r=0.157，sig=0.02）。

為此提出第三個理論假設(shè)：

H3——農(nóng)戶入社動因會對合作社績效產(chǎn)生顯著正向影響。

H3a——直接效用動因會對合作社績效產(chǎn)生顯著正向影響。

H3b——物價抑制動因會對合作社績效產(chǎn)生顯著正向影響。

歸納前面三種關(guān)系假設(shè)，農(nóng)戶的入社動機因素、合作社治理、合作社績效三者間可能存在如下關(guān)系模型（圖1）。

圖1 理論假設(shè)模型

在圖1中，三者間存在著相互影響關(guān)系，那么合作社治理是否會在農(nóng)戶入社動因與合作社績效之間產(chǎn)生一定的中介作用，亦即農(nóng)戶入社動因越強烈，越有可能積極參與合作社成員代表大會和監(jiān)事會，督促合作社良好運轉(zhuǎn)，進而提高組織績效呢？

為此提出第四個假設(shè)：

H4——合作社治理在農(nóng)戶入社動因與合作社績效關(guān)系中起中介作用。

四、研究設(shè)計

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

采取問卷調(diào)查研究的方法，以安徽地區(qū)相關(guān)合作社農(nóng)戶為問卷發(fā)放對象搜集樣本數(shù)據(jù)。通過文獻梳理，設(shè)計相關(guān)調(diào)研問卷，并在小規(guī)模試調(diào)的基礎(chǔ)上進行修正。主要發(fā)放途徑：團隊成員在假期內(nèi)走訪淮北、淮南、宿州、阜陽、蚌埠、六安、銅陵、黃山等八個市區(qū)的相關(guān)農(nóng)業(yè)合作社的農(nóng)戶家庭進行問卷填寫，共計發(fā)放400份問卷，回收370份問卷，有效問卷289份，占回收問卷的78.11%。具體問卷主要特征構(gòu)成如表1所示。

表1 樣本特征描述

2.變量定義與說明

（1）農(nóng)戶入社動因變量?；趯W(xué)者們前期相關(guān)研究文獻的梳理，農(nóng)戶加入合作社的動因可以分為兩個類別：第一，直接的經(jīng)濟利益獲取，有如保護價收購、低成本農(nóng)資、優(yōu)惠的技術(shù)服務(wù)等；第二，物價抑制作用，有如生產(chǎn)資料價格波動抑制、農(nóng)產(chǎn)品價格波動抑制等。采取5點利克特量表法，設(shè)計6道題項（克倫巴赫系數(shù)為0.742）以描述農(nóng)戶加入合作社的動機因素，借助SPSS軟件分析功能，此部分問卷KMO值為0.741，sig為0，表明非常顯著，適合進行探索性因子分析，共提取兩個公因子：直接效用因子（DU，Direct Utility），包含4道題項，解釋為農(nóng)戶加入合作社的直接利益索取動因；抑制效用因子（RU，Restraining Utility），包含2道題項，解釋為農(nóng)戶加入合作社的物價抑制方面的訴求動因。對兩個公因子的取值，采取兩個方法進行計算與驗證：因子生成值和因子所含題項簡單平均值，計算結(jié)果表明兩種方法并無差異，為統(tǒng)一起見，文中涉及變量因子取值均為題項簡單平均值。

（2）合作社治理變量。關(guān)于合作社治理現(xiàn)狀的描述，分別為“在您參加的合作社組織中，是否成立董事會和監(jiān)事會等機構(gòu)”、“在您參加的合作社組織中，是否有經(jīng)社員共同制定的合作社章程？”、“在您參加的合作社組織中，過去一年召開過社員（代表）大會的次數(shù)”等3道題項（克倫巴赫系數(shù)為0.557），被調(diào)查者根據(jù)自己所在合作社的了解做出選擇。通過探索性因子分析提取一個公因子（KMO值為0.623，sig為0），界定為合作社治理因子（GOV，Governance），在 3道題項上的載荷分別為0.797、0.685、0.762，均在0.55以上。

（3）合作社績效變量。合作社績效的調(diào)查依然采取利克特5點量表法進行設(shè)計題項，要求被調(diào)查者根據(jù)實際情況做出選擇，共包含4個題項（克倫巴赫系數(shù)為0.731）：“在您所參加的合作社組織中，針對其過去一年的經(jīng)營績效，您認為如何？”、“在您所參加的合作社組織中，您認為該合作社的發(fā)展前景如何？”、“在您所參加的合作社組織中，您對加入該合作社是否感覺到滿意？”、“在您所參加的合作社組織中，合作社內(nèi)成員關(guān)系以及財產(chǎn)制度分配，您認為清晰嗎？”。通過探索性因子分析（KMO值為0.684，sig為0），提取一個公因子——合作社績效因子（PER，Performance），并在 4道題項上的載荷分別為0.788、0.822、0.803、0.566，均超過0.55以上。

