农民合作社组建联合社的影响因素分析*

王军，李霖，刘亚辉

（中华全国供销合作总社管理干部学院，北京 100028）

农民合作社联合社（以下简称“联合社”）是合作社发展到一定阶段的产物[1-2]，是我国农业合作组织的重要类型[3]。据农业农村部统计，截至2019年底，联合社共计10 273家，涵盖农民合作社12.6万个。从实践效果看，联合社在弥补单个农民合作社规模小、实力弱和抗风险能力差等问题方面发挥了积极作用，促进了农民合作社之间资源共享，提高了其市场谈判能力。开展“合作社之间的合作”是国际合作社的七项基本原则之一，2018年新修订的《中华人民共和国农民专业合作社法》专门增加了“农民专业合作社联合社”一章，对联合社组建条件、治理结构和利益分配等进行了规定，这为联合社的发展提供了法律基础和制度保障。但总体而言，我国联合社的发展还处于起步阶段，在发展的过程中面临着不少困难，例如农民合作社及其成员对联合社的认识还不够，政府对联合社的支持政策还不够完善，这在一定程度上导致联合社发展速度不快、总量偏少、发展不均衡以及在农业现代化中的地位作用还未得到充分显现等问题。为了推进联合社的有序发展，分析农民合作社在单个合作社的基础上实现二次联合的影响因素，挖掘联合社背后的成因，具有重要的现实意义。

学术界关于联合社的研究主要集中在组建联合社的必要性、驱动因素等方面。有研究提出，农民合作社通过再合作和再联合发展联合社，提高了单个合作社的市场竞争力、发展效益和为农服务能力，有利于合作社之间形成合力，有利于基层合作社实现资源优势互补，有利于防止同类合作社间的无序竞争[1]，是农民合作社发展的必然趋势[2,4-5]。合作社对联合后自身发展能力和空间提升的追求，是合作社再联合的内在驱动力。农民合作社在发展过程中，有通过横向一体化实现规模经济，通过纵向一体化延长产业链条，以及通过整合资源提高服务能力和发展空间的需求，因而倾向于发展联合社，以打破现有合作社的禀赋限制，发挥不同农民合作社间的互补效应和协同效应[6-8]。联合社通过畅通人、地、资金和信息等要素流动，推动了作业平台、融资平台和销售平台的搭建，强化了服务链、金融链和产品链的构建[9]，有助于激活组织间的互补和协同作用，打破原有合作社服务能力提升的禀赋约束，增加农民合作经济的效用[10]。联合社能够通过提高市场集中度，掌控区域性定价权，一定程度上改变农产品完全竞争市场的形势，一定范围内形成寡头垄断的市场局面，让联合社成为定价者，对农户和农民合作社的市场地位产生积极影响，并帮助合作社获取溢价收益[11]。还有学者认为，联合后交易成本和风险的降低是合作社发展联合社的原因。相对于开拓新市场和吸收新社员，联合社是一种交易成本更低的治理结构，同时联合社自身存在的风险共担机制，能够进一步分散风险，因此，联合社是合作社为扩大规模所进行的理性选择的结果[12]。还有学者提出，政府的政策扶持、引导和推动能够对联合社的产生发展起重要作用[2,5,8]。

联合社的发展类型存在差异，不同类型的联合社成立的动因也各不相同。有学者提出合作社的联合形式并不是固定的，既可以是开放式的，也可以是封闭式的，联合社包括合作社与其他从事相同业务甚至是相关业务的企业、个体户等的联合，以及仅局限在合作社与合作社之间的联合这两种方式[2]。还有研究按照联合社的经营特点将联合社分为生产型、销售型、产业链型和综合型等[6]，在相似市场环境和激励措施下，横向联合形式相较纵向联合能够带来的收益更明显[12]。

