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2011.7 - 4 - 农民专业合作社的效率及其影响因素分析* 黄祖辉 1 扶玉枝1 徐旭初2 内容提要：本文首先采用 bootstrap-dea 模型测量了浙江省农民专业合作社在规模报酬不变情况下 的技术效率与可变情况下的纯技术效率和规模效率， 然后运用单侧截断bootstrap 方法对影响各种效 率的因素进行了检验。研究发现，农民专业合作社的平均效率水平较低，其主要根源在于纯技术效 率水平低。农民专业合作社经营不力和管理不善是其纯技术效率水平低的主因。农民专业合作社规 模普遍较小导致其规模效率水平低。合作社负责人的企业家才能和成员的人力资本状况是提高合作 社效率的关键因素。地区经济发展水平显著正向影响合作社效率。此外，本文还验证了在样本量较 大的情况下，bootstrap 方法的优点是明显的。 关键词：农民专业合作社 效率 影响因素 bootstrap-dea 截断bootstrap 一、引言 农业合作社 是市场经济条件下世界各国农业领域的重要组织形式。其基本原因在于合作社能 实现单个农户所无法实现的集体功能（例如提高农户在市场中的谈判力量、降低市场风险和生产成 本等） （warman and kennedy，1998） 。随着农产品销售渠道的不断集中和世界市场的不断开放，农 业生产与农产品市场的联系已越来越紧密，这有助于农产品直接进入销售中心，农业合作社在其中 可以扮演重要角色（galdeano-gmez et al.，2006） 。作为市场经济环境下的经济组织，竞争优势是 农业合作社具有生命力的必要条件，因此，对外追求经济效率是合作社的必然选择。长期以来，农 业合作社的经济效率问题一直是西方农业经济学研究的热点之一，对合作社效率的测量及其影响因 素的分析又是其中的一个重点（ariyaratne et al.，2000） 。 在中国， 随着2007 年7 月1 日 农民专业合作社法 的实施， 农民专业合作社得到了较快发展。 截至2010 年6 月底，全国农民专业合作社已超过31 万家，涉及粮食、油料、蔬菜、水果等农产品。 预计到“十二五”末，合作社统一销售农户成员的农产品产值将占农业生产总值的30%以上 。 农民专业合作社在中国的产生与发展顺应了市场经济的发展趋势，也符合中国现代农业发展的 需要。它不仅能节约农产品从产出到消费过程的中间交易成本，而且能把由交易成本节约而形成的 经济剩余保留在农业内部，从而增强农业自身的积累和发展能力（杜吟棠，1998） 。但是，作为市场 经济环境下的经济组织，农民专业合作社直接面临国际、国内同业的竞争压力，因此，如何提高经 * 本文研究得到国家自然科学基金重大国际合作项目“全球化背景下中国农民合作组织发展：运营模式、治理结构与 比较研究” （编号：71020107028）资助。中国社会科学院农村发展研究所陈劲松对本文提出了宝贵的修改意见，特此 致谢。 在中国称之为农民专业合作社。 资料来源： “十二五”末我国农民专业合作社将覆盖45%的农户 ，新华网（） ，2010 年9 月27 日。 农民专业合作社的效率及其影响因素分析 - 5 - 济效率，增强市场竞争力，是中国农民专业合作社面临的重要课题。 本文在理论分析的基础上，重点考察营销类农民专业合作社（以下简称“农民专业合作社” ）的 效率问题 ， 主要分析该类合作社的效率水平以及影响效率的因素。 本文采用两阶段分析方法。 首先， 采用 bootstrap-dea 方法测量农民专业合作社的技术效率，包括纯技术效率和规模效率；然后，运 用截断bootstrap 模型检验效率的影响因素。 本文的实证分析以浙江为例，其原因在于浙江是全国市场化程度较高的省份。就农民专业合作 社发展而言，浙江农民专业合作社发展时间较长，门类较齐全，运营较规范，基础数据相对完整。 浙江还是中国最早出台农民专业合作社专门性法规的省份。因此，以浙江为例，分析农民专业合作 社的效率，不仅可信度较强，而且对全国其他地区农民专业合作社的发展具有指导意义。 本文其余部分安排如下：第二部分是相关文献回顾和农民专业合作社效率测算方法的介绍；第 三部分是浙江省农民专业合作社效率的测算结果及分析；第四部分是农民专业合作社效率影响因素 的分析；第五部分是本文的研究结论和政策启示。 