林瑞芳

(福州外語(yǔ)外貿(mào)學(xué)院，福州350002)

農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革是繼家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制改革之后，農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)的又一次深化改革[1]，是針對(duì)過(guò)去農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織中集體資產(chǎn)權(quán)責(zé)不明、保護(hù)不嚴(yán)等問(wèn)題提出的一項(xiàng)制度創(chuàng)新[2]，其實(shí)質(zhì)是要將傳統(tǒng)的農(nóng)村集體所有制經(jīng)濟(jì)改造成更為松散的、市場(chǎng)導(dǎo)向的股份合作制經(jīng)濟(jì)，以增加農(nóng)民收入[3]。為檢驗(yàn)閩侯縣在農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革后，村股份經(jīng)濟(jì)合作社股東對(duì)改革的支持程度，從而為改革的順利推進(jìn)提供相關(guān)的政策建議，本文基于“理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)”的前提，對(duì)改革的影響因素展開(kāi)了研究。

1 農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革影響因素的理論分析與研究假設(shè)

1.1 制度改革影響因素的理論分析

奧地利經(jīng)濟(jì)學(xué)派的創(chuàng)始人卡爾·門(mén)格爾認(rèn)為，制度是無(wú)數(shù)個(gè)體行為人為了各自目的，相互作用而產(chǎn)生的；制度是對(duì)集體的行為規(guī)范，一個(gè)制度的改革涉及到眾多的行為主體，一個(gè)行為主體想要什么，能否實(shí)現(xiàn)，受到其他行為主體利益均衡的影響。在制度改革中，出于“理性經(jīng)濟(jì)人”的考量，不同行為主體的表現(xiàn)不盡相同，可能支持，也可能反對(duì)，這些不同行為主體之間相互關(guān)系的定位，就是行為主體的角色定位。黃少安[4]曾基于支持程度的視角，將制度改革中行為主體的角色定位分為:阻撓、反對(duì)、中立、觀望以及贊成并參與。制度改革能否順利實(shí)現(xiàn)，主要取決于所有行為主體的角色定位，而影響不同行為主體角色定位的根本因素就是利益關(guān)系，即改革對(duì)不同行為主體帶來(lái)的損益程度。在利益關(guān)系既定的情況下，不同行為主體的影響專(zhuān)用性、身份等因素也會(huì)對(duì)行為主體的角色定位產(chǎn)生影響。通過(guò)構(gòu)建制度改革支持函數(shù)，可將對(duì)行為主體角色定位的影響因素歸結(jié)為制度改革對(duì)行為主體的損益值(即效用)、制度改革主體的實(shí)力、行為主體的身份和行為主體的影響專(zhuān)用性四類(lèi)。其中，制度改革對(duì)行為主體的損益值是影響行為主體角色定位最重要的內(nèi)生變量，而其余三類(lèi)因素則是外生變量[4]。另外，制度改革的目標(biāo)、內(nèi)容和方式等因素也會(huì)對(duì)行為主體的利益損益值產(chǎn)生一定的影響，從而間接影響行為主體的角色定位，屬于間接影響因素，也是外生變量。

1.2 農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革影響因素的研究假設(shè)

基于上述討論，本文將農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革中，影響村股份經(jīng)濟(jì)合作社股東角色定位的因素概括為行為主體特征、效用損益和制度改革路徑。

1.2.1 股東的個(gè)人特征 股東的個(gè)人特征，如年齡、受教育程度、收入等因素[5-7]可能會(huì)影響其角色定位。(1)年齡。年輕人思想活躍，接受新事物的能力強(qiáng)，就會(huì)更容易接受當(dāng)下的農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革，對(duì)改革會(huì)更加支持。(2)受教育程度。具有大專(zhuān)以上文化水平的村民，對(duì)國(guó)家政策與當(dāng)下社會(huì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的把握更準(zhǔn)確些，文化水平高的村民會(huì)更加支持改革。(3)收入水平。收入水平越高，越關(guān)注制度的改革；收入水平較低的村民則可能會(huì)忙于生計(jì)，而無(wú)暇顧及政策的變化和制度的改革。因此，假設(shè)農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革與股東的收入水平呈正相關(guān)關(guān)系，即收入水平越高，對(duì)改革越支持。

