农民专业合作社的规范与发展——“鱼与熊掌”能否兼得?

崔宝玉 马 璐

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(1)截至2022年底,全国依法登记的农民合作社达到222.9万家。强国必先强农 农强方能国强,http:∥www.rmrbbd/202302/t20230216_6420851.htm。。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”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”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”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”和“经理式资本主义”,本质上都反映了所有权与控制权的分离。二是“两权”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”,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”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”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”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”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”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”,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”不能兼得。那么,合作社规范与发展真的不能兼得吗?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”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”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”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”、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”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。

(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”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”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。

二、研究设计

(一)模型构建

“所有者与惠顾者同一”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:

(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,α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=γ0Xi0+εi0ifnormal=0
lnincomei1=γ1Xi1+εi1ifnormal=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,γ0与γ1分别为其估计系数,εi0与εi1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λi1、λi0以及(1)式和(2)式随机误差项之间的协方差σu1、σu0,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=γ0Xi0+σu0λi0+wi0ifnormal=0
lnincomei1=γ1Xi1+σu1λi1+wi1ifnormal=1

(3)

(3)式中,σu0λi0与σu1λi1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实框架下,合作社经营绩效的处理效应为:

(4)

(4)式中,<1>与<2>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。<3>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,<4>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<1>与<3>之差,治理不规范合作社经营绩效的平均处理效应ATU为<4>与<2>之差,即:

(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”“挂牌社”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1.2万个,其中省级以上示范社1 755个(2)安徽省大力推动农民合作社提质增效,https://baijiahao.baidu.com/s?id=1753513556913268 161&wfr=spider&for=pc。;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(3)2022中国农民合作社500强,https://www.farmer.com.cn/2022/12/23/99904238.html。。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87.76%。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30.26%;位于皖中的示范社共112家,占比26.48%;位于皖南的示范社共183家,占比43.26%。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26.24%、37.12%以及30.97%,其他类型示范社(包含农机外包等服务类示范社)占比5.67%。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91.02%,资产总额在100万元以上的示范社占比为88.65%,示范社样本的社员规模和资产总额普遍较大。

表1 示范社基本特征

(三)变量选取

1.被解释变量

被解释变量为“经营绩效”,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”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.核心解释变量

核心解释变量为“规范治理”,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”“成员民主控制”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”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”对应合作社的剩余索取权,“成员民主控制”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%”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”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”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’的决策方式=1,否则=0”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”进行赋值。

3.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政府支持力度(4)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。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”的认证情况以及是否注册商标。

4.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”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434.72万元,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43.1%,盈余分配规范的合作社占比49.6%,民主决策规范的合作社占比73.8%。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。

表2 描述性统计

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2.142,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2.578,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1.742,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”的认证情况的均值仅为1.392,这表明多数合作社没有对“三品一标”进行认证。

三、实证结果分析

(一)合作社规范治理与经营绩效

1.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,这意味着,构建ESR模型进行计量分析是合适的。

表3 ESR模型的结果

2.合作社规范治理选择方程的估计结果分析

表3中的(1)列和(4)列分别报告组织绩效模型和社员绩效模型中合作社规范治理的选择方程估计结果,由于两个模型的差异仅为结果变量,(1)列和(4)列的估计结果具有较高的相似性。因此,本部分主要基于(1)列的估计结果进行分析。结果显示,合作社资产状况显著负向影响合作社规范治理,可能的原因是,资产状况越好的合作社,其核心社员投入的资本越多,出现核心社员内部人控制的可能性越大,进而抑制合作社规范治理。合作社成立年限显著正向影响合作社规范治理,原因可能在于,成立年限越久的合作社,越倾向于总结管理经验,并形成良好的治理制度安排。相较于粮食种植类合作社,果蔬类和养殖类合作社内部治理更加规范,可能是非粮食种植类合作社的种植规模往往小于粮食种植类合作社,管理难度较低且管理成本较小,易于形成规范的治理模式。理事长年龄和受教育程度分别对合作社规范治理产生显著负向和正向影响,这表明理事长的年龄越大、受教育程度越低,越不利于合作社形成规范的治理机制。建立质量安全追溯体系对合作社规范治理具有显著正向影响,原因可能在于,质量安全追溯体系对合作社生产起到警示作用(王慧敏,乔娟,2011),有利于规范合作社生产过程,进而促进合作社规范治理。