二、文献回顾与效率测量方法 效率包括技术效率和配置效率（farrell，1957） 。前者指企业最优利用现有资源的能力，即在给 定各种投入要素的条件下企业实现最大产出， 或者在既定产出下实现最小投入的能力 ； 后者描述企 业在一定要素价格条件下实现投入（产出）最优组合的能力。在一般情况下，企业往往首先利用现 有资源而不是对其重新组合进而从降低成本中获益，因此，更多情况下对效率的测量都是针对技术 效率的。遵循这一思路，本文具体考察农民专业合作社的技术效率。 严密的效率测量方法是准确评价农民专业合作社效率的必要条件。已有文献主要使用的是基于 前沿理论的参数法（例如boyle，2004；hailu et al.，2007）和非参数法（例如ariyaratne et al.，2000； galdeano et al.，2006） ，这两种方法各有其优缺点。前者的优点是考虑到了随机误差并对相关假设进 行统计检验，缺陷是在假定前沿面之前就确定了具体的函数形式，且局限于单一产出；后者（主要 是dea 方法）能克服前者的缺点。但是，传统dea 方法的缺陷也是非常明显的：没有考虑随机 误差；难以确定所估计的效率值渐进分布的一般情形，该效率值对于总体效率水平的估计来说是 有偏的、不一致的（kniep et al.，2003） ；在估计置信区间时，对有限分布的未知参数的估计将产 生额外噪音（simar and wilson，2000） 。由 simar and wilson（1998；2000）发展起来的bootstrap 方 法在某种程度上克服了传统dea 方法的缺陷。 该方法采用重复自抽样方法来推断dea 估计量的经 验分布， 所得到的估计量在比较宽松的条件下与实际值具有一致性。 实际上， 到目前为止， bootstrap 方法仍然是弥补 dea 方法缺陷的唯一可行方法（wilson，2006） 。因此，本文采用 bootstrap-dea 方法测量合作社的效率。 基于前沿理论，本文把每一个农民专业合作社看作一个生产决策单位，设p为投入向量（记 p xr+） ，q为产出向量（记 q yr+） ，产出y由投入x决定。于是，实际可获得点（, x y）可由 生产集() , p q x yr + + =得到描述。 效率值是一个相对值，样本需要具有同质性和可比性，但不同业务类型的合作社存在较大异质性；而营销类农民专 业合作社是目前中国农民专业合作社中数量最多、发展最快、重要程度最高的合作社类型。 技术效率通常和生产前沿面联系在一起，其值为生产单元的实际生产活动与前沿面的相对距离。在可变规模报酬条 件下，技术效率（te）可分解为纯技术效率（pte）和规模效率（se） ，且有te=ptese。纯技术效率测度的是当 规模报酬可变时生产单元当前的生产点与生产前沿面之间的差距； 而规模效率测度的是规模报酬不变的生产前沿与规 模报酬可变的生产前沿之间的距离。 农民专业合作社的效率及其影响因素分析 - 6 - 根据simar and wilson（2000）的假设，即是凸的，可以构造生产可行性集 替代，有： 11 ( )( , ), nn p q niiii ii xx yryy xx + + = = （1） （1）式中， n x为可观察的合作社样本，且有(),1, nii xx yin= ?，(), ii x y ， 1,in=?； i 表示第i个样本合作社投入或产出的比重，有 1 1 n i i = ，0 i 。对于给定的 合作社投入产出组合(,) kk xy，容易得到使用dea 方法估计的效率值为 ( ,) kk xy 。 bootstrap 方法的基本思想是： 通过重复抽样来模拟数据生成过程 （data generating process， dgp） ， 并且在模拟样本中应用原始估计值 ，从而可以近似地得到原始估计值的样本分布（simar and wilson，1998） 。假设d是( ,)|1, ii x yin =?的数据生成过程，如果 d是d的一个一致 估计量，则可以用已知的bootstrap 分布模拟未知的原始分布，有： * ( , )( , )| ( ( , )( , )|x yx ydx yx yd （2） （2）式中，( , )x y是真实的效率测度值， * ( , )x y是 d由 bootstrap 方法生成的伪样本 * (,)|1, ii xyin =?的效率值 。 