資產專用性、環(huán)境和行為不確定性對農民專業(yè)合作社績效的影響
—— 一個基于交易成本理論的分析框架

◎鄭秋芬 劉家成

一、引言

合作社自身經營績效的實現是其帶動小農戶增收的重要前提，然而中國合作社總體績效水平并不高（徐旭初、吳彬，2010；李瑞芬、郭瑞瑋，2020；杜曉山等，2021），探討合作社績效的影響因素及機制也已成為合作社研究的重點難點問題（董杰等，2020）。銷售型合作社1形成的兩個驅動力，一是通過小農戶聯合實現規(guī)模經濟，二是通過縱向整合形成與下游企業(yè)的抗衡勢力（Bijman & Hendrikse，2003）。國內研究大多關注合作社形成的規(guī)模經濟效應（徐志剛等，2017），相對忽略了合作社通過規(guī)模經濟實現績效提升的空間有限，因為對于大規(guī)模技術需求同質的農產品，規(guī)模經濟的實現已由農戶內部轉向了外部（如大型農業(yè)機械企業(yè)、農資店等）。在當前條件下，農產品經營需要越來越多的專用性投資（馬志雄等，2012），為了滿足消費者對特定農產品的需求，也為了對抗下游企業(yè)的機會主義，農戶需要聯合投入資金進行產后環(huán)節(jié)的專用性投資（如品牌）。那么，資產專用性的提高能否提升合作社的抗衡勢力，進而實現合作社績效提升？不少學者認為治理結構是影響合作社績效更重要的因素，分別從理事會成員數及其結構、盈余分配方式、股權結構、理事長的企業(yè)家才能等視角探討治理結構對合作社績效的作用機制（劉同山、孔祥智，2015；張征華、汪嬌，2018；韓旭東等，2020）。因為在許多學者看來，這是合作社異于其他經濟組織的根本特征。雖然現有研究較為翔實，但仍有以下兩點待改進。

首先，學者們在討論治理結構對合作社績效的作用時沒有指定合作社類型(Verhofstadt & Maertens，2014)，而合作社能否在自身層面產生績效取決于合作社的類型(Michalek et al．，2018)。如傳統(tǒng)合作社，其績效主要產生于農戶層面，但是銷售型合作社績效不僅體現在農戶層面，還體現在合作社層面，合作社層面的績效是成員績效的基礎，從合作社層面探討其績效的影響機制是合理的。

其次，銷售型合作社作為一種治理結構，其績效取決于資產專用性水平、環(huán)境不確定性和行為不確 定 性（Williamson，1985、1991、2005；David &Han，2004；Ménard，2007），然而鮮有學者理論分析并實證檢驗資產專用性水平、環(huán)境不確定性和行為不確定性對合作社績效的作用機制和邊際效應。交易成本理論的核心觀點是只要治理結構以交易成本最小化原則實現與交易屬性的有效匹配，這樣的治理結構就獲得了較好的績效（Williamson，2005）。合作社屬于混合治理結構，交易屬性中資產專用性水平、行為不確定性和環(huán)境不確定性被視為影響交易成本的決定性因素（Williamson，1985、1991、2005；Ménard，2007；Ghozzi H et al．，2018）。在有限理性和機會主義的假設前提下，資產專用性水平越高、環(huán)境不確定性越大，行為不確定性越大，交易越傾向于通過混合治理結構完成，反之則更傾向于市場（Williamson，1985）。因此，合作社績效可能是資產專用性水平、環(huán)境不確定性和行為不確定性的函數。

那么，資產專用性水平、環(huán)境不確定性和行為不確定性對合作社績效的作用方向、程度及交互關系如何？為了進一步探明上述問題，本文其他部分內容安排如下：第二部分構建資產專用性水平、環(huán)境不確定性和行為不確定性對銷售型合作社績效影響的理論框架，第三部分實證設計（數據來源、指標選取、實證模型和統(tǒng)計性分析），第四部分是實證結果及討論，第五部分總結。

二、理論機制：交易成本的決定性因素與組織績效

（一）資產專用性水平與銷售型合作社績效

資產專用性水平是指交易在多大程度上依賴于特定關系的資產投資，由于其獨特性和專用性，重新部署到其他關系上的成本很高。交易關系中普遍存在物質資本專用性和人力資本專用性，其中物質資本專用性主要是訂制專門的設備或信息系統(tǒng)，人力資本專用性主要是知識或專業(yè)技能等（Parmigiani，2007）。銷售型合作社的專用性投資也主要包括物質專用性投資和人力專用性投資，如為了提升成員耕作技術或改進耕種方法而提供的培訓或技術支持（Marcos-Matás et al．，2013），為了提升合作社的營銷能力而進行的農業(yè)機械設備、貯藏設備、加工設備投資，以及市場渠道拓展等（徐志剛等，2017）。

