蘇春陽 姜宛坤 王瑩 余德貴

摘要?合作社作為現(xiàn)代新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的一種有效形式，積極推動了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的融合與發(fā)展，在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的浪潮中扮演了重要的角色。但目前合作社仍然存在諸多的限制性因素，基于上述現(xiàn)象，從合作社參與者的角度剖析了影響合作社社員利益實現(xiàn)的影響因素，運用主成分分析法（PCA）從社員的資源稟賦、數(shù)字化生產(chǎn)能力，以及合作社參與程度三個角度篩選顯著影響變量，并通過二元Logistic模型進行回歸分析。結(jié)論表明，合作社中的約束機制、社員數(shù)字化能力等顯著影響了社員的利益實現(xiàn)。未來應當加大合作社社員的培訓力度，提高其數(shù)字化生產(chǎn)能力以及綜合素質(zhì)，提高社員的復合生產(chǎn)能力;引導青壯年勞動力的加入，改善合作社的內(nèi)部結(jié)構(gòu);健全合作社內(nèi)部的利益約束機制，健全勞動合同，保障社員的利益。

關(guān)鍵詞?異質(zhì)性;互聯(lián)網(wǎng);合作社;利益實現(xiàn)

中圖分類號?F325?文獻標識碼?A

文章編號?0517-6611（2021）01-0250-04

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2021.01.065

Abstract?Farmers professional cooperatives，as an effective form of the modern agricultural management body，have actively promoted the integration and development of the agricultural industry and played an important role in the wave of agricultural modernization. However，there are still many restrictive factors in the cooperative. Based on the above phenomenon，the influencing factors affecting the realization of the interests of cooperative members are analyzed from the perspective of participants. And three perspectives of cooperative participation are used to screen for significantly influencing variables，and the regression analysis is carried out through a binary logistic model. The conclusion shows that the restraint mechanism and the digitization ability of the members in the cooperative have significantly affected the realization of the members interests. In the future，we should increase the training of cooperative members，improve their digital production capacity and comprehensive quality，and improve the composite production capacity of cooperative members;guide the joining of young and strong labor force，improve the internal structure of cooperatives;improve the cooperatives internal interest control mechanism and labor contracts，protect the interests of members.

Key words?Heterogeneity;Internet;Cooperative;Benefit realization

農(nóng)民專業(yè)合作社作為新時代興起的一種農(nóng)民經(jīng)濟合作形式，經(jīng)濟利益是其發(fā)展的基礎(chǔ)和紐帶，也是合作社產(chǎn)生和發(fā)展的重要動力[1]。在合作社的內(nèi)部，一般具有“共同占有，利益分享，風險共擔”的原則[2]，在順應成員共同需求的基礎(chǔ)上，合作社也獲得了較好的發(fā)展。但由于合作社成員在資源稟賦以及利益訴求等方面存在差異，出現(xiàn)了成員分層現(xiàn)象，可以根據(jù)社員的參與程度和重要性將社員劃分為普通成員和核心成員[3]。另外在自然要素、資本要素、人力要素和社會要素等方面，社員也存在異質(zhì)性[4]。社員異質(zhì)性的存在也導致合作社的正常運轉(zhuǎn)出現(xiàn)諸多問題，如決策困難加大、社員違約率高、投資意愿減少、社員與合作社之間協(xié)作困難等[5]，進而影響合作社的發(fā)展。另外，由于合作社的成員冗雜，也產(chǎn)生了搭便車現(xiàn)象[6]。有學者認為，只有當合作社內(nèi)部的同質(zhì)性較強且兼具明細的組織框架結(jié)構(gòu)才會帶來更好的社員投資意愿與合作需求，以促進合作社的發(fā)展[7]。