可以计算原始估计值 ( , ) x y的bootstrap 偏差估计： 1* 1 ( , )( , )( , ) b bb b biasx ybx yx y = = （3） （3）式中，b是重复抽样得到的样本个数。进一步地，计算得到( , )x y的纠偏估计值为： ()()()()() = = b b bb yxbyxyxbiasyxyx 1 1 , , 2, , , （4） 效率测量中的另一个重要问题是投入和产出的界定。像其他行业一样，资本和劳动是农民专业 合作社主要的投入 。此外，另有一些学者还将原材料（种子、化肥、农药、小型机械等）列为投入 指标（例如 ariyaratne et al.，2000；galdeano-gmez，2008） 。选取更多的投入指标可将细节问题考 虑周全，但这会增加指标之间多重共线性的风险。为在避免多重共线性的情况下尽可能准确地反映 现实，本文具体选取的投入指标为资本、劳动和其他投入。其中，资本用固定资产净值（万元）来 反映；劳动投入可用劳动时间或劳动力数量来衡量，考虑到劳动时间的数据难以获得，本文用劳动 力数量即合作社成员数量（个）来表示；其他投入用合作社统一购买生产投入品的支出、管理费用 等的总计额来表示。产出指标为当年合作社总收入（万元） 。 由于dea 模型已经是一种较为成熟的方法，这里就不再赘述其数学原理及计算步骤。 即使用dea 方法估计的效率值( , ) x y。 bootstrap-dea 的具体算法步骤详见simar and wilson（2000） 。 现有文献一般用劳动成本或劳动力数量指标来表示劳动投入，用固定资产或资本总额指标来代表资本投入。 农民专业合作社的效率及其影响因素分析 - 7 - 三、效率测算结果及经济分析 本文所使用的数据来源于笔者的实地调查、浙江省农业厅从全省合作社收集的年度财务数据， 以及浙江统计年鉴 2010 和 2010 年浙江省各地（市）统计年鉴，涉及浙江省 896 家农民专业 合作社。样本合作社分布于全省87 县（市、区） ，其中，合作社分布最少的是舟山市嵊泗县，仅有 2 家；分布最多的为台州市椒江区，有97 家。各地区样本合作社的数量比例与该地区在全省合作社 发展中的情况基本相符。因此，可以认为样本合作社具有代表性，能够反映浙江省农民专业合作社 的整体发展情况。 投入、产出指标的描述性统计量见表1。从中可以得知，目前浙江省农民专业合作社规模不等， 且多数合作社规模较小；收益不均，且大多合作社总收入额较少。由此可以初步判断，浙江省农民 专业合作社发展不平衡。 表1 农民专业合作社投入、产出变量的描述性统计量 均值 标准差 最小值 最大值 投入变量：合作社成员（ld，人） 72.78 17006.94 5.00 1509.00 固定资产净值（fz，万元） 97.10 215216.48 1.00 8666.63 其他投入（tr，万元） 494.95 1297063.51 1.73 18690.47 产出变量：总收入（zy，万元） 554.61 1502105.29 3.50 19000.00 本文使用 r 软件计算浙江省 896 家农民专业合作社 2009 年在规模报酬不变条件下的技术效率 （te）以及规模报酬可变条件下的纯技术效率（pte）和规模效率（se） 。 表2 合作社平均效率值的两样本t 检验（假设方差不相等） c c v v 均值 0.4949 0.4607 0.6340 0.5939 方差 0.1896 0.1693 0.2346 0.2182 原假设均值差 0.0000 0.0000 均值之差 0.0342 0.0401 t 值 4.0264 3.7440 显著性水平 0.0000 0.0001 注： c 、 c 和 v 、 v 分别表示运用传统dea 方法和bootstrap-dea 方法所估计的规模报酬不变条件下的技术 效率和规模报酬可变条件下的纯技术效率。 在对估计结果进行经济分析之前， 采用两样本t 检验 （假设方差不相等） 方法考察使用传统dea 方法估计的效率值与使用bootstrap-dea 方法估计的效率值的差异。根据表2 中的结果 ，在规模报 酬不变和规模报酬可变两种条件下，均拒绝了两种方法估计的效率均值相等的原假设（在95%显著 性水平下） ，即使用 bootstrap-dea 方法所估计的效率值与使用传统 dea 方法所估计的效率值存在 显著差异。 