总体来看，学术界关于联合社驱动因素的研究主要是建立在交易费用理论基础上，认为农民合作社组建联合社是为了追求联合合作的潜在利润、节约交易成本和降低风险，从而为联合社的发展提供了理论依据。但现有的研究主要采用定性的分析方法，以理论分析和案例描述为主，主要强调了联合社在实践中发挥的作用，而通过定量分析方法研究组建或加入联合社的影响因素的文献较少。因此，本文在借鉴现有研究成果的基础上，结合战略联盟和资源依赖理论提出联合社是资源驱动的战略联盟，并从资源驱动的战略联盟视角提出农民合作社加入联合社是由自身拥有的资源状况特别是无形资产、理事长特征等人力资源状况和外部环境等因素共同决定，运用二元Probit分析方法，利用8省12县614家农民合作社数据，分析农民合作社加入联合社的影响因素，并在此基础上提出促进联合社健康持续发展的政策建议。

1 理论分析与研究假设

1.1 联合社：资源驱动的战略联盟

20世纪80年代开始，战略联盟已经成为企业界和经济理论界关注的焦点，也是多数大公司扩张的主要手段。战略联盟是由两个或两个以上有着共同战略利益和对等经营实力的企业，为达到共同拥有市场、共同使用资源等战略目标，通过各种协议、契约而结成的优势互补或优势相长、风险共担、生产要素水平式双向或多向流动的一种松散的合作模式[13-15]。战略联盟是市场竞争基础上合作的结果，是企业赢得竞争优势的重要来源[16-17]，能够实现企业之间协同，同时创造新的价值，还能够减少信息不对称、降低交易成本和减少机会主义行为等。

除了企业这类市场组织之外，国内外越来越多出现了基于农民合作社的战略联盟。由于农民合作社是建立在合作基础之上而非合并或兼并基础上，因而在组建和维持战略联盟方面具有其他组织无可比拟的优势，如美国的农业合作社越来越注重通过战略联盟的方式协调纵向和横向主体之间的关 系[18]。这种农业产业链上下游合作社间的战略联盟能够利用现有资源实现规模经济和范围经济，提高农业投入品制造和食品加工经营效率，也更有利于获得风险资本投资。美国农业合作社除了在合作社之间组建战略联盟外，还存在着合作社与其他企业组建战略联盟，如一些农业合作社为了获得风险资本而与企业合作组建战略联盟等[19]。在中国，农民合作社间战略联盟的一种重要形式是通过合作制原则组建联合社，联合社可以在生产资料采购、产品销售、物流资源整合、品牌形象推广和市场驾驭能力等方面都表现出较强的谈判力，实现单个农民合作社无法实现的规模经济。

不论是企业间的战略联盟，还是农民合作社间的战略联盟，其组成原因主要在于改变自身竞争地位。对于市场组织来讲，其竞争地位通常是由组织获取和维持资源的能力所决定[20]。因此，可以说资源驱动是战略联盟形成的主要动机[21]，战略联盟能够获取他人所有的资源，如品牌、声誉、技术和渠道等，或者是保护自己的资源同时又能从利用他人的资源中获益[14]。在中国，农民合作社组成战略联盟——联合社的情况也是如此，农民合作社可以通过资源模仿从资源拥有方获得异质性资源，而具有资源优势的农民合作社则可以通过资源扩张、资源共享提高资源使用水平或者通过资源配置的方式将优势资源配置到其他领域以降低风险。如掌握销售渠道的农民合作社由于自身经营规模满足不了客户产品数量要求，就需要联合其他农民合作社或家庭农场共同向下游客户供应农产品，随着交易频次的增加，具有资源优势农民合作社就有意愿牵头组建联合社以实现规模经济。

农民合作社拥有的资源种类很多，虽然土地、机器设备等有形资产对于农民合作社的运营必不可少，但组织声誉、品牌形象和市场秘诀等无形资产对获得竞争成功同样至关重要[22]。另一方面，农民合作社的成功很大程度上是因为具有市场开拓精神的企业家的存在[23-24]，人力资源特别是理事长的禀赋特征对于农民合作社的成功至关重要，且理事长在农民合作社各类重要决策中扮演重要角色，理事长对组织或环境特别是政府政策的认知，促使其理性思考合理建立农民合作社与外部环境之间匹配，并做出是否加入联合社的决策。除此之外，农民合作社所处的外部环境要素，如政府支持以及其他合作社的行为也会影响联合社的组建（图1）。

