許曉春，孟楓平

（安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，安徽 合肥 230036）

一、引 言

農(nóng)民專業(yè)合作社在發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟、增加農(nóng)民收入、建設(shè)社會主義新農(nóng)村方面發(fā)揮著非常重要的作用，在我國農(nóng)村市場經(jīng)濟體制取向的改革進程中，推動農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展始終是理論和實踐的主要方向?！吨腥A人民共和國農(nóng)民專業(yè)合作社法》以及一系列相關(guān)配套措施和扶持政策的頒布實行，為農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展提供了有力的制度保障和良好的外部環(huán)境，促成了近幾年全國農(nóng)民專業(yè)合作社的迅猛發(fā)展。以安徽省為例，根據(jù)省農(nóng)委的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2007年底在工商部門登記的農(nóng)民專業(yè)合作社為5379個，而2011年底就達到了20126個，平均每年增加約3680個，增長率接近70%，但從整體發(fā)展質(zhì)量來看，“小、散、弱、空”等問題仍然存在。研究表明類似狀況在其他省市同樣存在（鄧衡山等，2010[1]；徐志剛等，2011[2]）。根據(jù)目前農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展數(shù)量膨脹、發(fā)展質(zhì)量較低的現(xiàn)狀，亟需在理論上研究分析影響農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的內(nèi)外因素，確立更加合理的引導(dǎo)和扶持政策及措施，促進農(nóng)民專業(yè)合作社健康發(fā)展。

目前涉及農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的研究文獻比較豐富，但在抽樣調(diào)查基礎(chǔ)上，對農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展影響因素進行實證研究的文獻相對較少。黃祖輝等通過對浙江省農(nóng)民專業(yè)合作組織發(fā)展現(xiàn)狀的分析，認為中國農(nóng)民專業(yè)合作組織的興起和發(fā)展是一種政府主導(dǎo)性制度創(chuàng)新，包括宏觀體制、法律法規(guī)、行政介入、文化影響等方面的制度環(huán)境因素，對農(nóng)民專業(yè)合作組織的創(chuàng)建和發(fā)展至關(guān)重要[3]；鄧衡山等基于全國5省380村跟蹤調(diào)查形成的面板數(shù)據(jù)，實證分析發(fā)現(xiàn)政府支持政策、合作社法出臺等對農(nóng)民合作組織的形成發(fā)展有顯著的影響，組織化潛在利潤是影響組織形成發(fā)展的重要因素[4]；黃勝忠等基于168家農(nóng)民專業(yè)合作社的調(diào)查數(shù)據(jù)，以成長能力、贏利能力和社員滿意度描述合作社發(fā)展績效，對農(nóng)民專業(yè)合作社治理機制與績效進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)二者緊密相關(guān)[5]，徐旭初和吳彬在相似的理論框架下，通過對浙江省526家農(nóng)民專業(yè)合作社的實證分析發(fā)現(xiàn)，治理機制與績效不僅緊密相關(guān)，而且股權(quán)結(jié)構(gòu)、牽頭人情況和理事會結(jié)構(gòu)對合作社績效具有較大的影響[6]； 郭紅東等基于浙江省246家農(nóng)民專業(yè)合作社的調(diào)查數(shù)據(jù)，對合作社成長影響因素的實證分析結(jié)果表明，農(nóng)民專業(yè)合作社的注冊資金、服務(wù)設(shè)施等物質(zhì)資本資源對合作社的成長影響最大，機構(gòu)設(shè)置、政府支持等組織資本資源也有較大影響，而專職工作人員、社長身份等人力資本資源的影響并不明顯[7]；黃季焜等基于中國7省142個農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟組織的調(diào)查數(shù)據(jù)，對合作經(jīng)濟組織服務(wù)功能發(fā)展的影響因素進行實證分析，發(fā)現(xiàn)組織潛在收益、組織的創(chuàng)建方式對組織服務(wù)功能強弱有明顯影響，組織領(lǐng)導(dǎo)人能力等人力資本條件和村莊市場條件等對組織的發(fā)展也有一定影響[8]。張曉山通過對浙江省農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展狀況的調(diào)查，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民專業(yè)合作社通常始于專業(yè)大農(nóng)戶的聯(lián)合，然后形成專業(yè)化大農(nóng)戶與專業(yè)化小農(nóng)戶、專業(yè)農(nóng)戶與其他市場組織的聯(lián)合，認為扶持以專業(yè)大戶為主體的農(nóng)民專業(yè)合作社才是真正扶持農(nóng)業(yè)和農(nóng)民，是促進合作社發(fā)展應(yīng)處理好的首要關(guān)系[9]；張開華和張清林以湖北省為例，認為農(nóng)村能人、經(jīng)營大戶有影響力和帶動力，應(yīng)積極引導(dǎo)能人、大戶領(lǐng)辦合作社、管理合作社，但“能人”治社與合作社民主管理之間存在矛盾，兩者之間如何協(xié)調(diào)影響農(nóng)民專業(yè)合作社健康發(fā)展[10]。