这个结论同时还证明了在样本量较大 （例如， 本文的样本量为896 个） 的情况下， bootstrap 浙江省统计局（编） ： 浙江统计年鉴2010 ，中国统计出版社，2010 年。 由浙江省各地（市）统计局编，中国统计出版社2010 年出版。 因为规模效率非bootstrap 的直接结果，所以，这里没有对规模效率值进行比较。 农民专业合作社的效率及其影响因素分析 - 8 - 方法的优点也是明显的 。 表 3 报告了运用 bootstrap-dea 方法测量浙江省农民专业合作社效率的结果。在规模报酬不变 条件下，2009 年，浙江省农民专业合作社的平均技术效率为0.4613。这说明，浙江省农民专业合作 社的平均技术效率水平较低，多数合作社利用现有资源的能力较差。需要强调的是，使用 bootstrap-dea 方法测得的效率值实质上仍是相对值。因此，较低的平均技术效率水平也说明了各 合作社实现投入产出最大化的能力差异较大， 合作社之间发展不平衡。 此外， 使用bootstrap-dea 方法的分析结果可以帮助合作社管理者了解本行业合作社最好的做法，而且效率较高的合作社还为 效率较低的合作社提供了提高效率的途径，显示了提高效率的潜力。 在规模报酬可变条件下， 将浙江省农民专业合作社2009 年的平均技术效率分解为平均纯技术效 率和平均规模效率，其值分别为0.5939 和0.7767，纯技术效率低于规模效率。可以看出，浙江省农 民专业合作社平均技术效率较低主要是由于纯技术效率较低，而不是规模效率低。可能的原因是农 民专业合作社固定资产投入相对于收益水平而言过多，或者经营不力、管理不善。 从效率值的分布情况来看， 649家合作社的技术效率值分布在0.20.6之间， 另有49家低于0.2， 仅有3 家大于0.9。纯技术效率值主要分布在0.30.8 之间，另有14 家小于0.2，89 家大于0.9。规 模效率值主要集中在 0.7 以上，只有 2 家在 0.2 以下，398 家大于 0.9。这些结果说明，大多数合作 社的技术效率水平较低， 只有少数合作社具有较高的技术效率； 多数合作社的纯技术效率水平一般； 多数合作社具有相对较高的规模效率水平。 表3 浙江省农民专业合作社效率值 技术效率 纯技术效率 规模效率 效率范围 数量 比重（%） 数量 比重（%） 数量 比重（%） 0.2 49 5.47 14 1.56 2 0.22 0.20.3 102 11.38 76 8.48 8 0.89 0.30.4 188 20.98 111 12.39 29 3.24 0.40.5 234 26.12 148 16.52 47 5.25 0.50.6 125 13.95 101 11.27 56 6.25 0.60.7 97 10.83 124 13.84 85 9.48 0.70.8 80 8.93 140 15.63 122 13.62 0.80.9 18 2.01 93 10.38 149 16.63 0.9 3 0.33 89 9.93 398 44.42 总数 896 100 896 100 896 100 平均值 0.4613 0.5939 0.7767 从另一个角度看，浙江省农民专业合作社也存在规模效率低的问题。分析规模效率低的原因， 笔者发现，农民专业合作社存在规模经济，具有较大规模的合作社才会达到较高的规模效率。从这 一角度看，合作社数目众多、分散，而且规模小，是其规模效率低的根源。这将在后文的影响因素 分析中得到证实。 一般认为，bootstrap 方法用于小样本分析时优势更明显。 农民专业合作社的效率及其影响因素分析 - 9 - 四、效率的影响因素分析 bootstrap-dea 方法效率估计值的主要作用体现为：它较准确地测度了农民专业合作社的效率 水平，确定了提高效率的潜力。然而，单一的效率值还不能回答为什么农民专业合作社之间会存在 效率差异。为回答这一问题，需要建立回归模型。于是，本文进入效率分析的第二阶段。 （一）理论基础、研究假设与模型设定 效率与许多因素相关。在已有的国外文献中，下列因素对农民专业合作社的效率有重要影响： 外部环境、合作社规模、财务杠杆、理事会结构等。krasachat and chimkul（2009）研究发现，不同 地区的合作社存在效率差异， 因此， 外部环境是影响合作社效率的重要因素； 他们还分析了规模 （资 本总额）与泰国农业合作社效率的一次型关系，发现合作社规模与其纯技术效率正相关，但与规模 效率负相关。