財政支持對農民專業合作社績效的影響
——基于福建省128家合作社的問卷調查數據

湯新華，吳惠茹，藍智妍，方夢鎣，林宜連，陳曉強

（1.福建農林大學經濟與管理學院，福建 福州 350002；2.福建省尤溪縣農業農村局，福建 尤溪 365199；3.福建省永安市農業農村局，福建 永安 366099）

2007年《中華人民共和國農民專業合作社法》的實施，規范了農民專業合作社的經營運作，也為其發展提供了切實的法律依據。自2004—2022年，中央1號文件都強調發展農民專業合作社的重要性，各級政府也出臺了一系列因地制宜的地方性政策法規，引導當地農民專業合作社健康有序發展。就福建省而言，2015年，福建省出臺了《福建省農民專業合作社條例》（簡稱“條例”），條例規范了農民專業合作社的設立與運行、明確了相關的稅收優惠和財政支持政策，還提供了相關的指導意見。根據福建省農業農村廳官網的數據顯示，截至2021年12月31日，福建省依法登記注冊的農民專業合作社已有4.29萬家，越來越多的農戶組織成立或加入現有農民專業合作社。但是，福建省農民專業合作社的快速發展，離不開政府的支持和引導。其中，比較直接、常見的支持方法就是各種形式的財政資金支持。據福建省財政廳官網數據不完全統計，2011—2019年底福建省對農民專業合作社的財政支持逐年增加，財政支持資金總額累計達到81256萬元。財政資金的不斷投入，是否能夠促進和改善農民專業合作社的績效，并推動其發展壯大，是黨和政府特別重視的問題，也是全面開展政府預算績效管理工作的基本要求。

目前，已有許多學者從不同角度研究農民專業合作社績效的影響因素，但是他們大多是從信貸約束、農業經理人素養、組織規模等方面探究其對農民專業合作社績效的影響[1—3]，或將財政資金支持作為影響因素之一[4]，探究多種因素對農民專業合作社績效的影響，較少學者聚焦財政支持角度研究其對農民專業合作社的影響效果。此外，在衡量農民專業合作社績效方面，越來越多學者注意到選取單一的績效指標不能全面反映合作社的績效，從而構建綜合的績效評價指標體系。現有文獻構建的評價指標體系各不相同，也有基于財政資金支持的角度構建績效評價體系的文獻，但較少文獻在構建綜合績效評價體系后，繼續探究財政資金支持對農民專業合作社綜合績效的影響。因此，本文采用因子分析法構建農民專業合作社績效評價指標，實證分析財政支持對農民專業合作社績效的影響。一方面考察財政支持資金支出配置的效果，是否有助于福建省農民專業合作社績效的提升；另一方面，為后續福建農民專業合作社高質量發展的財政支持政策的有效實施提供參考。

1 理論分析與研究假設

1.1 理論分析

考慮到財政支持的公共性，以及對農民專業合作社績效提升的促進作用。因此，本文基于公共支出理論、利益相關者理論和可持續發展理論，研究農民專業合作社獲得財政支持情況對其績效的影響效果。

1.1.1 公共支出理論 根據公共支出理論，公共開支會對宏觀經濟活動產生擴張效應，換言之，當政府投入資金增加時，會產生乘數效應，使得最終受影響的國民收入呈現倍數增長的效果。當然，僅僅是投入財政資金，很難就此實現理想的乘數效應，只有配套相應的措施，才能使其持續發揮功效。由此可見，當政府給予資金短缺的合作社一定的財政支持時，能夠幫助完善合作社的基礎設施建設、提高合作社的生產運營條件、規范合作社的經營管理行為，通過優化合作社的各種生產要素分配，極大地提高合作社的生產運營能力效益[4]。

