农民专业合作社的规范与发展——“鱼与熊掌”能否兼得.pdf

第 41 卷 第 2 期2024 年 4 月中国农业大学学报(社会科学版)Journal of China Agricultural University(Social Sciences)农民专业合作社的规范与发展 “鱼与熊掌冶能否兼得?崔宝玉摇 马摇 璐摘摇 要摇 农民专业合作社的规范与发展能否兼得?何以兼得?这对审视当下中国合作社发展路径具有重大意义。本研究基于安徽省 423 家国家级示范社监测数据,探讨了规范治理对经营绩效的影响,分析了何种权利安排能够实现合作社兼顾规范与发展。研究发现:第一,规范治理对合作社经营绩效具有显著正向影响,且对组织绩效的增进效应强于对社员绩效的增进效应。第二,盈余分配和民主决策规范对合作社经营绩效的影响具有异质性,相对于民主决策规范,盈余分配规范是提高合作社经营绩效的主要路径。第三,调整合作社权利安排、实现剩余控制权与索取权有效匹配,是实现合作社规范与发展兼得的关键路径,而调整决策方式、设置优先股等是实现“两权冶有效匹配的可行路径。本文对重塑合作社治理机制,探寻中国合作社发展路径具有启示和借鉴意义。关键词摇 农民专业合作社;规范治理;经营绩效;剩余索取权;剩余控制权基金项目摇 国家自然科学基金面上项目“数字化转型背景下新农人参与对农民合作社多维绩效的影响机制及其效应研究冶(72173001),教育部人文社科规划基金项目“农民合作社新农人参与:契约制度与社会资本转型及其对组织绩效的影响研究冶(21YJA790012)。作者简介摇 崔宝玉,安徽大学中国乡村振兴研究院教授;马摇 璐,安徽大学中国乡村振兴研究院硕士生。淤摇 截至 2022 年底,全国依法登记的农民合作社达到 222郾 9 万家。强国必先强农 农强方能国强,http:椅www.rmrbbd/202302/t20230216_6420851.htm。摇 摇 2007 年,中华人民共和国农民专业合作社法(以下简称合作社法)实施以来,中国合作社数量快速增长淤。但同时也存在不少乱象,引起众多学者关注,如名实分离(熊万胜,2009)、内部人控制(崔宝玉等,2012)、质性漂移(邓衡山等,2016)等。2015 年,中共中央办公厅、国务院办公厅印发的深化农村改革综合性实施方案指出,要加强合作社规范化建设,深入推进合作社高质量发展。2019 年,中央农办等部门和单位联合颁布的关于开展农民合作社规范提升行动的若干意见强调,要将推动合作社高质量发展作为首要任务,实现合作社发展由数量增长向质量提升转变。20 世纪 90 年代中期迄今,中国合作社践行的是“先发展、后规范冶的道路。当前正是迈向规范提质的关键阶段,对合作社经营绩效及规范治理均提出较高要求,实现发展与规范并重成为合作社的核心议题。然而,在实践中,合作社规范治理与经营绩效似乎是对立的,治理规范的合作社经营绩效往往较低,而经营绩效较高的合作社往往治理不规范(徐旭初,吴彬,2010)。如果合作社治理不规范,就会丧失其本质规定性,而如果经营绩效较低,则会丧失其市场适应性。那么,合作社的规范治理与经营绩效是天然对立的吗?现实中,合作社能否实现规范与发展“鱼与熊掌冶兼得?能否寻找到兼顾本质规定性和市场适应性的发展之路?这两个问题是本文要回答的主要问题。合作社作为一种产权治理机制,其产权主要表现为剩余控制权与剩余索取权。民主治理体现了剩余控制权的平均分配,按交易量(额)分配盈余则反映了剩余索取权的配置形态。合作社规范治理和经营绩效的对立实质上为剩余控制权和剩余索取权的不匹配,甚至是冲突,从而导致合作社治理失范或经营失效。合作社剩余控制权和剩余索取权一定要匹配吗?产权理论对企业剩余控制权和剩余索取权及其关系的讨论为我们提供了启示。对产权的认识可以划分为三个阶段。一是“两权冶分离阶段,在这一阶段,大多认为企业剩余控制权和剩余索取权不需要匹配。例如,Berle 和Means(1932:105-108)、Chandler(1977:578-581)通过对美国大型股份公司的分析,分别提出“委托代理理论冶和“经理式资本主义冶,本质上都反映了所有权与控制权的分离。二是“两权冶匹配阶段,在这一阶段,学者将企业所有权定义为剩余索取权,认为剩余索取权应赋予“监督者冶,即赋予拥有控制权的人(Alchian&Demsetz,1972)。Hart(1995)等主张将企业所有权定义为剩余控制权,认为拥有剩余控制权是为了获得企业剩余收入。