楊　丹　　劉自敏　　徐旭初

(1.西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶400716； 2.西南大學(xué) 農(nóng)業(yè)教育發(fā)展研究中心，重慶400716；3.杭州電子科技大學(xué) 人文學(xué)院，浙江 杭州 310018)

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治理結(jié)構(gòu)、要素投入與合作社服務(wù)績效

楊丹1,2劉自敏1徐旭初3

(1.西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶400716； 2.西南大學(xué) 農(nóng)業(yè)教育發(fā)展研究中心，重慶400716；3.杭州電子科技大學(xué) 人文學(xué)院，浙江 杭州 310018)

摘要：采用滿意度績效評價(jià)方法，基于中國15個(gè)省市的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，通過路徑分析法研究發(fā)現(xiàn)：合作社的治理結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)服務(wù)要素投入是影響合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)績效的重要因素，而這些因素往往會(huì)通過影響作為中間變量的農(nóng)戶對服務(wù)人員素質(zhì)、服務(wù)收費(fèi)、服務(wù)設(shè)施、服務(wù)滿足需求等的滿意度來影響農(nóng)戶的總體滿意度，除此以外，農(nóng)戶個(gè)體特征以及合作社外部環(huán)境等因素也在發(fā)揮作用。因此，合作社應(yīng)從服務(wù)要素投入、內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)等方面著手，通過提高服務(wù)人員素質(zhì)、完善服務(wù)設(shè)施、進(jìn)行合理收費(fèi)，并建立需求誘導(dǎo)式服務(wù)供給模式等來提升合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的整體績效。

關(guān)鍵詞：合作社；農(nóng)業(yè)服務(wù)；路徑分析法

一、引言

農(nóng)民合作社作為農(nóng)業(yè)服務(wù)的重要供給主體，在為農(nóng)戶提供農(nóng)業(yè)服務(wù)中發(fā)揮著重要作用。合作社的服務(wù)功能是衡量合作社績效的一個(gè)重要維度，因而探討合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)績效的影響因素及其提升路徑顯得尤為關(guān)鍵。

已有研究表明：農(nóng)民合作社的主要作用是為農(nóng)戶提供生產(chǎn)經(jīng)營服務(wù)(Hellin et al.，2009；Yang et al.，2012)，促進(jìn)農(nóng)戶收入增長(楊丹 等，2011)。在市場和政府提供農(nóng)業(yè)服務(wù)失敗的背景下，農(nóng)民合作社已成為提供農(nóng)業(yè)服務(wù)的重要力量(王洋，2010)。與農(nóng)業(yè)公共服務(wù)部門、私人部門相比，農(nóng)民合作社具有獨(dú)特的組織優(yōu)勢(苑鵬，2011)。農(nóng)業(yè)服務(wù)供給主體的收益(Hu et al.，2009)決定了其服務(wù)的效率?，F(xiàn)有研究雖已明確農(nóng)民合作社作為農(nóng)業(yè)服務(wù)有效供給的主體地位，但缺乏對農(nóng)民合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)績效及其影響因素的深入分析。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)對于農(nóng)業(yè)服務(wù)績效的評價(jià)主要有效率評價(jià)法和滿意度評價(jià)法(Dowding et al.，2003)。相比較而言，主觀滿意度不僅能夠衡量農(nóng)戶個(gè)體福利水平，還可以很好地反映農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)服務(wù)的需求信息，因此，本文采用農(nóng)戶對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意程度來度量合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)績效。

基于上述分析，本文以滿意度理論為基礎(chǔ)，從微觀層面建立農(nóng)民合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度影響路徑的分析框架，利用來自中國15個(gè)省市的396個(gè)農(nóng)戶和82個(gè)合作社的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，建立CSI-OProbit模型，并通過路徑分析方法，實(shí)證探討合作社服務(wù)績效的影響因素及其作用路徑。