資產專用性水平對銷售型合作社績效的影響主要通過兩條途徑，一是資產專用性水平對交易成本的直接作用，二是資產專用性水平通過治理結構間接作用于交易成本。有學者以治理結構的績效為因變量，資產專用性水平為自變量直接檢驗了二者的關系，如在企業(yè)內部，資產專用性水平的增加會產生共享的知識、信息和慣例等，從而提高協調效率（Grant，1996）。資產專用性水平能夠通過降低內部組織成本、生產成本和管理成本來提高交易績效（Rindfleisch & Heide，1997）。相對于第一條途徑，第二條途徑更加普遍。按照交易成本理論的核心命題：資產專用性水平越高，整合程度越高，通過整合將較高的交易成本內部化（David & Han，2004），那么根據這一命題可以推斷資產專用性越高，交易成本越小，即資產專用性水平與銷售型合作社績效可能是正向關系。

雖然資產專用性水平的增加有利于治理結構績效的提升，但是在有限理性和機會主義背景下，專用投資也會使雙方的交易關系被“鎖定”，這種鎖定關系為非投資方從投資方的專用投資中獲得準租金提供了機會。因此，專用投資還有保障問題（Rindfleisch &Heide，1997），而保障問題可能會改變資產專用性水平對治理結構績效的作用方向。如一些學者指出，如果沒有適當的保障措施，企業(yè)將面臨事后資產被侵占的機會主義行為或事前因未能投資而產生的生產率損失，從而增加交易成本（Pilling et al．，1994），降低交易績效。

因此，資產專用性水平的增加能夠使銷售型合作社保持持續(xù)競爭力的同時，也會增加投資方機會主義被剝削的風險。在銷售型合作社花費時間和資源改善成員的生產條件或者提供培訓來增加其競爭力，而成員沒有投入專門的時間和資源的情況下，銷售型合作社這樣的專用投資行為是有風險的，因為質量獲得提升的成員可能將產品賣給價格更高的買家，而成員這種機會主義行為會降低銷售型合作社績效。也有學者提出只有專用性投資用于非核心關系時會增加這種機會主義帶來的交易成本（Marcos-Matás，2013）?？紤]到銷售型合作社的核心成員與非核心成員往往同處于一定的社會關系中，而這種社會關系中蘊藏著諸如信任、行為規(guī)范等關系網絡，這種“熟人關系網”會形成很好的監(jiān)督機制，可以作為核心成員專用性投資的一個保障措施來約束非核心成員的機會主義行為（Heide & John，1992）。鑒于上述分析，本文提出假說1：

假說1：資產專用性水平對銷售型合作社績效有正向作用，即資產專用性水平越高，銷售型合作社的績效越高。

（二）環(huán)境不確定性、資產專用性水平與銷售型合作社績效

任何一個組織都需要根據外部環(huán)境的變化來調整其適應性行為，銷售型合作社也不例外。環(huán)境不確定性是指由于需求、價格或技術等因素的波動而導致的不可預測性。一般認為環(huán)境不確定性越大，交易成本越高，銷售型合作社績效可能越低（Heide & John，1992）。但是環(huán)境不確定性并不是作為一個獨立變量對治理結構的選擇發(fā)揮效用，往往是與資產專用性水平結合發(fā)揮效用的，即不存在專用性投資時，無論不確定性的程度如何，市場治理都是優(yōu)選，當存在專用性投資時，不確定性越高，整合決策的可能越大。因此，環(huán)境不確定性對銷售型合作社績效可能沒有直接影響，但是可能會弱化資產專用性水平對合作社績效的影響?，F實中，環(huán)境不確定性對銷售型合作社來說非常重要，因為農產品的收獲時間、數量和質量都受到自然因素的強烈影響（Bijman & Hendrikse，2003）。此外，農產品市場（尤其是果蔬類農產品）常常面臨著不穩(wěn)定的消費者偏好或產品需求的不可預測性，以及因技術變革、創(chuàng)新或研發(fā)帶來的新問題以及因新的生產要求或法規(guī)變化帶來競爭環(huán)境的不斷變化（Nilsson，2001）。銷售型合作社為了適應不斷變化的外部環(huán)境，減少與成員合作的環(huán)境不確定性，加強與成員的合作關系，往往需要投入一定的專用投資。根據上述分析本文提出假說2：