虽然对企业所有权的定义有所区别,但他们都认为由于剩余控制权和剩余索取权具有高度互补性,将剩余权分配给同一缔约方符合效率原则,能够实现控制权对索取权充分保障以及索取权对控制权充分激励。在此基础上,Milgrom 和 Roberts(1992:288-293)、张维迎(1995:71-115)主张用剩余控制权和剩余索取权的统一来定义企业所有权,认为剩余控制权与剩余索取权对称是最优的权利安排,能够实现组织与成员之间的激励相容,提升生产经营效率。三是“超产权论冶阶段,Martin 和 Parker(1997:105-108)提出的超产权理论拓宽了产权理论对企业治理的分析视野,并将竞争视为激励的基本因素,认为企业经营绩效有效提升的根本在于市场竞争的约束效应。超产权理论探讨了企业经营绩效改进的外部竞争效应,超越了对企业自身产权的讨论。但就企业产权的安排和配置而言,剩余控制权与剩余索取权的“两权冶匹配已经成为改进企业经营绩效和治理的学界共识。然而,更加强调效率原则的“两权冶匹配可能只适用于营利性企业组织,并非完全适用于非营利性组织。合作社作为兼具企业与共同体双重属性的组织,具有明显的非营利性,难以做到“两权冶完全匹配。为兼顾合作社市场适应性和本质规定性,合作社法通过对民主投票和按交易量(额)分配盈余进行双重约束和限制,一方面081中国农业大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇2024 年突出了资本报酬有限原则,但同时又赋予了合作社可按股份分配 40%的盈余比例;另一方面强调了“一人一票冶民主决策机制,但同时又赋予了出资额或与合作社交易量(额)较大的成员至多 20%的附加表决权,以促进剩余索取权与剩余控制权相对匹配,从而兼顾经营绩效改进与规范治理。相较于罗虚代尔先锋社等传统合作社,合作社法通过 20%的附加表决权与 40%可分配盈余的按股分配方式,一定程度上实现了剩余控制权与剩余索取权的有效匹配,为合作社发展提供了实践路径。理论上,合作社法所规定的剩余索取权分配制度在确保劳动报酬在盈余分配中主体地位的同时,其创新未超越合作社向企业演化的边界,而剩余控制权配置安排通过选择性激励使社员在集体行动中成本与收益尽可能对等,一定程度上兼顾了合作社的规范与发展。实践中,合作社的发展与合作社法的规定有较多背离。核心社员作为合作社治理的驱动者,往往拥有远超过 20%的附加表决权和更多的盈余分配权。此时,合作社虽然能够实现剩余索取权和剩余控制权的匹配,却是以治理失范、偏离本质规定性为代价,导致合作社更多地异化为资本雇佣劳动的营利性企业。然而,如果走向另一种极端,如社区型合作社,采用社会平权方式,即赋予组织成员均等的剩余控制权和索取权,则对核心社员难以形成有效激励,导致合作社无法具有市场适应性。合作社剩余控制权与索取权的配置不能走向两个极端,应以所有者提供的劳动和资本等要素投入为导向,推动劳动和资本等要素组合优化,实现要素权利对等,进而实现劳动者和资本所有者合作共赢。关于何种权利安排能够产生更明显的激励效果,既有研究形成了两类观点。一类观点强调,应赋予普通社员更多剩余控制权并赋予核心社员更多剩余索取权。张浩等(2021)认为,加强农户的合作社剩余控制权并赋予管理者剩余索取权,能够将两类主体与合作社进行利益“捆绑冶,减少农户和核心社员在生产和交易过程中的机会主义行为。芦千文和杨义武(2022)提出,应赋予管理者剩余索取权,以实现人力资本为内在动力的发展,解决信息不对称导致的管理者道德风险和逆向选择问题。另一类观点则强调应赋予核心社员更多剩余控制权及普通社员更多剩余索取权。邓蒙芝等(2021)发现,普通社员加入合作社是为了提高经济效益,而核心社员不仅仅是为了获得同等的经济利益和按惠顾额分配经济利益的权利,更是为了追求与稀缺资源投入相匹配的剩余控制权,赋予核心社员更多剩余控制权对缓解合作社资源匮乏以及改进绩效十分重要。韩旭东等(2020)证实,恰当的盈余分配方式能够通过激励相容机制鼓励社员惠顾合作社,同时提高社员的凝聚力,进而改善合作社经营绩效。可见,无论是前者强调应赋予普通社员更多剩余控制权并赋予核心社员更多剩余索取权,还是后者强调应赋予核心社员更多剩余控制权并赋予普通社员更多剩余索取权,实质上都认为剩余控制权与剩余索取权难以有效匹配,合作社规范与发展“鱼与熊掌冶不能兼得。那么,合作社规范与发展真的不181第 2 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 崔宝玉等:农民专业合作社的规范与发展能兼得吗?何种剩余控制权与索取权分配方式能在保障合作社规范治理的前提下,提高其经营绩效?