二、理論分析與研究假說

農(nóng)民合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)績效可能取決于合作社的一些特征，如合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)要素投入和治理結(jié)構(gòu)，以及合作社的經(jīng)營條件和企業(yè)家才能等。有學(xué)者研究了合作社服務(wù)功能的影響因素，發(fā)現(xiàn)：農(nóng)民合作社主營產(chǎn)品的特性、成員擁有的資源狀況、社長的企業(yè)家才能、對社長的激勵(lì)程度、產(chǎn)業(yè)集群、產(chǎn)品認(rèn)證以及政府的資金扶持等對合作社服務(wù)功能的實(shí)現(xiàn)程度具有顯著影響(黃祖輝 等，2012)；組織化潛在收益、組織的創(chuàng)建方式、組織領(lǐng)導(dǎo)人市場從業(yè)經(jīng)驗(yàn)等人力資本條件和村莊市場條件等對組織的服務(wù)功能有一定的影響(黃季焜 等，2010)；農(nóng)民合作社自身的經(jīng)濟(jì)實(shí)力也會(huì)影響其服務(wù)功能(黃祖輝 等，2002)。還有學(xué)者研究了農(nóng)戶對合作社及其服務(wù)功能的滿意度，發(fā)現(xiàn)：合作社內(nèi)部治理機(jī)制對包括服務(wù)滿意度在內(nèi)的社員滿意度有影響(黃勝忠 等，2008)；“支部+合作社”模式的合作社所提供的各項(xiàng)服務(wù)滿意度比農(nóng)民自主成立的合作社更高(韓國明 等，2011)；不同類型的農(nóng)民合作社成員對合作社所提供服務(wù)的滿意程度差異不大，其中最為滿意的是農(nóng)產(chǎn)品加工營銷企業(yè)型合作社，其次為社區(qū)集體組織型合作社，而其他模式合作社的成員滿意度均表現(xiàn)在平均值以下(吳晨，2013)。也有學(xué)者從價(jià)值鏈整合的角度考察了影響合作社提供服務(wù)滿意度的因素(樓棟 等，2013)。還有一些文獻(xiàn)探討了企業(yè)家才能對企業(yè)績效的影響，認(rèn)為：企業(yè)家可以憑借其優(yōu)于一般人的信息優(yōu)勢和能力優(yōu)勢，對稀缺資源進(jìn)行有效協(xié)調(diào)和判斷(Casson，1982)；企業(yè)家精神的發(fā)揮最終會(huì)使得企業(yè)在發(fā)現(xiàn)和利用市場機(jī)會(huì)、開發(fā)新產(chǎn)品和市場、形成組織能力等方面具有競爭優(yōu)勢(Estrin，2002)；企業(yè)家是企業(yè)績效的重要決定變量(李新春 等，2006)。

農(nóng)戶對農(nóng)民合作社提供的農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度作為一種個(gè)體主觀評價(jià)，不可避免地會(huì)受個(gè)人偏好、性情以及預(yù)期的影響，此類因素雖不易觀察，但通常都可以借助于年齡、性別、受教育程度等個(gè)體特征加以刻畫(Lewis et al.，2009；Diaz-Serrano et al.，2011)。因此，本文的計(jì)量模型中也控制了此類因素。

本文認(rèn)為，農(nóng)戶對農(nóng)民合作社提供農(nóng)業(yè)服務(wù)的服務(wù)人員素質(zhì)、服務(wù)收費(fèi)、服務(wù)設(shè)施、服務(wù)是否滿足需求等四個(gè)方面的滿意度評價(jià)會(huì)直接影響農(nóng)戶對農(nóng)民合作社提供農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度評價(jià)，而合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)要素投入和治理結(jié)構(gòu)、農(nóng)戶的基本特征、合作社的經(jīng)營條件和企業(yè)家才能，以及外部環(huán)境特征等，則主要通過影響以上四個(gè)方面從而作用于農(nóng)戶對農(nóng)民合作社提供農(nóng)業(yè)服務(wù)的總體滿意度評價(jià)。因此，本文將對服務(wù)人員素質(zhì)、服務(wù)收費(fèi)、服務(wù)設(shè)施、服務(wù)是否滿足需求這四個(gè)方面的滿意度評價(jià)作為中間變量，將合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)要素投入和治理結(jié)構(gòu)、農(nóng)戶的基本特征、合作社的經(jīng)營條件和企業(yè)家才能，以及外部環(huán)境特征等因素作為初始變量，通過路徑分析，揭示初始變量和中間變量影響農(nóng)戶對農(nóng)民合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)總體滿意度的過程。本文的分析框架詳見圖1。

圖1　農(nóng)戶對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度分析框架

基于上述分析，本文提出：

假說1：中間變量(服務(wù)人員素質(zhì)滿意度、服務(wù)收費(fèi)滿意度、服務(wù)設(shè)施滿意度、服務(wù)滿足需求滿意度)會(huì)正向影響農(nóng)戶對農(nóng)民合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度評價(jià)。若農(nóng)戶對各具體項(xiàng)目滿意度越高，則農(nóng)戶對農(nóng)民合作社提供的農(nóng)業(yè)服務(wù)總體滿意度越高。

