资产专用性、环境和行为不确定性对农民专业合作社绩效的影响—— 一个基于交易成本理论的分析框架

◎郑秋芬 刘家成

一、引言

合作社自身经营绩效的实现是其带动小农户增收的重要前提，然而中国合作社总体绩效水平并不高（徐旭初、吴彬，2010；李瑞芬、郭瑞玮，2020；杜晓山等，2021），探讨合作社绩效的影响因素及机制也已成为合作社研究的重点难点问题（董杰等，2020）。销售型合作社1形成的两个驱动力，一是通过小农户联合实现规模经济，二是通过纵向整合形成与下游企业的抗衡势力（Bijman & Hendrikse，2003）。国内研究大多关注合作社形成的规模经济效应（徐志刚等，2017），相对忽略了合作社通过规模经济实现绩效提升的空间有限，因为对于大规模技术需求同质的农产品，规模经济的实现已由农户内部转向了外部（如大型农业机械企业、农资店等）。在当前条件下，农产品经营需要越来越多的专用性投资（马志雄等，2012），为了满足消费者对特定农产品的需求，也为了对抗下游企业的机会主义，农户需要联合投入资金进行产后环节的专用性投资（如品牌）。那么，资产专用性的提高能否提升合作社的抗衡势力，进而实现合作社绩效提升？不少学者认为治理结构是影响合作社绩效更重要的因素，分别从理事会成员数及其结构、盈余分配方式、股权结构、理事长的企业家才能等视角探讨治理结构对合作社绩效的作用机制（刘同山、孔祥智，2015；张征华、汪娇，2018；韩旭东等，2020）。因为在许多学者看来，这是合作社异于其他经济组织的根本特征。虽然现有研究较为翔实，但仍有以下两点待改进。

首先，学者们在讨论治理结构对合作社绩效的作用时没有指定合作社类型(Verhofstadt & Maertens，2014)，而合作社能否在自身层面产生绩效取决于合作社的类型(Michalek et al．，2018)。如传统合作社，其绩效主要产生于农户层面，但是销售型合作社绩效不仅体现在农户层面，还体现在合作社层面，合作社层面的绩效是成员绩效的基础，从合作社层面探讨其绩效的影响机制是合理的。

其次，销售型合作社作为一种治理结构，其绩效取决于资产专用性水平、环境不确定性和行为不确 定 性（Williamson，1985、1991、2005；David &Han，2004；Ménard，2007），然而鲜有学者理论分析并实证检验资产专用性水平、环境不确定性和行为不确定性对合作社绩效的作用机制和边际效应。交易成本理论的核心观点是只要治理结构以交易成本最小化原则实现与交易属性的有效匹配，这样的治理结构就获得了较好的绩效（Williamson，2005）。合作社属于混合治理结构，交易属性中资产专用性水平、行为不确定性和环境不确定性被视为影响交易成本的决定性因素（Williamson，1985、1991、2005；Ménard，2007；Ghozzi H et al．，2018）。在有限理性和机会主义的假设前提下，资产专用性水平越高、环境不确定性越大，行为不确定性越大，交易越倾向于通过混合治理结构完成，反之则更倾向于市场（Williamson，1985）。因此，合作社绩效可能是资产专用性水平、环境不确定性和行为不确定性的函数。

那么，资产专用性水平、环境不确定性和行为不确定性对合作社绩效的作用方向、程度及交互关系如何？为了进一步探明上述问题，本文其他部分内容安排如下：第二部分构建资产专用性水平、环境不确定性和行为不确定性对销售型合作社绩效影响的理论框架，第三部分实证设计（数据来源、指标选取、实证模型和统计性分析），第四部分是实证结果及讨论，第五部分总结。

二、理论机制：交易成本的决定性因素与组织绩效

（一）资产专用性水平与销售型合作社绩效

资产专用性水平是指交易在多大程度上依赖于特定关系的资产投资，由于其独特性和专用性，重新部署到其他关系上的成本很高。交易关系中普遍存在物质资本专用性和人力资本专用性，其中物质资本专用性主要是订制专门的设备或信息系统，人力资本专用性主要是知识或专业技能等（Parmigiani，2007）。销售型合作社的专用性投资也主要包括物质专用性投资和人力专用性投资，如为了提升成员耕作技术或改进耕种方法而提供的培训或技术支持（Marcos-Matás et al．，2013），为了提升合作社的营销能力而进行的农业机械设备、贮藏设备、加工设备投资，以及市场渠道拓展等（徐志刚等，2017）。