能否找到中国合作社兼具规范发展与经营绩效改进的权利安排路径?这些问题有待进一步探索。本文基于剩余控制权和索取权匹配的视角,分析了合作社规范治理对经营绩效的影响,检验了民主决策与盈余分配规范对经营绩效的贡献程度,讨论了何种权利安排能够实现合作社规范与发展“鱼与熊掌冶兼得,为优化中国合作社权利配置结构,重塑合作社治理机制提供启示,为探寻中国特色的合作社发展路径提供借鉴。一、理论分析与研究假说(一)治理规范的内涵合作社规范化运行的本质是具备合作社法所规定的产权制度安排和治理结构(张颖,任大鹏,2010)。从产权制度安排看,“盈余按惠顾额返还冶对应合作社剩余索取权,将剩余索取权分配给每一位社员,为社员参与盈余分配提供了产权依据(孙亚范,余海鹏,2012);“成员民主控制冶对应合作社剩余控制权,将剩余控制权分配给每一位社员,为社员参与民主决策提供了保障。从治理结构看,作为人合属性的合作社组织,通过“一人一票冶、按交易量(额)返还盈余的制度设计,确保了组织成员共享合作社所有权、决策权和收益权,有效回应了“谁控制组织、谁利益被代表、谁从组织获益冶等关键问题。可见,盈余按惠顾额返还以及民主决策是最能够体现合作社产权制度安排和特殊治理结构的指标(刘同山,孔祥智,2015)。因此,本文从民主决策规范与盈余分配规范两个维度,考察我国的合作社治理规范对经营绩效的影响。民主决策规范与盈余分配规范既体现了合作社的产权制度安排,又反映了合作社的特殊治理结构,同时兼顾二者,能够更加有效地反映合作社的本质特征和组织特性。(二)治理规范与合作社经营绩效任一经济组织的制度规范都是决定其经营绩效的关键,也是经济组织特别是合作社实践发展中的根本原则。诸多研究表明,治理制度化和规范化有助于提高合作社成长能力和盈利能力(黄胜忠等,2008;徐旭初,吴彬,2010)。当治理规则未规范确立时,合作社易被精英分子或首倡者内部人控制(Cook,1997),并由此产生利益分配、风险分担不均等功能漂移现象,造成合作社经营绩效下降和持续发展能力不足(王丽佳,霍学喜,2016)。而当治理规则在合作社中规范确立时,一方面,产权明晰可以促进异质性成员要素权利对等,激励社员向合作社投资以及与合作社发生交易,促进合作社可持续经营;另一方面,商品契约对要素契约的反向治理也会约束社员在生产和交易过程中的机会主义行为(吴欢等,2018),促进社员履行社员承诺,进而发挥治理规范激励与约束双重作用,实现合作社合作剩余增加。281中国农业大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇2024 年(三)盈余分配规范与合作社经营绩效盈余分配方式是影响合作社稳定、发展与壮大的关键因素(郑丹,2011)。由于我国大多数合作社由能人领办,盈余分配多向资本倾斜,普通社员的劳动主权特征不明显,很难凭借业务惠顾获得明显的合作剩余,不利于合作社经营绩效持续增进。众多研究表明,完善的盈余分配制度能够促进合作社发展(孙亚范,余海鹏,2012;周振,孔祥智,2015)。一方面,规范的盈余分配制度赋予劳动、资本、土地等要素所有者合理的剩余索取权,能够激励要素所有者扩大要素投入,促进合作社扩大经营规模,提升合作社产出水平(周振,孔祥智,2015);另一方面,二次返利能够激励不同社员与合作社发生业务惠顾,在长期合作与博弈中,社员会形成规范的盈余分配制度有利于自身利益最大化的理念,这会增加其对合作社的参与度和忠诚度,提高合作社在资金、土地等方面的资源获取能力和经营规模扩张能力,提升合作社的经营绩效。(四)民主决策规范与合作社经营绩效一般认为,“一人一票冶的民主决策方式是体现社员之间真正平等的重要标志。但是,在异质性社员结构下,这种硬性表决不仅会影响合作社的决策效率,还可能破坏合作社的公平原则(白晓月,2010)。就普通社员而言,他们加入合作社的主要目的是为了获得产品销售和农资购买的帕累托改进,并能享受合作社提供的技术服务与指导。普通社员优势往往在于生产环节,而对加工、销售、品牌运营等非生产性环节的经营决策难以作出准确研判(周文根,2007)。对核心社员而言,由于当前中国合作社仍处于发展的初级阶段,核心社员提供的企业家才能、社会资本等关键性生产要素对合作社运行与发展至关重要。随着环境复杂性增强、管理难度加大,核心社员更是合作社发展进程中的重要依赖对象。在核心社员人力资本与社会资本难以量化的情况下,严格的民主决策方式一方面会限制核心社员的决策权,导致其陷入“心有余而力不足冶的窘境;另一方面会削弱核心社员在生产经营中的自然控制权,偏离其对合作社的关键要素贡献,导致其投资与管理激励不足,抑制合作社经营绩效提升,阻碍合作社发展。