高雅，吳晨

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

農(nóng)民合作社異化及其對組織績效的影響

高雅a，吳晨b

(仲愷農(nóng)業(yè)工程學院 a.管理學院；b.經(jīng)貿(mào)學院，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個主因子：事前異化包括按市價收購、入股籌資、重視社員培訓和盈余返還，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農(nóng)民合作社績效的影響。結(jié)果表明：3個異化因子分別對合作社績效產(chǎn)生顯著且不同程度的負面影響，其中，事前異化因子對6個變量均具有顯著的解釋力，事中異化因子對“較同行業(yè)競爭力”及對“組織成員認同度”不具有顯著的解釋力，事后異化因子僅對“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；組織績效；異化因子

一、問題的提出

國內(nèi)外經(jīng)驗證明，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)民抵御各類風險的能力和逐步引導(dǎo)農(nóng)民參與市場競爭的一種較為理想的現(xiàn)實選擇[1]。然而，在中國著力推進城鄉(xiāng)一體化發(fā)展戰(zhàn)略的轉(zhuǎn)型期，以資本、勞動和土地等為主的各類生產(chǎn)要素流轉(zhuǎn)速度進一步加快，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、管理和利益分配等諸多方面[2]。而市場經(jīng)濟條件下，農(nóng)民合作社作為一種常見的市場競爭主體，組織異化影響組織績效。農(nóng)民合作社異化程度如何？組織異化是否對其績效產(chǎn)生顯著影響？探討這些問題對于中國農(nóng)民合作社的健康發(fā)展無疑具有重要的意義。

對于農(nóng)民合作社績效及其影響因素問題，國內(nèi)外學者展開了廣泛的研究。Lerman和Parliament[3]對比美國的水果、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)，合作社具有更強的盈利能力、杠桿作用和利息保障措施；而 Mauget和Declkerck[4]對歐洲 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)濟績效集中表現(xiàn)在能通過農(nóng)民、銀行、股票或債券市場籌集資本，增加營業(yè)額；Boyle[5]認為，農(nóng)民合作社在開拓農(nóng)產(chǎn)品市場方面有著明顯的作用；Pulfer[6]等實證分析表明，社員對社長的信任程度、人力資源狀況和成員組成結(jié)構(gòu)對合作社成長具有重要影響；Fulton[7]等認為，稅率、資本報酬率和一定比例的利潤或收益率等會不同程度地影響合作社的長時間運行。黃祖輝[8]等基于浙江省的調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Bootstrap-DEA方法實證分析了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、合作社經(jīng)營水平和管理水平、合作社規(guī)模以及合作社負責人的企業(yè)家才能和成員的人力資本狀況等對合作社績效的影響；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)資本對合作社的成長影響最大，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]對江蘇省的實地調(diào)查表明，產(chǎn)權(quán)制度和治理結(jié)構(gòu)對成員合作行為與組織績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結(jié)構(gòu)等是影響組織績效的主要因素。

綜上所述，國內(nèi)外學者在農(nóng)民合作社組織績效相關(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)民合作社異化對合作社績效的影響。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組織績效的影響。

二、理論分析與指標選取

一般認為，判斷一個經(jīng)濟組織是不是合作社，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方面的內(nèi)容：入社自愿；一人一票；現(xiàn)金交易；按市價售貨；如實介紹商品的質(zhì)量和價格等信息；盈余按購買額分配；重視對社員的教育；對政治和宗教守中立。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)定的七項原則：自愿與開放的社員制；民主的社員控制；社員經(jīng)濟參與公平、民主；自治與獨立；提供教育、培訓與信息；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)達國家農(nóng)民合作社自20世紀70年代開始呈現(xiàn)出重大變化，在三個方面偏離了“羅虛代爾”原則：一是“一人一票”制向承認差別制發(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；三是對資本報酬率的嚴格限制向外來資本實行按股分紅方向發(fā)展[14]。最初時期制定的“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”有嚴格的上限限制；第四，按照社員的惠顧額分配利潤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 70年代美國經(jīng)濟學家Eitzen在堪薩斯州的農(nóng)村社區(qū)所做的實證研究[16]。影響農(nóng)民合作社的過去及未來發(fā)展趨勢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)濟組織的演變可以應(yīng)對新產(chǎn)品和市場結(jié)構(gòu)的變化，克服機會主義、資本短缺和組織管理成本方面的不足[18]。