假說2：環(huán)境不確定性會弱化資產專用性水平與銷售型合作社之間的正向關系。

（三）行為不確定性與銷售型合作社績效

行為不確定性，是指由于交易雙方之間的信息不對稱，在事后難以預測或驗證與交易相關的行為表現。在銷售型合作社與成員的交易中，關于農產品市場價格、需求量等的信息不對稱，是有利于合作社一方的信息不對稱，而關于交易的農產品品質、收獲時間以及農藥化肥等的信息不對稱是有利于成員一方的信息不對稱。由于銷售型合作社可能無法直接獲取成員生產的農產品的預期數量、質量等關鍵信息，而成員也存在隱瞞這些信息的可能，只要交易一方存在故意隱瞞或欺騙另一方交易信息的行為，就會產生機會主義行為，而這不僅不利于銷售型合作社為成員提供更好的后續(xù)服務，也不利于成員與銷售型合作社形成相互依賴的關系，從而降低銷售型合作社績效。鑒于上述分析，本文提出假說3：

假說3：行為不確定性對銷售型合作社績效有負向作用。

三、模型、數據及變量

（一）模型構建及變量解釋

由于本文采用感知績效來衡量合作社績效，該指標為多元且有次序，故構建如下有序 Logit模型：

其中yi表示銷售型合作社i的績效，Specificityi表示資產專用性水平，Cuncertaintyi表示環(huán)境不確定性，Buncertaintyi表示行為不確定性，Xi為其它控制變量。式（1）表明資產專用性水平、環(huán)境不確定性、行為不確定性以及控制變量與銷售型合作社績效之間的關系。根據假說，1的預期方向為正，而3、4方向為負。

因變量是合作社績效。通常情況下，利潤（率）是反映經營績效的常見指標，如合作社盈余額（周振、孔祥智，2015）、總收入（劉同山、孔祥智，2015；王真，2016）等。雖然這些指標的數據容易獲得，但是無法涵蓋績效的普遍特征。此外，合作社不同于營利性企業(yè)，其經營目標并非盈余最大化，而是要為成員提供最大化服務。因此，本文以理事長的感知績效來測度合作社績效，即理事長對合作社總體經營情況、對與成員合作的滿意度以及對與供應鏈下游主體合作的滿意度（Claro et al．，2003），對滿意度賦值1-5，依次表示很不滿意、較不滿意、滿意、較滿意、很滿意，其中高水平的滿意度代表實現了績效期望。

關鍵自變量是資產專用性水平、環(huán)境不確定性和行為不確定性。通常情況下，資產專用性水平即為了提高成員的耕作水平合作社專門作出時間和資源投入的程度，為了保持與成員的交易關系合作社努力的程度，為了提升營銷能力合作社專門投入的物質資本和人力資本的程度（Marcos-Matás，2013），程度賦值1-5，依次是沒有做出、低、一般、高、非常高。

環(huán)境不確定性通過2個題項衡量（Noordewier et al．，1990），即對市場價格變動的幅度和頻率預測的難度，對市場需求量預測的難度，難度賦值1-5，依次是完全沒難度、不難、有一點難度、比較難、非常難。

行為不確定性通過三個題項衡量（Rindfleisch &Heide，1997），即您在多大程度上同意這樣的說法“成員會公開合作社要求他們公開的所有信息；即使合作社支付的價格低于其他收購商，成員依然保持與合作社的交易關系；供應鏈下游主體通常不會單方面改變需求量、需求質量等信息使合作社蒙受損失”，分別賦值1-5，依次表示非常同意、較同意、同意、較不同意和完全不同意。

其他控制變量主要包括理事長的人力資本和社會網絡（如理事長的受教育程度等），以及反映合作社基本運行情況和治理結構，如合作社成員數、合作社成員存續(xù)年限等（劉同山、孔祥智，2015；周振、孔祥智，2015；Tadesse et al．，2019）。

