高雅，吳晨

(仲愷農(nóng)業(yè)工程學(xué)院 a.管理學(xué)院；b.經(jīng)貿(mào)學(xué)院，廣東 廣州 510225)

農(nóng)民合作社異化及其對(duì)組織績(jī)效的影響

高雅a，吳晨b

(仲愷農(nóng)業(yè)工程學(xué)院 a.管理學(xué)院；b.經(jīng)貿(mào)學(xué)院，廣東 廣州 510225)

基于廣東省、安徽省68縣(區(qū))的調(diào)查研究表明，農(nóng)民合作社的綜合異化度為52.49%，農(nóng)民合作社異化現(xiàn)象十分普遍。合作社異化主要有3個(gè)主因子：事前異化包括按市價(jià)收購(gòu)、入股籌資、重視社員培訓(xùn)和盈余返還，事中異化指一人一票制度，事后異化指入社自愿原則。以此作為解釋變量，構(gòu)建多元線性回歸模型考察其對(duì)農(nóng)民合作社績(jī)效的影響。結(jié)果表明：3個(gè)異化因子分別對(duì)合作社績(jī)效產(chǎn)生顯著且不同程度的負(fù)面影響，其中，事前異化因子對(duì)6個(gè)變量均具有顯著的解釋力，事中異化因子對(duì)“較同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力”及對(duì)“組織成員認(rèn)同度”不具有顯著的解釋力，事后異化因子僅對(duì)“幫助成員增加收入”不具有顯著的解釋力。

農(nóng)民合作社；組織異化；組織績(jī)效；異化因子

一、問題的提出

國(guó)內(nèi)外經(jīng)驗(yàn)證明，大力發(fā)展農(nóng)民合作社，不斷提升農(nóng)民組織化水平，是提高農(nóng)民抵御各類風(fēng)險(xiǎn)的能力和逐步引導(dǎo)農(nóng)民參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的一種較為理想的現(xiàn)實(shí)選擇[1]。然而，在中國(guó)著力推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展戰(zhàn)略的轉(zhuǎn)型期，以資本、勞動(dòng)和土地等為主的各類生產(chǎn)要素流轉(zhuǎn)速度進(jìn)一步加快，以“羅虛代爾”原則為基礎(chǔ)的傳統(tǒng)農(nóng)民合作社正悄然發(fā)生變化，農(nóng)民合作社異化現(xiàn)象比較明顯，異化主要體現(xiàn)在合作社的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、章程、目標(biāo)、管理和利益分配等諸多方面[2]。而市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，農(nóng)民合作社作為一種常見的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)主體，組織異化影響組織績(jī)效。農(nóng)民合作社異化程度如何？組織異化是否對(duì)其績(jī)效產(chǎn)生顯著影響？探討這些問題對(duì)于中國(guó)農(nóng)民合作社的健康發(fā)展無疑具有重要的意義。