基于此,本文提出以下假说。H1:治理规范会提升合作社经营绩效,即与治理不规范合作社相比,治理规范合作社经营绩效更高。H2:盈余分配规范会提升合作社经营绩效,即与盈余分配不规范合作社相比,盈余分配规范合作社经营绩效更高。H3:民主决策规范会抑制合作社经营绩效,即与民主决策不规范合作社相比,民主决策规范合作社经营绩效较低。381第 2 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 崔宝玉等:农民专业合作社的规范与发展二、研究设计(一)模型构建“所有者与惠顾者同一冶作为合作社的本质规定性(邓衡山,王文烂,2014),要求其必须坚持资本报酬有限原则与民主控制原则,而我国合作社的治理规范包括了民主决策规范与盈余分配规范。为揭示合作社规范治理对其经营绩效的影响,需要测算治理规范合作社的平均处理效应(ATT)和治理不规范合作社的平均处理效应(ATU)。在国内外研究中,学者多采用倾向得分匹配法(PSM)进行平均处理效应的测算(Kassie et al.,2011;王慧玲,孔荣,2019)。然而,倾向得分匹配法无法修正由不可观测因素造成的样本选择偏差问题,可能导致测算结果有偏。因此,为避免不可观测因素造成的样本选择偏差问题,本文采用 Lokshin 和 Sajaia(2004)提出的内生转换回归模型(ESR),并分别测算 ATT 与 ATU,以得到更为严谨的结果。内生转换回归模型分为两部分。第一部分为合作社规范治理的选择方程:normal*i=琢Zi+ui摇 normali=1ifnormal*00ifnormal*臆0(1)(1)式中,normali表示合作社 i 是否规范治理,normal=1 表示合作社治理规范,normal=0 表示合作社治理不规范。Zi表示合作社 i 是否治理规范的影响因素向量,琢 为 Zi的回归系数,ui为随机误差项。第二部分为合作社经营绩效的结果方程,用于分析合作社经营绩效的影响因素,其具体形式为:lnincomei0=酌0Xi0+着i0摇 ifnormal=0lnincomei1=酌1Xi1+着i1摇 ifnormal=1(2)(2)式中,lnincomei0与 lnincomei1分别表示治理不规范和治理规范合作社的经营绩效。Xi0与 Xi1分别表示治理不规范和治理规范的合作社经营绩效的影响因素向量,酌0与 酌1分别为其估计系数,着i0与 着i1为随机误差项。然而,在实际情形中,由于无法同时测算出合作社 i 在治理规范和治理不规范两种情境下的经营绩效,若直接对(2)式进行 OLS 估计,将存在由不可观测因素造成的样本选择偏差问题,从而导致估计结果有偏。因此,ESR 模型通过引入逆米尔斯比率 姿i1、姿i0以及(1)式和(2)式随机误差项之间的协方差 滓u1、滓u0,以解决由不可观测因素引起的样本选择偏差问题。对样本选择偏差问题修正后的结果方程可表示为:lnincomei0=酌0Xi0+滓u0姿i0+wi0摇 if normal=0lnincomei1=酌1Xi1+滓u1姿i1+wi1摇 if normal=1(3)(3)式中,滓u0姿i0与 滓u1姿i1为样本选择偏差修正项,wi0与 wi1为随机误差项。通过完全信息极大似然法对(1)和(3)式进行联立估计,进而在内生转换回归模型的反事481中国农业大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇2024 年实框架下,合作社经营绩效的处理效应为:E(lnincomei1|normali=1)=酌1Xi1+滓u1姿i1E(lnincomei0|normali=0)=酌0Xi0+滓u0姿i0E(lnincomei0|normali=1)=酌0Xi1+滓u0姿i1E(lnincomei1|normali=0)=酌1Xi0+滓u1姿i0(4)(4)式中,与 分别表示治理规范和治理不规范的合作社的经营绩效期望值,在实际情形中均可观测。表示治理规范的合作社在治理不规范的反事实假设下的经营绩效期望值,表示治理不规范合作社在治理规范的反事实假设下的经营绩效期望值。