假說2：合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)要素投入和治理結(jié)構(gòu)、農(nóng)戶的個(gè)人和家庭特征、合作社的經(jīng)營條件和企業(yè)家才能，以及外部環(huán)境特征等通過作用于中間變量(服務(wù)人員素質(zhì)滿意度、服務(wù)收費(fèi)滿意度、服務(wù)設(shè)施滿意度、服務(wù)滿足需求滿意度)進(jìn)而顯著影響農(nóng)民對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度評價(jià)。

三、數(shù)據(jù)、變量和模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用2013年課題組調(diào)查獲取的微觀數(shù)據(jù)。本項(xiàng)調(diào)查的對象主要是農(nóng)民合作社和農(nóng)戶，受經(jīng)費(fèi)、人力和時(shí)間等限制，在抽樣上選擇了具有一定代表性的地區(qū)，包括中國東部、中部、西部地區(qū)共計(jì)15 個(gè)省(直轄市)的33 個(gè)縣(市)。具體樣本分布見表1。

表1　樣本數(shù)據(jù)分布

本調(diào)查采用分層抽樣方法，首先在東部、中部、西部地區(qū)各選取4～6個(gè)省，然后在各省選取1～3個(gè)市(縣)，再在各市(縣)選取2～5名合作社進(jìn)行合作社調(diào)查，同時(shí)在每個(gè)合作社內(nèi)部選取5名左右的社員農(nóng)戶，以及在該合作社所在村鎮(zhèn)選取5名左右的非社員農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)戶調(diào)查。調(diào)查采取入戶問卷的方式，時(shí)間為2013年6月至9月。2013年6月在重慶地區(qū)進(jìn)行了3次預(yù)調(diào)查，并對問卷做了反復(fù)修改。正式調(diào)查從2013年7月開始。在整個(gè)調(diào)查過程中，由經(jīng)過嚴(yán)格培訓(xùn)的調(diào)查員親自詢問并填寫問卷，對調(diào)查對象提出的問題進(jìn)行解釋，并由課題負(fù)責(zé)人逐一核實(shí)甚至重訪，以此確保數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和有效性。最終，共回收82份有效合作社問卷，以及396份有效農(nóng)戶問卷(包括297個(gè)合作社成員農(nóng)戶問卷和99個(gè)非合作社成員農(nóng)戶問卷)。由于本調(diào)查沒有嚴(yán)格按照隨機(jī)抽樣的方式，所以研究結(jié)論可能無法推斷總體，但希望能在一定程度上描述中國農(nóng)戶對合作社提供農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度評價(jià)狀況。

(二)變量選取

農(nóng)戶對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度評價(jià)有兩個(gè)基本假設(shè)：一是被調(diào)查者有可能回答各種不同的評價(jià)結(jié)果，而各種評價(jià)結(jié)果的概率分布滿足累積正態(tài)分布函數(shù)假設(shè)條件；二是消除被調(diào)查者評價(jià)中的策略行為影響可以通過合理設(shè)計(jì)調(diào)查問卷的方法。根據(jù)費(fèi)耐爾模型(Johnson et al.，1991)，本研究在調(diào)查問卷設(shè)計(jì)中將農(nóng)戶的滿意度評價(jià)結(jié)果分為五個(gè)等級：5代表“非常滿意”；4代表“比較滿意”；3代表“一般滿意”；2代表“比較不滿意”；1代表“非常不滿意”。通過這種方式，既能給被訪者明確的等級界定，又可以讓被訪者有自由的選擇余地，使被訪者的回答能夠滿足農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度評價(jià)方法中的兩個(gè)基本假設(shè)。