對(duì)于農(nóng)民合作社績(jī)效及其影響因素問題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者展開了廣泛的研究。Lerman和Parliament[3]對(duì)比美國(guó)的水果、菜蔬和牛奶加工等行業(yè)的合作社與投資者所有公司發(fā)現(xiàn)，合作社具有更強(qiáng)的盈利能力、杠桿作用和利息保障措施；而 Mauget和Declkerck[4]對(duì)歐洲 27家主要農(nóng)業(yè)合作社的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，合作社的經(jīng)濟(jì)績(jī)效集中表現(xiàn)在能通過農(nóng)民、銀行、股票或債券市場(chǎng)籌集資本，增加營(yíng)業(yè)額；Boyle[5]認(rèn)為，農(nóng)民合作社在開拓農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)方面有著明顯的作用；Pulfer[6]等實(shí)證分析表明，社員對(duì)社長(zhǎng)的信任程度、人力資源狀況和成員組成結(jié)構(gòu)對(duì)合作社成長(zhǎng)具有重要影響；Fulton[7]等認(rèn)為，稅率、資本報(bào)酬率和一定比例的利潤(rùn)或收益率等會(huì)不同程度地影響合作社的長(zhǎng)時(shí)間運(yùn)行。黃祖輝[8]等基于浙江省的調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Bootstrap-DEA方法實(shí)證分析了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、合作社經(jīng)營(yíng)水平和管理水平、合作社規(guī)模以及合作社負(fù)責(zé)人的企業(yè)家才能和成員的人力資本狀況等對(duì)合作社績(jī)效的影響；郭紅東和樓棟[9]等基于浙江省的調(diào)查數(shù)據(jù)分析表明，合作社的物質(zhì)資本對(duì)合作社的成長(zhǎng)影響最大，組織資本的影響其次，人力資本的影響并不明顯；孫亞范等[10]對(duì)江蘇省的實(shí)地調(diào)查表明，產(chǎn)權(quán)制度和治理結(jié)構(gòu)對(duì)成員合作行為與組織績(jī)效有顯著的正向影響；徐旭初和吳彬[11]基于浙江省的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，合作社股權(quán)結(jié)構(gòu)、牽頭人情況和理事會(huì)結(jié)構(gòu)等是影響組織績(jī)效的主要因素。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者在農(nóng)民合作社組織績(jī)效相關(guān)領(lǐng)域的研究成果頗豐。但是，這些研究主要是從外部環(huán)境因素和組織結(jié)構(gòu)、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)等內(nèi)部因素方面展開，很少考慮農(nóng)民合作社異化對(duì)合作社績(jī)效的影響。因此，筆者擬在已有研究的基礎(chǔ)上，基于粵、皖兩省的調(diào)查數(shù)據(jù)，分析農(nóng)民合作社異化度及其對(duì)組織績(jī)效的影響。

二、理論分析與指標(biāo)選取

一般認(rèn)為，判斷一個(gè)經(jīng)濟(jì)組織是不是合作社，關(guān)鍵看它是否遵循合作社原則。農(nóng)民合作社異化問題較為復(fù)雜。合作社組織原則的形成最早可以追溯到 1844年“羅虛代爾公平先鋒社”創(chuàng)立的“羅虛代爾”原則，該原則主要包含八個(gè)方面的內(nèi)容：入社自愿；一人一票；現(xiàn)金交易；按市價(jià)售貨；如實(shí)介紹商品的質(zhì)量和價(jià)格等信息；盈余按購(gòu)買額分配；重視對(duì)社員的教育；對(duì)政治和宗教守中立。西方農(nóng)民合作社原則先后經(jīng)歷 1895年、1966年和1995年三次調(diào)整，最終形成穩(wěn)定的七項(xiàng)原則：自愿與開放的社員制；民主的社員控制；社員經(jīng)濟(jì)參與公平、民主；自治與獨(dú)立；提供教育、培訓(xùn)與信息；開展合作社之間的合作；關(guān)心社區(qū)[12-13]。

受內(nèi)外部環(huán)境因素變化的影響，西方發(fā)達(dá)國(guó)家農(nóng)民合作社自20世紀(jì)70年代開始呈現(xiàn)出重大變化，在三個(gè)方面偏離了“羅虛代爾”原則：一是“一人一票”制向承認(rèn)差別制發(fā)展；二是公共積累的不可分割性向產(chǎn)權(quán)明晰化方向發(fā)展；三是對(duì)資本報(bào)酬率的嚴(yán)格限制向外來資本實(shí)行按股分紅方向發(fā)展[14]。最初時(shí)期制定的“羅虛代爾”原則逐漸被“新型羅虛代爾”原則所取代[13]。但是，西方國(guó)家合作社的變革并沒有使它演變?yōu)槠胀ㄆ髽I(yè)，合作社至少在四個(gè)方面與普通企業(yè)有著明顯的區(qū)別：第一，合作社的顧客往往也是它的所有者，而普通企業(yè)的顧客常常是分離的；第二，合作社的目標(biāo)是使既是所有者也是顧客的社員受益，而普通企業(yè)的目標(biāo)只是使其所有者受益；第三，“一人一票”制仍然是合作社的重要原則，“一人多票”有嚴(yán)格的上限限制；第四，按照社員的惠顧額分配利潤(rùn)仍然是合作社的主要分配形式，按股分紅受限制[15]。農(nóng)民合作社異化問題研究最早可追溯到 20世紀(jì) 70年代美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Eitzen在堪薩斯州的農(nóng)村社區(qū)所做的實(shí)證研究[16]。影響農(nóng)民合作社的過去及未來發(fā)展趨勢(shì)的決定因素主要包括：合法的外部環(huán)境、技術(shù)和制度因素[17]。合作經(jīng)濟(jì)組織的演變可以應(yīng)對(duì)新產(chǎn)品和市場(chǎng)結(jié)構(gòu)的變化，克服機(jī)會(huì)主義、資本短缺和組織管理成本方面的不足[18]。