治理规范合作社经营绩效的平均处理效应 ATT 为 与 之差,治理不规范合作社经营绩效的平均处理效应 ATU 为 与 之差,即:ATT=-=E(lnincomei1|normali=1)-E(lnincomei0|normali=1)=Xi1(酌1-酌0)+姿i1(滓u1-滓u0)ATU=-=E(lnincomei1|normali=0)-E(lnincomei0|normali=0)=Xi0(酌1-酌0)+姿i0(滓u1-滓u0)(5)为保证决策方程和结果方程的可识别性,决策方程应至少包含一个可识别变量,该识别变量应对合作社治理是否规范有直接影响,但对合作社经营绩效无直接影响。考虑到盈余分配制度和民主决策方式是合作社法的基本规定,理事长对合作社法的了解程度与合作社是否规范治理高度相关,但理事长对合作社法的了解程度可能会通过影响合作社是否规范治理来影响经营绩效,不随外部市场结构变化而变化,即不通过合作社治理是否规范之外的因素影响经营绩效,同时满足外生性条件。因此,本文参照韩旭东等(2020)的研究,将理事长对合作社法的了解程度作为识别变量。此外,除识别变量外,决策方程与结果方程的特征变量保持一致。(二)数据来源本文使用 2019 年安徽省 16 个地级市国家级合作社示范社的监测数据,该数据能够为本研究提供翔实、可靠的数据支撑。第一,本文研究重点是合作社规范与发展之间的关系,考察合作社在发展较快的背景下规范治理对其产生的影响,因此,应选择发展较为成熟、经济实力较强、经营绩效较好的合作社作为分析对象。被遴选为国家级示范社的合作社,往往规模较大,市场适应性较强,治理相对规范,符合合作社发展政策要求。而非示范社更可能偏离合作社本质规定性,甚至存在大量“空壳社冶“挂牌社冶等。如果将非示范社样本纳入进来,可能会导致样本偏差与估计有偏。为保证样本有效性,使用国家级示范社样本来实证检验。第二,示范社在治理与发展方面发挥示范效应,是非示范合作社的发展方向,考察其产权制度安排和治理结构对经营绩效的影响,为探究合作社规范与发展的逻辑关系提供参考,检验非示范合作社规范化发展的可行性。第三,安徽省将示范社培育作为促进合作社高质量发展的重要581第 2 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 崔宝玉等:农民专业合作社的规范与发展路径。从发展速度看,截至 2022 年底,安徽省各级示范社的数量超过 1郾 2 万个,其中省级以上示范社1 755 个淤;从发展质量看,2022 年中国合作社500 强排行榜中,安徽省有 44 家合作社上榜,位居全国第 2 位于。安徽省示范社发展速度和质量位于全国前列,其监测数据具有典型性。第四,相较于调查数据,监测数据是合作社申报、政府层层审查和第三方现场评估的结果,错报与谎报的成本较高,具有较高可信度。参与本次监测的示范社数量为 482 家,剔除掉漏报关键信息与数据失真的示范社,共获得423 家示范社有效数据,有效率为 87郾 76%。监测数据主要涉及合作社负责人情况、治理结构、经营特征以及农户带动情况等信息。示范社有效样本基本特征如表 1 所示。在地区分布方面,位于皖北的示范社共128 家,占比30郾 26%;位于皖中的示范社共112 家,占比26郾 48%;位于皖南的示范社共 183 家,占比 43郾 26%。示范社样本的地理分布较为广泛,基本涵盖安徽省的所有片区。在类型方面,粮食种植类、非粮食种植类(包含果蔬、茶叶、棉花等经济作物种植类示范社)以及养殖类示范社分别占比 26郾 24%、37郾 12%以及 30郾 97%,其他类型示范社(包含农机外包等服务类示范社)占比 5郾 67%。样本示范社种类繁多,比较全面地涵盖了合作社的不同类型。在规模和资产方面,社员规模为 50 人以上的示范社占比为 91郾 02%,资产总额在 100 万元以上的示范社占比为 88郾 65%,示范社样本的社员规模和资产总额普遍较大。表 1摇 示范社基本特征合作社地区频数占比(%)合作社类型频数占比(%)皖北12830郾 26粮食种植类11126郾 24皖中11226郾 48非粮食种植类15737郾 12皖南18343郾 26养殖类13130郾 97其他245郾 67合作社规模(人)频数占比(%)合作社资产(万元)频数占比(%)臆50388郾 98臆1004811郾 35(50,10016939郾 95(100,50016939郾 95(100,15011827郾 90(500,1 0009823郾 171509823郾 171 00010825郾 53摇 摇 注:在地区分布中,皖南包含芜湖、铜陵、宣城、池州、黄山、马鞍山,皖中包含合肥、六安、滁州、安庆,皖北包含淮南、蚌埠、阜阳、亳州、淮北、宿州,共 16 个地级市。