而在互聯(lián)網(wǎng)時代的背景下，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的新途徑和必然選擇，同時也是應對新時代農(nóng)業(yè)發(fā)展挑戰(zhàn)的重要舉措[8]。在加速現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展模式構(gòu)建方面，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的融合，也能為農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整開辟新途徑[9]，同時，得益于便捷的互聯(lián)網(wǎng)信息溝通，農(nóng)戶可以及時知悉市場需求并相應調(diào)整產(chǎn)業(yè)規(guī)模和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，并借助合作社帶來的平臺便利。進行產(chǎn)業(yè)延伸和擴展，實現(xiàn)一二三產(chǎn)融合發(fā)展，最終實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品市場穩(wěn)定、供需平衡[10]。因此合作社與互聯(lián)網(wǎng)的有機結(jié)合也是現(xiàn)階段發(fā)展的大趨勢。而要想進一步實現(xiàn)農(nóng)業(yè)信息化，農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的重要參與者也必須具備較高的數(shù)字化生產(chǎn)能力。而從國內(nèi)外現(xiàn)有的文獻來看，大部分研究主要側(cè)重農(nóng)戶的個體特質(zhì)方面，如農(nóng)業(yè)勞動力比重、對農(nóng)業(yè)風險的承受能力、家庭人均收入、戶主文化程度等[11]。此外，也有學者研究農(nóng)業(yè)信息化，認為當前農(nóng)村的信息化用戶綜合素質(zhì)較差，這造成了農(nóng)戶對于網(wǎng)絡(luò)資源的利用程度較低[12]。

前人的研究大多選擇定性而未對合作社社員利益實現(xiàn)的影響因素進行系統(tǒng)歸類分析，關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)背景下社員數(shù)字化生產(chǎn)能力對利益實現(xiàn)影響的研究也較為欠缺，同時也未對諸影響因素的影響能力做出較好解釋。筆者主要以農(nóng)民專業(yè)合作社為研究對象，從合作社社員的異質(zhì)性角度出發(fā)，以社員的數(shù)字化生產(chǎn)能力作為一個重要衡量指標，綜合運用PCA方法與Logistic方法實證研究社員利益實現(xiàn)的影響因素及其影響力度。

1?理論方法

運用主成分分析法（PCA），將可能影響合作社社員利益獲取的較多因素凝聚成幾個少數(shù)指標，之后進一步研究核心影響因素，對經(jīng)因子分析降維得到的主成分進行回歸分析，在分析過程中采用二元Logistic模型分析方法，自動篩選顯著變量，建立最優(yōu)逐步回歸方程，進而確定影響合作社社員利益獲取的主要因素。

1.1?指標選取

為了研究合作社社員利益實現(xiàn)的影響因素，通過前期的文獻查閱以及相關(guān)訪談，選取了X={X1，X2，…，Xi } （ i = 1，2，…，23） 共計23個可能的影響因素，同時將變量人為劃分為成員的資源稟賦類、數(shù)字化生產(chǎn)能力類、合作社參與程度類共計3類（表1）。

1.2?用主成分分析方法提取最基本影響因素

由于上述影響因素是基于人的主觀認知而歸納出來，他們之間難免存在一定的相關(guān)性。另外，變量較多也給分析帶來困難。故采用主成分分析法（PCA）進行降維，將多個復雜指標X1 ，X2，…，Xn降維轉(zhuǎn)換為少數(shù)的幾個互不相關(guān)的綜合指標F={F1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)m} m≤n，從而進行數(shù)據(jù)處理。即可設(shè)F1，F(xiàn)2，… ，F(xiàn)m分別為原變量指標X1，X2，…，Xn的第1，第2，…，第m主成分，且式中滿足：

（2） F1在X1，X2，…，Xn的所有線性組合中的方差最大，F(xiàn)2在與F1不相關(guān)的X1，X2，…，Xn的所有線性組合中方差最大;Fm在與F1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)m-1都互不相關(guān)的X1，X2，… ，Xn的所有線性組合中方差最大。

故可得方程組如下：

其中，a1i，a2i，ami分別為原始變量Xi（i=1，2，…，n）在主成分Fj（j=1，2，…，n）上的荷載。載荷量是主成分與原始指標Xi的相關(guān)系數(shù)，表示了主成分與各原始變量之間的相關(guān)程度。

其中m個變量即為m個特征方程的根，它是確定主成分數(shù)目的依據(jù)。以λi為主成分對應的特征值，則有：

原始變量的n即特征值數(shù)目n，n個特征值之方差等于n個特征值之和，即：n=ni=1λi，用方差衡量變量所包含的信息量，則每個成分所提供方差占總方差（n）的百分比即該成分的貢獻率。

在進行合作社社員利益獲取影響因素研究時，基于資源稟賦、數(shù)字化生產(chǎn)能力和合作社參與程度三個方面，他們之間交叉相關(guān)性為0，因此，在剔除相關(guān)要素、用因子分析降維時，分別從三個方面入手，單獨提取關(guān)鍵要素，最終整合形成核心因素。

1.3?采用線性回歸模型分析

為進一步研究核心影響因素，采用SPSS 23.0軟件對通過主成分分析（PCA）降維得到的主成分進行回歸分析，在分析過程中采用二元Logistic模型分析方法，自動篩選顯著變量，建立最優(yōu)逐步回歸方程。