考察中國目前現(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”原則測度中國農(nóng)民合作社異化程度。由于該原則涵蓋的內(nèi)容較為豐富，且部分指標在測量時不具備可操作性，因此，筆者結(jié)合中國實際情況，主要選擇以下6個考察項指標：1)入社自愿；2)一人一票；3)采用社員入股辦法籌集資金；4)按市場價收購商品；5)盈余返還；6)重視社員培訓。而諸如“對政治和宗教守中立”的原則在現(xiàn)實中國社會不容易調(diào)查，因而舍棄。

通常情況下，績效往往涉及到一個組織(或個人)投入與產(chǎn)出之間的相互關(guān)系。農(nóng)民合作社績效表現(xiàn)為多個方面，其中，既有數(shù)量指標也有質(zhì)量指標，筆者主要從6個方面設(shè)計其觀測項：1)較同行業(yè)競爭力情況；2)與年初預(yù)期目標相比情況；3)成員對組織的認同度情況；4)較非組織成員收入增長情況；5)促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展情況；6)幫助成員年平均增加收入情況。其中，前5個觀察項主要涉及對合作社組織質(zhì)量方面的考核，因此，主要采用李克特五級量表分析法進行衡量；而最后一項組織成員收入增長問題，可采用實際調(diào)查獲得的具體數(shù)據(jù)來表示。

筆者擬先運用統(tǒng)計分析方法測量農(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)建計量模型實證分析農(nóng)民合作社異化度對組織績效的影響。

三、樣本來源與描述性統(tǒng)計

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月對安徽和廣東兩省68縣(區(qū))170個農(nóng)民合作社的訪談和問卷調(diào)查。調(diào)查主要采用重點調(diào)查的方法，安徽是農(nóng)業(yè)大省，廣東則是經(jīng)濟強省，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“羅虛代爾”原則考察項和6個方面的合作社績效觀測項外，還涉及2011年農(nóng)民合作社入社成員個人特征、家庭經(jīng)營特征、成員對農(nóng)民合作社的認知度、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)計分析

通過對所調(diào)查的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，筆者發(fā)現(xiàn)，廣東省農(nóng)民合作社在成立時間、合作社平均成員人數(shù)、合作社管理者年齡和學歷層次、會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現(xiàn)增加收入方面卻不及安徽省(表1)。

所謂異化，其實質(zhì)就是考察結(jié)果的實際值與目標預(yù)期值之間的偏離，偏離程度越遠，則異化現(xiàn)象越嚴重；反之則越輕。針對筆者確定的“羅虛代爾”原則6個觀察項而言，若被調(diào)查的農(nóng)民合作社樣本符合“羅虛代爾”原則，則該觀察項沒有出現(xiàn)異化，即異化度為 0；反之，則認為樣本觀察項出現(xiàn)異化現(xiàn)象，異化度為 1。筆者運用上述分析方法逐一分析調(diào)查得到的127個農(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”的異化現(xiàn)象最低(18.0%)。由統(tǒng)計結(jié)果可以得知：當前中國農(nóng)民合作社成員，特別是普通成員對合作社運行過程中的知情權(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成員的相關(guān)職業(yè)技能培訓。根據(jù)“羅虛代爾”原則6個觀察項異化實際值的算術(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)。這說明目前中國農(nóng)民合作社出現(xiàn)異化現(xiàn)象已是一個不爭的事實。

表1 樣本農(nóng)民合作社基本情況

表2 樣本合作社6個觀察項異化情況

四、農(nóng)民合作社異化對其績效的影響

1．農(nóng)民合作社異化的主因子分析

對 6項觀察變量進行檢驗得到 KMO值為0.539，Bartlett球形檢驗值為 70.058，相伴概率為0.000，小于顯著性水平0.05，統(tǒng)計結(jié)果拒絕Bartlett球形檢驗的零假設(shè)，因此，這6個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性檢驗

變量的相關(guān)系數(shù)矩陣有三個較大特征值分別為1.764、1.303和1.071，前三個公因子的累積貢獻率達到68.975%，因此可用前三個公因子的變化代表整個樣本的相關(guān)變量的變化，由此提取前3個主成分F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3（表4）。對載荷矩陣旋轉(zhuǎn)后得到的3個主因子，可依次命名：1) 事前異化，主要包括“按市價收購”、“入股籌資”、“重視社員培訓”和“盈余返還”。這4個考察指標是可以在農(nóng)民加入合作社之前就確定的觀察項，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)管理活動中能否行使表決權(quán)，這一指標表現(xiàn)出較強的時效性，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”。當合作社在日后的組織治理過程中出現(xiàn)不當行為，甚至出現(xiàn)違規(guī)、違約等現(xiàn)象時，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自身造成的不利影響，由此可達到監(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個主因子解釋率分別為29.402%、21.715%和17.858%。