1.1.2 利益相關者理論 契約理論和產權理論是利益相關者理論發展的基礎。農民專業合作社作為將農民直接凝聚在一起的組織，和農民之間存在契約關系，同時農民與政府之間也存在契約關系。因此，在應對農民專業合作社發展中所面臨的困難時，應當將利益相關者理論作為依據之一。由于農民專業合作社一般規模都比較小，僅依靠自身能力很難在市場競爭中站穩腳，更不用說長久穩定發展。因此，政府的扶持和引導顯得尤為重要。作為農民專業合作社利益相關者的各級政府部門，應當采取財政資金補助等多種手段對農民專業合作社予以支持，以提升農民專業合作社的經營績效，進而維持其生存，促進其發展，這既是各國通行的做法，也體現了政府、農民專業合作社和農民相互之間的利益關系。

1.1.3 可持續發展理論 可持續發展理論要求農民專業合作社績效評價應考慮其經濟、社會、生態效益等方面的綜合績效。農民專業合作社在發展中不僅要提高其績效，還要以可持續發展為目標，在發展的同時減輕污染，節約農業資源，走可持續發展道路。不僅實現當地經濟的發展，還可以增加農戶的人均收入。因此，各級政府部門在對農民專業合作社進行績效評價時，不能僅局限于對經濟收益的考量，還應該充分考慮財政投入在社會、生態方面應發揮積極有效的作用，以促進農民專業合作社實現穩定、可持續的發展。

1.2 研究假設

由于農民專業合作社是具有企業性質和利益共同體的雙重屬性的組織，所以要對其進行績效評價本身就具有一定的難度。借鑒相關學者對一般企業績效評價體系的研究，并根據農民專業合作社的實際情況，本文選擇農民專業合作社“三重績效”，即通過經濟績效、社會績效和生態績效構建綜合績效指標。

在綜合績效方面，地方政府對農民專業合作社在稅收減免、資金補助等方面的扶持以及監管整治，在農民專業合作社的成長中發揮了積極的作用[5]。政府通過項目合作、資質認可、資金扶持等手段對農民專業合作社進行支持，可以緩解農民專業合作社中存在的機構體制異化、服務能力不足的現象，從而逐步完善農民專業合作社的扶貧工作實施，進一步提升合作社的績效[6]。在考察影響農民專業合作社經營能力因素中，研究發現財政扶持對經營能力的提升作用最為明顯[7]。基于公共支出理論與已有的研究文獻，本文提出研究假設H1。

H1：財政支持對農民專業合作社的綜合績效有正向影響。

在經濟績效方面，合作社作為盈利性組織，經濟績效顯然十分重要，因此許多學者就影響農民專業合作社經濟績效的因素進行了研究。作為推動合作社發展的重要力量，政府的支持力度能夠顯著提高合作社的盈利能力[8]。在資源普遍稀缺的情形下，政府資金的大力投入可以充分調動成員的積極性，從而促進合作社經營能力和獲利能力的提高[9]。基于此，本文提出研究假設H2a。

H2a：財政支持對農民專業合作社的經濟績效有正向影響。

在社會績效方面，學者們普遍認為，對農民專業合作社而言，社會績效也有著不可忽視的重要性。除了在經濟層面上提高社員的收入水平之外，農民專業合作社還會通過培訓等途徑提高社員的專業技術水平和文化素質，通過舉辦與合作社相關的宣傳活動，豐富社員的精神生活，使社員在精神層面上也大獲裨益。因此，應當對社會績效給予一定的重視。政府支持對合作社核心社員收入績效和普通社員收入績效具有顯著的改進作用[10]。通過國家財政投入，合作社的基礎設施環境得到完善，使得合作社在市場上更具有競爭力，發展能力也得到增強，從而能夠更好地帶動社員收入增長、輻射帶動范圍更廣[11]。基于利益相關者理論與已有研究文獻，本文提出研究假設H2b。