本文選取的被解釋變量為：服務(wù)總體滿意度(AS)，服務(wù)人員素質(zhì)滿意度(PS)，服務(wù)設(shè)備投入滿意度(MS)，服務(wù)收費(fèi)滿意度(FS)，服務(wù)滿足需求程度的滿意度(DS)。而本研究的核心解釋變量為合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)要素投入和治理結(jié)構(gòu)。已有研究表明：合作社治理結(jié)構(gòu)是影響合作社績效的重要因素(徐旭初 等，2010；黃勝忠 等，2008)；而從投入產(chǎn)出績效評價(jià)的角度來看，合作社服務(wù)要素的投入是影響服務(wù)績效的決定性因素。對于合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)要素投入(IPT)的度量包括服務(wù)經(jīng)費(fèi)投入(SFE)、服務(wù)人員投入(SP)、服務(wù)專用設(shè)施設(shè)備投入(SM)，以及合作社為成員提供農(nóng)業(yè)服務(wù)的自我評價(jià)(MV)和為非成員提供農(nóng)業(yè)服務(wù)的自我評價(jià)(NMV)等變量；對合作社內(nèi)部治理(GVN)的度量包括第一大股東持股比例(SHD)、利益分配方式(DVD)、是否有成員賬戶(MAC)、社員退出能力(OUT)、監(jiān)事會(huì)次數(shù)(SPV)等變量。此外，還控制了其他變量，包括：用被訪者年齡(AGE)、性別(SEX)、受教育程度(EDU)、是否加入合作社(COP)、戶均耕地面積(LD)等度量的農(nóng)戶特征變量(FMR)；用示范社級別(CPL)、產(chǎn)品認(rèn)證數(shù)量(CN)、是否有單位成員(UM)等度量的合作社經(jīng)營條件變量(OPR)；用社長教育程度(LED)、社長是否黨員(PTM)*黨員在當(dāng)代中國代表著一種“身份”。有研究發(fā)現(xiàn)黨員具有產(chǎn)生更高收入的價(jià)值(陳釗 等，2009)。有必要對此進(jìn)行研究。、社長工作經(jīng)歷(LCR)、社長是否在合作社領(lǐng)取工資(LWG)等度量的合作社企業(yè)家才能變量(ENT)；用政府支持力度(GSP)、政府干預(yù)力度(GIT)、市場距離(DIS)、村經(jīng)濟(jì)水平(VLV)、村受教育程度(VED)等度量的外部環(huán)境變量(EVT)等。變量說明及賦值見表2。

表2　變量說明及賦值

① 服務(wù)專用設(shè)施設(shè)備1件為不多，2～3件為有一些，4～5件為比較多，5件以上為很多。

(三)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

1.農(nóng)戶對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度的描述性統(tǒng)計(jì)

從調(diào)查結(jié)果看，農(nóng)戶對合作社提供的農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度并不高，平均為3.98分，接近“比較滿意”。其中，表示“一般滿意”的占17.17%，“比較滿意”的占61.87%，僅19.19%的農(nóng)戶表示“非常滿意”*需要說明的是，滿意度評價(jià)變量為順序型變量，本來不應(yīng)該計(jì)算均值，但為了方便處理，在滿意度描述分析時(shí)把滿意度評價(jià)變量視為數(shù)值型變量進(jìn)行處理，數(shù)值越大，表明滿意程度越高。。

2.中間變量的描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)分析可知：農(nóng)戶滿意度最高的是合作社提供農(nóng)業(yè)服務(wù)的服務(wù)人員素質(zhì)，其滿意度均值為3.94分，接近“比較滿意”；其次是對服務(wù)收費(fèi)的滿意度，均值為3.54，介于“一般滿意”和“比較滿意”之間；再者是對服務(wù)設(shè)備投入的滿意度，均值為3.32，稍高于“一般滿意”；滿意度最低的是服務(wù)需求滿足程度，均值為2.37，稍高于“比較不滿意”。從滿意度評價(jià)差異來看，農(nóng)戶對服務(wù)設(shè)備投入滿意度的評價(jià)差異最大，對服務(wù)滿足需求程度滿意度的評價(jià)差異最小。

3.初始變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從合作社的服務(wù)要素投入來看，合作社的平均服務(wù)投入經(jīng)費(fèi)為10.6萬元，平均服務(wù)人員為3人，大多數(shù)合作社有比較多的服務(wù)專用設(shè)施設(shè)備，為成員服務(wù)介于“比較滿意”和“非常滿意”之間，為非成員服務(wù)介于“一般滿意”和“比較滿意”之間。從合作社的治理結(jié)構(gòu)來看，第一大股東持股比例平均為37.54%，44%的合作社有二次返利，67%的合作社有成員賬戶，76%的合作社能夠自由退出，平均監(jiān)事會(huì)次數(shù)為2次。從農(nóng)戶特征來看，396個(gè)被訪者的平均年齡為44歲，80%的被訪者為男性，大多數(shù)有初中文化水平，49%的被訪者為合作社成員，戶均耕地面積為0.29畝。從合作社的經(jīng)營條件來看，被調(diào)查的合作社大多是省級示范合作社，平均擁有1～2個(gè)產(chǎn)品認(rèn)證，49%的合作社有單位成員。從企業(yè)家才能來看，大多數(shù)合作社理事長為高中文化，平均有2種工作經(jīng)歷，36%的合作社理事長領(lǐng)取工資。從外部環(huán)境特征來看，大多數(shù)合作社認(rèn)為政府支持力度一般且政府干預(yù)較多，市場距離平均為6.92公里，大多數(shù)合作社所在村的經(jīng)濟(jì)水平相對較差，村民受教育程度為高中及以上的平均占24%。