3.合作社经营绩效结果方程的估计结果分析

表3中(2)列和(3)列为合作社组织绩效模型的估计结果,(5)列和(6)列为合作社社员绩效模型的估计结果。在组织绩效方面,从共同点来看,合作社规范治理,合作社规模、果蔬种植类合作社、政府支持力度与合作社经营特征中采纳电商、建立质量安全追溯制度、进行“三品一标”认证以及注册商标均对其组织绩效产生显著正向影响。从不同点来看,合作社资产状况、理事长身份与受教育程度对治理规范合作社的组织绩效产生显著正向影响,对治理不规范合作社的组织绩效影响则不显著。在社员绩效方面,从共同点来看,合作社规范治理,合作社规模、政府支持力度与合作社经营特征中的采纳电商、建立质量安全追溯制度、进行“三品一标”认证以及注册商标对社员绩效产生显著正向影响。从不同点来看,合作社资产状况与理事长身份对治理规范合作社的社员绩效产生显著正向影响,理事长年龄对其产生显著负向影响,而上述三个变量对治理不规范合作社的社员绩效影响均不显著。综上所述,合作社规模、政府支持和经营特征对合作社经营绩效的提升起到重要作用,这与彭莹莹和苑鹏(2014)、崔宝玉等(2016)的研究结论相符。就治理规范的合作社而言,资源禀赋丰裕的农村精英以及良好的资产状况对合作社经营绩效的增进具有关键价值。此外,理事长受教育程度促进了治理规范合作社组织绩效的提高,而理事长年龄抑制了治理规范合作社社员绩效的提高。这意味着,应加强对合作社理事长的长期教育和培训指导,一方面强化教育对合作社经营绩效的正向作用,另一方面弱化理事长年龄增长对合作社经营绩效的负向作用。

(二)规范治理对合作社经营绩效的平均处理效应分析

规范治理对合作社经营绩效的平均处理效应估计结果如表4所示。结果显示,治理规范合作社的组织绩效为6.282,社员绩效为1.359,在治理不规范的反事实假设下,其组织绩效下降0.399,社员绩效下降0.080,且均在1%水平上显著。而治理不规范合作社的组织绩效为5.484,社员绩效为1.199,在治理规范的反事实假设下,其组织绩效提高0.259,社员绩效提高0.052。从以上结果可以看出,治理规范对合作社经营绩效具有显著的促进作用,假说1得到验证。这表明,治理规范的合作社能够发挥其制度的激励与约束效能,一方面,以更合理的权利安排促进成员之间要素权利对等,激励社员与合作社发生业务惠顾并获得惠顾返还,提高社员参与积极性和参与程度;另一方面,权利义务对等能够防止集体行动中“搭便车”行为,促进社员履行惠顾和管理义务,实现合作社高效经营、有效决策、低成本融资和节约交易成本(Österberg &Nilsson,2009),显著提升合作社经营绩效。

表4 规范治理对合作社经营绩效的平均处理效应

(三)异质性分析

由于合作社盈余分配规范与民主决策规范对其经营绩效的影响可能存在显著差异,本文进一步分析盈余分配规范与民主决策规范对合作社经营绩效影响的不同效应(5)限于篇幅限制,本文并未给出盈余分配规范和民主决策规范与合作社经营绩效的ESR模型估计结果。。表5和表6分别为盈余分配规范和民主决策规范对合作社经营绩效的平均处理效应。

表5 盈余分配规范对合作社经营绩效的平均处理效应

表6 民主决策规范对合作社经营绩效的平均处理效应

表5结果显示,盈余分配规范的合作社组织绩效为6.257,社员绩效为1.333,在盈余分配不规范的反事实假设下,其组织绩效下降0.454,社员绩效下降0.074,且均在1%水平上显著。而盈余分配不规范的合作社组织绩效为5.578,社员绩效为1.234,在盈余分配规范的反事实假设下,其组织绩效提高0.322,社员绩效提高0.049。由此可见,盈余分配规范对合作社经营绩效具有显著的促进作用,假说2得到验证。这表明,规范的盈余分配制度赋予了不同要素合理的剩余索取权,提高了要素所有者的要素投入和社员惠顾的积极性,进而提升了合作社经营绩效。