1.2.2 股東的效用損益 這是影響其角色定位的最根本因素。如果股東對(duì)股份經(jīng)濟(jì)合作社的運(yùn)營(yíng)績(jī)效滿(mǎn)意，預(yù)判村股份經(jīng)濟(jì)合作社將來(lái)的收益會(huì)增加，股東分紅會(huì)變多，那么股東對(duì)改革就會(huì)支持；如果股東預(yù)判村股份經(jīng)濟(jì)合作社未來(lái)的收益會(huì)減少，股東分紅會(huì)變少，那么，他們可能就不會(huì)支持改革。

1.2.3 村股份經(jīng)濟(jì)合作社的改革路徑 從組織決策方式和信息公開(kāi)程度兩個(gè)方面來(lái)考察村股份經(jīng)濟(jì)合作社的改革路徑。首先，如果村股份經(jīng)濟(jì)合作社采用“一言堂”的決策方式，有可能會(huì)導(dǎo)致決策偏差和失誤，影響集體收益，挫敗其他股東參與改革的熱情，也可能因?yàn)椴还绞构蓶|們心生不滿(mǎn)，從而不支持股份權(quán)能改革；但是村股份經(jīng)濟(jì)合作社如果采用召開(kāi)股東大會(huì)或股東代表會(huì)議的方式來(lái)確定集體收益的分配方案，這種民主的集體決策方式能夠被股東們所接受和認(rèn)可，有利于改革的推進(jìn)。其次，實(shí)行信息公開(kāi)，將改革進(jìn)展情況及時(shí)告知股東，接受股東們的監(jiān)督，可有效提高改革的透明度，防止改革過(guò)程中的“暗箱操作”，避免股東們利益損失。如果改革過(guò)程中信息公開(kāi)的程度高，使股東們滿(mǎn)意，說(shuō)明股東們對(duì)村股份經(jīng)濟(jì)合作社是信任的，那么股東就會(huì)更加支持村股份經(jīng)濟(jì)合作社的改革舉措。

2 農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革影響因素的研究設(shè)計(jì)

2.1 模型構(gòu)建

本文的研究變量——股東對(duì)農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革的角色定位，有反對(duì)、中立和支持三類(lèi)，屬于有序且是多分類(lèi)的，故采用OLRM(有序多分類(lèi)Logit回歸模型，Ordinal Logistic Regression Model)對(duì)改革的影響因素進(jìn)行分析。有序多分類(lèi)Logit回歸模型是在Logit回歸模型上的拓展，以解決當(dāng)因變量屬于多分類(lèi)有序變量時(shí)的Logit回歸問(wèn)題[8]。其基本函數(shù)為[9-13]

其中，y 代表股東的角色定位，給y 賦值j(j＝1，2，3)，y＝1代表反對(duì)，y＝2代表中立，y＝3代表支持；xi表示影響股東角色定位的第i個(gè)因素。對(duì)式(1)取對(duì)數(shù)，建立Logit表達(dá)式

其中，Pj是股東屬于某一角色定位的概率，αj是模型的截距；β 是一組與X 對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)。y＝j(luò) 發(fā)生的概率

通過(guò)考察自變量與對(duì)數(shù)發(fā)生比的關(guān)系，可以考察其與因變量變化的概率關(guān)系。

2.2 變量說(shuō)明

通過(guò)十個(gè)具體指標(biāo)對(duì)農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革影響因素進(jìn)行衡量，見(jiàn)表1。