资产专用性水平对销售型合作社绩效的影响主要通过两条途径，一是资产专用性水平对交易成本的直接作用，二是资产专用性水平通过治理结构间接作用于交易成本。有学者以治理结构的绩效为因变量，资产专用性水平为自变量直接检验了二者的关系，如在企业内部，资产专用性水平的增加会产生共享的知识、信息和惯例等，从而提高协调效率（Grant，1996）。资产专用性水平能够通过降低内部组织成本、生产成本和管理成本来提高交易绩效（Rindfleisch & Heide，1997）。相对于第一条途径，第二条途径更加普遍。按照交易成本理论的核心命题：资产专用性水平越高，整合程度越高，通过整合将较高的交易成本内部化（David & Han，2004），那么根据这一命题可以推断资产专用性越高，交易成本越小，即资产专用性水平与销售型合作社绩效可能是正向关系。

虽然资产专用性水平的增加有利于治理结构绩效的提升，但是在有限理性和机会主义背景下，专用投资也会使双方的交易关系被“锁定”，这种锁定关系为非投资方从投资方的专用投资中获得准租金提供了机会。因此，专用投资还有保障问题（Rindfleisch &Heide，1997），而保障问题可能会改变资产专用性水平对治理结构绩效的作用方向。如一些学者指出，如果没有适当的保障措施，企业将面临事后资产被侵占的机会主义行为或事前因未能投资而产生的生产率损失，从而增加交易成本（Pilling et al．，1994），降低交易绩效。

因此，资产专用性水平的增加能够使销售型合作社保持持续竞争力的同时，也会增加投资方机会主义被剥削的风险。在销售型合作社花费时间和资源改善成员的生产条件或者提供培训来增加其竞争力，而成员没有投入专门的时间和资源的情况下，销售型合作社这样的专用投资行为是有风险的，因为质量获得提升的成员可能将产品卖给价格更高的买家，而成员这种机会主义行为会降低销售型合作社绩效。也有学者提出只有专用性投资用于非核心关系时会增加这种机会主义带来的交易成本（Marcos-Matás，2013）。考虑到销售型合作社的核心成员与非核心成员往往同处于一定的社会关系中，而这种社会关系中蕴藏着诸如信任、行为规范等关系网络，这种“熟人关系网”会形成很好的监督机制，可以作为核心成员专用性投资的一个保障措施来约束非核心成员的机会主义行为（Heide & John，1992）。鉴于上述分析，本文提出假说1：

假说1：资产专用性水平对销售型合作社绩效有正向作用，即资产专用性水平越高，销售型合作社的绩效越高。

（二）环境不确定性、资产专用性水平与销售型合作社绩效

任何一个组织都需要根据外部环境的变化来调整其适应性行为，销售型合作社也不例外。环境不确定性是指由于需求、价格或技术等因素的波动而导致的不可预测性。一般认为环境不确定性越大，交易成本越高，销售型合作社绩效可能越低（Heide & John，1992）。但是环境不确定性并不是作为一个独立变量对治理结构的选择发挥效用，往往是与资产专用性水平结合发挥效用的，即不存在专用性投资时，无论不确定性的程度如何，市场治理都是优选，当存在专用性投资时，不确定性越高，整合决策的可能越大。因此，环境不确定性对销售型合作社绩效可能没有直接影响，但是可能会弱化资产专用性水平对合作社绩效的影响。现实中，环境不确定性对销售型合作社来说非常重要，因为农产品的收获时间、数量和质量都受到自然因素的强烈影响（Bijman & Hendrikse，2003）。此外，农产品市场（尤其是果蔬类农产品）常常面临着不稳定的消费者偏好或产品需求的不可预测性，以及因技术变革、创新或研发带来的新问题以及因新的生产要求或法规变化带来竞争环境的不断变化（Nilsson，2001）。销售型合作社为了适应不断变化的外部环境，减少与成员合作的环境不确定性，加强与成员的合作关系，往往需要投入一定的专用投资。根据上述分析本文提出假说2：