表4 特征值與貢獻率

此外，由于樣本對應(yīng)觀測項的指標值要么是1，要么是 0，每個樣本指標對應(yīng)的數(shù)據(jù)較為穩(wěn)定，因而無需再對上述6個觀察項作信度檢驗?？傮w而言，農(nóng)民合作社異化度觀察項的設(shè)計和統(tǒng)計結(jié)果具有一致性和可信度。

2．合作社異化對組織績效的影響分析

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

其中，yi表示被考察合作社第i個績效方面的得分值(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個異化因子，αi，βi，γi分別表示 3個異化因子的系數(shù)，εi為模型的擾動項(i=1,2,…,6)，6個模型的檢驗結(jié)果見表5。

表5 事前異化、事中異化和事后異化度對農(nóng)民合作社績效的影響

模型1的R2為0.17，F(xiàn)檢驗顯著，合作社事前異化、事中異化和事后異化度的非標準化系數(shù)及其對應(yīng)的 t統(tǒng)計量分別為 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“較同行業(yè)競爭力”績效產(chǎn)生顯著影響，其中，當合作社事前異化和事后異化程度每上升 1%時，“較同行業(yè)競爭力”績效分別下降0.651%和1.842%；事中異化程度對合作社“較同行業(yè)競爭力”績效影響有限。

模型2的R2為0.107，F(xiàn)檢驗顯著，合作社事前異化、事中異化和事后異化度的非標準化系數(shù)及其對應(yīng)的 t統(tǒng)計量分別為 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“與年初預(yù)期目標相比”績效產(chǎn)生顯著負的影響，當合作社事前異化、事中異化和事后異化度每上升1%時，“與年初預(yù)期目標”績效分別下降0.733%、0.797% 和0.902%。

模型3的R2為0.078，F(xiàn)檢驗顯著，合作社事前異化、事中異化和事后異化度的非標準化系數(shù)及其對應(yīng)的 t統(tǒng)計量分別為 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“組織成員認同度”績效產(chǎn)生顯著影響，且當合作社事前異化和事后異化度每上升 1%時，“組織成員認同度”績效分別下降0.494%和0.573%；事中異化度對合作社“組織成員認同度”績效影響有限。

模型4的R2為0.091，F(xiàn)檢驗顯著，合作社事前異化、事中異化和事后異化度的非標準化系數(shù)及其對應(yīng)的 t統(tǒng)計量分別為 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“較非組織成員收入增長”績效產(chǎn)生顯著影響，且當合作社事前異化、事中異化和事后異化度每上升1%時，“較非組織成員收入增長”績效分別下降0.385%、0.750%和0.785%。

模型5的R2為0.115，F(xiàn)檢驗顯著，合作社事前異化、事中異化和事后異化度的非標準化系數(shù)及其對應(yīng)的 t統(tǒng)計量分別為 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“促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展”績效產(chǎn)生顯著負的影響，當合作社事前異化、事中異化和事后異化度每上升 1%時，“促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展”績效分別下降 0.565%、0.718%和0.897%。

模型6的R2為0.09，F(xiàn)檢驗顯著，合作社事前異化、事中異化和事后異化度的非標準化系數(shù)及其對應(yīng)的 t統(tǒng)計量分別為 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“幫助成員增加收入”績效產(chǎn)生顯著負的影響，當合作社事前異化和事中異化度每上升1%時，“幫助成員增加收入”績效分別下降4 568.98元和6 184.11元，而當事后異化度每上升 1%時，“幫助成員增加收入”績效下降3 093.19元，但該影響因素不顯著。

綜上所述，6個反映農(nóng)民合作社績效的模型擬合效果均比較好，3個異化因子的系數(shù)基本通過了相應(yīng)水平的統(tǒng)計假設(shè)檢驗，而且3個異化因子均對合作社績效的各方面產(chǎn)生不同程度的負面影響，符合客觀現(xiàn)實規(guī)律。

五、結(jié)論與啟示

上述研究遵循“羅虛代爾”原則，運用主成分分析法將農(nóng)民合作社的異化分為3個因子，即事前異化(按市價收購、入股籌資、重視社員培訓和盈余返還)、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)民合作社績效，結(jié)果表明：1)事前異化因子在6個計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)事中異化因子對合作組織“較同行業(yè)競爭力”及“組織成員認同度”不具有顯著的解釋力。因為事中異化因子主要體現(xiàn)在“一人一票”方面，普通成員一旦無法在合作社日常經(jīng)營和管理活動中行使知情權(quán)和表決權(quán)，慢慢地對合作社的目標和利益的關(guān)心度、對組織的認同度就會下降。這樣最終會導(dǎo)致合作社競爭力下降。3)事后異化因子僅對“幫助成員增加收入”不具有顯著的解釋力。因為事后異化因子主要表現(xiàn)為“入社自愿”方面，當合作社在組織治理過程中發(fā)生機會主義行為時，特別是出現(xiàn)違規(guī)、違約等不利于成員的現(xiàn)象時，成員可能會退出合作組織，從而仍將會面臨小生產(chǎn)與大市場之間的矛盾，不利于收入增長。