（二）數據來源與描述性統(tǒng)計分析

2020年課題組對山東省2231家合作社進行了調研，調研內容包括合作社的基本情況、治理結構、發(fā)展現狀、運行效果等。在231家合作社中，有162家是銷售型合作社3，其中銷售型養(yǎng)殖合作社18個，銷售型種植合作社144個。在實證分析中略去了銷售型養(yǎng)殖合作社樣本，最終獲得144個銷售型種植合作社樣本，主要是基于以下兩點考慮：一是銷售型養(yǎng)殖合作社和銷售型種植合作社在前期資本投入、中期要素配置以及后期產品銷售等方面完全不同，其績效不具有可比性；二是銷售型養(yǎng)殖合作社的樣本量太小，無法進行實證分析，并且其在現實中的分布也較少，難以總結其發(fā)展的一般規(guī)律。

為了檢驗資產專用性水平、環(huán)境不確定性和行為不確定性以及合作社績效各題項之間的關聯性，需要進行驗證性因素分析（Confirmatory Factor Analysis）。CFA的估計結果顯示：資產專用性水平通過“為了保持與成員的交易關系合作社努力的程度”和“為了提升營銷能力合作社專門投入的物質和人力資本”兩個題項測量。環(huán)境不確定性通過“對市場價格變動的幅度和頻率預測的難度”和“對市場需求量預測的難度”兩個題項測量。行為不確定性通過“您在多大程度上同意這樣的說法‘成員會公開合作社要求他們公開的所有信息’；‘即使合作社支付的價格低于其他收購商，成員依然保持與合作社的交易’；‘供應鏈下游主體通常不會單方面改變需求量、需求質量等信息使合作社蒙受損失’”3個題項測量。合作社績效通過“對合作社經營總體情況的滿意度”，“對與成員合作的滿意度”以及“對與供應鏈下游主體合作的滿意度”三個題項測量，詳見表1。

表1 驗證性因素分析結果

從表1來看，模型總體上擬合較好。首先，除了一個題項的標準載荷系數為0．501外，其他題項的標準載荷系數都在0．6以上。其次，從平均方差抽取量（AVE）、組合信度(CR)來看，其中各變量的組合信度均大于0．6，題項內部一致性較好；除了行為不確定性，其他指標的AVE也均大于0．5，表明題項能夠很好地表現解釋變量的性質，收斂效度較好。最后，從模型擬合指標來看，TLI=0．952， CFI=0．984（大于0．9），RMSEA為0．040（小于0．05），表明模型總體擬合較好。

合作社的績效除了可能與資產專用性水平、環(huán)境不確定性、行為不確定性有關，還可能與合作社經營的產業(yè)類型、成立年限以及治理結構等有關。

其中，對于合作社經營的產業(yè)類型對合作社績效的影響存在爭議。有的學者認為存續(xù)時間長、發(fā)展較好的合作社多經營果蔬類等高價值農產品，因為相較于其他類型農產品，果蔬類農產品的交易成本較高，通過合作社更有利于將這些交易成本內部化（Bernard& Spielman，2009；Barham & Chitemi，2009）。有的學者認為，相較于果蔬等園藝類合作社，玉米合作社的績效更好（Michalek et al．，2018）。還有學者認為，加入果蔬類等高價值的合作社和加入糧食類等低附加值的合作社都有利于提高小農戶的市場化水平和農戶收入（Ma & Abdulai，2016）。本文產業(yè)類型的樣本平均數是2．472，表明樣本中大多數銷售型合作社以經營果蔬類和糧食類農產品為主。

治理結構對合作社績效的影響也比較復雜，其中盈余分配方式與合作社績效的關系探討較多，并且“按交易量返還+按股分紅”的分配方式的績效最高（張征華、汪嬌，2018）。本文盈余分配方式的樣本均值為2．188，這也意味著合作社的盈余分配方式中“按交易量返還+按股分紅”較多。理事會的構成對合作社績效影響的結論尚不統(tǒng)一，本文樣本中農民社員占理事會成員大多數的合作社占比較高，并且理事會一般會對合作社的管理情況進行監(jiān)督，從這方面來看，樣本合作社的治理機制比較規(guī)范，規(guī)范的合作社可能會獲得更高的績效，因此理事會構成等對合作社績效可能有一定正向影響。

各指標的統(tǒng)計性描述詳見表2，這里需要說明的是關鍵自變量和因變量的統(tǒng)計性描述是對通過了驗證性因素分析的題項求均值后計算所得到的。

表2 主要指標的描述性統(tǒng)計結果

四、實證結果分析

（一）初步回歸結果

為了保證模型設定的準確性，本文先用有序Probit模型估計結果，再用普通標準誤、穩(wěn)健標準誤分別進行有序Logit模型估計。對比發(fā)現有序Probit和有序Logit的普通標準誤的結果差別較大，并且有序Probit模型無法用幾率比進行解釋，再加上有序Logit的普通標準誤和穩(wěn)健標準誤的估計結果非常接近，模型設定存在偏誤的可能性較小，所以本文選擇有序Logit模型進行估計，估計結果詳見表3。