(四)模型設(shè)定

根據(jù)前文的分析，合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)要素投入和治理結(jié)構(gòu)、農(nóng)戶的基本特征、合作社的經(jīng)營條件和企業(yè)家才能，以及外部環(huán)境特征等會(huì)通過作用于農(nóng)戶四個(gè)方面(服務(wù)人員素質(zhì)、服務(wù)收費(fèi)、服務(wù)設(shè)施、服務(wù)是否滿足需求)的滿意度評價(jià)進(jìn)而影響其對農(nóng)民合作社提供的農(nóng)業(yè)服務(wù)的總體滿意度，因此本文選用路徑分析法進(jìn)行分析。由于中間變量是對農(nóng)戶主觀滿意度(CSI)的測量，屬于順序變量，研究初始變量對中間變量的影響時(shí)需要采用有序Probit方法建立CSI-OProbit模型進(jìn)行多元回歸分析。而研究中間變量對因變量的影響可以使用多元回歸方法。因此，本文采用路徑分析法建立CSI-OProbit模型進(jìn)行實(shí)證分析。 具體模型形式如下：

第一個(gè)方程為研究中間變量對因變量影響的多元回歸方程；第二至第五個(gè)方程分別是研究初始變量對四個(gè)不同中間變量影響的回歸方程。

四、實(shí)證分析結(jié)果

(一)中間變量對因變量的回歸結(jié)果

表3　中間變量對因變量的回歸結(jié)果

注：***、***、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)。

首先用中間變量對因變量農(nóng)戶合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度進(jìn)行多元回歸分析(見表3)，模型的解釋程度為37.6%，具有比較良好的擬合優(yōu)度。分析結(jié)果顯示，四個(gè)中間變量的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)。其中，影響最大的是服務(wù)人員素質(zhì)滿意度，其標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.427，其次是服務(wù)滿足需求滿意度，回歸系數(shù)為0.225。因此，在后面的路徑分析中，將把這四個(gè)滿意度中間變量全部納入回歸模型。

(二)初始變量對中間變量和因變量影響的回歸分析

表4為初始變量對中間變量和因變量的多元回歸分析結(jié)果。從初始變量對因變量的回歸結(jié)果來看，模型通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，解釋程度為16.8%，雖然具有一定的解釋能力，但明顯低于中間變量對因變量37.6%的解釋能力，說明初始變量可能是通過作用于中間變量來影響因變量的，與假設(shè)2相吻合?；貧w結(jié)果表明，除了合作社服務(wù)要素投入和合作社治理結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶滿意度有顯著影響以外，農(nóng)戶特征、合作社經(jīng)營條件和企業(yè)家才能也有顯著影響，其中農(nóng)戶是非合作社成員、合作社有單位成員、合作社社長領(lǐng)工資、合作社第一大股東持股比例越高，農(nóng)戶對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度越高。

表4　初始變量對中間變量和因變量的多元回歸分析結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)；各回歸系數(shù)為邊際效應(yīng)系數(shù)。

從初始變量對中間變量的回歸結(jié)果來看，四個(gè)模型總體上擬合效果良好，都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。表4的回歸結(jié)果表明，初始變量對四個(gè)中間變量的解釋程度最高的是服務(wù)收費(fèi)滿意度，解釋程度為19.1%，對服務(wù)人員素質(zhì)滿意度的解釋程度為12%，對服務(wù)滿足需求滿意度的解釋程度為13.8%，對服務(wù)設(shè)施滿意度的解釋程度9.1%。在服務(wù)收費(fèi)滿意度模型中，合作社服務(wù)要素投入影響最顯著，服務(wù)人員投入和服務(wù)專用設(shè)施設(shè)備投入越多，為非成員服務(wù)自評越高，農(nóng)戶對合作社提供的農(nóng)業(yè)服務(wù)收費(fèi)滿意度越高。在服務(wù)人員素質(zhì)滿意度模型中，除合作社服務(wù)要素投入和合作社治理結(jié)構(gòu)有顯著影響以外，農(nóng)戶特征也有顯著影響。在服務(wù)滿足需求滿意度模型中，除合作社服務(wù)要素投入和合作社治理結(jié)構(gòu)有顯著影響以外，合作社經(jīng)營條件和企業(yè)家才能也有顯著影響，合作社產(chǎn)品認(rèn)證越多、合作社社長是黨員、合作社第一大股東持股比例越高、合作社有成員賬戶，農(nóng)戶對合作社服務(wù)滿足需求滿意度越高。在服務(wù)設(shè)施滿意度模型中，除了合作社服務(wù)要素投入和合作社治理結(jié)構(gòu)有顯著影響以外，農(nóng)戶特征、企業(yè)家才能、外部環(huán)境也有顯著影響，農(nóng)戶是非合作社成員、合作社監(jiān)事會(huì)議次數(shù)越多、合作社所在村經(jīng)濟(jì)水平越高，農(nóng)戶對合作社服務(wù)設(shè)施滿意度越高。