從已有的研究成果來看，農(nóng)民專業(yè)合作社的形成和發(fā)展是一個綜合性的社會經(jīng)濟現(xiàn)象，受到來自外部和內(nèi)部的多種因素的共同影響。本文將在既有文獻研究成果的基礎(chǔ)上，利用來自對安徽省286個農(nóng)民專業(yè)合作社的調(diào)查數(shù)據(jù)，分析合作社發(fā)展現(xiàn)狀，并通過計量經(jīng)濟模型深入分析影響安徽省農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的主要因素。

二、數(shù)據(jù)與研究方法

（一）調(diào)查方法說明

本文所用數(shù)據(jù)來自2012年4月進行的安徽省農(nóng)民專業(yè)合作社綜合性調(diào)查。首先在不同地區(qū)分別選取若干合作社進行了實地訪談形式的調(diào)研，在此基礎(chǔ)上完善了綜合性調(diào)查問卷，然后通過在政府農(nóng)業(yè)管理部門工作，完成綜合性調(diào)查問卷的發(fā)放與回收。在調(diào)查問卷整理階段，對存在關(guān)鍵指標數(shù)據(jù)缺失的問卷，向合作社負責(zé)人進行了電話補充調(diào)查，另外，還隨機抽取的部分問卷，同樣通過電話聯(lián)系進行了數(shù)據(jù)驗證，最終整理得到359份有效問卷。

為消除《農(nóng)民專業(yè)合作社法》帶來的農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展外部環(huán)境變化的影響，本文從有效問卷中剔除了2007年以前成立的合作社，同時為合理評定發(fā)展狀態(tài)，合作社至少應(yīng)完成一個年度的生產(chǎn)經(jīng)營，因此有效問卷中2011年3月后成立的合作社也予以剔除。本文分析最終使用286個農(nóng)民專業(yè)合作社的調(diào)查數(shù)據(jù)，包括村莊擁有合作社基本情況、治理結(jié)構(gòu)和特征、生產(chǎn)經(jīng)營外部環(huán)境等主要因素。

（二）農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展水平測度

根據(jù)《中華人民共和國農(nóng)民專業(yè)合作社法》，農(nóng)民專業(yè)合作社是“自愿聯(lián)合、民主管理的互助性經(jīng)濟組織”，以合作社成員為主要服務(wù)對象，提供一系列農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營服務(wù)；該法同時規(guī)定，農(nóng)民專業(yè)合作社應(yīng)當向工商行政管理部門申請設(shè)立登記，取得法人資格，特別是明確規(guī)定“農(nóng)民專業(yè)合作社破產(chǎn)適用企業(yè)破產(chǎn)法的有關(guān)規(guī)定”。從法律的角度看，農(nóng)民專業(yè)合作社具有合作社和企業(yè)的雙重屬性，因此衡量農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展應(yīng)考慮合作社的多重功能，并且從數(shù)量規(guī)模、質(zhì)量效率的角度進行綜合測度。