表3 模型估計結果

資產專用性水平對合作社績效有正向作用，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，與假說1的預期方向一致。環(huán)境不確定性與資產專用性水平的交互作用對合作社績效有顯著的負向作用，即環(huán)境不確定性會弱化資產專用性水平對合作社績效的正向作用，與假說2的理論方向一致。行為不確定性對合作社績效有負向作用，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，與假說3一致。

從幾率比（or）的估計結果來看，高資產專用性水平合作社績效提升的可能性是低資產專用性水平的6．930倍，但是這一正向作用被環(huán)境不確定性弱化了20．1%。合作社面臨的行為不確定性越高，其績效提升的可能性會越低。因此，相較于行為不確定性和環(huán)境不確定性，資產專用性水平是合作社績效提升更為關鍵的因素。

此外，盈余分配方式、理事會構成等也對其績效產生較為顯著影響。其中盈余分配方式越傾向于“按交易量返還+按股分紅”，合作社的績效越高。這與劉同山、孔祥智（2015）以及王真（2016）的結論一致，合作社兼具社會屬性和經濟屬性，盈余分配既要考慮到合作社的長期發(fā)展，又要兼顧成員的短期利益需求，平衡兩者之間的關系，這樣更有利于合作社績效的實現。

（二）內生性問題的處理

1．工具變量法

資產專用性水平與合作社績效之間可能存在內生性問題，一方面可能是專用投資的程度越高，合作社的績效越好，而績效好的合作社更有能力進行專用性投資，即互為因果的內生性問題；另一方面是存續(xù)下來的合作社可能是績效較好的合作社，所以在獲取數據時可能存在樣本選擇偏差。借鑒以往的研究思路，本文選擇銷售旺季時該地區(qū)收購商的數量作為工具變量，因為銷售旺季時當地收購商的數量越多，合作社進行專用性投資后，農戶事后機會主義行為發(fā)生的可能性越大，在預測到農戶的這種行為不確定時，合作社的專用投資激勵會下降，進行專用性投資的可能性越小，并且銷售旺季時收購商數量較少影響合作社績效，可能是一個較為理想的工具變量。

為了檢驗工具變量的有效性，本文參考劉同山（2017）、韓旭東等（2020）的做法，把“當地收購商的數量”和控制變量同時納入模型，分別對合作社資產專用性水平以及感知績效作有序Logit回歸。結果表明：銷售旺季時收購商數量對資產專用性水平的影響在1%的統(tǒng)計水平上顯著，對合作社的績效影響不顯著，由此證明銷售旺季時收購商數是一個有效的工具變量。因此，本文將以銷售旺季時收購商數量作為工具變量進行進一步分析，本文省去了控制變量的估計結果，詳見表4。

表4 工具變量有效性檢驗

工具變量法的估計結果（詳見表5）：資產專用性水平的系數顯著為正，表明資產專用性水平越高，合作社績效也越高，資產專用性水平對合作社績效有顯著促進作用。環(huán)境不確定性與資產專用性的交互項的系數顯著為負，即資產專用性水平對合作社績效的正向作用會被環(huán)境不確定性弱化。行為不確定性對合作社績效的負向作用依然顯著。

表5 工具變量法的估計結果

2．Heckman兩步法

Heckman兩步法的估計結果（詳見表6）：首先，逆米爾斯比率的結果顯著表明存在由樣本選擇偏差導致的內生性問題；其次，在部分解決內生性問題的前提下，資產專用性水平、行為不確定性、環(huán)境不確定性和資產專用性水平的交互項依然顯著地影響合作社績效；最后，部分解決內生性問題后，資產專用性水平對合作社績效的機率比增加了，這意味著有序Logit可能低估了資產專用性水平對合作社績效的正效應。