H2b：財政支持對農民專業合作社的社會績效有正向影響。

在生態績效方面，農產品的質量安全問題得到國家和相關部門的重視。2004—2022年的中央1號文件中均明確提出要加強農產品質量安全和監管工作，重推“質量可追溯”與“三品一標”認證。由此可見，生態績效也是考察農民專業合作社績效的重要指標之一。政府開展認證相關的培訓，會積極影響農民專業合作社對綠色食品認證和有機產品認證的意愿，從而有效提高認證率[12]。政府激勵有助于推動龍頭企業、農民專業合作社、家庭農場的綠色生產行為[13]。基于可持續發展理論與已有研究文獻，本文提出研究假設H2c。

H2c：財政支持對農民專業合作社的生態績效有正向影響。

2 研究設計

2.1 數據來源

本文采用分層抽樣法，以福建省全部9個地市中的福州、廈門、泉州、漳州、龍巖、三明、寧德、南平這8個地市農民專業合作社為調查對象，每個地市分別選取2個縣市的各8家合作社進行問卷調查，每個縣市的8家合作社中，省級及以上合作社占50%。問卷填寫的時間分別為2021年7—8月、11—12月。采取現場填寫問卷、及時回收的方式，保證了問卷的質量。同時，隨機抽取部分合作社理事長進行訪談。調查過程中一共發放問卷128份，回收122份有效問卷，有效回收率達95.31%。

2.2 變量的定義

本文的因變量為合作社績效，其二級指標共3個，分別為：經濟績效、社會績效、生態績效。合作社的經濟績效主要體現在年盈余、年總產值（總收入）、社員人均增收等方面。社會績效主要體現在帶動農戶數量、解決就業人數等方面。生態績效主要體現在無公害農產品、綠色食品、有機食品和農產品地理標志的認證，即“三品一標”的認證。合作社績效指標體系如表1所示。

表1 合作社績效指標體系

本文的解釋變量為政府財政支持情況，分別為農民專業合作社獲得財政支持與否及獲得財政支持數額。控制變量為可能影響績效的其他因素（表2），在控制變量的選擇上，本文選取理事長特征（包括理事長是否黨員、是否先進個人以及理事長的性別）、內部治理（是否實行三會）、資產規模、合作社成員數等。并對年盈余、年總產值、社員人均增收、帶動農戶數量、解決就業人數等連續變量取對數，減少變量的波動，使其與其他變量的波動水平相適應。其中，年盈余，是指農民專業合作社經營所產生的剩余，反應農民專業合作社1個會計年度內的經營成果；年總產值，農民專業合作社的總產量是合作的產出水平，會更為直接地影響農民專業合作社的總產值；社員人均增收，是指農民專業合作社本年度的人均收入較上一年度人均收入的增長數額；帶動農戶數量，是指農民專業合作社通過各種利益聯結方式和輻射作用，帶動農民從事合作社經營的農戶數；解決就業人數，指本年度農民專業合作社帶動發展的當地農民就業人數。變量定義及描述性統計如表2所示。

表2 變量定義及描述性統計

2.3 模型設計

本文采用多元回歸分析方法來驗證合作社績效與是否獲得財政支持之間的關系，建立回歸模型如下：

式中，Y為合作社綜合績效，govsub表示合作社是否獲得財政支持，Z表示一系列控制變量，α為截距，β和γ為分別為自變量、控制變量的回歸系數，μ為隨機變量，代表影響農民專業合作社綜合績效的其他因素。

在構建合作社綜合績效指標體系時，確定指標權重的工作至關重要。確定權重可以采用專家賦權、層次分析法、因子分析法等方法。但專家賦權和層次分析法的權重大小都直接取決于專家的主觀判斷，當指標數量超出一定范圍時，往往會進入循環判斷，可能會降低評價效果的精準度。而因子分析方法則從原變量中導出少數幾個公共因子，使它們盡量多地保存了原變量的信息，但相互之間并不關聯。相比于上述2種方法，因子分析法的優勢在于，能夠獲得可觀的權重，使得所建立的指標體系較為科學合理。

為進一步探求農民專業合作社是否獲得財政支持以及獲得財政支持數額對經濟績效、社會績效和生態績效的影響，本文采用相同模型來驗證合作社績效與獲得財政支持數額之間的關系：將各方面績效作為因變量，分別以是否獲得財政支持、獲得財政支持數額作為自變量，進行多元線性回歸分析，探究其對各方面績效的影響效果。