hailu et al.（2005；2007）研究认为，较高的财务杠杆将导致合作社较低的成本效率。 henehan and anderson（1999）认为，理事会结构特征影响农业合作社的绩效。国内学者黄胜忠等 （2008） ，徐旭初、吴彬（2010）发现，理事会人数正向影响合作社绩效，合作社负责人担任的社会 职务显著影响合作社绩效（徐旭初、吴彬，2010） 。此外，苑鹏（2001）还认为，对合作社成员进行 培训可提高成员的人力资本水平，进而推动合作社发展。基于以上分析，本文提出下列农民专业合 作社效率影响因素假说： 假说 1.地区经济发展水平正向影响合作社效率。合作社的成功创建和发展，是一个立足于区域 经济并与之相磨合、 进而融入其中的过程， 因此， 地区经济发展水平对合作社发展具有积极影响 （黄 祖辉等，2002） 。 假说2.合作社规模影响其效率。一般而言， 规模较大的合作社更有实力做产品加工、 品牌推广、 差别化销售等。但是，小规模合作社具有反应敏捷、善于把握市场机会等优点。因此，农民专业合 作社规模如何影响其技术效率，只能在进行了计量检验之后才能做出回答。 假说 3.合作社财务杠杆对其效率有负向影响。原因在于，较高的财务杠杆将增加委托代理成 本，即为了解决由于信息不对称和双方利益失调等问题而发生于委托人和代理人之间的监督、合约 和激励成本（jensen and meckling，1976） 。此外，债务还将使投入要素配置不当，进而导致较低的 效率水平（featherstone and al-kheraiji，1995） 。 假说4.理事会规模影响合作社效率。较多的理事会成员，可以集思广益，提高绩效（黄胜忠等， 2008；徐旭初、吴彬，2010） 。但是，理事会人数的增多，也将增加成员之间的协调成本。 假说 5.负责人才能较高的合作社，其效率较高。合作社负责人担任的社会职务对合作社绩效的 积极作用远大于其股份比例和文化程度的影响（徐旭初、吴彬，2010） 。相比于一般农民，拥有社会 职务的负责人可能具有更高的企业家才能。 假说 6.增强成员的人力资本可以提高合作社效率。对成员进行培训，一方面能提高合作社成员 的经营管理知识水平，另一方面也能加强成员的合作意识（苑鹏，2001） 。因此，加强对合作社成员 的培训有利于提高合作社效率。 基于上述假说，本文中合作社所处地区的经济发展水平用合作社所在县（市）当年农民人均纯 收入来代表，合作社规模用其资产总额来表示 ，财务杠杆用资产总额与所有者权益的比率来表示， 理事会规模用理事会人数来代表，合作社负责人的企业家才能用一个哑变量来表示，合作社成员的 人力资本状况用合作社成员人均培训次数来代表。 农民专业合作社规模的度量指标一般有资产总额、销售总量（额）和合作社总人数（hailu et al.，2007） 。 农民专业合作社的效率及其影响因素分析 - 10 - 当分析效率的影响因素时，通常用到标准的 dea 两阶段方法，主要有 dea-tobit 模型和 dea-ols 模型。但是，这种传统方法存在一些问题：第一阶段测量的效率值并不是真实值而是 相互依赖的经验估计值，这将使以误差项独立分布为假设的传统方法失效（barros et al.，2008） ； 更为严重的是， 用传统dea 方法测得的估计值是有偏的， 这将导致第二阶段的回归无效 （simar and wilson，2007） ；第一阶段测得的效率值不能对第二阶段的估计值给出统计上的解释（simar and wilson，2007） ；估计所用的样本只是全体样本中的一小部分，并且其估计值在 01 区间内。因 此， ols 模型的估计结果是有偏的， 而tobit 模型的估计结果具有不一致性 。 截断bootstrap （truncated bootstrap）程序可以克服以上缺陷 。因此，本文采用单侧截断bootstrap（single truncated bootstrap） 方法分析上述因素对农民专业合作社技术效率的影响。 根据simar and wilson（2007）的研究，定义农民专业合作社技术效率影响因素模型为： 123 456 ()()() ()()() jjjj jjjj tealn rjsln zzcrz lrcnpx =+ + （5） （5）式中，1,jn=?