假说2：环境不确定性会弱化资产专用性水平与销售型合作社之间的正向关系。

（三）行为不确定性与销售型合作社绩效

行为不确定性，是指由于交易双方之间的信息不对称，在事后难以预测或验证与交易相关的行为表现。在销售型合作社与成员的交易中，关于农产品市场价格、需求量等的信息不对称，是有利于合作社一方的信息不对称，而关于交易的农产品品质、收获时间以及农药化肥等的信息不对称是有利于成员一方的信息不对称。由于销售型合作社可能无法直接获取成员生产的农产品的预期数量、质量等关键信息，而成员也存在隐瞒这些信息的可能，只要交易一方存在故意隐瞒或欺骗另一方交易信息的行为，就会产生机会主义行为，而这不仅不利于销售型合作社为成员提供更好的后续服务，也不利于成员与销售型合作社形成相互依赖的关系，从而降低销售型合作社绩效。鉴于上述分析，本文提出假说3：

假说3：行为不确定性对销售型合作社绩效有负向作用。

三、模型、数据及变量

（一）模型构建及变量解释

由于本文采用感知绩效来衡量合作社绩效，该指标为多元且有次序，故构建如下有序 Logit模型：

其中yi表示销售型合作社i的绩效，Specificityi表示资产专用性水平，Cuncertaintyi表示环境不确定性，Buncertaintyi表示行为不确定性，Xi为其它控制变量。式（1）表明资产专用性水平、环境不确定性、行为不确定性以及控制变量与销售型合作社绩效之间的关系。根据假说，1的预期方向为正，而3、4方向为负。

因变量是合作社绩效。通常情况下，利润（率）是反映经营绩效的常见指标，如合作社盈余额（周振、孔祥智，2015）、总收入（刘同山、孔祥智，2015；王真，2016）等。虽然这些指标的数据容易获得，但是无法涵盖绩效的普遍特征。此外，合作社不同于营利性企业，其经营目标并非盈余最大化，而是要为成员提供最大化服务。因此，本文以理事长的感知绩效来测度合作社绩效，即理事长对合作社总体经营情况、对与成员合作的满意度以及对与供应链下游主体合作的满意度（Claro et al．，2003），对满意度赋值1-5，依次表示很不满意、较不满意、满意、较满意、很满意，其中高水平的满意度代表实现了绩效期望。

关键自变量是资产专用性水平、环境不确定性和行为不确定性。通常情况下，资产专用性水平即为了提高成员的耕作水平合作社专门作出时间和资源投入的程度，为了保持与成员的交易关系合作社努力的程度，为了提升营销能力合作社专门投入的物质资本和人力资本的程度（Marcos-Matás，2013），程度赋值1-5，依次是没有做出、低、一般、高、非常高。

环境不确定性通过2个题项衡量（Noordewier et al．，1990），即对市场价格变动的幅度和频率预测的难度，对市场需求量预测的难度，难度赋值1-5，依次是完全没难度、不难、有一点难度、比较难、非常难。

行为不确定性通过三个题项衡量（Rindfleisch &Heide，1997），即您在多大程度上同意这样的说法“成员会公开合作社要求他们公开的所有信息；即使合作社支付的价格低于其他收购商，成员依然保持与合作社的交易关系；供应链下游主体通常不会单方面改变需求量、需求质量等信息使合作社蒙受损失”，分别赋值1-5，依次表示非常同意、较同意、同意、较不同意和完全不同意。

其他控制变量主要包括理事长的人力资本和社会网络（如理事长的受教育程度等），以及反映合作社基本运行情况和治理结构，如合作社成员数、合作社成员存续年限等（刘同山、孔祥智，2015；周振、孔祥智，2015；Tadesse et al．，2019）。