1.2 农民合作社的无形资产对加入联合社的影响

在不确定的市场中，参与联合社的各个合作社在资源异质性组合后，可以获得潜在的利益，“可以经常使用因为无配套资源而被一直搁置的资源”[25]，如养殖合作社产生的粪肥可以作为种植合作社的肥料。也就是说，农民合作社可以组建联合社实现资源的充分利用，提升市场竞争力。销售渠道和品牌资源是农民合作社在激烈市场竞争中站稳脚跟的核心资源。各级政府评定的示范社对于农民合作社而言类似于政府的背书，一方面在市场竞争中容易在消费者心目中快速树立更好的形象，一方面有利于获取政府扶持，也属于农民合作社的重要资源，拥有这三类资源的农民合作社处于资源优势，由这类农民合作社牵头组建联合社能够拓展已经形成的资源禀赋的使用范围和使用效率，并快速分摊固定成本。本身存在资产和经营规模小等问题的农民合作社存在着降低经营风险，低成本获取资源以及形成规模优势的潜在需求，同样也倾向于加入联合社。主要原因在于，当处于资源劣势的农民合作社通过市场化方式获得资源的成本较高时，选择加入联合社就可以学习模仿其他具有资源优势的农民合作社，从而低成本的获得稀缺资源，有助于农民合作社进入新市场、获得或增加议价能力、维持或增加市场份额[26]。因此，本文认为具有销售渠道、品牌和示范社称号等资源禀赋优势的农民合作社倾向于选择参加联合社，而自身资产和经营规模小的农民合作社同样倾向于选择参加联合社。

1.3 农民合作社人力资源对加入联合社的影响

对于市场经济组织来说，人力资源是最重要的一种资源，其中最能体现人力资源状况的管理者的性别、年龄、教育背景和经验等会影响市场经济组织的决策行为。对于农民合作社来说，理事长能够帮助农民合作社获取资源并在确保生存的情况下赢得更大的竞争优势，加之理事长对农民合作社的战略和日常管理具有较强的话语权，因而，理事长对农民合作社是否加入联合社具有重要影响。当理事长对政府政策以及联合社的定位、功能和运作模式有充分的认知，就会理性思考并做出是否愿意加入联合社的决策。本文用农民合作社理事长文化程度、理事长身份等指标来反映管理者特征，同时认为，理事长年龄越低、文化程度越高，或是理事长是村干部成员，会对联合社相关政策和优势的接受度越高，越倾向于选择加入联合社。因此，本文认为农民合作社理事长的年龄较低、受教育程度较高选择加入联合社的概率较高，农民合作社理事长具有干部身份倾向于选择加入联合社。

1.4 外部环境对加入联合社的影响

外部环境特别是政府的政策一直是影响农民合作社发展的重要因素，政府对成立联合社的支持会促使农民合作社朝着联合与合作的方向发展，如通常获取过财政支持的农民合作社更倾向于通过扩张获取进一步的发展[27]。从模仿和示范效应的角度看，先前的联盟对于成立新联盟的决策具有影响[15]，本区域内农民合作社加入联合社的情况会影响该区域其他农民合作社加入联合社的选择，当地加入联合社的比例越高，该地区农民合作社加入联合社的可能性一般也越大。因此，本文认为获取过政府财政支持的农民合作社倾向于选择加入联合社，本县（区、市）加入联合社的样本占农民合作社总样本的比例越高则本县（区、市）合作社倾向于加入联合社。