(三)影響合作社提供農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度的路徑分析

表5顯示了初始變量對于因變量的影響過程。其中：間接影響=初始變量對中間變量的回歸系數(shù)×該中間變量對因變量的回歸系數(shù)；總影響=間接影響+直接影響。

表5　初始變量對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度的路徑分析

根據(jù)表4的回歸結(jié)果，顯著性水平大于0.1的回歸系數(shù)未納入表5中。路徑分析結(jié)果表明，農(nóng)戶對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度影響較大的因素是合作社服務(wù)要素投入和合作社治理結(jié)構(gòu)(利益分配方式、社員退出能力)、農(nóng)戶特征(被訪者性別、農(nóng)戶是合作社成員)、合作社經(jīng)營條件(合作社示范社級別、合作社有單位成員)、合作社企業(yè)家才能(社長工資)、外部環(huán)境(政府干預(yù)力度)，其路徑系數(shù)的絕對值在0.1～0.9之間。

由表5可知合作社服務(wù)要素投入和合作社治理結(jié)構(gòu)這兩個(gè)重要因素對合作社服務(wù)績效的影響，同時(shí)也可以看出農(nóng)戶特征、合作社經(jīng)營條件和企業(yè)家才能，以及外部環(huán)境對合作社服務(wù)績效的影響。

在合作社服務(wù)要素投入變量中，除了服務(wù)經(jīng)費(fèi)投入以外，其他因素對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度都有正向影響，尤其是合作社為成員和非成員服務(wù)的自評對農(nóng)戶服務(wù)滿意度有很強(qiáng)的正向影響。服務(wù)經(jīng)費(fèi)投入的負(fù)向影響可能是由合作社服務(wù)供需結(jié)構(gòu)性失衡所造成的，這一點(diǎn)可以從服務(wù)經(jīng)費(fèi)投入顯著降低農(nóng)戶的服務(wù)滿足需求滿意度上得到印證。

在合作社治理結(jié)構(gòu)變量中，第一大股東持股比例能夠顯著提高農(nóng)戶的滿意度，表明股權(quán)集中可以提高合作社績效，這與徐旭初等(2010)的研究結(jié)論比較一致。而利益分配方式對農(nóng)戶對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度呈正向影響，表明合作社的利益分配方式更顧及分散小農(nóng)的利益，合作社治理結(jié)構(gòu)越完善，就越能更好地為農(nóng)戶服務(wù)，越能提高農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度。召開監(jiān)事會(huì)次數(shù)通過顯著提高農(nóng)戶的服務(wù)滿足需求滿意度而提高農(nóng)戶的總體滿意度，這表明監(jiān)事會(huì)能夠有效保障合作社的民主原則，促使合作社提供有針對性的農(nóng)業(yè)服務(wù)。社員退出能力對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度有負(fù)向影響，可能的原因是，被調(diào)查的合作社已處于發(fā)展的成熟階段，社員的退出并不會(huì)影響合作社的聲譽(yù)，也不能對合作社形成約束和監(jiān)督作用。

在農(nóng)戶特征變量中，合作社成員對合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度有負(fù)向影響，即加入合作社的農(nóng)戶對合作社提供的農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度更低，這是一個(gè)有趣的結(jié)論。原因可能在于：加入合作社的農(nóng)戶對合作社有更高的預(yù)期，一旦預(yù)期沒有得到滿足則會(huì)導(dǎo)致滿意度降低；而未加入合作社的農(nóng)戶對合作社并沒有太高的預(yù)期，只要合作社能夠提供一些服務(wù)，農(nóng)戶的滿意度就會(huì)有大幅提升。農(nóng)戶的受教育程度對合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度有顯著正向影響，表明提升農(nóng)戶文化素質(zhì)有助于提高合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)績效。