（二）数据来源与描述性统计分析

2020年课题组对山东省2231家合作社进行了调研，调研内容包括合作社的基本情况、治理结构、发展现状、运行效果等。在231家合作社中，有162家是销售型合作社3，其中销售型养殖合作社18个，销售型种植合作社144个。在实证分析中略去了销售型养殖合作社样本，最终获得144个销售型种植合作社样本，主要是基于以下两点考虑：一是销售型养殖合作社和销售型种植合作社在前期资本投入、中期要素配置以及后期产品销售等方面完全不同，其绩效不具有可比性；二是销售型养殖合作社的样本量太小，无法进行实证分析，并且其在现实中的分布也较少，难以总结其发展的一般规律。

为了检验资产专用性水平、环境不确定性和行为不确定性以及合作社绩效各题项之间的关联性，需要进行验证性因素分析（Confirmatory Factor Analysis）。CFA的估计结果显示：资产专用性水平通过“为了保持与成员的交易关系合作社努力的程度”和“为了提升营销能力合作社专门投入的物质和人力资本”两个题项测量。环境不确定性通过“对市场价格变动的幅度和频率预测的难度”和“对市场需求量预测的难度”两个题项测量。行为不确定性通过“您在多大程度上同意这样的说法‘成员会公开合作社要求他们公开的所有信息’；‘即使合作社支付的价格低于其他收购商，成员依然保持与合作社的交易’；‘供应链下游主体通常不会单方面改变需求量、需求质量等信息使合作社蒙受损失’”3个题项测量。合作社绩效通过“对合作社经营总体情况的满意度”，“对与成员合作的满意度”以及“对与供应链下游主体合作的满意度”三个题项测量，详见表1。

表1 验证性因素分析结果

从表1来看，模型总体上拟合较好。首先，除了一个题项的标准载荷系数为0．501外，其他题项的标准载荷系数都在0．6以上。其次，从平均方差抽取量（AVE）、组合信度(CR)来看，其中各变量的组合信度均大于0．6，题项内部一致性较好；除了行为不确定性，其他指标的AVE也均大于0．5，表明题项能够很好地表现解释变量的性质，收敛效度较好。最后，从模型拟合指标来看，TLI=0．952， CFI=0．984（大于0．9），RMSEA为0．040（小于0．05），表明模型总体拟合较好。

合作社的绩效除了可能与资产专用性水平、环境不确定性、行为不确定性有关，还可能与合作社经营的产业类型、成立年限以及治理结构等有关。

其中，对于合作社经营的产业类型对合作社绩效的影响存在争议。有的学者认为存续时间长、发展较好的合作社多经营果蔬类等高价值农产品，因为相较于其他类型农产品，果蔬类农产品的交易成本较高，通过合作社更有利于将这些交易成本内部化（Bernard& Spielman，2009；Barham & Chitemi，2009）。有的学者认为，相较于果蔬等园艺类合作社，玉米合作社的绩效更好（Michalek et al．，2018）。还有学者认为，加入果蔬类等高价值的合作社和加入粮食类等低附加值的合作社都有利于提高小农户的市场化水平和农户收入（Ma & Abdulai，2016）。本文产业类型的样本平均数是2．472，表明样本中大多数销售型合作社以经营果蔬类和粮食类农产品为主。

治理结构对合作社绩效的影响也比较复杂，其中盈余分配方式与合作社绩效的关系探讨较多，并且“按交易量返还+按股分红”的分配方式的绩效最高（张征华、汪娇，2018）。本文盈余分配方式的样本均值为2．188，这也意味着合作社的盈余分配方式中“按交易量返还+按股分红”较多。理事会的构成对合作社绩效影响的结论尚不统一，本文样本中农民社员占理事会成员大多数的合作社占比较高，并且理事会一般会对合作社的管理情况进行监督，从这方面来看，样本合作社的治理机制比较规范，规范的合作社可能会获得更高的绩效，因此理事会构成等对合作社绩效可能有一定正向影响。

各指标的统计性描述详见表2，这里需要说明的是关键自变量和因变量的统计性描述是对通过了验证性因素分析的题项求均值后计算所得到的。

表2 主要指标的描述性统计结果

四、实证结果分析

（一）初步回归结果

为了保证模型设定的准确性，本文先用有序Probit模型估计结果，再用普通标准误、稳健标准误分别进行有序Logit模型估计。对比发现有序Probit和有序Logit的普通标准误的结果差别较大，并且有序Probit模型无法用几率比进行解释，再加上有序Logit的普通标准误和稳健标准误的估计结果非常接近，模型设定存在偏误的可能性较小，所以本文选择有序Logit模型进行估计，估计结果详见表3。