2.3 樣本選取

以福建省閩侯縣農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能的試點(diǎn)改革作為研究對(duì)象，對(duì)閩侯縣甘蔗街道和上街鎮(zhèn)共14個(gè)首批試點(diǎn)村展開(kāi)實(shí)地調(diào)查，每個(gè)村隨機(jī)抽取15～25名村股份經(jīng)濟(jì)合作社股東進(jìn)行問(wèn)卷訪(fǎng)談，共發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷350份，收回有效問(wèn)卷282份，見(jiàn)表2。

表1 農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革影響因素變量說(shuō)明

表2 調(diào)查樣本分布情況

2.4 統(tǒng)計(jì)分析

參與本次調(diào)查的282位村股份經(jīng)濟(jì)合作社股東的年齡及受教育情況分別見(jiàn)表3、表4(數(shù)據(jù)來(lái)源:根據(jù)實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)整理)。

表3 受訪(fǎng)村股份經(jīng)濟(jì)合作社股東年齡

表4 受訪(fǎng)村股份經(jīng)濟(jì)合作社股東受教育程度

3 模型估計(jì)與結(jié)果分析

3.1 多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)

采用SPSS 17.0軟件，根據(jù)上文確定的計(jì)量模型與變量，將調(diào)研數(shù)據(jù)代入線(xiàn)性回歸模型，得容差(Tolerance)或方差膨脹因子(VIF)，以診斷自變量之間的多重共線(xiàn)性(Multicollinearity)，檢測(cè)結(jié)果見(jiàn)表5所示。

表5 自變量之間多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)(系數(shù)a)

如果容差(Tolerance)小于0.1或方差膨脹因子(VIF)大于10，則表示有共線(xiàn)性存在[14]。根據(jù)表5所示，上述指標(biāo)的容差均大于0.1，所以這些自變量之間不存在多重共線(xiàn)性。

3.2 模型回歸

將調(diào)研數(shù)據(jù)代入有序回歸模型中進(jìn)行擬合估計(jì)，對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，計(jì)量結(jié)果如表6所示。可知，X1、X2均未通過(guò)10%的顯著性水平檢驗(yàn)，剔除這兩個(gè)指標(biāo)后，對(duì)剩余的8個(gè)自變量再進(jìn)行一次有序多元Logit回歸擬合，計(jì)量結(jié)果如表7所示?？芍?，家庭收入水平、股東效用損益、決策方式和信息公開(kāi)程度等變量對(duì)股東的角色定位具有顯著影響，其影響系數(shù)均通過(guò)了10%以下的顯著性水平檢驗(yàn)。

表6 有序Logit回歸模型估計(jì)結(jié)果表

在剔除了不顯著的影響變量后，對(duì)模型中所有自變量的偏回歸系數(shù)是否全為0進(jìn)行似然比檢驗(yàn)，得出此回歸模型擬合信息，本模型優(yōu)于只有常數(shù)項(xiàng)的模型，卡方值為72.810，模型的整體擬合程度較高，如表8。

3.3 結(jié)果分析

回歸模型實(shí)證結(jié)果的估計(jì)系數(shù)均為正，說(shuō)明自變量與因變量呈正相關(guān)關(guān)系。

(1)因素X3在10%的顯著水平下，對(duì)股東的角色定位有顯著的影響，X3越高，對(duì)股份權(quán)能改革的支持度就越高。據(jù)調(diào)查，家庭收入較高的股東中，支持農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革的比例為89.3%；而家庭收入水平較低的股東，比例僅為63.4%。家庭收入較高的股東，在股改前取得收入的方式就比較多樣化，收入來(lái)源也較為廣泛，對(duì)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的運(yùn)營(yíng)規(guī)則更加了解，股改中的利益調(diào)整影響比較?。还筛倪^(guò)程中，這些股東不僅有能力為村股份經(jīng)濟(jì)合作社的經(jīng)營(yíng)出謀獻(xiàn)策，而且非常積極地參與了有關(guān)方案的討論，對(duì)股改是非常支持的。而家庭收入水平較低的股東在股改前取得收入的方式比較有限，因此希望股改的收益能夠給家庭收入帶來(lái)比較大的改觀，一旦改革后的利益分配沒(méi)有達(dá)到其期望值，就會(huì)心生不滿(mǎn)，對(duì)股改產(chǎn)生懷疑與抵觸。因此，推行農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革應(yīng)先從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的村鎮(zhèn)開(kāi)始試點(diǎn)，以便取得廣大村民股東的廣泛支持，從而保證股改的順利推進(jìn)。