表6 Heckman 兩步法的回歸結果

3． 傾向得分匹配（PSM）方法

由于Heckman兩步法只能部分解決樣本選擇偏差導致的內生性問題，因此，本文借鑒呂若思等（2017）研究思路，將通過傾向得分匹配（PSM）方法來進一步弱化資產專用性水平與合作社績效的內生性問題。按照資產專用性水平高低將樣本合作社分為兩組，具體步驟是：首先，將低資產專用性水平的合作社定義為實驗組，將高資產專用水平的定義為控制組；其次，計算高資產專用性水平合作社的傾向得分，利用有序Logit模型估計合作社獲得高資產專用性水平的概率，并把回歸值作為傾向得分，其中被解釋變量是高資產專用性水平和低資產專用性水平，解釋變量是環(huán)境不確定性、行為不確定性等變量；再次，采用一對一最近鄰匹配的方法對樣本進行匹配，匹配后的樣本數是119個；最后，運用匹配樣本再次用有序Logit模型進行估計時，還是用銷售旺季時收購商數量作為資產專用性水平的工具變量，估計結果表明：資產專用性水平、環(huán)境不確定性的交互項、行為不確定性的顯著性與Heckman兩步法的結果一致，這表明控制部分內生性問題后，資產專用性水平、行為不確定性對合作社績效的作用方向非常穩(wěn)?。ㄔ斠姳?）。

表7 Ordered Logit 回歸結果（匹配樣本）

五、研究結論

本文基于交易成本理論，并采用計量經濟模型檢驗資產專用性水平、環(huán)境不確定性以及行為不確定性與合作社績效的復雜關系。首先，本文的結論支持資產專用性水平對合作社績效的正向作用，這與資產專用性水平對治理結構選擇的影響方向一致，即資產專用性水平越高，整合決策的可能性越大，治理結構的績效越高。其次，相對于資產專用性水平，不確定性對合作社績效影響的結論較為復雜，其中行為不確定性的結論支持將不確定性作為獨立變量考察對治理結構影響的結論，但是環(huán)境不確定性的結論不支持不確定性的獨立作用，而是要與資產專用性水平結合才能影響治理結構選擇。正如David & Han（2004）的分析中提到，在交易成本理論的實證分析中有23%的學者支持不確定性作為一個獨立變量對治理結構選擇的顯著作用，而43%的學者支持不確定性與資產專用性水平的交互作用對治理結構選擇的顯著作用。本文的結論為不確定性的實證分歧提供了一個可能的解釋，即不確定性的內涵豐富，可能包含了環(huán)境不確定性和行為不確定性等內容，而每一種不確定性對治理結構選擇的作用方向可能不同，所以在具體研究時需要對不確定性進行細分。最后，值得注意的是，雖然專用投資的增加能夠減少環(huán)境不確定性、提高合作社績效，并且由于專用投資的稀缺、難以復制等特性也能使組織更具有競爭力，但這并不意味著可以通過無限制提高資產專用性水平來提升合作社績效。因為隨著資產專用性水平的提升面臨“敲竹桿”的風險也隨之增加，當合作社的資產專用性水平高到一定程度，非投資方的行為不確定性增加，隨著事后不確定性的增加，合作社績效也會下降。

雖然本文借鑒以往的研究盡量完善對合作社績效的測度，但是仍然存在以下幾點不足：一是績效感知指標更多反映的是理事長的主觀判斷，受到理事長的人力資本和社會資本的影響，量化方式仍可優(yōu)化；二是雖然本文的研究表明一定的資產專用性水平對合作社績效有提升作用，但是沒有檢驗在怎樣的條件或范圍下，專用投資更有利于其績效的提升，有待進一步研究。

注釋：

1根據我國農業(yè)農村部（http：//zdscxx．moa．gov．cn：8080/misportal/public/publicationRedStyle．jsp？key= ），以及國內外學者（扶玉枝、黃祖輝，2012；Sexton & Lavoie，2001)對合作社類型的分類及定義，銷售型合作社(marketing cooperative)是指對農戶生產的農產品進行運輸、包裝、配送和銷售等活動的合作社，目前中國農民專業(yè)合作社多為銷售型合作社。

2山東省在合作社發(fā)展方面具有代表性，主要因為相較于其他省份，山東省合作社數量占比最高。截至2019年10月底，全國依法登記的農業(yè)合作社達到220．3萬家。截至2019年12月底，山東省依法登記的合作社有20．91萬家，占全國依法登記合作社的9．49%。數據來自http：//www．zgnmhzs．cn/yw/202007/t20200729_7470694．htm。

3選取依據主要為銷售型合作社定義設定的兩個題項，即“您所在合作社是否以銷售農產品為主”，以及“您所在合作社除了農產品銷售，是否還提供加工、包裝、運銷等服務？”，兩者都是視為銷售型合作社，反之為其他類型合作社。