681中国农业大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇2024 年淤于安徽省大力推动农民合作社提质增效,https:/ 中国农民合作社 500 强,https:/ 被解释变量被解释变量为“经营绩效冶,主要从组织绩效和社员绩效两个维度来衡量。原因在于,合作社是“所有者与惠顾者同一冶的互助型经济组织,兼具社会性与经济性双重属性,因而在评价经营绩效时,既要关注组织层面的绩效,又要考虑社员层面的绩效(万俊毅,曾丽军,2020)。在组织绩效层面,合作社总收入是考察其组织绩效的可视化窗口,能够客观反映其综合经营情况,进而反映其组织效率。现有研究大都将合作社总收入作为衡量组织绩效的重要指标(韩旭东等,2020),因此选取合作社总收入表示组织绩效。在社员绩效层面,社员社内收入是表征社员绩效的核心指标,能够反映合作社对社员的带动作用,进而直接反映社员参加合作社的效果。借鉴董杰等(2020)的研究,选取社员社内人均收入表示社员绩效。2郾 核心解释变量核心解释变量为“规范治理冶,以盈余分配规范和民主决策规范作为衡量规范治理的指标。原因在于,第一,“盈余按交易量(额)返还冶“成员民主控制冶是合作社的底线特征,也是合作社一直坚守的原则;第二,组织治理的本质是“激励性+约束性冶的制度安排,包括分配机制和决策机制;第三,“盈余按交易量(额)返还冶对应合作社的剩余索取权,“成员民主控制冶对应合作社的剩余控制权,剩余索取权和控制权是合作社所有者最重要的权利。在盈余分配规范方面,参照王真(2016)的研究,依据“是否在资本报酬有限的基础上按交易量(额)返还盈余且返还总额不低于可分配盈余的 60%冶作为判断合作社盈余分配是否规范的标准,并通过“按交易量(额)返还盈余且返还总额不低于可分配盈余的 60%=1,否则=0冶进行赋值。在民主决策规范方面,参照谭银清和王钊(2018)的研究,选取是否实行“一人一票冶的决策方式作为合作社民主决策是否规范的判定依据,并通过“合作社实行一人一票爷的决策方式=1,否则=0冶进行赋值。当合作社兼具盈余分配规范和民主决策规范时,认定合作社治理规范,否则认定其治理不规范,并通过“合作社兼具盈余分配规范和民主决策规范=1,否则=0冶进行赋值。3郾 控制变量为了尽可能克服遗漏变量的影响,借鉴徐旭初和吴彬(2010)、杨丹等(2016)的研究,选取合作社基本特征、理事长特征、外部环境特征以及经营特征作为控制变量。合作社基本特征包括合作社规模、合作社类型、合作社资产状况以及合作社成立年限。理事长特征包括理事长身份、年龄以及受教育程度。合作社外部环境特征包括781第 2 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 崔宝玉等:农民专业合作社的规范与发展政府支持力度淤和合作社地理区位。合作社经营特征包括是否采纳电商、是否建立质量安全追溯制度、“三品一标冶的认证情况以及是否注册商标。4郾 识别变量参照韩旭东等(2020)的研究,选取理事长对合作社法的了解程度作为识别变量,并通过“较低=1,一般=2,较高=3冶进行赋值。原因在于,一方面,合作社治理是否规范是依据合作社法进行判定,因此理事长对合作社法的了解程度会直接影响合作社规范治理;另一方面,理事长对合作社法的了解程度对合作社经营绩效并不产生明显的直接影响。(四)变量描述性统计本文各变量的描述性统计如表 2 所示。在经营绩效方面,样本示范合作社总收入均值高达 434郾 72 万元,社员社内人均收入的均值超过 2 万元,样本合作社在组织层面和社员层面表现出了较好的营收能力和较强的带动作用。在规范治理方面,兼具盈余分配规范和民主决策规范的合作社占比 43郾 1%,盈余分配规范的合作社占比49郾 6%,民主决策规范的合作社占比 73郾 8%。这表明,一方面,样本中多数示范社治理并不规范;另一方面,民主决策规范的合作社多于盈余分配规范的合作社。可能的原因是,相较于盈余分配规范,民主决策规范的实施成本较低。依据农民合作社示范社评定及监测办法,盈余分配以及民主决策是否规范是评定示范社的重要指标。但实践表明,示范社由于面临内部管理风险、市场风险等不确定因素,往往难以长期保持规范,内部治理容易发生异化。在基本特征方面,样本合作社的平均社员数量超过 100 人,平均固定资产总额超过 580 万元,平均社员规模较大,且资产状况较好。样本合作社的平均成立年限超过八年,合作社成员的经营管理经验丰富。