3 實證分析

3.1 探索因子分析

3.1.1 數據的適用性檢驗 探索性因子分析法既能夠減少量表中變量的數量，又仍能夠解釋調查對象之間的差異。本文采用KMO和Bartlett球度檢驗來判斷所選變量進行因子分析的可行性，結果如表3所示。經檢驗，KMO值0.586，高于0.5，說明各個變量之間存在較強的相關性，而Bartlett球度檢驗值為2102.672，其相應的P值為0，達到顯著性水平。綜上，可以得出，所選取的數據適合進行因子分析。

表3 KMO和Bartlett檢驗

3.1.2 因子分析 （1）確定抽取因子個數。總方差解釋表給出了每個因子的初始特征值及因子所能解釋的方差的比例，一般而言，抽取的因子要滿足初始特征值大于1這一條件，所抽取的因子才有意義。由表4可知，依據上述抽取原則，應抽取3個共同因子，且其累積方差貢獻率達到63.328%。在社會科學領域中，由于其精確性不如自然科學那樣高，因而如果共同因子累積方差貢獻率在50%以上，因子分析結果即可采納，所提取的共同因子累積方差貢獻率能達到60%以上的就表示共同因子是可信的[14]。故本研究提取3個公共因子是合適的。

表4 合作社績效的總方差解釋

（2）同因子命名。因子載荷量表示因子與原來的變量之間的系數關系，在歸集原來變量時，應當根據因子載荷量大小劃分，以0.5為界限：大于0.5的變量可歸集為1個共同因子，即抽取共同因子；小于0.5的變量則剔除。由于X5、X6的因子載荷量小于0.5，不滿足抽取為公共因子的條件，故剔除這2個指標。將其他滿足條件的變量依照問卷題目順序重新整理，并參考原量表的二級指標加以命名，匯總結果如表5所示。具體來看，第1個因子包括“綠色食品認證”“有機食品認證”“地理農產品標志認證”，涵蓋了原量表生態績效指標的內容，因此將其命名為“生態績效”；第2個因子包括“年盈余”“年總產值”，涵蓋了原量表經濟績效指標的內容，因此將其命名為“經濟績效”；第3個因子包括“帶動農戶數”“解決就業人數”，涵蓋了原量表社會績效指標的內容，因此將其命名為“社會績效”。

表5 合作社績效因子命名

（3）因子得分。在對樣本數據進行探索性因子分析后，共提取了3個合作社績效因子，將分析結果中的因子得分保存為變量，分別用字母表示為：生態績效因子得分Y1、社會績效因子得分Y2、經濟績效因子得分Y3。

如表6所示，通過因子得分的系數矩陣，即可推出合作社績效3個因子Y1、Y2、Y3的表達式，其表達式為：Y1=0.614X1+0.602X2+0.514X3+0.539X4+0.242X5+0.662X6+0.438X7+0.472X8+0.479X9；Y2=0.522X1—0.496X2—0.190X3+0.209X4—0.215X5+0.048X6+0.547X7+0.696X8+0.589X9；Y3=—0.500X1+0.526X2+0.677X3+0.649X4+0.162X5+0.085X6—0.132X7—0.141X8—0.095X9。

表6 合作社績效因子得分系數矩陣

（4）綜合績效得分。以各因子的方差貢獻率占所提取的累計方差貢獻率的比重作為權重，對因子得分進行加權求和，計算得到合作社綜合績效得分如下：Y=(0.22182Y1+0.20853Y2+0.20293Y3)/0.63328。

3.2 回歸分析

3.2.1 是否獲得財政支持對綜合績效的影響 利用回歸分析可以更深入地討論變量之間的因果關系。將合作社績效綜合得分Y作為因變量，是否獲得財政支持作為自變量，進行簡單回歸。由表7可知，在線性估計中，一次項的標準化回歸系數為0.215（P＜0.01），因而接受回歸方程為直線的零假設，說明獲得財政支持對合作社績效有顯著的正向促進作用，驗證了H1。