（4）控制變量。借鑒文獻所及學(xué)者的相關(guān)研究，將被調(diào)查者的性別（Sexi，i=0、1，分別為男 和女）、文化程度（Edui，i=1、2、3、4，分別代表小學(xué)及以下、初中及中專、高中及大專、大學(xué)本科及以上）、年齡（Agei，i=1、2、3、4，分別代表29歲及以下、30～40歲、41～50歲、51歲及以上）、種植或飼養(yǎng)歷史（Hisi，i=1、2、3、4，分別代表1～3年、4～6年、7～9 年、10 年及以上）、加入合作社類型（Typei，i=1、2、3、4、5，分別代表種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)、加工運輸業(yè)、服務(wù)業(yè)、其他）等5個變量作為控制變量。

五、實證結(jié)果與分析

1.相關(guān)分析

將農(nóng)戶入社動因的兩個變量、合作社治理變量、合作社績效變量同時置入SPSS軟件中相關(guān)分析功能，計算結(jié)果如表2所示。依據(jù)表2可以看出：入社動因中直接效用因子（DU）與合作社治理變量（GOV）呈顯著正相關(guān)（r=0.271，sig=0.017）；直接效用因子（DU）與合作社績效變量（PER）呈顯著正相關(guān)（r=0.354，sig=0.002）；合作社治理變量（GOV）與合作社績效變量（PER）呈顯著正相關(guān)（r=0.281，sig=0.013）；入社動因中抑制效用因子（RU）與合作社治理變量、合作社績效變量均不呈現(xiàn)顯著相關(guān)性，假設(shè)H1b、H3b未通過驗證。

2.回歸分析

相關(guān)分析給出了變量之間可能的關(guān)聯(lián)性，但并無法明確兩者之間的影響途徑。為此納入控制變量后，采取回歸分析，以判別入社動因?qū)献魃缰卫砼c合作社績效、合作社治理對合作社績效的作用方向及大小。

（1）以合作社治理（GOV）為因變量，農(nóng)戶入社動因中直接效用因子（DU）為自變量，為降低變量間共線性的影響，采取Stepwise方式將自變量與控制變量置入線性回歸分析，最終結(jié)果如表3中模型1所示。

根據(jù)模型1的標準化回歸系數(shù)，可以建立標準化回歸方程：

結(jié)合模型1中顯著性系數(shù)可以看出，農(nóng)戶入社動因中直接效用因子對合作社治理起顯著正向影響作用（r=0.265，sig=0.027），假設(shè)H1a通過驗證。

（2）以合作社績效（PER）為因變量，農(nóng)戶入社動因中直接效用因子（DU）為自變量，置入控制變量，以Stepwise方式進行線性回歸，最終結(jié)果如表3模型2所示，得到最終標準化回歸方程為：

結(jié)果表明，農(nóng)戶入社動因中直接效用因子對合作社績效呈顯著正向促進作用（r=0.317，sig=0.006），假設(shè)H3a通過驗證。

（3）以合作社績效（PER）為因變量，合作社治理（GOV）為自變量，置入控制變量，以Stepwise方式進行線性回歸，最終結(jié)果如表3模型3所示，得到最終標準化回歸方程：

數(shù)據(jù)結(jié)果表明，合作社治理（GOV）對合作社績效（PER）起顯著正向影響作用（r=0.245，sig=0.034），假設(shè)H2通過驗證。

表2 入社動因、合作社治理與合作社績效相關(guān)分析

表3 回歸分析最終模型匯總

3.合作社治理中介效應(yīng)檢驗

首先對農(nóng)戶入社動因之直接效用因子（DU）、合作社治理（GOV）、合作社績效（PER）三個變量進行中心化處理，再次對中心化后變量進行相關(guān)性分析，結(jié)果和表2一樣，最后采取依次檢驗法進行中介效應(yīng)檢驗。

第一步，檢驗方程PER= aDU+e1，通過SPSS回歸分析功能得到相關(guān)數(shù)據(jù)，具體見表4方程一，結(jié)果顯示標準化回歸系數(shù)a為 0.354，sig=0.002，遠遠小于0.05，非常顯著，可以進行第二步方程檢驗。

第二步，檢驗方程GOV= bDU+e2，回歸系數(shù)如表4方程二所示，標準化回歸系數(shù)b為0.271，sig=0.017，小于0.05，非常顯著，進行第三步方程檢驗。

