社員對(duì)合作社滿(mǎn)意度影響因素分析
——基于貴州省254 名合作社社員調(diào)研

□李芹芹，史 瓊，2，劉夢(mèng)薇

（1.貴州省現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展研究所，貴州 貴陽(yáng) 550025；2.貴州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，貴州 貴陽(yáng) 550006；3.中央民族大學(xué)民族學(xué)與社會(huì)學(xué)學(xué)院，北京 100081）

2020 年，貴州省共有合作社6.49 萬(wàn)戶(hù)，注冊(cè)資本0.13 萬(wàn)億元，同比分別下降5.6%、3.39%，其中國(guó)家級(jí)示范社179 個(gè)，省級(jí)示范社3 014 個(gè)，全省合作社成員數(shù)達(dá)273 萬(wàn)個(gè)，生產(chǎn)服務(wù)范圍覆蓋了糧食、茶葉、蔬菜、生態(tài)畜牧、水果、中藥材等產(chǎn)業(yè)。培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體能推動(dòng)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，合作社是新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的骨干力量，社員的滿(mǎn)意度是促進(jìn)合作社持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵因素。因此，探究當(dāng)前貴州省社員對(duì)合作社滿(mǎn)意度影響因素有利于促進(jìn)當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)振興，助力農(nóng)民致富增收，對(duì)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。

1 理論探索

1.1 社員的性別、年齡、文化程度等方面的研究

馬鳳才和陳帥（2020）[1]運(yùn)用二元Logistic 模型分析表明，社員對(duì)合作社的滿(mǎn)意度主要集中在是否提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)信息以及資金服務(wù)。阿依吐?tīng)栠d·沙木西等（2020）[2]運(yùn)用Logistic 回歸模型分析表明，年齡及文化程度是影響農(nóng)戶(hù)對(duì)合作社滿(mǎn)意度的重要因素。曹巧林（2020）[3]通過(guò)實(shí)證分析得出，農(nóng)戶(hù)個(gè)體特征中的年齡、受教育程度以及家庭年收入顯著影響其總體滿(mǎn)意度。

1.2 關(guān)于合作社對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)客觀影響的研究

李俏和賈春帥（2020）[4]認(rèn)為，合作社能滿(mǎn)足農(nóng)業(yè)多功能發(fā)展需要，促進(jìn)農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，提高農(nóng)產(chǎn)品附加值。李江偉（2020）[5]通過(guò)案例研究發(fā)現(xiàn)，合作社能做到全產(chǎn)業(yè)鏈把控，促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。

1.3 關(guān)于合作社對(duì)社員自身影響的研究

張連剛和陳卓（2021）[6]通過(guò)實(shí)證調(diào)研分析發(fā)現(xiàn)，加入合作社能提升農(nóng)戶(hù)社會(huì)資本。喻家玥等（2022）[7]借助ACSI 模型分析表明，社員獲得收益對(duì)其加入合作社的滿(mǎn)意度均正向相關(guān)。徐陽(yáng)等（2019）[8]研究發(fā)現(xiàn)，加入合作社有利于增加農(nóng)民收入。覃征楠（2020）[9]研究發(fā)現(xiàn)，永順縣的合作社通過(guò)農(nóng)村三產(chǎn)融合發(fā)展帶動(dòng)社員增收，使社員享受到了切實(shí)利益。

1.4 關(guān)于社員對(duì)合作社滿(mǎn)意度影響因素的研究

國(guó)內(nèi)有一定的文獻(xiàn)研究基礎(chǔ)，但是針對(duì)貴州省合作社的相關(guān)研究極少，多數(shù)研究都是運(yùn)用二元Logistic 回歸模型分析社員對(duì)合作社的滿(mǎn)意度。在二元Logistic 回歸模型中，被解釋變量“滿(mǎn)意度”只能作為二分類(lèi)變量處理。本研究問(wèn)卷設(shè)計(jì)采用的是5級(jí)李克特量表（“非常不滿(mǎn)意”=1，“非常滿(mǎn)意”=5，中間以此類(lèi)推），該量表能多層次地客觀反映被調(diào)查者的態(tài)度，得到相對(duì)可靠的結(jié)論。