； j te为在第一阶段测得的第j家合作社的技术效率值（被解释变 量） ；()ln rjs为合作社所在县（市）当年农民人均纯收入的对数；()ln zzc表示合作社资产总 额的对数；rz为合作社资产总额与所有者权益的比率；lr是合作社理事会人数；cn是代表合 作社负责人的企业家才能的哑变量，当负责人担任社会职务时，cn等于 1，否则为 0；px表示 合作社成员人均培训次数。 16 ,?为被估计系数，a是常数项， j 是统计噪声。 对于上面的统计噪声，有 2 (0,) j n ；又 j 的分布受到条件1 jj az 的约束，其 分布是被截断（truncated）的，未知方差与左边截断点由这一条件决定。本文将运用最大似然函数 估计得出 2 ( ,) ，并使用参数bootstrap 回归方法构造参数 2 ( ,) 估计值的置信区间 。 考虑到各解释变量之间可能存在多重共线性，对它们进行皮尔逊相关性检验。结果表明（见表 4） ，各解释变量间的相关系数均较低，意味着它们之间不存在多重共线性。 表4 各解释变量的相关性矩阵 ()ln rjs ()ln zzc rz lr cn px ()ln rjs 1.0000 ()ln zzc 0.1396 1.0000 rz 0.0091 0.2053 1.0000 lr -0.0499 0.1068 -0.003 1.0000 cn 0.0789 0.1621 0.0292 0.1058 1.0000 px -0.0758 -0.0096 -0.0301 -0.0027 0.0562 1.0000 （二）计量结果分析 表5 给出了各因素分别对浙江省农民专业合作社技术效率、纯技术效率和规模效率影响的计量 结果。系数的正负符号表示影响的方向。当0 值不在置信区间里面时，系数估计值才有意义。 maddala（1983）对ols、tobit 与truncated 回归模型的特点、适用条件等进行了详细论述。 simar and wilson（2007）的实例研究证明了在第二阶段运用tobit 回归模型的失败和采用截断回归模型的成功。 ij z代表 123456 ()()()()()() jjjjjj ln rjsln zzcrzlrcnpx+。截断bootstrap 的具体法 则详见simar and wilson（2007） 。 农民专业合作社的效率及其影响因素分析 - 11 - 合作社所在县（市）的经济发展水平显著正向影响其技术效率、纯技术效率和规模效率，与本 文前面的假说一致。经济发展水平越高的地区，信息传播越快，人们在思想上越容易接受新事物、 新观念。在目前阶段，理解农民专业合作社的本质所在以及其合作精神，对合作社发展具有重要作 用。同时，经济发展水平越高的地区，往往消费需求的层次越高，这也是合作社开展产品品牌化、 差别化等营销战略的有利条件。因此，合作社所在县（市）经济发展水平越高，合作社效率就越高。 表5 单侧截断bootstrap 回归结果 技术效率 纯技术效率 规模效率 解释变量 系数 置信区间 系数 置信区间 系数 置信区间 ()ln rjs 0.0647* 0.0375； 0.0918 0.0436* 0.0123； 0.0750 0.0330* 0.0061； 0.0598 ()ln zzc 0.0000 -0.0096； 0.0096 -0.0368* -0.0478； -0.0258 0.0389* 0.0270； 0.0509 rz -0.0049 -0.0109； 0.0011 -0.0091* -0.0163； -0.0020 0.0040 -0.0007； 0.0087 lr -0.0052 -0.0120； 0.0015 -0.0140* -0.0228； -0.0052 0.0059 -0.0015； 0.0134 cn 0.0574* 0.0227； 0.0921 0.0521* 0.0102； 0.0941 0.0188 -0.0199； 0.0575 px 0.0008* 0.0001； 0.0015 0.0014* 0.0008； 0.0020 -0.0005 -0.0011； 0.0001 常数 -0.0987 -0.3383； 0.1410 0.4127* 0.1270； 0.6984 0.3215* 0.0783； 0.5646 注：*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%水平上显著；由于篇幅原因，这里只列出了在 95%水平上的置信区 间值。 