表3 模型估计结果

资产专用性水平对合作社绩效有正向作用，且在1%的统计水平上显著，与假说1的预期方向一致。环境不确定性与资产专用性水平的交互作用对合作社绩效有显著的负向作用，即环境不确定性会弱化资产专用性水平对合作社绩效的正向作用，与假说2的理论方向一致。行为不确定性对合作社绩效有负向作用，且在1%的统计水平上显著，与假说3一致。

从几率比（or）的估计结果来看，高资产专用性水平合作社绩效提升的可能性是低资产专用性水平的6．930倍，但是这一正向作用被环境不确定性弱化了20．1%。合作社面临的行为不确定性越高，其绩效提升的可能性会越低。因此，相较于行为不确定性和环境不确定性，资产专用性水平是合作社绩效提升更为关键的因素。

此外，盈余分配方式、理事会构成等也对其绩效产生较为显著影响。其中盈余分配方式越倾向于“按交易量返还+按股分红”，合作社的绩效越高。这与刘同山、孔祥智（2015）以及王真（2016）的结论一致，合作社兼具社会属性和经济属性，盈余分配既要考虑到合作社的长期发展，又要兼顾成员的短期利益需求，平衡两者之间的关系，这样更有利于合作社绩效的实现。

（二）内生性问题的处理

1．工具变量法

资产专用性水平与合作社绩效之间可能存在内生性问题，一方面可能是专用投资的程度越高，合作社的绩效越好，而绩效好的合作社更有能力进行专用性投资，即互为因果的内生性问题；另一方面是存续下来的合作社可能是绩效较好的合作社，所以在获取数据时可能存在样本选择偏差。借鉴以往的研究思路，本文选择销售旺季时该地区收购商的数量作为工具变量，因为销售旺季时当地收购商的数量越多，合作社进行专用性投资后，农户事后机会主义行为发生的可能性越大，在预测到农户的这种行为不确定时，合作社的专用投资激励会下降，进行专用性投资的可能性越小，并且销售旺季时收购商数量较少影响合作社绩效，可能是一个较为理想的工具变量。

为了检验工具变量的有效性，本文参考刘同山（2017）、韩旭东等（2020）的做法，把“当地收购商的数量”和控制变量同时纳入模型，分别对合作社资产专用性水平以及感知绩效作有序Logit回归。结果表明：销售旺季时收购商数量对资产专用性水平的影响在1%的统计水平上显著，对合作社的绩效影响不显著，由此证明销售旺季时收购商数是一个有效的工具变量。因此，本文将以销售旺季时收购商数量作为工具变量进行进一步分析，本文省去了控制变量的估计结果，详见表4。

表4 工具变量有效性检验

工具变量法的估计结果（详见表5）：资产专用性水平的系数显著为正，表明资产专用性水平越高，合作社绩效也越高，资产专用性水平对合作社绩效有显著促进作用。环境不确定性与资产专用性的交互项的系数显著为负，即资产专用性水平对合作社绩效的正向作用会被环境不确定性弱化。行为不确定性对合作社绩效的负向作用依然显著。

表5 工具变量法的估计结果

2．Heckman两步法

Heckman两步法的估计结果（详见表6）：首先，逆米尔斯比率的结果显著表明存在由样本选择偏差导致的内生性问题；其次，在部分解决内生性问题的前提下，资产专用性水平、行为不确定性、环境不确定性和资产专用性水平的交互项依然显著地影响合作社绩效；最后，部分解决内生性问题后，资产专用性水平对合作社绩效的机率比增加了，这意味着有序Logit可能低估了资产专用性水平对合作社绩效的正效应。