二元Logistic 回歸分析不允許有多個(gè)因變量存在測(cè)量誤差，在分析模型時(shí)，只能假設(shè)自變量無(wú)誤差。結(jié)構(gòu)方程模型沒(méi)有這些限制，同時(shí)結(jié)構(gòu)方程模型能用外顯指標(biāo)間接測(cè)量抽象變量，在測(cè)量抽象變量中也能同時(shí)處理顯變量。因此，本研究選用結(jié)構(gòu)方程模型建立、估計(jì)和檢驗(yàn)影響社員對(duì)合作社滿(mǎn)意度的因素。基于貴州省254 名合作社社員的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型分析當(dāng)前社員對(duì)合作社的滿(mǎn)意度，探討社員加入合作社的深層次原因，為穩(wěn)定發(fā)展合作社，促進(jìn)貴州省特色鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興提供客觀依據(jù)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 問(wèn)卷設(shè)計(jì)

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2022 年5—6 月開(kāi)展的“世界銀行貸款貧困片區(qū)產(chǎn)業(yè)扶貧試點(diǎn)示范項(xiàng)目貴州項(xiàng)目區(qū)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)組織促進(jìn)鄉(xiāng)村振興與脫貧攻堅(jiān)有效銜接課題”調(diào)查。調(diào)查貴州省5 個(gè)地區(qū)260 名社員，剔除數(shù)據(jù)不全及回答有矛盾的問(wèn)卷6 份，最終得到有效問(wèn)卷254 份，問(wèn)卷有效率達(dá)98%。

根據(jù)梳理的文獻(xiàn)綜述，此次問(wèn)卷內(nèi)容設(shè)計(jì)為4 個(gè)部分。第1 部分是社員社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征。第2 部分是合作社對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的客觀影響。第3 部分是合作社對(duì)社員自身影響。第4 部分是控制因素，主要包括社員身體健康狀況，是否在村里擔(dān)任職務(wù)，工作狀況，是否接受過(guò)合作社技術(shù)與經(jīng)營(yíng)等知識(shí)培訓(xùn)，是否了解合作社入股、分紅、工資發(fā)放情況。

2.1.1 因變量

滿(mǎn)意度是一個(gè)相對(duì)抽象且寬泛的概念，在研究中需將其轉(zhuǎn)化為可測(cè)量和可操作的具體變量。本研究將社員對(duì)合作社提供的服務(wù)總體滿(mǎn)意度、對(duì)合作社社長(zhǎng)的滿(mǎn)意度、對(duì)合作社目前總體發(fā)展?jié)M意度3 個(gè)指標(biāo)凝聚成一個(gè)因子，即社員滿(mǎn)意度，再利用Stata 17.0 統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。學(xué)者認(rèn)為，比較擬合指數(shù)（CFI）、非規(guī)范擬合指數(shù)（TLI）大于0.9，近似誤差均方根（RMSEA）小于0.6，標(biāo)準(zhǔn)化的均方根殘余（SRMR）小于0.08，是證明模型擬合較好的有利證據(jù)。從模型擬合指標(biāo)結(jié)果來(lái)看（見(jiàn)表1 與表2），所有擬合指標(biāo)均達(dá)到了可接受標(biāo)準(zhǔn)。從因子負(fù)載來(lái)看，潛變量因子的負(fù)載最低標(biāo)準(zhǔn)為0.3，如果以0.5 作為負(fù)載標(biāo)準(zhǔn)，以上3 個(gè)指標(biāo)的因子載荷全部達(dá)標(biāo)。因此，社員滿(mǎn)意度的結(jié)構(gòu)方程模型得到數(shù)據(jù)的有效支持，可以作為貴州省社員對(duì)合作社滿(mǎn)意度的一種有效測(cè)算工具。

表1 因子負(fù)載

表2 模型擬合指標(biāo)