在理事长特征方面,理事长身份变量的均值为 2郾 142,合作社理事长多数是具有一定经营能力和社会资本的农村精英。理事长的平均年龄约为 46 岁,多数合作社的理事长正值青壮年。理事长平均受教育程度为2郾 578,这表明多数合作社的理事长具有一定的教育基础。在外部环境特征方面,政府支持力度均值为 1郾 742,这意味着,样本合作社获得的政府扶持并不多。在经营特征方面,接近半数的合作社采纳了电商,注册了商标并建立质量安全追溯制度,但“三品一标冶的认证情况的均值仅为 1郾 392,这表明多数合作社没有对“三品一标冶进行认证。881中国农业大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇2024 年淤本文采用合作社是否享受财政补贴和税收减免政策来反映,若两项政策都没有,表示政府支持力度较小;若有其中一项政策,表示政府支持力度一般;若两项政策都有,表示政府支持力度较大。表 2摇 描述性统计类型变量符号取值均值标准差合作社经营组织绩效income12018 年合作社总收入(万元)434郾 723 690郾 162绩效社员绩效income22018 年合作社社员社内人均收入(万元)2郾 3331郾 776规范治理normal兼具民主决策规范和盈余返还规范:否=0,是=10郾 4310郾 496核 心 解 释变量民主决策规范vote实行“一 人 一 票冶 制 度:否=0,是=10郾 7380郾 440盈余分配规范surplus按交易量(额)返还盈余且返还总额不低于可分配盈余的 60%:否=0,是=10郾 4960郾 501合作社规模size合作社的社员数量115郾 103 168郾 578合作社基本特征合作社类型category粮食种植类=1,果蔬种植类=2,养殖类=3,其他=42郾 1610郾 880合作社资产状况asset合作社固定资产总额(万元)584郾 185 628郾 157合作社成立年限year合作社成立的时间年限(年)8郾 8032郾 230合作社理事长特征理事长身份status普通农民=1,村干部=2,乡镇站所或企业负责人=32郾 3420郾 601理事长年龄age实际年龄(岁)46郾 658郾 454理事长受教育程度education小学及以下=1,初中=2,高中=3,大专及以上=42郾 5780郾 986合作社外部政府支持力度government较小=1,一般=2,较大=31郾 7421郾 786环境特征合作社区位region皖北=1,皖中=2,皖南=32郾 1300郾 849是否采纳电商electronic未采纳=0,采纳=10郾 4490郾 498合作社经营特征是否建立质量安全追溯制度quality未建立=0,建立=10郾 5220郾 500“三品一标冶的认证情况three and one产品通过“三品一标冶认证任意一项=1,两项=2,三项=3,四项=4,未通过“三品一标冶认证=01郾 3921郾 281是否注册商标brand未注册=0,注册=10郾 5890郾 493识别变量对合作社法 的了解程度law较低=1,一般=2,较高=31郾 8631郾 722三、实证结果分析(一)合作社规范治理与经营绩效1郾 合作社规范治理与经营绩效模型联立估计表 3 中的(1)列、(2)列和(3)列报告了合作社规范治理与组织层面经营绩效模981第 2 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 崔宝玉等:农民专业合作社的规范与发展摇 摇表 3摇 ESR 模型的结果变量组织绩效社员绩效(1)(2)(3)(4)(5)(6)normal1lnincome1_1lnincome1_0normal2lnincome2_1lnincome2_0合作社规模-0郾 1060郾 132*0郾 107*-0郾 0990郾 026*0郾 021*(0郾 067)(0郾 039)(0郾 049)(0郾 067)(0郾 007)(0郾 010)合作社类型果蔬种植类0郾 435*0郾 307*0郾 187*0郾 424*0郾 0610郾 037(0郾 113)(0郾 076)(0郾 08)(0郾 114)(0郾 055)(0郾 038)养殖类0郾 215*0郾 139-0郾 1420郾 209*0郾 282-0郾 108(0郾 061)(0郾 166)(0郾 098)(0郾 049)(0郾 198)(0郾 078)其他0郾 1860郾 4920郾 2550郾 1810郾 3320郾 293(0郾 212)(0郾 375)(0郾 