考察中國(guó)目前現(xiàn)有的農(nóng)民合作社，它們大多不再具備“羅虛代爾”原則所涵蓋的特征，表現(xiàn)出較明顯的異化現(xiàn)象，其中，合作組織成員間的異質(zhì)性程度非常突出[19]。筆者擬遵循“羅虛代爾”原則測(cè)度中國(guó)農(nóng)民合作社異化程度。由于該原則涵蓋的內(nèi)容較為豐富，且部分指標(biāo)在測(cè)量時(shí)不具備可操作性，因此，筆者結(jié)合中國(guó)實(shí)際情況，主要選擇以下6個(gè)考察項(xiàng)指標(biāo)：1)入社自愿；2)一人一票；3)采用社員入股辦法籌集資金；4)按市場(chǎng)價(jià)收購(gòu)商品；5)盈余返還；6)重視社員培訓(xùn)。而諸如“對(duì)政治和宗教守中立”的原則在現(xiàn)實(shí)中國(guó)社會(huì)不容易調(diào)查，因而舍棄。

通常情況下，績(jī)效往往涉及到一個(gè)組織(或個(gè)人)投入與產(chǎn)出之間的相互關(guān)系。農(nóng)民合作社績(jī)效表現(xiàn)為多個(gè)方面，其中，既有數(shù)量指標(biāo)也有質(zhì)量指標(biāo)，筆者主要從6個(gè)方面設(shè)計(jì)其觀測(cè)項(xiàng)：1)較同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力情況；2)與年初預(yù)期目標(biāo)相比情況；3)成員對(duì)組織的認(rèn)同度情況；4)較非組織成員收入增長(zhǎng)情況；5)促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展情況；6)幫助成員年平均增加收入情況。其中，前5個(gè)觀察項(xiàng)主要涉及對(duì)合作社組織質(zhì)量方面的考核，因此，主要采用李克特五級(jí)量表分析法進(jìn)行衡量；而最后一項(xiàng)組織成員收入增長(zhǎng)問題，可采用實(shí)際調(diào)查獲得的具體數(shù)據(jù)來表示。

筆者擬先運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析方法測(cè)量農(nóng)民合作社總體異化程度，然后采用主成分分析法得到農(nóng)民合作社異化因子，最后構(gòu)建計(jì)量模型實(shí)證分析農(nóng)民合作社異化度對(duì)組織績(jī)效的影響。

三、樣本來源與描述性統(tǒng)計(jì)

1．樣本來源

本文的數(shù)據(jù)來源于筆者及課題組成員于2012 年1―3月對(duì)安徽和廣東兩省68縣(區(qū))170個(gè)農(nóng)民合作社的訪談和問卷調(diào)查。調(diào)查主要采用重點(diǎn)調(diào)查的方法，安徽是農(nóng)業(yè)大省，廣東則是經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省，涉及安徽省13市26縣(區(qū))和廣東省18市42縣(區(qū))。調(diào)查內(nèi)容除上述的6個(gè)“羅虛代爾”原則考察項(xiàng)和6個(gè)方面的合作社績(jī)效觀測(cè)項(xiàng)外，還涉及2011年農(nóng)民合作社入社成員個(gè)人特征、家庭經(jīng)營(yíng)特征、成員對(duì)農(nóng)民合作社的認(rèn)知度、成員利益需求滿意度以及成員是否選擇退出合作社意愿的影響因素等方面信息。本次調(diào)查共收回148份調(diào)查問卷，其中127份為有效問卷，有效問卷率為85.81%。