表6结果显示,民主决策规范的合作社组织绩效为6.136,在民主决策不规范的反事实假设下,其组织绩效提高0.097,且在1%水平上显著。而民主决策不规范的合作社组织绩效为5.988,在民主决策规范的反事实假设下,其组织绩效降低0.078,且在1%水平上显著。此外,民主决策规范对社员绩效的平均处理效应不显著。以上结果表明,民主决策规范不仅无益于合作社社员绩效的提升,还抑制合作社组织绩效的增进,假说3得到验证。原因可能是,一方面,以“一人一票”为基本原则分配剩余控制权,可能会抑制社员尤其是核心社员参与合作社发展决策的动力,进而难以显著提升社员绩效;另一方面,“一人一票”可能提高了合作社决策成本,导致合作社“议而不决”“决而不为”,进而增加了合作社集体行动成本,降低了合作社组织绩效。这说明,即使是国家级示范社,由于民主决策规范限制了核心社员的决策权,加剧了普通社员的“附议”行为,也会影响决策效率和精准性,进而降低合作社经营绩效。这也提醒我们,要尽可能促使成员剩余控制权分配与其关键性要素贡献相匹配,实现异质性成员的激励相容。

通过对比盈余分配规范与民主决策规范对合作社经营绩效的异质性影响,可以发现,规范治理对合作社经营绩效产生增进效应的主要来源是盈余分配规范,而民主决策规范则降低了合作社经营绩效。这意味着,一方面,现有的《合作社法》规定的盈余分配制度赋予要素所有者与其要素贡献相匹配的剩余索取权,能够通过激励相容机制提升成员惠顾水平和促进合作社经营规模扩张,进而实现合作社与成员的“双赢”;另一方面,现有民主决策制度导致普通社员剩余控制权过剩,核心社员剩余控制权不足,合作社剩余控制权在社员之间的配置与其关键性要素贡献不匹配,导致异质性成员之间激励不相容,进而抑制了合作社经营绩效提升。

以上结果表明,从激励相容视角看,合作社规范与发展能够兼得,而较低程度的民主决策不规范也能够实现合作社发展,但民主决策与盈余分配都不规范肯定会抑制合作社持续发展。因此,在未来合作社发展中,一方面要深入推进合作社规范化治理,保障合作社持续健康发展;另一方面也需要在不超越合作社普通社员劳动者主权底线的前提下,适度放宽民主决策规范的限制。

(四)稳健性检验

为验证本文估计结果的稳健性,本文借鉴刘同山(2017)的研究,采用处理效应模型(TEM)对前述估计结果进行稳健性检验,处理效应模型(6)限于篇幅限制,盈余分配规范和民主决策规范对合作社经营绩效影响的处理效应模型估计结果未给出。的估计结果如表7所示。在组织绩效和社员绩效的处理效应模型中,合作社规范治理的选择方程与组织绩效和社员绩效的结果方程的残差相关系数均显著为负,这表明,模型存在选择偏差问题。同时,独立性检验结果也表明,选择方程和结果方程并不相互独立。因此,有必要采用处理效应模型进行计量分析。如表7所示,规范治理对合作社组织绩效和社员绩效的影响均显著为正,这意味着,规范治理能够提升合作社的经营绩效,印证了本文估计结果。

表7 处理效应模型估计结果

本文基于处理效应模型的估计结果,进一步测算合作社规范治理、盈余分配规范以及民主决策规范的平均处理效应,估计结果如表8所示。规范治理对合作社组织绩效和社员绩效的平均处理效应分别为0.303和0.119,且均在1%水平上显著,验证了规范治理对合作社经营绩效的增进效应。盈余分配规范对合作社组织绩效和社员绩效的平均处理效应分别为0.318和0.096,且均在1%水平上显著,这表明,盈余分配规范能够提升合作社组织绩效和社员绩效,进而改善经营绩效。民主决策规范对合作社组织绩效的平均处理效应为-0.073,且在1%水平上显著,但民主决策规范对社员绩效没有显著影响。以上结果与前文基于ESR模型测算平均处理效应的结果大致吻合,证明了估计结果的稳健性。