198)(0郾 203)(0郾 229)(0郾 181)合作社资产状况-0郾 414*0郾 270*-0郾 0480郾 387*0郾 054*-0郾 009(取对数)(0郾 081)(0郾 065)(0郾 053)(0郾 081)(0郾 013)(0郾 011)合作社成立年限0郾 078*0郾 0110郾 0320郾 084*-0郾 002-0郾 006(0郾 037)(0郾 023)(0郾 026)(0郾 038)(0郾 005)(0郾 005)理事长身份0郾 2040郾 170*-0郾 0010郾 2010郾 034*-0郾 001(0郾 151)(0郾 084)(0郾 138)(0郾 150)(0郾 017)(0郾 028)理事长年龄-0郾 348*-0郾 0740郾 314-0郾 344*-0郾 014*0郾 063(0郾 173)(0郾 258)(0郾 323)(0郾 170)(0郾 002)(0郾 065)理事长受教育程度0郾 135*0郾 076*0郾 0520郾 131*0郾 0150郾 018(0郾 076)(0郾 041)(0郾 064)(0郾 072)(0郾 010)(0郾 013)政府支持力度0郾 1140郾 053*0郾 147*0郾 1200郾 011*0郾 029*(0郾 111)(0郾 030)(0郾 087)(0郾 113)(0郾 006)(0郾 013)合作社区位皖中0郾 0270郾 026-0郾 0390郾 0070郾 005-0郾 008(0郾 098)(0郾 059)(0郾 072)(0郾 102)(0郾 012)(0郾 014)皖南0郾 0130郾 031-0郾 0210郾 012-0郾 004-0郾 007(0郾 033)(0郾 056)(0郾 031)(0郾 022)(0郾 053)(0郾 077)是否采纳电商0郾 1230郾 706*0郾 487*0郾 1660郾 141*0郾 098*(0郾 225)(0郾 155)(0郾 150)(0郾 225)(0郾 031)(0郾 031)是否建立质量安全0郾 354*0郾 223*0郾 290*0郾 337*0郾 044*0郾 058*追溯制度(0郾 185)(0郾 113)(0郾 129)(0郾 184)(0郾 023)(0郾 026)“三品一标冶的认证情况0郾 0390郾 289*0郾 346*0郾 0410郾 058*0郾 069*(0郾 095)(0郾 066)(0郾 065)(0郾 096)(0郾 013)(0郾 013)091中国农业大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇2024 年续表 3摇变量组织绩效社员绩效(1)(2)(3)(4)(5)(6)normal1lnincome1_1lnincome1_0normal2lnincome2_1lnincome2_0是否注册商标0郾 0880郾 701*0郾 336*0郾 0750郾 140*0郾 067*(0郾 213)(0郾 135)(0郾 138)(0郾 211)(0郾 027)(0郾 029)对合作社法的了解程度1郾 672*(0郾 152)1郾 663*(0郾 152)_cons-5郾 493*3郾 238*4郾 142*-5郾 292*0郾 751*0郾 931*(1郾 819)(1郾 151)(1郾 376)(0郾 932)(0郾 230)(0郾 275)lnr1-0郾 326*-1郾 103*(0郾 048)(0郾 052)lnr2-0郾 189*-1郾 208*(0郾 051)(0郾 056)r10郾 228*0郾 327*(0郾 129)(0郾 197)r2-0郾 283*-0郾 451*(0郾 162)(0郾 194)LR test of indep郾 eqns郾4郾 440*(P chi2=0郾 035)10郾 950*(P chi2=0郾 000)Log likelihood-243郾 991-284郾 403N423423摇 摇 注:淤括号内数字为标准误,于*、*和*分别表示 1%、5%和 10%的显著性水平。型的联立估计结果,(4)列、(5)列和(6)列报告了合作社规范治理与社员层面经营绩效模型的联立估计结果。结果显示,两个模型的联立方程独立性 LR 检验均至少在5%水平上拒绝了选择方程和结果方程相独立的原假设,且误差项的相关系数 r1、r2均至少在 10%水平上显著,表明合作社经营绩效模型存在样本选择偏差问题