式中，p（y）表示社員利益實現(xiàn)的概率，1-p（y）表示社員利益未完全實現(xiàn)的概率，Xi表示影響社員利益實現(xiàn)的第i個自變量，βi表示第i個影響因素的系數(shù)，k表示的是影響因素的個數(shù)，αi表示截距，εi為誤差項。

2?實證分析

2.1?數(shù)據(jù)來源?根據(jù)江蘇省的地理位置差異及經(jīng)濟發(fā)展水平，課題研究組于2019年6月至8月，組織20余名調(diào)研員分別選取了經(jīng)濟較發(fā)達的蘇南地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平居中的蘇中地區(qū)以及社會經(jīng)濟發(fā)展水平最低的蘇北地區(qū)展開了具有針對性的調(diào)研，為方便研究，對各個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的典型的合作社成員進行了具體調(diào)研。

選擇縣（市）調(diào)研對象時根據(jù)以下原則選擇：①考慮江蘇省各個地區(qū)的社會收入差距。②各個地區(qū)具有代表性，收入水平居中的鄉(xiāng)鎮(zhèn)和單位。③兼顧區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展類型并具有一定代表性。④各個地區(qū)的行政劃分與空間地理位置。在進行數(shù)據(jù)分析處理時，先后根據(jù)受調(diào)查對象是否參加合作社、是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動等確定目標樣本，之后根據(jù)分析的需要，挑除具有較多缺失值以及異常值的樣本，最終得到有效樣本159個。

2.2?因子分析

為較清晰的呈現(xiàn)變量間的相關(guān)性，進一步降維方便下一步分析，分別對三組變量進行主成分分析（PCA）。分析結(jié)果中，成員資源稟賦（X1～X9）、數(shù)字化生產(chǎn)能力（X10～X16）及合作社參與情況（X17～X22）的KMO取值均位于0.6～0.8（表2），較適合做主成分分析。而從3項的Bartlett檢驗來看，3類所對應的sig.值均為0.000，說明可以認為數(shù)據(jù)來自正態(tài)分布總體，適合做進一步分析。

運用PCA方法，將原有變量濃縮后，資源稟賦類變量可以用5個主成分代表，累計貢獻率79.853%，其中F11在生產(chǎn)用地貢獻較大，F(xiàn)21在職業(yè)類型貢獻較大，F(xiàn)31在投入成本貢獻較大，F(xiàn)41在產(chǎn)業(yè)類型中貢獻占比較大，F(xiàn)5在性別上貢獻最大。

數(shù)字化生產(chǎn)能力類變量可以用5個主成分代表，累計貢獻84.543%，其中F12在信息共享貢獻最大，F(xiàn)22在互聯(lián)網(wǎng)獲取信息貢獻最大，F(xiàn)32在平臺增收力度上貢獻最大，F(xiàn)42在交易信息化上貢獻最大，F(xiàn)52在服務(wù)平臺建設(shè)情況上貢獻最大。

合作社參與情況類變量可以用4個主成分代表，累計貢獻率82.010%，F(xiàn)13在生產(chǎn)率改變上貢獻最大，F(xiàn)23在合同簽訂情況上貢獻最大，F(xiàn)33在熟悉程度和歸屬感上貢獻最大，F(xiàn)43在工作自由權(quán)上貢獻最大（表3）。

2.3?回歸分析

以收入達成成員的收入預期程度為被解釋變量，分別對三類情況進行回歸分析，篩除無關(guān)變量，經(jīng)多步進入方程后，并分析得出系數(shù)的相關(guān)模型（表3）。

最終建立的三個回歸方程Nagelkerke R2的值均大于0.8，所以三個回歸方程的擬合優(yōu)度較高，同時，建立模型中，除性別變量的系數(shù)外，其余系數(shù)均在5%的置信水平下顯著，說明納入方程的自變量均可以較好的反映出社員在合作社中的收益是否達到預期設(shè)想。