2.1.2 解釋變量和控制變量

根據(jù)文獻(xiàn)梳理可知，社員社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征、合作社對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的客觀影響、合作社對(duì)社員自身的影響是影響社員對(duì)合作社滿(mǎn)意度的重要因素，將這3 個(gè)維度分別進(jìn)行操作化，得到具體影響社員滿(mǎn)意度的變量。社員社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度。合作社對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的客觀影響主要包括合作社對(duì)農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)便利度促進(jìn)作用、合作社對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施所起作用、合作社在推廣農(nóng)業(yè)新品種方面作用。合作社對(duì)農(nóng)戶(hù)自身影響主要包括合作社對(duì)社員收入帶動(dòng)作用、合作社為社員帶來(lái)的實(shí)惠程度、合作社對(duì)社員日常生產(chǎn)幫助作用。合作社對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)客觀影響、合作社對(duì)社員自身影響的6 個(gè)設(shè)問(wèn)中，將回答為“非常沒(méi)用”“比較沒(méi)用”“一般”“比較有用”“非常有用”的選項(xiàng)分別賦值為1、2、3、4、5。社員對(duì)合作社滿(mǎn)意度被認(rèn)為是多元變量，把Y（1=非常不滿(mǎn)意；2=不滿(mǎn)意；3=一般；4=較滿(mǎn)意；5=非常滿(mǎn)意）作為社員對(duì)合作社滿(mǎn)意度的因變量，在不加入任何控制變量的基礎(chǔ)上，探究自變量與因變量之間的相關(guān)性，初步檢驗(yàn)其相關(guān)關(guān)系。本研究涉及的全部變量情況如表3 所示。

表3 研究涉及的變量情況描述

2.2 研究假設(shè)

在既往研究中，相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)年齡、文化程度等社員的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征對(duì)滿(mǎn)意度具有正向影響。因此，提出研究假設(shè)H1：社員的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征對(duì)合作社總體滿(mǎn)意度有顯著影響。

根據(jù)參考文獻(xiàn)梳理，合作社對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)客觀帶動(dòng)作用越大，社員對(duì)合作社的滿(mǎn)意度越高。因此，提出研究假設(shè)H2：合作社對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響與社員滿(mǎn)意度呈正相關(guān)關(guān)系。

既往研究發(fā)現(xiàn)，合作社能促使社員致富增收，合作社對(duì)社員收入及日常生產(chǎn)帶動(dòng)作用越大，社員對(duì)合作社的滿(mǎn)意度越高。因此，提出研究假設(shè)H3：合作社對(duì)社員帶動(dòng)作用與社員滿(mǎn)意度呈正相關(guān)。

圖1 描繪了本研究結(jié)構(gòu)方程模型分析的概念路徑。圖中箭頭表示直接影響路徑。

圖1 本研究結(jié)構(gòu)方程模型分析的概念路徑

3 研究發(fā)現(xiàn)

3.1 分析結(jié)果

本研究關(guān)注合作社帶動(dòng)作用如何對(duì)社員的滿(mǎn)意度產(chǎn)生影響。在進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析前，不加控制變量，初步考察合作社帶動(dòng)作用與社員滿(mǎn)意度之間的關(guān)系。通過(guò)Stata 17.0 軟件分析，得到相關(guān)矩陣（見(jiàn)表4）。

表4 合作社帶動(dòng)作用與農(nóng)戶(hù)對(duì)合作社滿(mǎn)意度的相關(guān)矩陣

從相關(guān)系數(shù)矩陣來(lái)看，合作社帶動(dòng)作用與社員滿(mǎn)意度之間存在顯著相關(guān)關(guān)系。該矩陣中相關(guān)系數(shù)均在0.301 以上。合作社對(duì)社員生產(chǎn)幫助作用與合作社為農(nóng)戶(hù)帶來(lái)的實(shí)惠程度、社員對(duì)社長(zhǎng)滿(mǎn)意度與社員對(duì)合作社提供服務(wù)滿(mǎn)意度2 組變量的相關(guān)系數(shù)較高，分別達(dá)到0.716 和0.816。同時(shí)，合作社帶動(dòng)作用與農(nóng)戶(hù)對(duì)合作社滿(mǎn)意度之間的相關(guān)系數(shù)均具有明顯的統(tǒng)計(jì)顯著性。從結(jié)果來(lái)看，假設(shè)H2 與假設(shè)H3 得到數(shù)據(jù)的初步支持，從側(cè)面證明，本研究依據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果建構(gòu)的社員滿(mǎn)意度具有良好的預(yù)測(cè)效果。之后引入社員社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征及控制變量，詳細(xì)探究社員滿(mǎn)意度的影響因素。