上述研究表明，隨著市場經(jīng)濟不斷發(fā)展以及中國對外開放程度的進一步加深，農(nóng)民合作社異化成為必然的趨勢并影響其組織績效。為此，政府相關(guān)職能部門在審批開辦農(nóng)民合作組織時，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)展的機會主義事件發(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)民合作社進一步完善各項規(guī)章和法律制度，不斷提高合作社管理者的能力，加強合作社組織治理，尤其要注重組織成員的意愿和行使各項權(quán)力的訴求，實現(xiàn)農(nóng)民合作社制度安排上的非均衡性和激勵相容性。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)展的機會主義行為發(fā)生。

[1] 吳晨．不同模式的農(nóng)民合作社績效比較分析[J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2013(3)：79-86．

[2] 黃勝忠．轉(zhuǎn)型時期農(nóng)民專業(yè)合作社的組織行為研究：基于成員異質(zhì)性視角[M]．杭州：浙江大學出版社，2008．

[3] Lerman Z，Parliament C．Comparative performance of cooperatives and investor-owned firms in US food industries[J]．Agribusiness，1990，6(6)：527-540．

[4] Mauget R，Declkerck F．Structures，strategies and performance of EC agricultural cooperatives[J]. Agribusiness，1998，12(3)：265-275．

[5] Boyle G E．The economic efficiency of Irish dairy marketing cooperatives[J]．Agribusiness，2004，20(2)：143-153．

[6] Pulfer I M A，Dobricki M M．Success factors for farming collectives[R]．Paper Submitted to the 12thCongress of the European Association of Agricultural Economists，2008．

[7] Fulton M．Cooperative growth：Is it constrained? [J]. Agribusiness，1995，11(3)：245-362．

[8] 黃祖輝，扶玉枝，徐旭初．農(nóng)民專業(yè)合作社的效率及其影響因素分析[J]．2011(7)：4-13．

[9] 郭紅東，樓棟，胡卓紅，等．影響農(nóng)民專業(yè)合作社成長的因素分析——基于浙江省部分農(nóng)民專業(yè)合作社的調(diào)查[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟，2009(8)：24-31．

[10] 孫亞范，余海鵬．農(nóng)民專業(yè)合作社制度安排對成員行為及組織績效影響研究[J]．南京農(nóng)業(yè)大學學報：社會科學版，2012(10)：61-69．

[11] 徐旭初，吳彬．治理機制對農(nóng)民專業(yè)合作社績效的影響——基于浙江省526家農(nóng)民專業(yè)合作社的實證分析[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010(5)：43-55．

[12] Fulton M ． The future of Canadian agricultural cooperatives：A property rights approach[J]．American Journal of Agricultural Economics，1995，77(5)：1144-1152．

[13] Jerker Nilsson．New generation farm cooperatives[J]. ICA Review，1997(90)：1-4．

[14] 應(yīng)瑞瑤．合作社的異化與異化的合作社——兼論我國農(nóng)業(yè)合作社的定位[J]．江海學刊，2002(6)：69-75．

[15] Knutson R D．Cooperatives and the competitive ideal[J]，Journal of Farm Economics，1966，48(3)：111-121．

[16] Eitzen D S. A study of voluntary association memberships among middle-class women[J]．Rural Sociology，1970，35(1)：84-91．

[17] Helmberger P．Future roles for agricultural cooperatives [J]．Journal of Farm Economics，1996，48(5)：1427-1435．[18] Cook．The future of U．S．a(chǎn)gricultural cooperatives：A neo-institutional approach[J]．Amer．J．Agr．Econ，1995，77(12)：1153-1159．

[19] 吳晨．農(nóng)民專業(yè)合作社異化度測量及應(yīng)對策略分析[J].南方農(nóng)村，2012(10)：40-44．

[20] 邵科，郭紅東，黃祖輝．農(nóng)民專業(yè)合作社組織結(jié)構(gòu)對合作社績效的影響——基于組織績效的感知測量方法[J]. 農(nóng)林經(jīng)濟管理學報，2014(1)：41-48．

責任編輯：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

教育部人文社會科學研究規(guī)劃一般基金項目(11YJAZH099)；2012年國家級大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓練計劃項目(1134712011)

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