表7 優(yōu)化后的有序Logit回歸模型估計(jì)結(jié)果

表8 模型優(yōu)化后的有序Logit回歸模型擬合信息

(2)因素X4、X5股東效用損益指標(biāo)均在10%的顯著水平下，對(duì)股東的角色定位有顯著的影響，股東預(yù)判未來(lái)的效益會(huì)更好(X4)，估計(jì)將來(lái)的分紅會(huì)更多(X5)，對(duì)改革的支持度就越高。股東出于理性考慮，為了追求收入最大化，對(duì)股份權(quán)能改革的預(yù)期效用增加，對(duì)股改就越是支持。

(3)因素X6，X7，X8這三個(gè)體現(xiàn)村股份經(jīng)濟(jì)合作社決策方式的指標(biāo)均在10%的顯著水平下，對(duì)股東的角色定位有顯著的影響，決策方式越是民主、改革程序越公開(kāi)，股東對(duì)改革就越是支持。通過(guò)采用召開(kāi)成員大會(huì)(X6)、成員代表會(huì)議(X7)、村民代表會(huì)議(X8)等公開(kāi)、民主的集體決策方式，使成員能夠充分地參與改革的全過(guò)程，從而對(duì)改革的目的和內(nèi)容更加了解，以便更加理性和客觀地看待改革。

(4)因素X9、X10均在10%的顯著水平下，對(duì)股東的角色定位有顯著的影響，信息越公開(kāi)，股東對(duì)改革越是支持。通過(guò)信息公開(kāi)，可提高改革的透明度，落實(shí)村股份經(jīng)濟(jì)合作社的監(jiān)督機(jī)制，讓股東滿(mǎn)意，從而提高股東對(duì)股改的支持度。

(5)其他自變量，如股東年齡、受教育程度等變量對(duì)股東的角色定位有正面影響，但不顯著。

4 研究結(jié)論與政策建議

本文通過(guò)采用有序多分類(lèi)Logit回歸模型，根據(jù)福建省閩侯縣實(shí)地調(diào)查的數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革的影響因素展開(kāi)了分析，發(fā)現(xiàn)股東個(gè)體特征、股東效用損益和村股份經(jīng)濟(jì)合作社改革路徑是股東角色定位的主要影響因素。其中收入水平、效用損益、決策方式以及信息公開(kāi)程度都與股東角色定位呈顯著正向相關(guān)；股東的收入水平越高，預(yù)期收益越大，集體決策的方式越公正，信息公開(kāi)力度越大，股東對(duì)改革的支持度就越高。村股份經(jīng)濟(jì)合作社理事會(huì)應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)村集體資產(chǎn)的運(yùn)營(yíng)管理，提高股東收入水平和股東效用損益，先從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的村鎮(zhèn)開(kāi)始試點(diǎn)推行農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革，以期取得更廣大村民股東的廣泛支持，保證股改的順利推進(jìn)。采取民主的集體決策方式，并充分利用當(dāng)前成熟的互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，創(chuàng)新信息公開(kāi)渠道，將股改的進(jìn)展以及村股份經(jīng)濟(jì)合作社資產(chǎn)運(yùn)營(yíng)的情況及時(shí)上傳平臺(tái)，以便股東可以通過(guò)手機(jī)隨時(shí)查詢(xún)；還可在股東相對(duì)集中的場(chǎng)所增設(shè)村股份經(jīng)濟(jì)合作社信息公開(kāi)欄，以期得到更廣大股東的支持與參與。