評價合作社的發(fā)展狀況和發(fā)展水平，指數(shù)法是現(xiàn)有研究中接受度較高的綜合測度方法。指數(shù)法需要預(yù)先確定各項指標的權(quán)重，在農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展中應(yīng)重視社員服務(wù)功能還是重視經(jīng)濟功能，觀點不一，目前并無普遍適用的指標體系和權(quán)重分配方法，不同研究所使用的各項指標權(quán)重差別較大，研究結(jié)論的說服力容易欠缺。有研究通過同時采用多個不同權(quán)重體系，并對各研究結(jié)果的穩(wěn)定性進行驗證的方法提高研究結(jié)論的可信度，但這難以從根本上解決主觀評價方法的不足。

我們采用因子分析法，通過計算綜合得分測度合作社發(fā)展水平。在測度指標的選擇上，采用社員人數(shù)、核心社員人數(shù)、所帶動農(nóng)戶數(shù)增長、合作社資產(chǎn)、年收入、年利潤增長指標描述合作社數(shù)量規(guī)模的發(fā)展，采用合作社資產(chǎn)利潤率、社員人均利潤增長指標描述合作社質(zhì)量效率的發(fā)展，以上指標通過對合作社成立時期和調(diào)查當期的原始調(diào)查數(shù)據(jù)加以計算得到。根據(jù)現(xiàn)有研究成果，提高收入水平不僅是農(nóng)民參加合作社的首要推動力，也是合作社穩(wěn)定發(fā)展的重要保證，因此我們增加社員人均年純收入高于當?shù)仄骄鶖?shù)的百分比指標，用于描述合作社未來發(fā)展的基礎(chǔ)和潛力，由于合作社成立時期的數(shù)據(jù)缺失較多，此指標數(shù)據(jù)采用2011年的年度截面數(shù)據(jù)。

（三）農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的影響因素分析

在現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合先期預(yù)備調(diào)研總結(jié)得到的來自合作社負責(zé)人、社員、農(nóng)業(yè)管理部門等各方面有價值的觀點，我們提出以下農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展影響因素的理論假設(shè)，并針對性地設(shè)計了綜合性調(diào)查問卷內(nèi)容。

假說1：初始規(guī)模影響合作社發(fā)展。問卷調(diào)查指標包括合作社成立時的社員數(shù)和資產(chǎn)數(shù)。初始規(guī)模越大，合作社的社會影響越大，越容易取得政府的政策扶持和幫助，同時其抵抗市場經(jīng)營風(fēng)險的能力也越大，有利于合作社穩(wěn)定發(fā)展。

假說2：合作社各項制度的完備程度影響合作社發(fā)展。問卷調(diào)查指標包括合作社是否有規(guī)范的合作社章程、是否有規(guī)范的財務(wù)會計制度、是否有向社員披露報告財務(wù)狀況并接受監(jiān)督的制度、是否有社員入社和退社制度、以及是否有利用網(wǎng)站或其他現(xiàn)代通訊手段的信息公開發(fā)布制度。

假說3：合作社治理機制影響合作社發(fā)展。問卷調(diào)查指標包括合作社負責(zé)人持股比重、負責(zé)人是否兼任經(jīng)理社長、社員大會表決方式、社員大會會議記錄情況。

假說4：外部扶持與監(jiān)管影響合作社發(fā)展。問卷調(diào)查指標為合作社是否示范合作社、行政主管部門是否對合作社進行經(jīng)常性檢查監(jiān)督。

把是否示范合作社作為影響因素可能存在的內(nèi)生性問題，發(fā)展相對越好的合作社，越有可能成為示范合作社，反過來，成為示范合作社就能更加方便地得到政策、資金扶持，有利于合作社更好發(fā)展。為了避免內(nèi)生性問題導(dǎo)致分析偏誤，我們進行了預(yù)備研究。在安徽省示范合作社建設(shè)過程中，政府是主導(dǎo)，按照產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、保障區(qū)域均衡發(fā)展等宏觀政策目標的要求，主要是由政府選擇性創(chuàng)建示范合作社并給予政策資金扶持，合作社發(fā)展水平只是政府選擇創(chuàng)建示范合作社的標準之一，通過實際調(diào)查發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)之間的同級示范社在發(fā)展水平等方面存在明顯差別，因此合作社發(fā)展水平不能認為是成為示范合作社的原因，而是否示范合作社則顯然是影響合作社發(fā)展的外因；其次，我們在計算得到合作社發(fā)展的因子分析綜合得分以后，計算了綜合得分與示范合作社之間的多序列相關(guān)系數(shù)，結(jié)果為0.245（標準誤為0.088），證明兩者之間并無顯著相關(guān)性?；谝陨戏治觯梢园咽欠袷痉逗献魃缱鳛橛绊懞献魃绨l(fā)展的因素。