2．描述性統(tǒng)計(jì)分析

通過對(duì)所調(diào)查的數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，筆者發(fā)現(xiàn)，廣東省農(nóng)民合作社在成立時(shí)間、合作社平均成員人數(shù)、合作社管理者年齡和學(xué)歷層次、會(huì)員交易量占全部交易量比例等均普遍高于安徽省，但合作社在幫助成員實(shí)現(xiàn)增加收入方面卻不及安徽省(表1)。

所謂異化，其實(shí)質(zhì)就是考察結(jié)果的實(shí)際值與目標(biāo)預(yù)期值之間的偏離，偏離程度越遠(yuǎn)，則異化現(xiàn)象越嚴(yán)重；反之則越輕。針對(duì)筆者確定的“羅虛代爾”原則6個(gè)觀察項(xiàng)而言，若被調(diào)查的農(nóng)民合作社樣本符合“羅虛代爾”原則，則該觀察項(xiàng)沒有出現(xiàn)異化，即異化度為 0；反之，則認(rèn)為樣本觀察項(xiàng)出現(xiàn)異化現(xiàn)象，異化度為 1。筆者運(yùn)用上述分析方法逐一分析調(diào)查得到的127個(gè)農(nóng)民合作社樣本，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：“一人一票”的異化程度最高(81.10%)，其次為“入社自愿”(63.8%)；“重視社員培訓(xùn)”的異化現(xiàn)象最低(18.0%)。由統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以得知：當(dāng)前中國(guó)農(nóng)民合作社成員，特別是普通成員對(duì)合作社運(yùn)行過程中的知情權(quán)和表決權(quán)了解得太少；由于需要交納數(shù)額不等的股本金，普通農(nóng)民參與合作的難度較大；大多數(shù)農(nóng)民合作社比較注重對(duì)成員的相關(guān)職業(yè)技能培訓(xùn)。根據(jù)“羅虛代爾”原則6個(gè)觀察項(xiàng)異化實(shí)際值的算術(shù)平均值，可以得到樣本農(nóng)民合作社的綜合異化度為52.49%(表2)。這說明目前中國(guó)農(nóng)民合作社出現(xiàn)異化現(xiàn)象已是一個(gè)不爭(zhēng)的事實(shí)。

表1 樣本農(nóng)民合作社基本情況

表2 樣本合作社6個(gè)觀察項(xiàng)異化情況

四、農(nóng)民合作社異化對(duì)其績(jī)效的影響

1．農(nóng)民合作社異化的主因子分析

對(duì) 6項(xiàng)觀察變量進(jìn)行檢驗(yàn)得到 KMO值為0.539，Bartlett球形檢驗(yàn)值為 70.058，相伴概率為0.000，小于顯著性水平0.05，統(tǒng)計(jì)結(jié)果拒絕Bartlett球形檢驗(yàn)的零假設(shè)，因此，這6個(gè)變量完全適合作因子分析(表3)。

表3 農(nóng)民合作社異化因素的適當(dāng)性檢驗(yàn)