第三步，檢驗方程PER= aDU+bGOV+e3，回歸系數(shù)如表4方程三所示，a為0.299，sig=0.009，但是 b為 0.199，sig=0.077，大于 0.05，表明不顯著，說明拒絕中介效應(yīng)假設(shè)，假設(shè)H4未通過驗證。

表4 GOV在DU與PER間中介作用檢驗回歸結(jié)果匯總

4.實證結(jié)果

在過往期刊文獻中關(guān)于合作社治理與績效的相關(guān)研究較多，盡管結(jié)論有所爭議，但兩者之間的確存在著顯著關(guān)聯(lián)。作為合作社的交易客戶與擁有者的農(nóng)戶，加入合作社的動因有多種，大致可以分為兩類：直接效用滿足與物價抑制作用。文章借助問卷調(diào)查方法，基于農(nóng)戶視角出發(fā)，對農(nóng)戶入社動因、合作社治理與績效三者關(guān)系進行了實證分析，結(jié)論表明：（1）農(nóng)戶入社動因中直接效用因子對合作社治理起顯著正向影響作用（r=0.265，sig=0.027，假設(shè) H1a通過驗證），表明農(nóng)戶加入合作社為獲得經(jīng)濟利益滿足的動機越強，農(nóng)戶越有可能監(jiān)督合作社的構(gòu)建與規(guī)范化，參與合作社投票等治理行為，以尋求自身利益的話語權(quán)；（2）農(nóng)戶入社動因中直接效用因子對合作社績效起顯著正向影響作用（r=0.317，sig=0.006，假設(shè)H3a通過驗證），受經(jīng)濟利益動因的驅(qū)使，農(nóng)戶會從自身出發(fā)，積極督促各成員與合作社的公平交易，降低成員間彼此利益糾紛，推進合作社高效運轉(zhuǎn)，實現(xiàn)績效的增加；（3）合作社治理對合作社績效呈顯著正向促進影響（r=0.245，sig=0.034，假設(shè)H2通過驗證），這與前期學(xué)者的研究結(jié)果相似，良好的合作社治理機制有助于合作社績效的提升。與此同時，未通過顯著性檢驗的假設(shè)中：（1）農(nóng)戶入社動因之物價抑制作用因子與合作社治理和合作社績效關(guān)系并不顯著相關(guān)（假設(shè) H1b，H3b未通過驗證），其中可能的原因是農(nóng)戶加入合作社的主要目的還是為了獲得直接利益滿足，而對于物價抑制作用的動因?qū)儆诖我?，這也與廣大農(nóng)戶的性質(zhì)有關(guān)聯(lián)，具有長遠發(fā)展意識的農(nóng)戶仍屬少數(shù)。（2）合作社治理在農(nóng)戶入社動因與合作社績效關(guān)系中并不充當中介變量作用（假設(shè)H4未通過驗證）。實證研究表明，農(nóng)戶入社直接效用動因、合作社治理都分別會對合作社績效產(chǎn)生顯著正向促進作用，但事實上合作社績效還會受到其他管理方面、外部宏觀環(huán)境因素、政策的影響。農(nóng)戶入社直接效用動因盡管同時會對合作社治理與績效產(chǎn)生積極作用，但是對績效的影響并不是通過合作社的治理產(chǎn)生作用的。這其中的原因可能是作為組織層面的合作社治理機制受到不止農(nóng)戶入社動因這個因素的影響，在作用于組織績效的過程中，亦無法充當兩個變量的過程中介。

六、結(jié)論與不足

在推進廣大農(nóng)業(yè)合作社構(gòu)建過程中，首先從農(nóng)戶的入社動因出發(fā)，加強對農(nóng)戶的利益引導(dǎo)，減少空話、大話等大局形勢上的規(guī)勸；其次將直接經(jīng)濟利益顯性化和書面化，擺到明處，正向激勵農(nóng)戶參與合作社管理，不要將其作為隱性的共識而產(chǎn)生低微作用；最后，在地區(qū)范圍內(nèi)構(gòu)建第三方監(jiān)督平臺，引入媒體、獨立機構(gòu)的介入，使得社員可以透過正式的言路抒發(fā)自己的意見，減少合作社被少數(shù)大戶把控的風(fēng)險。文章在研究過程中也存在著一些不足之處：首先，問卷調(diào)查方式所獲得的信息資料是相對有限的，在闡釋合作社治理在農(nóng)戶入社動因與合作社績效間的中介作用時存在數(shù)據(jù)上的局限性；其次，文章理論邏輯中僅考慮了變量之間的單向影響作用，沒有考慮它們彼此之間的互動作用。上述的兩點不足，也為下一步研究提出了關(guān)注焦點和方向。

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