2 研究方法

2.1 数据来源

本文所用研究数据来源于中国社会科学院农村发展研究所“创新与规范并举，促进农民专业合作社健康发展”课题组2017年对8省12县（市、区）的农民合作社问卷调查。调查采用分层抽样方式。首先，选取浙江省、广东省、陕西省、宁夏回族自治区、四川省、河南省、山东省和吉林省为调查省份，这些省份既包括了东南沿海等发达地区省份，如浙江省和广东省等，也包括了中西部欠发达地区省份，如陕西省、宁夏回族自治区和四川省等，还包括了中部地区省份，如河南省和山东省等，同时也包括了东北地区省份，如吉林省。可以说，这些省份的调研情况能够在一定程度上代表中国农民合作社及联合社的发展情况。其次，在这些省随机选取12个县（市、区），分别为浙江省临海市、广东省珠海市斗门区和台山市、陕西省凤翔县和扶风县、宁夏回族自治区固原市原州区、四川省宜宾县、河南省辉县、山东省平邑县和商丘市虞城区、吉林省德惠市和公主岭市。随后，由12个样本县（市、区）的工商部门从2016年年报的农民合作社库中，按照注册登记时间顺序对注册登记的农民合作社进行等距抽样，每个县（市、区）共抽取100个样本农民合作社，由工商部门通过电话等方式逐个通知被抽取的样本农民合作社负责人来县（市、区）工商部门集中填写问卷，最终获得 614 家农民合作社有效问卷。

2.2 变量选择

1）被解释变量。本文的被解释变量为农民合作社是否加入联合社，加入联合社=1，未加入=0。

2）关键解释变量。根据对农民合作社加入联合社影响因素的理论分析，本文用销售渠道、品牌、示范社称号、规模等无形资产衡量农民合作社的资源禀赋，并且分别使用农民合作社是否与外部供应商签订服务合同、是否拥有品牌、是否是示范社和资产和经营规模等指标来衡量。需要说明的是，由于农民合作社从事的行业不同，难以用一个客观的指标如固定资产或销售总额等衡量农民合作社的规模，因此，本文用主观判断即农民合作社判断自身是否存在着资产和经营规模小的突出问题来衡量农民合作社的规模。人力资源用农民合作社理事长年龄、受教育程度和干部身份特征3个指标来衡量。外部环境用财政支持和示范效应2个指标来衡量，其中财政支持用农民合作社成立以来是否获得过政府财政支持，示范效应用区域（县、区、市）农 民合作社加入联合社的样本占总样本的比例来表征。

3）控制变量。用农民合作社存续时间、理事长性别和所在地区3个指标来衡量。相关变量统计与描述见表1。

表1 变量的定义和描述统计Table 1 Variable definitions and descriptive statistics

2.3 计量模型设定

本文以农民合作社是否选择加入联合社作为因变量，由于该决策行为可描述为加入和不加入，因此选取的因变量为二值选项离散变量。对于这种二元离散现象的数量分析，常用的模型有Probit模型和Logit模型。采用二元Probit模型对农民合作社加入联合社的影响因素进行分析，以求更客观分析影响农民合作社是否加入联合社的各因素的作用方向，更准确地测定其影响程度。其模型可表示为：

式中：Pr表示农民合作社加入联合社的概率；y*为不可观测的潜变量，y为实际观测到的因变量，表示农民合作社是否加入联合社，1为加入，0为不加入；X表示影响农民合作社加入联合社的变量集合，β1为解释变量的待估计参数集合；Φ表示标准正态累计分布函数。农民合作社加入联合社的回归模型为：

式中：Pr表示农民合作社加入联合社的概率，X表示影响农民合作社加入联合社的变量，β为解释变量的系数，ε表示随机扰动项。采用极大似然估计法估计Probit模型的参数，并计算出边际效应。

3 结果与分析

3.1 农民合作社加入联合社情况分析

调研结果表明，不同县（区、市）样本农民合作社加入联合社的平均比例为14.5%（表2），从农民合作社发展的总体态势看这一比例偏低，究其原因，一是我国联合社发展还处于起步阶段，在数据搜集时联合社还没有明确的法律地位，登记注册也存在一定障碍。二是许多农民合作社资源禀赋处于较低水平，权责利对称的制度安排还不健全，弱弱合作很难达到预期目的[28]，虽然有联合的需求但缺乏联合的主动性。三是政府对联合社支持政策尚不明朗，相关政策倾向于支持农民合作社、家庭农场等新型农业经营主体，对联合社的支持政策较少。四是广大农户特别是农民合作社理事长对联合社的认知还不清晰，联合社成员构成、成员之间的决策和利益分配机制等都还不明确。