變量的相關(guān)系數(shù)矩陣有三個(gè)較大特征值分別為1.764、1.303和1.071，前三個(gè)公因子的累積貢獻(xiàn)率達(dá)到68.975%，因此可用前三個(gè)公因子的變化代表整個(gè)樣本的相關(guān)變量的變化，由此提取前3個(gè)主成分F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3（表4）。對(duì)載荷矩陣旋轉(zhuǎn)后得到的3個(gè)主因子，可依次命名：1) 事前異化，主要包括“按市價(jià)收購(gòu)”、“入股籌資”、“重視社員培訓(xùn)”和“盈余返還”。這4個(gè)考察指標(biāo)是可以在農(nóng)民加入合作社之前就確定的觀察項(xiàng)，且涵義比較明確，因而可將其歸結(jié)為“事前異化因子”。2)事中異化，主要為“一人一票”?！耙蝗艘黄薄敝饕w現(xiàn)了社員在合作社日常事務(wù)管理活動(dòng)中能否行使表決權(quán)，這一指標(biāo)表現(xiàn)出較強(qiáng)的時(shí)效性，因而筆者將其歸結(jié)為“事中異化因子”。3)事后異化，主要為“入社自愿”。當(dāng)合作社在日后的組織治理過程中出現(xiàn)不當(dāng)行為，甚至出現(xiàn)違規(guī)、違約等現(xiàn)象時(shí)，成員可以選擇“用腳投票”的方式?jīng)Q定是持續(xù)留在合作社或選擇退出，以最大限度地降低合作社可能對(duì)自身造成的不利影響，由此可達(dá)到監(jiān)督和約束合作社管理者的目的，因而筆者將“入社自愿”歸結(jié)為“事后異化因子”。3個(gè)主因子解釋率分別為29.402%、21.715%和17.858%。

表4 特征值與貢獻(xiàn)率

此外，由于樣本對(duì)應(yīng)觀測(cè)項(xiàng)的指標(biāo)值要么是1，要么是 0，每個(gè)樣本指標(biāo)對(duì)應(yīng)的數(shù)據(jù)較為穩(wěn)定，因而無需再對(duì)上述6個(gè)觀察項(xiàng)作信度檢驗(yàn)?？傮w而言，農(nóng)民合作社異化度觀察項(xiàng)的設(shè)計(jì)和統(tǒng)計(jì)結(jié)果具有一致性和可信度。

2．合作社異化對(duì)組織績(jī)效的影響分析

通過上述分析，當(dāng)用“事前異化”、“事中異化”和“事后異化”3個(gè)異化因子作為解釋變量，以合作社績(jī)效各觀察值作被解釋變量，一共可以建立6個(gè)多元線性回歸模型。模型可設(shè)定為：

其中，yi表示被考察合作社第i個(gè)績(jī)效方面的得分值(i=1,2,…,6)；x1，x2，x3分別表示事前異化、事中異化和事后異化3個(gè)異化因子，αi，βi，γi分別表示 3個(gè)異化因子的系數(shù)，εi為模型的擾動(dòng)項(xiàng)(i=1,2,…,6)，6個(gè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

表5 事前異化、事中異化和事后異化度對(duì)農(nóng)民合作社績(jī)效的影響

模型1的R2為0.17，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，合作社事前異化、事中異化和事后異化度的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)及其對(duì)應(yīng)的 t統(tǒng)計(jì)量分別為 Bata=-0.651(p＜0.05)、Bata=0.398(p＞0.1)和Bata=-1.842(p＜0.01)，表明合作社事前異化和事后異化對(duì)“較同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力”績(jī)效產(chǎn)生顯著影響，其中，當(dāng)合作社事前異化和事后異化程度每上升 1%時(shí)，“較同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力”績(jī)效分別下降0.651%和1.842%；事中異化程度對(duì)合作社“較同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力”績(jī)效影響有限。

模型2的R2為0.107，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，合作社事前異化、事中異化和事后異化度的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)及其對(duì)應(yīng)的 t統(tǒng)計(jì)量分別為 Bata=-0.733(p＜0.01)、Bata=-0.797(p＜0.05)和Bata=-0.902(p＜0.05)，表明合作社事前異化、事中異化和事后異化均對(duì)“與年初預(yù)期目標(biāo)相比”績(jī)效產(chǎn)生顯著負(fù)的影響，當(dāng)合作社事前異化、事中異化和事后異化度每上升1%時(shí)，“與年初預(yù)期目標(biāo)”績(jī)效分別下降0.733%、0.797% 和0.902%。