合作社规模并不显著影响其技术效率，但显著负向影响其纯技术效率，显著正向影响其规模效 率。这个结果富有深层意义。一方面，合作社随着规模扩大，能够拥有更先进的设备，具有更强的 获取资金能力，但如果其经营管理人员的素质并没有随之上一个台阶，不能合理利用资源，则可能 出现投入过度，产生资源浪费，进而导致合作社纯技术效率降低。因此，合作社规模越大，其纯技 术效率越低。另一方面，由于规模经济的存在，合作社扩大规模有利于提高其规模效率。规模对纯 技术效率和规模效率的相反作用使之对技术效率的影响不显著。因此，规模只是合作社提高效率的 必要条件，并非充分条件。其中，经营管理人才的人力资本因素不可忽视。 合作社财务杠杆和理事会人数对其技术效率和规模效率影响不显著，但显著负向影响其纯技术 效率。财务杠杆对纯技术效率的负向影响说明，在目前阶段，负债的增加对合作社纯技术效率的提 高起着阻碍作用。这是因为一方面，不论是通过正规还是非正规信贷途径所获取的资金，都需要付 出一定的交易成本；另一方面，由于合作社现有规模较小，经营管理人员的人力资本水平不高，并 不一定能将贷款资金“好钢用在刀刃上” 。 而对合作社理事会人数显著负向影响其纯技术效率的一个可能解释是，目前合作社的发展决策 往往来自于少数几个甚至一两个思路开阔、精明能干的核心成员，在这种现实情况下，理事会人数 的增加， 不但不能集思广益， 反而增加了理事会成员之间的协调成本， 降低了合作社的纯技术效率。 农民专业合作社的效率及其影响因素分析 - 12 - 但值得注意的是，并不能由此认为应该通过尽量减少理事会成员数量来提高纯技术效率，因为这将 增加合作社由少数人控制的风险。另外，虽然财务杠杆和理事会人数在统计上显著负向影响合作社 的纯技术效率，但由于作用较小，表现为对技术效率影响不显著。 负责人的企业家才能和成员的人力资本状况提高显著正向影响合作社的技术效率和纯技术效 率。负责人担任社会职务的合作社，其技术效率和纯技术效率水平显著高于负责人为普通农民的合 作社，这与徐旭初、吴彬（2010）的研究结论一致。本文的解释是，担任社会职务的合作社负责人 较普通农民负责人而言，一方面，他们在合作社的经营管理方面能力较强，也较有经验；另一方面， 他们在获取外部市场信息、利用各种资源、应对各种风险等方面更有优势。此外，合作社发展在相 当程度上是嵌入当地社会政治体制中的，具有社会职务的负责人比较容易获得当地政府和社会的支 持，从而提高合作社绩效（徐旭初、吴彬，2010） 。 加强对合作社成员的培训，将提高合作社的技术效率和纯技术效率水平，说明人力资本投资有 较好的回报。相比于没有对成员开展相关培训的合作社，对成员进行了经营管理、产品营销等方面 知识培训的合作社，使成员学到了经营管理之术、市场营销之道，进而提高了合作社的技术效率和 纯技术效率。此外，笔者在实地调查中发现，对成员进行了合作思想、合作原则等方面教育和培训 的合作社，其成员通常具有更积极的合作态度和精神，工作效率更高。同时，这一结果也说明，目 前合作社成员的人力资本水平较低，具有合作社经营管理等知识和合作思想的成员比较稀缺。 五、研究结论与政策启示 通过上述分析，本文得到如下结论与政策启示： 第一，目前农民专业合作社总体上效率水平较低，而且，较低的纯技术效率是造成合作社整体 上效率较低的重要原因。同时，近年来农民专业合作社在数量上发展迅速，但规模普遍较小，这是 导致合作社规模效率较低的根源。然而，要改变这一现状，既不能盲目普遍扩大规模，也不能继续 追求数量增加，而是应该整合现有合作社资源（要素） ，避免浪费。 第二，合作社负责人的企业家才能和成员人力资本水平的提高对合作社技术效率和纯技术效率 水平的提高具有重要影响，而资本规模、财务杠杆和理事会人数均显著负向影响合作社的纯技术效 率。这表明，合作社内部存在着比较严重的经营不力和管理不善。农民专业合作社既不同于其他组 织，也有别于农业企业。它对内服务成员，以成员满意为宗旨；对外销售成员产品，以利润最大化 为目标。因此，合作社的负责人除需具有一般的企业家才能外，还需具有更高的合作精神，更强的 号召能力和合理配置、利用社会资源的能力；合作社成员则除需具有专业技能之外，还需要有“自 有、自治、自享”的思想意识，有合作精神，面对问题时能够一起想办法解决。