安徽省农民专业合作社发展影响因素分析

许晓春，孟枫平

（安徽农业大学 经济管理学院，安徽 合肥 230036）

一、引 言

农民专业合作社在发展农村经济、增加农民收入、建设社会主义新农村方面发挥着非常重要的作用，在我国农村市场经济体制取向的改革进程中，推动农民专业合作社发展始终是理论和实践的主要方向。《中华人民共和国农民专业合作社法》以及一系列相关配套措施和扶持政策的颁布实行，为农民专业合作社发展提供了有力的制度保障和良好的外部环境，促成了近几年全国农民专业合作社的迅猛发展。以安徽省为例，根据省农委的统计数据，2007年底在工商部门登记的农民专业合作社为5379个，而2011年底就达到了20126个，平均每年增加约3680个，增长率接近70%，但从整体发展质量来看，“小、散、弱、空”等问题仍然存在。研究表明类似状况在其他省市同样存在（邓衡山等，2010[1]；徐志刚等，2011[2]）。根据目前农民专业合作社发展数量膨胀、发展质量较低的现状，亟需在理论上研究分析影响农民专业合作社发展的内外因素，确立更加合理的引导和扶持政策及措施，促进农民专业合作社健康发展。

目前涉及农民专业合作社发展的研究文献比较丰富，但在抽样调查基础上，对农民专业合作社发展影响因素进行实证研究的文献相对较少。黄祖辉等通过对浙江省农民专业合作组织发展现状的分析，认为中国农民专业合作组织的兴起和发展是一种政府主导性制度创新，包括宏观体制、法律法规、行政介入、文化影响等方面的制度环境因素，对农民专业合作组织的创建和发展至关重要[3]；邓衡山等基于全国5省380村跟踪调查形成的面板数据，实证分析发现政府支持政策、合作社法出台等对农民合作组织的形成发展有显著的影响，组织化潜在利润是影响组织形成发展的重要因素[4]；黄胜忠等基于168家农民专业合作社的调查数据，以成长能力、赢利能力和社员满意度描述合作社发展绩效，对农民专业合作社治理机制与绩效进行了实证分析，发现二者紧密相关[5]，徐旭初和吴彬在相似的理论框架下，通过对浙江省526家农民专业合作社的实证分析发现，治理机制与绩效不仅紧密相关，而且股权结构、牵头人情况和理事会结构对合作社绩效具有较大的影响[6]； 郭红东等基于浙江省246家农民专业合作社的调查数据，对合作社成长影响因素的实证分析结果表明，农民专业合作社的注册资金、服务设施等物质资本资源对合作社的成长影响最大，机构设置、政府支持等组织资本资源也有较大影响，而专职工作人员、社长身份等人力资本资源的影响并不明显[7]；黄季焜等基于中国7省142个农民专业合作经济组织的调查数据，对合作经济组织服务功能发展的影响因素进行实证分析，发现组织潜在收益、组织的创建方式对组织服务功能强弱有明显影响，组织领导人能力等人力资本条件和村庄市场条件等对组织的发展也有一定影响[8]。张晓山通过对浙江省农民专业合作社发展状况的调查，发现农民专业合作社通常始于专业大农户的联合，然后形成专业化大农户与专业化小农户、专业农户与其他市场组织的联合，认为扶持以专业大户为主体的农民专业合作社才是真正扶持农业和农民，是促进合作社发展应处理好的首要关系[9]；张开华和张清林以湖北省为例，认为农村能人、经营大户有影响力和带动力，应积极引导能人、大户领办合作社、管理合作社，但“能人”治社与合作社民主管理之间存在矛盾，两者之间如何协调影响农民专业合作社健康发展[10]。

从已有的研究成果来看，农民专业合作社的形成和发展是一个综合性的社会经济现象，受到来自外部和内部的多种因素的共同影响。本文将在既有文献研究成果的基础上，利用来自对安徽省286个农民专业合作社的调查数据，分析合作社发展现状，并通过计量经济模型深入分析影响安徽省农民专业合作社发展的主要因素。

二、数据与研究方法

（一）调查方法说明

本文所用数据来自2012年4月进行的安徽省农民专业合作社综合性调查。首先在不同地区分别选取若干合作社进行了实地访谈形式的调研，在此基础上完善了综合性调查问卷，然后通过在政府农业管理部门工作，完成综合性调查问卷的发放与回收。在调查问卷整理阶段，对存在关键指标数据缺失的问卷，向合作社负责人进行了电话补充调查，另外，还随机抽取的部分问卷，同样通过电话联系进行了数据验证，最终整理得到359份有效问卷。