在合作社經(jīng)營條件變量中，合作社有單位成員對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度呈正向影響，這是因?yàn)閱挝怀蓡T擁有更強(qiáng)的物資資本和社會(huì)資本，能夠給農(nóng)戶提供更好的農(nóng)業(yè)服務(wù)，如提供價(jià)格更優(yōu)惠的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，提供更好的農(nóng)業(yè)機(jī)械設(shè)備等，從而有效滿足農(nóng)戶需求，提高農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度。合作社產(chǎn)品認(rèn)證對合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度有正向影響，因?yàn)楫a(chǎn)品認(rèn)證數(shù)量較多的合作社往往是經(jīng)營條件較好的合作社，服務(wù)能力相應(yīng)更強(qiáng)，能夠?yàn)檗r(nóng)戶提供更好的服務(wù)。

在合作社企業(yè)家才能變量中，社長工資對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度有正向影響，表明有效激勵(lì)合作社社長能夠使合作社為農(nóng)戶提供更有效的服務(wù)，提高農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度。社長是黨員正向影響農(nóng)戶對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度，因?yàn)辄h員身份會(huì)促使社長更好地為農(nóng)戶提供農(nóng)業(yè)服務(wù)以維持其聲譽(yù)。

在外部環(huán)境變量中，政府干預(yù)力度對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度有正向影響，表明政府對合作社的監(jiān)督使合作社更加規(guī)范，從而使合作社為農(nóng)戶提供有效服務(wù)，提高農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度。政府的支持力量對合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度有負(fù)向影響，可能是因?yàn)檗r(nóng)戶對接受政府支持的合作社預(yù)期過高所致。而村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對合作社的農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度有正向影響，表明提升農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有助于合作社服務(wù)績效的提高。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

盡管本研究在回歸模型中控制了一些可能對農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度產(chǎn)生影響的個(gè)體和家庭特征，但主觀評價(jià)仍然存在不可避免的問題，那就是被訪者可能在報(bào)告滿意度水平時(shí)不誠實(shí)，一方面可能因?yàn)榇畋丬嚩蛨?bào)滿意度水平(Duncombe et al.，2003)，另一方面也可能出于對調(diào)查員的尊重而高報(bào)滿意度水平(Lewis et al.，2009)。在不能觀測到具體哪些人會(huì)低報(bào)或高報(bào)時(shí)，排除這種因素的一個(gè)簡單辦法就是對農(nóng)戶滿意度評價(jià)等級重新賦值。賦值的規(guī)則是：當(dāng)被訪者低報(bào)滿意度水平時(shí)，將“非常滿意”、“比較滿意”、“一般滿意”統(tǒng)一視為“滿意”并賦值為1，而將“比較不滿意”和“非常不滿意”統(tǒng)一視為“不滿意”，并賦值為0；當(dāng)被訪者高報(bào)滿意度水平時(shí)，將“非常滿意”和“比較滿意”統(tǒng)一視為“滿意”，并賦值為1，將“非常不滿意”、“比較不滿意”、“一般滿意”統(tǒng)一視為“不滿意”，并賦值為0。對農(nóng)戶滿意度評價(jià)等級重新賦值后，再用Probit模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果表明，大多數(shù)變量的系數(shù)符號和顯著性均未發(fā)生太大變化，因此，不用顧慮被訪者謊報(bào)滿意度水平的問題。

此外，本研究還進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)增加和減少控制變量，發(fā)現(xiàn)主要變量的回歸系數(shù)和顯著性結(jié)果未發(fā)生太大改變。(2)處理了是否合作社成員變量的內(nèi)生性問題。因?yàn)槭欠窦尤牒献魃缡怯赊r(nóng)戶內(nèi)生決定的，這個(gè)變量會(huì)導(dǎo)致選擇性偏誤，使用處理效應(yīng)模型(Treatment Effects Model)處理該變量的內(nèi)生性問題后，主要變量的回歸系數(shù)和顯著性結(jié)果也沒有發(fā)生太大變化。綜上，可以認(rèn)為上文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。限于篇幅，這部分穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果均未列出。

五、結(jié)論和政策含義

本文利用中國15個(gè)省市的396個(gè)農(nóng)戶和82個(gè)農(nóng)民合作社的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)建立CSI-OProbit回歸模型，并通過路徑分析法研究農(nóng)戶對農(nóng)民合作社提供農(nóng)業(yè)服務(wù)滿意度的影響因素及其作用路徑，結(jié)果表明：合作社治理結(jié)構(gòu)和服務(wù)要素投入對合作社服務(wù)滿意度有顯著影響，合作社的利益分配方式更顧及分散小農(nóng)的利益，農(nóng)戶的滿意度更高；合作社服務(wù)經(jīng)費(fèi)投入的增加并未有效滿足農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)服務(wù)需求，而服務(wù)設(shè)施設(shè)備的投入能夠顯著提高農(nóng)戶的滿意度；此外，合作社成員對合作社的服務(wù)滿意程度偏低；單位成員加入合作社能夠顯著提高農(nóng)戶的滿意度；政府對合作社的監(jiān)督使合作社能夠更加規(guī)范，從而使合作社為農(nóng)戶提供有效服務(wù)，有助于提高農(nóng)戶對合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度。