这不但对提高合作 社的效率至关重要，从长远来看，也关系着合作社的持续发展。 据此，政府对合作社的扶持若仅停留于立法和资金支持的层面，将难以实现其预期效果。要从 根本上提高农民专业合作社的整体经营效率，一方面，可通过合理引导和指导合作社发展，整合各 类农民专业合作社的资源，防止盲目增加数量或扩大规模，避免资源浪费；另一方面，应将扶持资 金用于提高合作社负责人和成员的人力资本水平，以及培育合作社企业家人才。 此外，环境因素显著影响合作社效率。这意味着，地方政府在引导合作社发展时，借鉴国内外 的经验固然重要，但根据当地实际制定相应政策更为重要。 农民专业合作社的效率及其影响因素分析 - 13 - 参考文献 1.ariyaratne, c. b.; featherstone, a. m.; langemeier, m. r. and bartone, d. g.: measuring x-effi ciency and scale effi ciency for a sample of agricultural cooperatives, agricultural resource economics review, 29(2): 198-207, 2000. 2.boyle, g. e.: the economic efficiency of irish dairy marketing cooperatives, agribusiness, 20 (2): 143-153, 2004. 3.barros, c. p.; caporale, g. m. and abreu, m.: productivity drivers in european banking: country effects, legal tradition and market dynamics, economics and finance discussion papers, brunel university, 2008. 4.farrell, m.: the measurement of productive efficiency, journal of the royal statistical society, series a, 120(3): 253-281, 1957. 5.featherstone, a. m. and al-kheraiji, a. a.: debt and input misallocation of agricultural supply and marketing cooperatives, applied economics, 27(9): 871-878, 1995. 6.galdeano-gmez, e.; cspedes-lorente, j. and rodrguez-rodrguez, m. : productivity and environmental performance in marketing cooperatives: an analysis of the spanish horticultural sector, journal of agricultural economics, 57 (3): 479-500, 2006. 7.galdeano-gmez, e. : productivity effects of environmental performance: evidence from tfp analysis on marketing cooperatives, applied economics, 40(14): 1873-1888, 2008. 8.hailu, g.; jeffrey, s. r. and goddard, e. w.: efficiency, economic performance and financial leverage of agribusiness marketing co-operatives in canada, in novkovic, s. and sena, v. 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