從合作社發(fā)展相對優(yōu)劣的角度開展研究，有助于得到更為清晰明確的結(jié)論。我們根據(jù)因子分析的綜合得分劃分合作社發(fā)展水平等級，得到多元離散的被解釋變量DL，假設(shè)把合作社發(fā)展水平依次有序分為k個等級，記等級為j(j=1,2,…,k)的概率為Pr(DL=j)，則：

其中αi和αi+1分別是合作社發(fā)展水平等級等于j時合作社發(fā)展水平所處數(shù)值區(qū)間的兩端值。

建立以下Ordered Logit模型：模型中解釋變量I代表合作社初始規(guī)模，包含初始社員數(shù)和資產(chǎn)數(shù)兩個變量，數(shù)據(jù)直接取自通過問卷調(diào)查；解釋變量INS代表合作社制度建設(shè)完備程度，是根據(jù)調(diào)查問卷整理出的一個二分變量，取值1表示所調(diào)查的5項制度全部具備，取值0表示至少缺失一項制度；解釋變量MA代表合作社治理機制，包括合作社負責(zé)人持股比重、負責(zé)人是否兼任經(jīng)理社長、社員大會表決方式、社員大會會議記錄情況共4個變量，其中社員大會表決方式為取值1～3的虛擬變量，分別表示一人一票、一股一票和其他方式（在一人一票的基礎(chǔ)上，附加不同形式的表決權(quán)），社員大會會議記錄情況也是二分變量，取值1表示有詳細記錄，取值0表示沒有或記錄簡單；解釋變量PL代表外部扶持與監(jiān)管，包括合作社是否示范合作社、行政主管部門是否對合作社進行經(jīng)常性檢查監(jiān)督2個變量，其中前者為取值1-4的虛擬變量，分別表示非示范社、縣級、地市級、省級及以上示范社；ε是隨機擾動項；β0、β1、β2、β3、β4為模型待估參數(shù)或參數(shù)矩陣。

三、實證分析結(jié)果

（一）農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展水平的因子分析

因子分析所采用的286個農(nóng)民專業(yè)合作社指標數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述見表1。

表1 指標數(shù)據(jù)統(tǒng)計描述

對數(shù)據(jù)進行適合性檢驗，KMO值為0.714，Bartlett球形檢驗結(jié)果顯著（p=0.000），各變量的獨立性假設(shè)不成立，結(jié)果說明適合做因子分析。采用主成分分析法，選擇Kaiser標準化的最大方差正交旋轉(zhuǎn)法，因子分析結(jié)果見表2。

表2 因子分析結(jié)果

公因子1在合作社資產(chǎn)收益的數(shù)量規(guī)模和對外影響上有較大載荷，主要表現(xiàn)合作社的企業(yè)功能，公因子2在合作社社員數(shù)量規(guī)模上有較大載荷，主要表現(xiàn)合作社的社員服務(wù)功能，公因子3和公因子4分別表現(xiàn)合作社不同功能屬性的發(fā)展質(zhì)量。四個公因子的累計方差貢獻率達到71.44%，因子分析結(jié)果是可接受的。

采用Bartlett方法，最終計算得到各合作社發(fā)展水平的綜合得分，統(tǒng)計描述見表3。

表3 合作社發(fā)展水平綜合得分統(tǒng)計描述

根據(jù)綜合得分的分布狀況，我們以綜合得分值-0.34、0、0.6為切點，把合作社發(fā)展水平劃分為4個等級，其中得分在-0.34和0之間的合作社所占比例為53.15%，代表普遍的一般發(fā)展水平，以此為參照，描述其他3個相對等級為較差、較好和很好，所占比例分別為18.53%、18.88%和9.44%。