为消除《农民专业合作社法》带来的农民专业合作社发展外部环境变化的影响，本文从有效问卷中剔除了2007年以前成立的合作社，同时为合理评定发展状态，合作社至少应完成一个年度的生产经营，因此有效问卷中2011年3月后成立的合作社也予以剔除。本文分析最终使用286个农民专业合作社的调查数据，包括村庄拥有合作社基本情况、治理结构和特征、生产经营外部环境等主要因素。

（二）农民专业合作社发展水平测度

根据《中华人民共和国农民专业合作社法》，农民专业合作社是“自愿联合、民主管理的互助性经济组织”，以合作社成员为主要服务对象，提供一系列农业生产经营服务；该法同时规定，农民专业合作社应当向工商行政管理部门申请设立登记，取得法人资格，特别是明确规定“农民专业合作社破产适用企业破产法的有关规定”。从法律的角度看，农民专业合作社具有合作社和企业的双重属性，因此衡量农民专业合作社的发展应考虑合作社的多重功能，并且从数量规模、质量效率的角度进行综合测度。

评价合作社的发展状况和发展水平，指数法是现有研究中接受度较高的综合测度方法。指数法需要预先确定各项指标的权重，在农民专业合作社发展中应重视社员服务功能还是重视经济功能，观点不一，目前并无普遍适用的指标体系和权重分配方法，不同研究所使用的各项指标权重差别较大，研究结论的说服力容易欠缺。有研究通过同时采用多个不同权重体系，并对各研究结果的稳定性进行验证的方法提高研究结论的可信度，但这难以从根本上解决主观评价方法的不足。

我们采用因子分析法，通过计算综合得分测度合作社发展水平。在测度指标的选择上，采用社员人数、核心社员人数、所带动农户数增长、合作社资产、年收入、年利润增长指标描述合作社数量规模的发展，采用合作社资产利润率、社员人均利润增长指标描述合作社质量效率的发展，以上指标通过对合作社成立时期和调查当期的原始调查数据加以计算得到。根据现有研究成果，提高收入水平不仅是农民参加合作社的首要推动力，也是合作社稳定发展的重要保证，因此我们增加社员人均年纯收入高于当地平均数的百分比指标，用于描述合作社未来发展的基础和潜力，由于合作社成立时期的数据缺失较多，此指标数据采用2011年的年度截面数据。

（三）农民专业合作社发展的影响因素分析

在现有研究成果的基础上，结合先期预备调研总结得到的来自合作社负责人、社员、农业管理部门等各方面有价值的观点，我们提出以下农民专业合作社发展影响因素的理论假设，并针对性地设计了综合性调查问卷内容。

假说1：初始规模影响合作社发展。问卷调查指标包括合作社成立时的社员数和资产数。初始规模越大，合作社的社会影响越大，越容易取得政府的政策扶持和帮助，同时其抵抗市场经营风险的能力也越大，有利于合作社稳定发展。

假说2：合作社各项制度的完备程度影响合作社发展。问卷调查指标包括合作社是否有规范的合作社章程、是否有规范的财务会计制度、是否有向社员披露报告财务状况并接受监督的制度、是否有社员入社和退社制度、以及是否有利用网站或其他现代通讯手段的信息公开发布制度。

假说3：合作社治理机制影响合作社发展。问卷调查指标包括合作社负责人持股比重、负责人是否兼任经理社长、社员大会表决方式、社员大会会议记录情况。

假说4：外部扶持与监管影响合作社发展。问卷调查指标为合作社是否示范合作社、行政主管部门是否对合作社进行经常性检查监督。

把是否示范合作社作为影响因素可能存在的内生性问题，发展相对越好的合作社，越有可能成为示范合作社，反过来，成为示范合作社就能更加方便地得到政策、资金扶持，有利于合作社更好发展。为了避免内生性问题导致分析偏误，我们进行了预备研究。在安徽省示范合作社建设过程中，政府是主导，按照产业结构调整、保障区域均衡发展等宏观政策目标的要求，主要是由政府选择性创建示范合作社并给予政策资金扶持，合作社发展水平只是政府选择创建示范合作社的标准之一，通过实际调查发现，不同地区之间的同级示范社在发展水平等方面存在明显差别，因此合作社发展水平不能认为是成为示范合作社的原因，而是否示范合作社则显然是影响合作社发展的外因；其次，我们在计算得到合作社发展的因子分析综合得分以后，计算了综合得分与示范合作社之间的多序列相关系数，结果为0.245（标准误为0.088），证明两者之间并无显著相关性。基于以上分析，可以把是否示范合作社作为影响合作社发展的因素。

从合作社发展相对优劣的角度开展研究，有助于得到更为清晰明确的结论。我们根据因子分析的综合得分划分合作社发展水平等级，得到多元离散的被解释变量DL，假设把合作社发展水平依次有序分为k个等级，记等级为j(j=1,2,…,k)的概率为Pr(DL=j)，则：