從表3可知對于合作社成員的資源稟賦類變量，Wald值均較大，且p值均小于0.05，各項變量的估計系數(shù)為正，F(xiàn)11說明農(nóng)戶越從事專門化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，即農(nóng)產(chǎn)品收入越高、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用地規(guī)模越大，最終農(nóng)戶在合作社中的生產(chǎn)越有利于滿足農(nóng)戶的收入預期。F21說明職業(yè)在合作社成員的利益獲取中有較大影響，農(nóng)戶在生產(chǎn)活動中的職位更高，越容易達到自己的收益預期。F31說明農(nóng)戶在生產(chǎn)中投入資金、技術(shù)等較高要求的成本比投入勞動力、土地等較低要求的成本更易實現(xiàn)自己的收益預期。F41則表明農(nóng)戶在從事農(nóng)業(yè)相關(guān)的服務(wù)業(yè)、加工業(yè)行業(yè)的二三產(chǎn)合作社中要比從事單純的農(nóng)業(yè)種植養(yǎng)殖等傳統(tǒng)行業(yè)的合作社更容易達到預期收益，二三產(chǎn)行業(yè)可以創(chuàng)造更多的農(nóng)戶收益。對于F52，由于p值>0.05，且女性在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的人數(shù)較少，誤差較大，所以本文中排除其對應變量的影響。

對于合作社成員的數(shù)字化生產(chǎn)能力方面，經(jīng)過回歸后保留了代表社員信息共享，聯(lián)網(wǎng)獲取信息能力，使用平臺增收能力，記錄交易行為等四個方面能力的主成分。Wald值均較大，且p值小于0.05，可以得到，當社員的信息共享、聯(lián)網(wǎng)獲取信息、使用平臺增收、記錄交易行為等行為或者能力越強時，社員越可以獲得更好的收益，達到自己的預期。

在衡量合作社成員的參與程度變量方面，F(xiàn)13和F23的系數(shù)絕對值高于F33和F43，說明社員在合作社中的生產(chǎn)率改變、是否簽訂銷售合同以及銷售配合程度方面更顯著影響了社員是否在合作社中能否更好的達到自己的利益預期。合作社在運行中應當注重生產(chǎn)率的提高同時簽訂相應合同，均可較好的保證社員的利益實現(xiàn)。另外，社員互相的熟悉程度、歸屬感以及工作自主權(quán)等也具有一定的影響，合作社應當發(fā)揮積極的帶動作用，提高合作社成員的組織認同感。同時，工作自主權(quán)的相關(guān)系數(shù)為負，則說明了在工作中的約束機制越大，越有利于利益實現(xiàn)。

3?結(jié)果與討論

在互聯(lián)網(wǎng)時代的背景下，為了實現(xiàn)農(nóng)民專業(yè)合作社中社員的利益需求，達到其相應的收益預期，對于合作社而言，應當確立合適的產(chǎn)業(yè)類型，同時不斷提升社員包括數(shù)字化生產(chǎn)能力在內(nèi)的整體素質(zhì)能力，強化合作社內(nèi)部各群體間的利益分配機制，建立完整而相對全面的約束機制，優(yōu)化資源配置，最終實現(xiàn)社員的利益需求。

3.1?加強農(nóng)戶個體能力培訓

隨著農(nóng)村勞動力逐漸向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)專業(yè)，以及現(xiàn)存農(nóng)戶逐步老齡化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的主體將逐步轉(zhuǎn)變?yōu)閺氖逻m度規(guī)模經(jīng)營的中年群體，并具有多年的從農(nóng)經(jīng)驗。在學歷方面，從業(yè)者普遍為高中畢業(yè)，并且新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體以糧食生產(chǎn)，果蔬生產(chǎn)加工，養(yǎng)殖為主，但也朝著休閑農(nóng)業(yè)方面邁步。經(jīng)濟收入普遍在10萬元以上，社會經(jīng)濟較為發(fā)達的蘇南地區(qū)收入更高一些?？偟膩碚f，從業(yè)者們大多有著良好的基本教育，對于生產(chǎn)經(jīng)營有著明確的目標計劃，并對農(nóng)業(yè)政策，農(nóng)業(yè)科技較為關(guān)注，從業(yè)者們的素質(zhì)也在向著多元化，專業(yè)化方向發(fā)展。同時，農(nóng)戶群體也表現(xiàn)出了對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)培訓較大的需求，并且針對不同人群展現(xiàn)出了差異化趨勢。然而現(xiàn)階段的農(nóng)技培訓未能很好地滿足農(nóng)戶的需求，這意味著，在未來，農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓應當注重從單一培訓模式進行轉(zhuǎn)變，結(jié)合農(nóng)戶的差異化需求展開培訓，針對不同的目標群體展開更具有切合性以及針對性的農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓服務(wù)，培育新型職業(yè)農(nóng)民。