采用ROC分析檢驗等級劃分合理性，通過AUC確定切點對合作社發(fā)展數(shù)量規(guī)模和對外影響（表2中的公因子1和公因子2指標），發(fā)展質(zhì)量（表2中的公因子3和公因子4指標）的判別能力，切點結(jié)果見表4。

表4 合作社發(fā)展水平等級劃分切點AUC值

3個切點對合作社發(fā)展數(shù)量規(guī)模和對外影響的判別力達到好或非常好的程度，對發(fā)展質(zhì)量的判別力屬于可接受的程度；從對表2中4個公因子指標的判別力看，除公因子4以外，對其他3個公因子的判別力全部達到可接受或以上程度。因此，我們劃分合作社發(fā)展等級的切點選擇整體上是合理且可接受的。

（二）農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展影響因素的回歸分析

Ordered Logit模型通過平行回歸假設(shè)檢驗，表5是回歸結(jié)果，作為對比，表5也列出了OLS估計結(jié)果。

對Ordered Logit模型的3個切點進行假設(shè)檢驗，均在1%顯著水平上拒絕切點相等的原假設(shè)，再次證明我們對合作社發(fā)展等級的劃分是合理可接受的。模型參數(shù)估計的似然比檢驗卡方統(tǒng)計量為59.47，在1%的統(tǒng)計顯著性水平下模型參數(shù)聯(lián)合顯著異于0，模型總體擬合優(yōu)度較好。

模型估計結(jié)果得出如下主要結(jié)論：就合作社成立時的規(guī)模而言，初始資產(chǎn)數(shù)對合作社的發(fā)展有顯著影響，資產(chǎn)規(guī)模越大，發(fā)展水平越高；就合作社制度建設(shè)而言，制度完備的合作社發(fā)展水平顯著高于制度不夠完備的合作社；就合作社的治理機制而言，負責(zé)人兼任合作社經(jīng)理社長對合作社發(fā)展有顯著的反向影響，相對于一人一票的社員大會表決方式，一股一票方式表現(xiàn)為反向影響合作社發(fā)展，詳細的社員大會會議記錄則對合作社發(fā)展有正向促進作用；主管部門對合作社進行經(jīng)常性檢查監(jiān)督，對合作社發(fā)展存在顯著的反向影響；就外部扶持而言，地市級以上，特別是省級及以上示范合作社相對于非示范合作社，顯著影響合作社發(fā)展水平。

在上面研究的基礎(chǔ)上，進一步估計Ordered Logit模型參數(shù)的邊際效應(yīng)，具體分析各解釋變量變化對被解釋變量取特定值概率的影響。根據(jù)表5中Ordered Logit模型的結(jié)果，對其中兩個解釋變量進行了簡化處理：由于一股一票與一人一票、其他方式存在顯著差異，而后二者之間無顯著差異，把社員大會表決方式重新整理為新的二分變量，0為一人一票和其他方式，1為一股一票；同樣根據(jù)是否顯著影響合作社發(fā)展水平把是否示范合作社整理為新的二分變量，0為非示范社和縣級示范社，1為地市級、省級及以上示范社。重新估計的計量結(jié)果和邊際效應(yīng)見表6。

表6 合作社發(fā)展影響因素模型估計結(jié)果

兩個解釋變量簡化處理后的計量分析結(jié)果與表5的結(jié)果相比，各解釋變量是否顯著影響農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展水平?jīng)]有變化，影響方向也沒有變化，說明模型結(jié)果是非常穩(wěn)定的。

從邊際效應(yīng)看，初始資產(chǎn)越多、制度建設(shè)越完備、社員大會會議記錄越詳細、示范合作社級別越高，合作社發(fā)展水

平相對為較好或很好的概率越大，而負責(zé)人兼任經(jīng)理社長、社員大會采取一股一票表決方式而非一人一票和其他方式，主管部門經(jīng)常進行檢查監(jiān)督，合作社發(fā)展水平相對為較差或一般的概率越大。