其中αi和αi+1分别是合作社发展水平等级等于j时合作社发展水平所处数值区间的两端值。

建立以下Ordered Logit模型：模型中解释变量I代表合作社初始规模，包含初始社员数和资产数两个变量，数据直接取自通过问卷调查；解释变量INS代表合作社制度建设完备程度，是根据调查问卷整理出的一个二分变量，取值1表示所调查的5项制度全部具备，取值0表示至少缺失一项制度；解释变量MA代表合作社治理机制，包括合作社负责人持股比重、负责人是否兼任经理社长、社员大会表决方式、社员大会会议记录情况共4个变量，其中社员大会表决方式为取值1～3的虚拟变量，分别表示一人一票、一股一票和其他方式（在一人一票的基础上，附加不同形式的表决权），社员大会会议记录情况也是二分变量，取值1表示有详细记录，取值0表示没有或记录简单；解释变量PL代表外部扶持与监管，包括合作社是否示范合作社、行政主管部门是否对合作社进行经常性检查监督2个变量，其中前者为取值1-4的虚拟变量，分别表示非示范社、县级、地市级、省级及以上示范社；ε是随机扰动项；β0、β1、β2、β3、β4为模型待估参数或参数矩阵。

三、实证分析结果

（一）农民专业合作社发展水平的因子分析

因子分析所采用的286个农民专业合作社指标数据的统计描述见表1。

表1 指标数据统计描述

对数据进行适合性检验，KMO值为0.714，Bartlett球形检验结果显著（p=0.000），各变量的独立性假设不成立，结果说明适合做因子分析。采用主成分分析法，选择Kaiser标准化的最大方差正交旋转法，因子分析结果见表2。

表2 因子分析结果

公因子1在合作社资产收益的数量规模和对外影响上有较大载荷，主要表现合作社的企业功能，公因子2在合作社社员数量规模上有较大载荷，主要表现合作社的社员服务功能，公因子3和公因子4分别表现合作社不同功能属性的发展质量。四个公因子的累计方差贡献率达到71.44%，因子分析结果是可接受的。

采用Bartlett方法，最终计算得到各合作社发展水平的综合得分，统计描述见表3。

表3 合作社发展水平综合得分统计描述

根据综合得分的分布状况，我们以综合得分值-0.34、0、0.6为切点，把合作社发展水平划分为4个等级，其中得分在-0.34和0之间的合作社所占比例为53.15%，代表普遍的一般发展水平，以此为参照，描述其他3个相对等级为较差、较好和很好，所占比例分别为18.53%、18.88%和9.44%。

采用ROC分析检验等级划分合理性，通过AUC确定切点对合作社发展数量规模和对外影响（表2中的公因子1和公因子2指标），发展质量（表2中的公因子3和公因子4指标）的判别能力，切点结果见表4。

表4 合作社发展水平等级划分切点AUC值

3个切点对合作社发展数量规模和对外影响的判别力达到好或非常好的程度，对发展质量的判别力属于可接受的程度；从对表2中4个公因子指标的判别力看，除公因子4以外，对其他3个公因子的判别力全部达到可接受或以上程度。因此，我们划分合作社发展等级的切点选择整体上是合理且可接受的。

（二）农民专业合作社发展影响因素的回归分析

Ordered Logit模型通过平行回归假设检验，表5是回归结果，作为对比，表5也列出了OLS估计结果。

对Ordered Logit模型的3个切点进行假设检验，均在1%显著水平上拒绝切点相等的原假设，再次证明我们对合作社发展等级的划分是合理可接受的。模型参数估计的似然比检验卡方统计量为59.47，在1%的统计显著性水平下模型参数联合显著异于0，模型总体拟合优度较好。

模型估计结果得出如下主要结论：就合作社成立时的规模而言，初始资产数对合作社的发展有显著影响，资产规模越大，发展水平越高；就合作社制度建设而言，制度完备的合作社发展水平显著高于制度不够完备的合作社；就合作社的治理机制而言，负责人兼任合作社经理社长对合作社发展有显著的反向影响，相对于一人一票的社员大会表决方式，一股一票方式表现为反向影响合作社发展，详细的社员大会会议记录则对合作社发展有正向促进作用；主管部门对合作社进行经常性检查监督，对合作社发展存在显著的反向影响；就外部扶持而言，地市级以上，特别是省级及以上示范合作社相对于非示范合作社，显著影响合作社发展水平。

在上面研究的基础上，进一步估计Ordered Logit模型参数的边际效应，具体分析各解释变量变化对被解释变量取特定值概率的影响。根据表5中Ordered Logit模型的结果，对其中两个解释变量进行了简化处理：由于一股一票与一人一票、其他方式存在显著差异，而后二者之间无显著差异，把社员大会表决方式重新整理为新的二分变量，0为一人一票和其他方式，1为一股一票；同样根据是否显著影响合作社发展水平把是否示范合作社整理为新的二分变量，0为非示范社和县级示范社，1为地市级、省级及以上示范社。重新估计的计量结果和边际效应见表6。