表2 联合社地区分布Table 2 Regional distribution of the farmers cooperative union

从农民合作社加入联合社的影响因素看，农民合作社是否加入联合社主要依据其所拥有的资源状况进行决策，从目前情况来看，农民合作社的销售渠道、品牌和示范社称号等无形资产相对稀缺，如农民合作社与外部商户签订购销合同的比例为35.3%，拥有产品或企业品牌的比例仅为18.4%，属于示范社的农民合作社比例为19.7%（表1），还有一半以上的农民合作社认为自身存在着资产和经营规模小的问题。这符合目前我国农民合作社发展现状，即农民合作社仍处于发展的初级阶段，普遍存在着“小、散、弱”的现象，尚不足以影响市场，对成员的吸引力也不大，已经到了再合作的关键节点[10]。

农民合作社理事长特征中，表征农民合作社理事长年龄指标的均值为2.52（表1），处于36～60岁之间，表明理事长的年龄相对年轻。农民合作社理事长是村两委干部的占比为12.7%，表明具有干部身份的理事长偏少，可能会导致对政策把握不准而弱化参与联合社的积极性。表征农民合作社理事长受教育程度指标的均值为1.89，处于初中和高中之中，表明理事长的文化水平偏低。

从外部环境看，有23.0%的样本农民合作社获得过政府财政支持（表1），表明我国对农民合作社的支持力度比较大，这得益于近年来党中央国务院对扶持新型农业经营主体的重视。从联合社地区差异看（表2），东部地区加入联合社的农民合作社比例最高，达到了27.34%，高于平均水平12.84个百分点，西部地区加入联合社的农民合作社比例最低，只有不到10%的农民合作社加入了联合社，这一方面反映出联合社是农民合作社发展到一定阶段的产物，地区合作社发展数量越多，加入联合社的比例就越高；另一方面，可能与各地农民合作社理事长以及广大农户对联合社认知存在差异有关。

3.2 农民合作社加入联合社影响因素分析

本文利用二元Probit模型分析农民合作社加入联合社的影响因素，为了验证模型设定是否正确，进行了Link检验，结果显示通过，说明模型设定是正确的，且模型总体在1%的水平上显著，准确预测的百分比为80.9%，PseudoR2为0.26。具体估计结果见表3。

表3 农民合作社加入联合社影响因素的估计结果Table 3 Estimated results of influencing factors of farmers cooperatives joining the union

3.2.1 农民合作社的无形资产对加入联合社的影响

拥有销售渠道，即与外部商户签订购销合同的农民合作社加入联合社的概率会提高6.3%，拥有品牌的农民合作社加入联合社的概率会提升9.9%，分别在5%和1%的统计水平上显著（表3）。示范社选择加入联合社的概率相比非示范社提高6.1个百分点，且这一结果在10%的统计水平上显著。研究表明，具有销售渠道、品牌和示范社称号等资源禀赋优势的农民合作社更愿意加入联合社。不可否认，农民合作社在发展过程中积累的有价值资源可能会对联合社发展产生阻碍作用，例如有的农民合作社不愿意将核心资源与其他合作社共享，或者为了降低组织成本，只愿意在某些业务上进行联合而不愿意牵头组建或加入联合社。并且，在新的环境下，农民合作社过去积累的有价值资源可能会产生“能力陷阱”（competency trap）[29]，妨碍其进行必要的组织学习并降低感知和搜索外部环境信息的能力，不利于农民合作社牵头组建联合社。但本研究结果表明具有优势资源禀赋的农民合作社倾向于组建联合社，可能原因在于这种拥有优势资源的农民合作社认为通过资源扩张进一步提高资源使用水平和资源配置方式所带来收益的提升和风险的降低，相较于上述的阻碍作用，优势更为明显；另一方面，与客户的关系、日积月累形成的品牌等资源对于任何竞争对手而言都是“不可能完全模仿的资源”[22]，共享这些资源并不会使自身陷入困境。认为自身存在资产和经营规模小问题的农民合作社加入联合社的概率会提高7.7个百分点，这一结果在1%的统计水平上显著。这主要是由于规模小的农民合作社在面对大市场时容易受到挤压，加入联合社能够提高自身谈判能力，这是这类农民合作社在面对激烈市场竞争时的内在需求和现实选择。