表6 Heckman 两步法的回归结果

3． 倾向得分匹配（PSM）方法

由于Heckman两步法只能部分解决样本选择偏差导致的内生性问题，因此，本文借鉴吕若思等（2017）研究思路，将通过倾向得分匹配（PSM）方法来进一步弱化资产专用性水平与合作社绩效的内生性问题。按照资产专用性水平高低将样本合作社分为两组，具体步骤是：首先，将低资产专用性水平的合作社定义为实验组，将高资产专用水平的定义为控制组；其次，计算高资产专用性水平合作社的倾向得分，利用有序Logit模型估计合作社获得高资产专用性水平的概率，并把回归值作为倾向得分，其中被解释变量是高资产专用性水平和低资产专用性水平，解释变量是环境不确定性、行为不确定性等变量；再次，采用一对一最近邻匹配的方法对样本进行匹配，匹配后的样本数是119个；最后，运用匹配样本再次用有序Logit模型进行估计时，还是用销售旺季时收购商数量作为资产专用性水平的工具变量，估计结果表明：资产专用性水平、环境不确定性的交互项、行为不确定性的显著性与Heckman两步法的结果一致，这表明控制部分内生性问题后，资产专用性水平、行为不确定性对合作社绩效的作用方向非常稳健（详见表7）。

表7 Ordered Logit 回归结果（匹配样本）

五、研究结论

本文基于交易成本理论，并采用计量经济模型检验资产专用性水平、环境不确定性以及行为不确定性与合作社绩效的复杂关系。首先，本文的结论支持资产专用性水平对合作社绩效的正向作用，这与资产专用性水平对治理结构选择的影响方向一致，即资产专用性水平越高，整合决策的可能性越大，治理结构的绩效越高。其次，相对于资产专用性水平，不确定性对合作社绩效影响的结论较为复杂，其中行为不确定性的结论支持将不确定性作为独立变量考察对治理结构影响的结论，但是环境不确定性的结论不支持不确定性的独立作用，而是要与资产专用性水平结合才能影响治理结构选择。正如David & Han（2004）的分析中提到，在交易成本理论的实证分析中有23%的学者支持不确定性作为一个独立变量对治理结构选择的显著作用，而43%的学者支持不确定性与资产专用性水平的交互作用对治理结构选择的显著作用。本文的结论为不确定性的实证分歧提供了一个可能的解释，即不确定性的内涵丰富，可能包含了环境不确定性和行为不确定性等内容，而每一种不确定性对治理结构选择的作用方向可能不同，所以在具体研究时需要对不确定性进行细分。最后，值得注意的是，虽然专用投资的增加能够减少环境不确定性、提高合作社绩效，并且由于专用投资的稀缺、难以复制等特性也能使组织更具有竞争力，但这并不意味着可以通过无限制提高资产专用性水平来提升合作社绩效。因为随着资产专用性水平的提升面临“敲竹杆”的风险也随之增加，当合作社的资产专用性水平高到一定程度，非投资方的行为不确定性增加，随着事后不确定性的增加，合作社绩效也会下降。

虽然本文借鉴以往的研究尽量完善对合作社绩效的测度，但是仍然存在以下几点不足：一是绩效感知指标更多反映的是理事长的主观判断，受到理事长的人力资本和社会资本的影响，量化方式仍可优化；二是虽然本文的研究表明一定的资产专用性水平对合作社绩效有提升作用，但是没有检验在怎样的条件或范围下，专用投资更有利于其绩效的提升，有待进一步研究。

注释：

1根据我国农业农村部（http：//zdscxx．moa．gov．cn：8080/misportal/public/publicationRedStyle．jsp？key= ），以及国内外学者（扶玉枝、黄祖辉，2012；Sexton & Lavoie，2001)对合作社类型的分类及定义，销售型合作社(marketing cooperative)是指对农户生产的农产品进行运输、包装、配送和销售等活动的合作社，目前中国农民专业合作社多为销售型合作社。

2山东省在合作社发展方面具有代表性，主要因为相较于其他省份，山东省合作社数量占比最高。截至2019年10月底，全国依法登记的农业合作社达到220．3万家。截至2019年12月底，山东省依法登记的合作社有20．91万家，占全国依法登记合作社的9．49%。数据来自http：//www．zgnmhzs．cn/yw/202007/t20200729_7470694．htm。

3选取依据主要为销售型合作社定义设定的两个题项，即“您所在合作社是否以销售农产品为主”，以及“您所在合作社除了农产品销售，是否还提供加工、包装、运销等服务？”，两者都是视为销售型合作社，反之为其他类型合作社。