本研究的政策啟示在于：第一，完善合作社內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，提升合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)績效。完善社員需求表達(dá)機(jī)制，建立普通成員與管理者和決策者之間的溝通機(jī)制，充分考慮社員偏好，建立以成員需求作為合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)供給依據(jù)的決策激勵(lì)機(jī)制，同時(shí)充分發(fā)揮監(jiān)事會(huì)、成員代表大會(huì)等監(jiān)督作用，提高合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)績效。第二，提高合作社服務(wù)要素投入，提升合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)績效。提高農(nóng)民合作社服務(wù)人員的素質(zhì)，對農(nóng)業(yè)服務(wù)進(jìn)行合理收費(fèi)，不斷增加服務(wù)設(shè)施設(shè)備的投入，根據(jù)農(nóng)戶的實(shí)際需求提供有針對性的農(nóng)業(yè)服務(wù)，提高農(nóng)戶對農(nóng)民合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度。第三，提升合作社經(jīng)營實(shí)力和企業(yè)家能力，通過加強(qiáng)農(nóng)民合作社自身實(shí)力建設(shè)，如加強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)證、提升合作社級別、吸納單位成員加入，使合作社朝規(guī)范化方向發(fā)展，從而提高農(nóng)戶對農(nóng)民合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度。第四，創(chuàng)造合作社發(fā)展的良好外部環(huán)境，提高農(nóng)民合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的績效。政府相關(guān)部門可以通過具體項(xiàng)目扶持、專項(xiàng)資金補(bǔ)助等多種方法提升對合作社的扶持效果，通過對合作社進(jìn)行考核和審查等方式加強(qiáng)對合作社的干預(yù)，創(chuàng)造良好的市場條件，促進(jìn)合作社發(fā)展，從而提高農(nóng)戶對農(nóng)民合作社農(nóng)業(yè)服務(wù)的滿意度。

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(責(zé)任編輯彭江)

Governance Structure, Factor Input and Cooperatives′ Service Performance

YANG Dan1,2LIU ZiMin1XU XuChu3

(1.College of Economics and Management, Southwest University, Chongqing 400716;2.Agricultural Education Development Research Center, Southwest University, Chongqing 400716;3.School of Humanities and Law, Hangzhou Dianzi University, Hangzhou 310018)

Abstract:Based on satisfaction evaluation method, this paper uses path analysis with survey data of 15 Chinese provinces to find that the cooperatives′ governance structure and agricultural service inputs are the important factors that affect cooperatives′ service performance, and these factors influence farmers′ overall satisfaction through affecting farmers′ satisfaction on service personnel quality, charging, facilities and service. In addition, individual farmer′s characters and cooperatives′ external factors play a role. Therefore, the cooperatives should enhance the quality of service personnel, perfect service facilities, charge reasonably and establish demand-inductive service supply mode from the view of service factor inputs and internal governance structure to enhance the cooperatives′ service performance.

Keywords:farmers′ cooperatives; agricultural service; path analysis；

收稿日期：2015-06-16

作者簡介：楊丹(1981--)，女，湖北宜昌人，管理學(xué)博士，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，西南大學(xué)農(nóng)業(yè)教育發(fā)展研究中心研究人員。

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈管理環(huán)境下農(nóng)民專業(yè)合作社運(yùn)營優(yōu)化研究”(71373063)；重慶市社科規(guī)劃青年項(xiàng)目“創(chuàng)新和發(fā)展三峽庫區(qū)農(nóng)村新型股份專業(yè)合作社——基于分工視角的研究”(2012QNJJ011)；重慶市教育科學(xué)“十二五”規(guī)劃2015年度重點(diǎn)課題“重慶市農(nóng)業(yè)教育對農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)供給的貢獻(xiàn)研究”(2015-GX-002)。

中圖分類號：F324.6；F276.2

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1001-6260(2016)02-0085-10

劉自敏(1981--)，男，四川德陽人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授。

徐旭初(1962--)，男，江蘇揚(yáng)州人，管理學(xué)博士，杭州電子科技大學(xué)人文學(xué)院教授。