表6 合作社发展影响因素模型估计结果

两个解释变量简化处理后的计量分析结果与表5的结果相比，各解释变量是否显著影响农民专业合作社发展水平没有变化，影响方向也没有变化，说明模型结果是非常稳定的。

从边际效应看，初始资产越多、制度建设越完备、社员大会会议记录越详细、示范合作社级别越高，合作社发展水

平相对为较好或很好的概率越大，而负责人兼任经理社长、社员大会采取一股一票表决方式而非一人一票和其他方式，主管部门经常进行检查监督，合作社发展水平相对为较差或一般的概率越大。

在条件相同的情况下，地市级及以上示范社相比非示范社和县级以下示范社，发展水平达到较好的概率要高13.8%，达到很好的概率要高9.2%；初始资产量增加一个标准差的额度，发展水平达到较好的概率要高11.4%，达到很好的概率要高5.9%；制度建设完备的合作社相对于不够完备的合作社，发展水平达到较好的概率要高8.5%，达到很好的概率要高4.6%；如果合作社详细记录社员大会会议，相对于无记录或者记录简单的合作社，发展水平达到较好的概率要高6.3%，达到很好的概率要高3.2%；合作社社员大会采取一股一票表决方式，相对于一人一票和其他表决方式，发展水平为较好的概率要低14.6%，较差的概率要高14.8%；负责人如果兼任经理社长，相对于不兼任而言，合作社发展水平为较好的概率要低10.2%，较差的概率要高8.2%；主管部门如果经常性进行检查监督，相对于不经常性检查监督，合作社发展水平为较好的概率要低6.3%，较差的概率要高6.0%。

从各解释变量对合作社发展的显著影响程度看，对合作社发展为相对较好水平的各解释变量显著影响程度从大到小依次为社员大会表决方式、是否示范合作社、初始资产、负责人是否兼任经理社长、制度建设完备程度、主管部门是否经常检查监督和社员大会会议记录，对合作社发展为相对很好水平的各解释变量显著影响程度从大到小依次为是否示范合作社、社员大会表决方式、初始资产、制度建设完备程度和社员大会会议记录。

四、结论与启示

本文基于安徽省286个农民专业合作社的调查数据，对《农民专业合作社法》制定颁布后的农民专业合作社发展影响因素进行了研究。研究结果表明，合作社的初始规模、制度建设完备程度、治理机制、外部扶持与监管等内外相关因素均显著影响合作社的发展，按照其对合作社发展的正向影响程度由大到小的顺序排列，大致为：是否示范合作社和社员大会表决方式、初始资产规模、制度建设完备程度、社员大会会议记录；按照其对合作社发展的反向影响程度由大到小的顺序排列，则依次为负责人兼任经理社长、主管部门经常检查监督。换言之，以创建高级别示范合作社方式为合作社发展提供政策优惠和资金扶助等外部扶持，实行一人一票为主的社员民主治理机制，充分重视增加初始资产规模，完善合作社内部各项制度建设和执行力度，减小合作社负责人兼任经理社长对合作社民主治理的不利影响，减少过多的行政监管，有利于提高合作社发展水平。研究也表明，合作社初始社员数和负责人持股比重并非显著影响合作社发展的因素。

上述实证研究结论能够带来以下深刻启示：

首先，政府是推动合作社发展的重要外因，政府在合作社发展中的作用应定位于服务与支持，通过完善立法、税收优惠、资金支持、技术援助等构建适于合作社发展的外部环境，引导和指导合作社自我合理发展，政府直接介入合作社活动以及过多的行政干预都不利于合作社发展。

其次，遵循合作制度基本要求，依照以社员为本、社员平等、民主管理、服务社员等合作社原则，进行规范的合作社组织化、制度化建设，是推动农民专业合作社发展的内因。在合作社发展实践中，相当比重的合作社是由农村能人、专业大户等牵头主体带动发展起来的，这些牵头主体因技术、资金、能力、经验等优势往往处于控制合作社运营的支配地位，牵头主体治理机制对现阶段合作社早期发展自然有其积极作用，但从长远来看，通过教育培训等提高社员的民主管理意识和能力，实施民主管理的合作社治理机制才能够保障合作社的持续、高水平发展。

近年来，农民专业合作社数量膨胀、规模偏小，难以抵御较大的自然和市场风险，扩大合作社规模，特别是合作社资产规模，应在今后的合作社发展中给予足够重视。扩大合作社规模的重要途径之一，应注重整合现有合作社资源，积极探索实现多专业、多类型、多领域、多层次的合作社之间的联合，提高产业组织化程度，追求整体规模效应。

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