表8 基于处理效应模型的平均处理效应

四、中国合作社内部权利安排调整的路径

上述结果表明,整体上合作社治理规范能够促进经营绩效的提高,但主要贡献来源于合作社的盈余分配规范,民主决策规范反而不利于经营绩效的提高。当前,合作社的盈余分配方式能够引导异质性成员的行为方式以实现集体利益最大化,但较为均等的剩余控制权分配方式并不合理。因此,需要适度调整合作社的权利安排,在立法上重新分配合作社的剩余控制权与剩余索取权,通过激励相容机制实现核心社员与普通社员合作共赢。一方面,合作社成员存在要素投入异质性,核心社员更多地投入特殊要素,例如企业家才能、资金和技术等;普通社员投入多为一般要素,例如土地、劳动等。核心社员投入要素具有稀缺性、不可替代性和较高的增值性,在保障普通社员话语权与决策权同时,适度增加重要、贡献不易测量的核心社员的剩余控制权,是由合作社的经济性决定的。另一方面,少数核心社员与多数普通社员并存已成为合作社成员构成的主要形式(刘学冬,2018);普通社员惠顾承诺对合作社发展至关重要,赋予普通社员更加合理的剩余索取权有助于增进社员惠顾积极性,促进普通社员与核心社员形成利益共同体甚至是命运共同体。因此,赋予普通社员较为合理剩余索取权不仅是由合作社的社会性决定的,也是其经济性决定的。实施上述权利安排也在一定程度上实现了合作社异质性成员剩余控制权与剩余索取权有效匹配,最终实现治理相对规范的内部权利安排。本文认为,调整决策方式、设置优先股等是促进合作社“两权”有效匹配的重要路径(见图1)。

图1 合作社内部权利安排调整的路径

(一)调整决策方式

在不改变合作社民主控制原则的前提下,通过调整决策方式赋予核心社员更大比例的剩余控制权,以促使其剩余控制权与索取权相对匹配。具体而言,可将传统决策方式改进为“一分为二”的决策程序。首先,合作社核心社员与普通社员依然享有一票基本表决权。在此基础上,由于核心社员的出资额或与合作社交易量(额)较大,因此核心社员按惠顾情况、出资额或这两者的组合分配附加表决权,但普通社员拥有的表决权总票数不得少于全部表决权票数的多数。同意某项行动是否执行应该同时满足以下三个条件:第一,总赞成票数应该至少达到全部表决权票数的多数;第二,普通社员的总赞成票数应该达到普通社员总票数中的多数;第三,组织规则可以对批准某项行动须获得的核心社员赞成票的比例作出规定。相较于传统决策程序,以上决策程序具有三点鲜明特征。第一,充分考虑了成员异质性特征。赋予核心社员更多的附加表决权,增加核心社员对剩余控制权的分享比例,促使异质性成员剩余控制权与索取权相对称。第二,通过要求某项行动获得多数普通社员的投票支持保证了普通社员的实质性决定权。对于某一项行动的执行,普通社员的决策结果在一定程度上影响决策的最终结果,细化和突出了合作社的民主控制原则。第三,就所需核心社员赞成票的比例而言,该决策程序具有较大的灵活性,该比例并不一定要求多数,而是可以低于多数,进而保证核心社员的决定权。

对上述决策程序进行举例阐释,需要说明的是,由于普通社员占据社员人数的绝大部分(钟真,黄斌,2018),因此只需考虑核心社员数量与普通社员数量差异较大的情形。假如示范社社员规模为115人,其中普通社员77人,核心社员38人。根据上述决策程序,普通社员拥有77票,核心社员至多能够拥有76票。他们都出席成员大会并对某项行动是否执行进行投票。第一种情形:普通社员中有46票赞成,31票反对。核心社员中有31票赞成,45票反对。所有社员中的多数投票(77/153)赞成,且普通社员中的多数投票(46/77)赞成。该行动被同意执行。第二种情形:普通社员中有31票赞成,46票反对。所有核心社员都投票赞成。由此可见,尽管全体社员中的多数投票(107/153)赞成,但由于普通社员中反对票数居多,该行动被否决。第三种情形:普通社员都投票赞成,核心社员都投票反对。尽管没有核心社员赞成该项行动,但由于全体社员中的多数投票(77/153)赞成,且普通社员全部赞成,该项行动仍被同意执行。

在上述示例中,假设按照《合作社法》中对于20%附加表决权票数的规定,核心社员至多拥有23票附加表决权。但按照以上决策程序的规定,核心社员的附加表决权票数可达38票。因此,该决策程序能够赋予核心社员更大比例的剩余控制权,促使剩余索取权和剩余控制权的相匹配。同时,通过分开计算普通社员与核心社员票数,赋予了普通社员阻止决议通过的能力,也体现了合作社的民主控制原则。因此,该决策程序虽然在一定程度上放宽了民主控制的限制,但某项行动最终的决策结果同时受到普通社员和核心社员决策过程的约束,使得普通社员与核心社员形成双向制约,不仅能够防止核心社员内部人控制,又使得民主控制仍然处在合作社治理的边界范围内。这种并未超越民主控制边界的新型治理结构,不仅未偏离合作社的本质性规定,而且促使合作社异质性成员剩余控制权与索取权相匹配,通过激励相容机制改善合作社经营绩效,对于合作社未来的发展路径具有重要启示作用。