模型3的R2為0.078，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，合作社事前異化、事中異化和事后異化度的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)及其對(duì)應(yīng)的 t統(tǒng)計(jì)量分別為 Bata=-0.494(p＜0.1)、Bata=-0.201(p＞0.1)和Bata=-0.573(p＜0.1)，表明合作社事前異化和事后異化對(duì)“組織成員認(rèn)同度”績(jī)效產(chǎn)生顯著影響，且當(dāng)合作社事前異化和事后異化度每上升 1%時(shí)，“組織成員認(rèn)同度”績(jī)效分別下降0.494%和0.573%；事中異化度對(duì)合作社“組織成員認(rèn)同度”績(jī)效影響有限。

模型4的R2為0.091，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，合作社事前異化、事中異化和事后異化度的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)及其對(duì)應(yīng)的 t統(tǒng)計(jì)量分別為 Bata=-0.385(p＜0.1)、Bata=-0.750(p＜0.05)和Bata=-0.785(p＜0.05)，表明合作社事前異化、事中異化和事后異化均對(duì)“較非組織成員收入增長(zhǎng)”績(jī)效產(chǎn)生顯著影響，且當(dāng)合作社事前異化、事中異化和事后異化度每上升1%時(shí)，“較非組織成員收入增長(zhǎng)”績(jī)效分別下降0.385%、0.750%和0.785%。

模型5的R2為0.115，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，合作社事前異化、事中異化和事后異化度的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)及其對(duì)應(yīng)的 t統(tǒng)計(jì)量分別為 Bata=-0.565(p＜0.05)、Bata=-0.718(p＜0.05)和Bata=-0.897(p＜0.05)，表明合作社事前異化、事中異化和事后異化均對(duì)“促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展”績(jī)效產(chǎn)生顯著負(fù)的影響，當(dāng)合作社事前異化、事中異化和事后異化度每上升 1%時(shí)，“促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展”績(jī)效分別下降 0.565%、0.718%和0.897%。

模型6的R2為0.09，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著，合作社事前異化、事中異化和事后異化度的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)及其對(duì)應(yīng)的 t統(tǒng)計(jì)量分別為 Bata=-4568.98(p＜0.05)、Bata=-6184.11(p＜0.05)和 Bata=-3093.19(p＞0.1)，表明合作社事前異化和事中異化對(duì)“幫助成員增加收入”績(jī)效產(chǎn)生顯著負(fù)的影響，當(dāng)合作社事前異化和事中異化度每上升1%時(shí)，“幫助成員增加收入”績(jī)效分別下降4 568.98元和6 184.11元，而當(dāng)事后異化度每上升 1%時(shí)，“幫助成員增加收入”績(jī)效下降3 093.19元，但該影響因素不顯著。

綜上所述，6個(gè)反映農(nóng)民合作社績(jī)效的模型擬合效果均比較好，3個(gè)異化因子的系數(shù)基本通過了相應(yīng)水平的統(tǒng)計(jì)假設(shè)檢驗(yàn)，而且3個(gè)異化因子均對(duì)合作社績(jī)效的各方面產(chǎn)生不同程度的負(fù)面影響，符合客觀現(xiàn)實(shí)規(guī)律。