3.2?完善內(nèi)部利益約束機制

在合作社的生產(chǎn)協(xié)作過程中，對于合作社其他成員非常熟悉的農(nóng)業(yè)主體僅占29.87%，社員彼此的生疏在一定程度上造成了社員對合作社的歸屬感較低。因而有必要加強合作社社員的合作緊密程度。通過簽訂合適的勞動合同改變社員的合作方式與風險分擔方式，根據(jù)農(nóng)戶風險規(guī)避能力的不同，靈活采取固定租金制和分紅交租等不同的利益分配方式，由合作社來承擔更多的共同風險。也可簽訂多人勞動合同，成立社內(nèi)生產(chǎn)小組，利益分享風險共擔，這樣雙方的合作關(guān)系才會更穩(wěn)固。同時，對于某些自主意識較強的農(nóng)戶，可以適度放松約束，轉(zhuǎn)為服務(wù)型合作組織，為農(nóng)戶的個體生產(chǎn)提供一定的技術(shù)或者設(shè)施等服務(wù)。另外，建立相對健全的訴求與反饋機制，營建良好的生產(chǎn)氛圍，進一步提高合作社社員的參與程度。定期進行調(diào)查分析，解決農(nóng)戶的需求問題，從農(nóng)戶的需求出發(fā)，擴大合作社的聯(lián)合程度。

3.3?提高數(shù)字化生產(chǎn)能力

在合作社的發(fā)展過程中，不斷完善互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、建立完整的線上網(wǎng)絡(luò)交易平臺并實施相應的監(jiān)督與激勵機制，注重信息共享機制。在合作社中建立合適的信息共享機制，可以以較快的速度反饋市場信息，并根據(jù)相關(guān)信息及時作出調(diào)整，提升合作社的生產(chǎn)經(jīng)營收益，并加強不同社員間的聯(lián)結(jié)程度。在線上網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)平臺上，在保證平臺運行流暢的基礎(chǔ)上，擴招引流，直接對接市場，減少農(nóng)產(chǎn)品營銷中的中間流通損耗，進一步減少生產(chǎn)成本。同時也注意交易的流程嚴謹，保證所有交易行為均完整記錄，避免產(chǎn)生內(nèi)部問題。通過此舉，以利益驅(qū)動的方式提高農(nóng)戶對于互聯(lián)網(wǎng)平臺的使用力度，提升其數(shù)字化生產(chǎn)能力，并最終促進農(nóng)戶增收。

參考文獻

[1]孟祥東，薛興利.農(nóng)民專業(yè)合作社利益機制研究綜述[J].合作經(jīng)濟與科技，2015，36（16）：75-77.

[2]張雪峰.江蘇省農(nóng)民專業(yè)合作社利益機制分析[D].重慶：西南大學，2011.

[3]顏華，馮婷.農(nóng)民專業(yè)合作社普通成員的利益實現(xiàn)及其保障機制研究：基于黑龍江省25家種植業(yè)合作社的調(diào)查[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2015（2）：34-40.

[4]林堅，黃勝忠.成員異質(zhì)性與農(nóng)民專業(yè)合作社的所有權(quán)分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2007，28（10）：12-17.

[5]BIJMAN J.Cooperatives and heterogeneous membership：Eight propositions for improving organizational efficiency[R].Budapest，Hungary：Paper Presented at the EMNet-Conference，2005：16-18.

[6]張笑寒，湯曉倩.農(nóng)民專業(yè)合作社聯(lián)合社成員“搭便車”行為研究：基于演化博弈視角[J].華中農(nóng)業(yè)大學學報（社學科學版），2019（4）：45-53，117.

[7]FULTON M.Cooperatives and member commitmen[J].The finnish journal of business economics，1999，4：418-437.

[8]陳紅川. “互聯(lián)網(wǎng)+”背景下現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展路徑研究[J].廣東農(nóng)業(yè)科學，2015，42（16）：143-147.

[9]CZERNICH N.Does broadband internet reduce the unemployment rate？ Evidence for Germany[J].Information economics and policy，2014，29：32-45.

[10]孟英玉.淺談“互聯(lián)網(wǎng)+”對農(nóng)民專業(yè)合作社的影響[J].中小企業(yè)管理與科技，2015（35）：262.

[11]雷娜，趙邦宏，楊金深，等.農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)信息的支付意愿及影響因素分析：以河北省為例[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2007（3）：108-112.

[12]魏秀芬.我國農(nóng)村市場信息服務(wù)和市場信息需求利用分析——結(jié)合天津市的調(diào)查[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2005（5）：54-62.