(二)设置优先股

合作社的基本制度安排,例如自愿入股自由退出制度、分配制度和产权制度等,易引发资本不固定、资本投入不足等问题,进而导致合作社陷入资本困境。对治理不规范尤其是盈余分配不规范的合作社可设置优先股,对成员发行股份募集资本。优先股可以优先享受固定分红或参与一定比例的剩余分配,但不参与合作社控制权的分配。需要指出的是,应在限制外来资本话语权的同时,保障优先股投资人的优先权,在盈余分配中保障投资人的优先分配权,确保优先股的分配比例不低于合作社出资成员出资回报率。设置优先股有利于普通社员享有更为合理的剩余索取权,其原因是,现阶段普通社员加入合作社,更多是为了获得价格改进、市场准入等经济效益,本质上是为了获得更多的合作剩余。对合作社成员设置优先股,普通社员通过购买优先股,在不改变其剩余控制权的同时增加其剩余索取权,结果是普通社员既享有“一人一票”的决策权,也享有更多的剩余索取权;核心社员通过购买优先股可以参与剩余分配,且其仍享有可盈余分配40%的资本报酬,即未改变其对于剩余索取权的分享比例,促使异质性成员剩余索取权与控制权相对匹配,提高其集体行动激励,进而提升合作社经营绩效。

综上,合作社制度规范应以成员要素贡献程度为边界,使成员剩余控制权和索取权与其要素贡献相匹配,以实现异质性成员之间的利益均衡。具体而言,合作社内部权利安排调整要在保证成员享有《合作社法》所规定的剩余索取权与控制权的基础上,适度增加核心社员剩余控制权,赋予普通社员更加合理的剩余索取权,以促进异质性成员剩余索取权与控制权的相对匹配。但需要指出的是,为了确保合作社作为劳动联合的本质特征,核心社员享有剩余控制权的最大边界在于其关键性要素贡献程度,而普通社员享有剩余索取权的最小边界在于其要素贡献程度。因此,建议修订《合作社法》,使之既保证合作社劳动者主权又明确赋予关键性要素一部分权利。

五、研究结论与政策启示

研究合作社规范与发展能否兼得以及何以兼得,对审视当下中国合作社发展路径具有重大意义。本文基于安徽省423家国家级示范社监测数据,从盈余分配和民主决策规范两个维度衡量规范治理,探究了合作社规范治理对其经营绩效的影响,进一步分析了何种权利安排能够实现合作社的规范与发展。研究发现:第一,合作社规范治理对其经营绩效具有显著正向影响,并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,《合作社法》所规定的盈余分配制度能够显著提升组织绩效和社员绩效,是提高合作社经营绩效的主要路径,但“一人一票”的决策制度对社员绩效无显著影响,甚至对组织绩效产生显著负向影响;第三,合作社异质性成员的剩余控制权与索取权相对匹配,更能兼顾合作社治理规范与经营绩效改进,即在保障合作社本质规定性的前提下,提高其市场适应性。调整决策方式、设置优先股等可能是实现“两权”有效匹配的可行路径。

基于上述结论,本文证实了合作社规范与发展“鱼与熊掌”能够兼得,认为中国合作社要提升经营绩效就必须提高其治理规范程度。因此,本文提出三点政策启示。第一,亟须转变对合作社规范与发展关系的认识,二者并非天然对立,而是方向一致,需要继续推进合作社规范化建设,促进合作社规范治理和持续发展。第二,更好发挥盈余分配制度对合作社经营绩效的改进优势,通过用地优惠、项目支持和税收减免等方式重点支持遵循盈余分配制度的合作社,以提升其经济和社会效益,发挥示范带动效应。第三,从立法层面看,《合作社法》所规定的盈余分配制度较为合理,但在民主决策方面,20%附加表决权的设置仅能在一定程度上破解合作社的治理难题,合作社附加表决权设置还存在一定调整空间,需在法律条款中明确赋予企业家才能、社会资本等关键性要素附加表决权,以保护和吸引这些关键性要素。

中国合作社未来规范治理的重点应是在保障本质规定性的前提下,调整合作社权利安排尤其是决策权利安排。一方面,通过构建“一分为二”的决策程序,调整表决程序和附加表决权的设置,适度增加核心社员剩余控制权。但调整表决程序和附加表决权设置并不意味着抛弃民主管理,而是在不超越民主控制边界的基础上进行优化。另一方面,通过设置优先股,保证普通社员的盈余分配优先权,适度赋予普通社员更多剩余索取权,从而实现激励相容,形成合作社新型治理结构,推动合作社高质量发展。