为进一步验证表3的估计结果，本文将样本中是否加入联合社的农民合作社分成两组，并对两组农民合作社的资源进行了T检验。从结果可以看出，在加入联合社的农民合作社样本中，53.9%的样本农民合作社与外部商户建立了稳定购销关系，有46.1%的样本农民合作社拥有品牌，44.9%的样本农民合作社是各级政府评定的示范社，分别高于未加入联合社的农民合作社21.7、32.4和29.5个百分点（表4），并且在1%的统计性上显著；65.2%的样本农民合作社认为自身存在着资产和经营规模小的突出问题，高于未加入联合社样本农民合作社16.0个百分点，且在5%的统计性水平上显著。从表4结果也能够看到，加入联合社的农民合作社拥有的销售渠道、品牌和示范社称号等资源优势更为明显，面临资产和经营规模小的问题更突出。

表4 两组农民合作社资源比较Table 4 Resource comparison of two groups of farmers cooperatives

3.2.2 农民合作社人力资源对加入联合社的影响 理事长年龄和受教育程度等特征对是否加入联合社的影响不显著，而农民合作社理事长是村两委干部对是否加入联合社有负向影响。理事长担任村两委干部的农民合作社加入联合社的概率会降低6.5个百分点，并在10%的统计水平上显著（表3）。这一结果与刘滨等[30]的估计结果一致，主要原因可能是关于联合社相关的法律和制度在数据搜集时还不健全，并且联合社的发展还处于起步阶段，理事长对联合社功能和地位认识还不清，导致理事长并未清楚看到加入联合社能给农民合作社带来什么样的收益，从而不会加入联合社。特别是村两委干部对政策非常敏感，在制度尚未健全的情况下，不仅不会引导农民合作社加入联合社，可能会等待观望甚至不主张加入联合社。另一方面，样本农民合作社理事长的年龄多集中在36～60岁之间，两组之间的差异并不显著。虽然加入联合社的农民合作社理事长受教育程度在10%的显著性水平上高于未加入联合社的农民合作社理事长，但两组农民合作社理事长的受教育程度都接近于高中（表5），受教育程度的差异可能并未改变理事长对联合社的认识和加入意愿，因此理事长年龄和受教育程度等因素对是否加入联合社的影响不显著。

表5 两组农民合作社理事长特征比较Table 5 Directors’ characteristics comparison of two groups of farmers cooperatives

3.2.3 外部环境对加入联合社的影响 外部环境中示范效应和政府财政支持使得农民合作社更倾向于加入联合社。本县（区、市）加入联合社的样本占总样本的比例提高1个百分点，则该县（区、市）的农民合作社加入联合社的概率会提高55.6%，这一结果在1%统计水平上显著（表3），这表明是否加入联合社具有较强的示范模仿效应。获得政府财政支持的农民合作社更有可能加入联合社，比未获得政府财政支持的合作社加入联合社的概率高8.3%，结果在1%水平上显著。结果表明，本区域内农民合作社的示范效应强，政府支持力度大等都会使得农民合作社更有扩张提高市场竞争地位的要求，对农民合作社加入联合社产生积极影响。

为了进一步验证上述估计结果，本文对是否加入联合社的两组农民合作社的外部环境进行了T检验（表6）。从中可以看出，加入联合社的农民合作社所在县（区、市）的示范效应均值为24.0%，比未加入联合社的农民合作社所在县（区、市）均值高10.8个百分点，并且两者的差异在1%的统计性水平上显著。加入联合社的农民合作社获得过政府财政支持的比例也更高，有46.1%的农民合作社获得过政府财政支持，比未加入联合社的农民合作社高27.1个百分点，并且两者的差异在1%的统计性水平上显著。即加入联合社面对的示范效应更强，获取的政府财政支持更多。

表6 两组农民合作社外部环境与存续时间比较Table 6 External environment and duration comparison of the two groups of farmers cooperatives