3.2 結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果

由表5 可知，社員社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征對(duì)社員滿(mǎn)意度具有復(fù)雜性，在控制其他變量不變的情況下，性別、年齡、教育程度并沒(méi)有表現(xiàn)出顯著性，不具備統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，即男性與女性、年輕人與老年人、小學(xué)文憑社員與大學(xué)文憑社員對(duì)合作社的態(tài)度一樣，但是婚姻狀況表現(xiàn)出顯著的正向作用，已婚社員與未婚社員對(duì)合作社的滿(mǎn)意度明顯不同。合作社收入帶動(dòng)作用及為社員帶來(lái)的實(shí)惠程度對(duì)社員滿(mǎn)意度具有顯著的正向影響，從回歸系數(shù)的絕對(duì)值判斷是影響最大的2 個(gè)變量，即合作社為社員帶來(lái)的收入及實(shí)惠越多，社員對(duì)合作社的滿(mǎn)意度越高，該結(jié)果論證了“合作社對(duì)農(nóng)戶(hù)自身影響”（假設(shè)H3）。合作社對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)便利促進(jìn)作用及對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設(shè)施所起作用與社員滿(mǎn)意度之間不具備統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，即合作社促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展、促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)便利并不會(huì)影響社員對(duì)合作社的態(tài)度，從側(cè)面表明社員對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施重視程度不夠。合作社推廣農(nóng)業(yè)新品種作用大小影響社員的滿(mǎn)意度，表示合作社推廣農(nóng)業(yè)新品種作用越大，社員對(duì)合作社的滿(mǎn)意度越高。

表5 各變量對(duì)社員滿(mǎn)意度的直接影響和模型擬合情況

4 結(jié)論與討論

一是社員的性別、年齡、文化程度對(duì)社員滿(mǎn)意度無(wú)顯著影響，但是婚姻狀況影響社員的滿(mǎn)意度。二是合作社對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)客觀帶動(dòng)作用與社員滿(mǎn)意度之間關(guān)系較為復(fù)雜。具體而言，如果合作社能夠帶動(dòng)推廣農(nóng)業(yè)新品種，將顯著提升社員對(duì)合作社的滿(mǎn)意度。但是，合作社是否促進(jìn)生產(chǎn)便利、是否促進(jìn)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)社員滿(mǎn)意度沒(méi)有顯著影響。換言之，合作社對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的客觀帶動(dòng)作用能否影響到社員對(duì)合作社的滿(mǎn)意度，僅體現(xiàn)在某一方面（例如是否促進(jìn)了農(nóng)業(yè)新品種的推廣）。三是合作社對(duì)社員帶動(dòng)作用與社員滿(mǎn)意度間存在顯著正相關(guān)，合作社對(duì)社員的收入及日常生產(chǎn)幫助帶動(dòng)作用越大，社員對(duì)合作社的滿(mǎn)意度越高。四是合作社公布社員入股、分紅、工資發(fā)放情況，有利于提升社員對(duì)合作社的滿(mǎn)意度。

合作社是否促進(jìn)生產(chǎn)便利、是否促進(jìn)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施，對(duì)社員滿(mǎn)意度沒(méi)有顯著影響，從側(cè)面體現(xiàn)出社員對(duì)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施重視度不夠。究其原因是農(nóng)戶(hù)分田到戶(hù)形成了分散經(jīng)營(yíng)，農(nóng)戶(hù)走向了單干，社員缺乏集體觀念，認(rèn)為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是政府出錢(qián)修建，個(gè)人只用管好自己的“一畝三分地”即可。因此，合作社要充分調(diào)動(dòng)廣大社員的積極性，引導(dǎo)其關(guān)注農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，最大限度地讓社員在社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)中發(fā)揮更大的作用，以此促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。合作社社長(zhǎng)需要在提升服務(wù)水平的同時(shí)，注重合作社運(yùn)營(yíng)管理，提高運(yùn)營(yíng)績(jī)效，將重心放在提升社員在生產(chǎn)過(guò)程中的便利度、推廣農(nóng)業(yè)新品種、提供農(nóng)業(yè)信息等重要因素上，增加社員對(duì)社長(zhǎng)的信任，提高社員滿(mǎn)意度，促進(jìn)合作社良性運(yùn)行與協(xié)調(diào)發(fā)展。