五、結(jié)論與啟示

上述研究遵循“羅虛代爾”原則，運(yùn)用主成分分析法將農(nóng)民合作社的異化分為3個(gè)因子，即事前異化(按市價(jià)收購(gòu)、入股籌資、重視社員培訓(xùn)和盈余返還)、事中異化(一人一票)和事后異化(入社自愿)，以此作為解釋變量，構(gòu)建多元線性回歸模型考察農(nóng)民合作社績(jī)效，結(jié)果表明：1)事前異化因子在6個(gè)計(jì)量模型中均具有顯著的解釋力。說明合作社一旦發(fā)生了事前異化，則必然導(dǎo)致部分原本希望能夠加入合作社的成員被排除在組織之外。這樣農(nóng)民自然獲取不到合作社的益貧效益。2)事中異化因子對(duì)合作組織“較同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力”及“組織成員認(rèn)同度”不具有顯著的解釋力。因?yàn)槭轮挟惢蜃又饕w現(xiàn)在“一人一票”方面，普通成員一旦無法在合作社日常經(jīng)營(yíng)和管理活動(dòng)中行使知情權(quán)和表決權(quán)，慢慢地對(duì)合作社的目標(biāo)和利益的關(guān)心度、對(duì)組織的認(rèn)同度就會(huì)下降。這樣最終會(huì)導(dǎo)致合作社競(jìng)爭(zhēng)力下降。3)事后異化因子僅對(duì)“幫助成員增加收入”不具有顯著的解釋力。因?yàn)槭潞螽惢蜃又饕憩F(xiàn)為“入社自愿”方面，當(dāng)合作社在組織治理過程中發(fā)生機(jī)會(huì)主義行為時(shí)，特別是出現(xiàn)違規(guī)、違約等不利于成員的現(xiàn)象時(shí)，成員可能會(huì)退出合作組織，從而仍將會(huì)面臨小生產(chǎn)與大市場(chǎng)之間的矛盾，不利于收入增長(zhǎng)。

上述研究表明，隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展以及中國(guó)對(duì)外開放程度的進(jìn)一步加深，農(nóng)民合作社異化成為必然的趨勢(shì)并影響其組織績(jī)效。為此，政府相關(guān)職能部門在審批開辦農(nóng)民合作組織時(shí)，應(yīng)優(yōu)先考慮那些主體明確的農(nóng)民合作社，幫助合作社做好產(chǎn)權(quán)界定工作，避免因主體缺失可能引發(fā)有損于合作社發(fā)展的機(jī)會(huì)主義事件發(fā)生，從而導(dǎo)致合作社的分裂。在主體明確的前提下，政府相關(guān)職能部門應(yīng)引導(dǎo)農(nóng)民合作社進(jìn)一步完善各項(xiàng)規(guī)章和法律制度，不斷提高合作社管理者的能力，加強(qiáng)合作社組織治理，尤其要注重組織成員的意愿和行使各項(xiàng)權(quán)力的訴求，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民合作社制度安排上的非均衡性和激勵(lì)相容性。努力解決組織內(nèi)部存在的利益沖突、代理問題以及“隧道效應(yīng)”等治理問題[20]，把農(nóng)民合作社真正辦成“使用者所有、使用者控制和使用者受益”的合作社，防止各種不利于農(nóng)民合作社良性發(fā)展的機(jī)會(huì)主義行為發(fā)生。

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責(zé)任編輯：李東輝

Alienation of farmers' cooperatives and the impact on organizational performance

GAO Yaa，WU Chenb
(a.College of Management; b. College of Economics and Trade, Zhongkai University of Agriculture and Engineering, Guangzhou 510225, China)

Based on the 127 farmers’ cooperatives questionnaire from 68 counties(prefectures) in Guangdong and Anhui provinces, this paper found out that the comprehensive alienation degree of farmer’ cooperatives was 52.49% which suggested that the phenomena was common. Then it analyzed 3 alienation factors: prior alienation (market price to acquire, shares financing, attention membership training and surplus return), matter of alienation (one person, one ticket) and afterwards alienation (voluntary). Using these 3 factors as explanatory variables, the paper constructed a multiple linear regression model to investigate the alienation’s impact on the performance of farmers' cooperatives. The results showed that 3 alienation factors had significant and various degree negative impact on performance of the cooperatives’, among them, the prior alienation factor had significant explanatory power to the 6 variables, the matter of alienation factor did not have any significant explanatory power to two variables, namely industry competition and the organization degree of recognition, and the afterwards alienation factor had no significant explanatory power to the variable of help members increase the average annual income either.

farmers' cooperatives; organization alienation; organizational performance; alienation factors

F306.4

A

1009-2013(2014)03-0027-06

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2014.03.006

2014－03－04

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃一般基金項(xiàng)目(11YJAZH099)；2012年國(guó)家級(jí)大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計(jì)劃項(xiàng)目(1134712011)

高雅(1983—)，女，安徽蕪湖人，碩士，講師，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)產(chǎn)品物流。