3.2.4 其他控制变量对加入联合社的影响 合作社的存续时间、理事长性别和地域特征对是否加入联合社影响均不显著（表3）。其中合作社的存续时间对因变量有正向的影响但并不显著，加入联合社的农民合作社平均存续时间均值为8.36年，比未加入联合社的农民合作社平均年限高近1.12年（表6），可能是由于我国农民合作社的发展还处于起步阶段，特别是联合社法律地位尚未明确之前，农民合作社负责人不会盲目加入联合社，而最早成立农民合作社的理事长会把握农民合作社发展趋势选择加入联合社。相比于东部地区，中西部地区农民合作社加入联合社的概率较低，这与描述性统计分析结果一致。另外，男性理事长选择加入联合社的概率较高但与女性理事长相比差异也不显著（表3）。

4 结论与政策建议

4.1 结论

农民合作社是实施乡村振兴战略的重要抓手，在农民合作社基础上组建起来的联合社有助于提升农民合作社的竞争力，是农民合作社高质量发展的必然选择。研究表明，样本农民合作社加入联合社的比例为14.5%，不同地区加入联合社的比例是有差异的，其中东部地区加入联合社的比例最高，中部地区次之，西部地区最低。具有不同资源禀赋的农民合作社加入联合社后可以实现资源优势互补、获得潜在的利益，是农民合作社的内在需求和现实选择。联合社是农民合作社发展到一定阶段的产物，加入联合社受农民合作社的无形资产、理事长特征和外部环境等因素影响，其中具有销售渠道、品牌和示范社称号等资源禀赋优势的农民合作社愿意组建联合社，拓展已经形成的资源禀赋使用的范围和使用效率，提升资源配置方式；而处于资产和经营规模小等资源劣势地位的农民合作社同样愿意加入联合社，借助联合社进入新市场、增加议价能力和市场份额。

农民合作社的人力资源状况特别是理事长特征对是否加入联合社的影响不显著，其中理事长年龄和受教育程度对农民合作社是否加入联合社的影响不显著，但从统计数据来看，加入联合社的农民合作社理事长受教育程度较未加入联合社的高。另外，理事长干部身份对是否加入联合社有负向作用。

加入联合社存在着示范效应和模仿作用，一个地区农民合作社加入联合社的比例越高，农民合作社加入联合社的概率也越高。农民合作社作为弱势群体的联合组织，在发展中离不开外在的激励和扶持，政府的政策倾斜和资金扶持能够促使农民合作社产生进一步联合的动力和需求，加速联合社的发展，有助于联合社提升规模化和产业化水平。

4.2 政策建议

1）充分运用财政、税收等政策扶持农民合作社发展。联合社是农民合作社高质量发展的重要特征，要顺应农民合作社高质量发展趋势，支持具有不同资源禀赋的农民合作社牵头领办创办联合社，促进农民合作社的再联合再合作，逐步改善单个农民合作社实力弱、市场竞争地位不足的缺陷，使联合社在带动广大农户实现与现代农业有机衔接的积极作用得到彰显。

2）加大联合社相关政策宣传力度。针对农民合作社人力资源状况对加入联合社影响不显著的问题，政府要加强对农民合作社负责人的培养，让更多的农民合作社负责人理解发展联合社的重要意义。一方面，要充分利用网络、电视和小册子等各种媒体，加强农民合作社和联合社相关法律政策宣传，扩大联合社的社会影响，让更多农户、农民合作社负责人和村两委干部等认识到联合社在提升自身福祉、发展农业农村经济中的重要作用。另一方面，要注重选择、树立一批不同类型的联合社典型，发挥好典型示范作用，引导更多的农民合作社参与到联合社中来。

3）不断提升联合社服务能力。鼓励各地结合实际探索不同类型联合社发展形式，鼓励联合社开展农产品加工、仓储物流、品牌建设等，支持联合社为成员社提供种养技术、产品销售、市场信息和教育培训等服务，不断提升联合社的规模化和产业化水平。

致谢：本文在数据搜集和写作过程中得到了中国社会科学院农村发展研究所苑鹏研究员、崔红志研究员和曹斌副研究员的帮助，在此表示感谢，但文责自负。