表7 基本模型回歸結果

3.2.2 是否獲得財政支持對經濟、社會和生態績效的影響 通過表8可以看到，模型（2）為是否獲得財政支持與經濟績效之間的一元回歸，該回歸系數為正且P值為0，說明獲得財政支持對經濟績效具有顯著促進作用，驗證了假設H2a。模型（3）為是否獲得財政支持對社會績效的影響，該回歸系數為正數，說明獲得財政支持對社會績效起到促進作用，且其效果顯著，說明假設H2b成立。模型（4）為是否獲得財政支持與生態績效的關系，回歸系數為正但不顯著，說明獲得財政支持對提高農民專業合作社的生態績效的作用效果不明顯，說明假設H2c不成立。

表8 模型（1）～（4）回歸結果

3.2.3 獲得財政支持數額對合作社績效的影響 如表9所示，總體而言，獲得財政支持數額對合作社綜合績效和各方面績效均有正向促進作用，即獲得財政支持數額越大，合作社的綜合績效和經濟績效、社會績效越好，但獲得財政支持數額對生態績效的促進作用不明顯。

表9 模型（5）～（9）回歸結果

4 研究結論與相關建議

4.1 研究結論

基于福建省128家農民專業合作社的問卷調查數據，通過多元回歸模型實證分析財政支持對農民專業合作社績效的影響，研究結果表明：第一，財政支持對農民專業合作社的綜合績效有顯著的正向影響，對農民專業合作社的發展有積極作用。第二，雖然財政支持有利于提高農民專業合作社的經濟社會績效，但對生態績效沒有顯著的積極作用。表現為獲得財政支持有利于農民專業合作社提高年收入、年盈余等經濟指標，增加農民人數和農民就業人數，但并不能顯著促進農民專業合作社“三品一標”的認證。

4.2 相關建議

根據前述實證結果以及對地級市、縣基層農業農村管理部門和農民專業合作社理事長的走訪與實地調研所收集到的資料，發現財政支持在提高農民專業合作社績效方面尚存在不足，表現在：申請財政資金支持項目的手續較為繁雜、對農民專業合作社的支持力度不夠、財政支持對生態績效有正向影響但促進作用不明顯等。為此，應結合福建省實際，提出如下幾點建議。

4.2.1 增加財政資金投入數額 根據分析結果，財政支持數額對合作社綜合績效和各方面績效均有正向促進作用，然而在走訪過程中卻發現，農民申請財政資金補助的意愿不高，原因之一便是財政補助的金額不高，申請手續卻過于繁雜。因此，政府應該增加財政資金的投入，加大供給力度，以提高農民專業合作社申請財政支持資金的積極性。可以通過設立專項資金的方式，有針對性地將財政資金落實到農民專業合作社中，保障財政資金充分發揮其支持作用。例如，在經濟方面，政府應設立專項資金，加大對農民專業合作社基礎設施建設和設備購置的財政支持力度，不僅能夠緩解農民專業合作社的資金壓力，還有利于提高合作社的專業化水平，從而達到更好的經濟績效；在社會方面，將專項資金用于社員培訓、技術推廣等方面，能夠提高社員的專業素質，進而提高合作社的運作效率。

4.2.2 加大“三品一標”認證的財政支持力度 如上分析可知，財政支持對生態績效有正向影響，但促進作用不明顯。主要原因是“三品一標”的認證過程漫長，且存在農戶對認證積極性差、對“三品一標”缺乏認識等困難，不是一次、兩次財政支持就能立竿見影的。因此，需要財政給予持續的資金支持，促進農民專業合作社不斷規范農產品生產經營管理，按照“三品一標”認證的條件要求，持續努力，直至最終實現。加大財政支持力度，提高農民專業合作社“三品一標”的認證率，拓寬農產品的銷售渠道，從而帶來較好的績效提升。