在條件相同的情況下，地市級及以上示范社相比非示范社和縣級以下示范社，發(fā)展水平達到較好的概率要高13.8%，達到很好的概率要高9.2%；初始資產(chǎn)量增加一個標準差的額度，發(fā)展水平達到較好的概率要高11.4%，達到很好的概率要高5.9%；制度建設(shè)完備的合作社相對于不夠完備的合作社，發(fā)展水平達到較好的概率要高8.5%，達到很好的概率要高4.6%；如果合作社詳細記錄社員大會會議，相對于無記錄或者記錄簡單的合作社，發(fā)展水平達到較好的概率要高6.3%，達到很好的概率要高3.2%；合作社社員大會采取一股一票表決方式，相對于一人一票和其他表決方式，發(fā)展水平為較好的概率要低14.6%，較差的概率要高14.8%；負責(zé)人如果兼任經(jīng)理社長，相對于不兼任而言，合作社發(fā)展水平為較好的概率要低10.2%，較差的概率要高8.2%；主管部門如果經(jīng)常性進行檢查監(jiān)督，相對于不經(jīng)常性檢查監(jiān)督，合作社發(fā)展水平為較好的概率要低6.3%，較差的概率要高6.0%。

從各解釋變量對合作社發(fā)展的顯著影響程度看，對合作社發(fā)展為相對較好水平的各解釋變量顯著影響程度從大到小依次為社員大會表決方式、是否示范合作社、初始資產(chǎn)、負責(zé)人是否兼任經(jīng)理社長、制度建設(shè)完備程度、主管部門是否經(jīng)常檢查監(jiān)督和社員大會會議記錄，對合作社發(fā)展為相對很好水平的各解釋變量顯著影響程度從大到小依次為是否示范合作社、社員大會表決方式、初始資產(chǎn)、制度建設(shè)完備程度和社員大會會議記錄。

四、結(jié)論與啟示

本文基于安徽省286個農(nóng)民專業(yè)合作社的調(diào)查數(shù)據(jù)，對《農(nóng)民專業(yè)合作社法》制定頒布后的農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展影響因素進行了研究。研究結(jié)果表明，合作社的初始規(guī)模、制度建設(shè)完備程度、治理機制、外部扶持與監(jiān)管等內(nèi)外相關(guān)因素均顯著影響合作社的發(fā)展，按照其對合作社發(fā)展的正向影響程度由大到小的順序排列，大致為：是否示范合作社和社員大會表決方式、初始資產(chǎn)規(guī)模、制度建設(shè)完備程度、社員大會會議記錄；按照其對合作社發(fā)展的反向影響程度由大到小的順序排列，則依次為負責(zé)人兼任經(jīng)理社長、主管部門經(jīng)常檢查監(jiān)督。換言之，以創(chuàng)建高級別示范合作社方式為合作社發(fā)展提供政策優(yōu)惠和資金扶助等外部扶持，實行一人一票為主的社員民主治理機制，充分重視增加初始資產(chǎn)規(guī)模，完善合作社內(nèi)部各項制度建設(shè)和執(zhí)行力度，減小合作社負責(zé)人兼任經(jīng)理社長對合作社民主治理的不利影響，減少過多的行政監(jiān)管，有利于提高合作社發(fā)展水平。研究也表明，合作社初始社員數(shù)和負責(zé)人持股比重并非顯著影響合作社發(fā)展的因素。

上述實證研究結(jié)論能夠帶來以下深刻啟示：

首先，政府是推動合作社發(fā)展的重要外因，政府在合作社發(fā)展中的作用應(yīng)定位于服務(wù)與支持，通過完善立法、稅收優(yōu)惠、資金支持、技術(shù)援助等構(gòu)建適于合作社發(fā)展的外部環(huán)境，引導(dǎo)和指導(dǎo)合作社自我合理發(fā)展，政府直接介入合作社活動以及過多的行政干預(yù)都不利于合作社發(fā)展。

其次，遵循合作制度基本要求，依照以社員為本、社員平等、民主管理、服務(wù)社員等合作社原則，進行規(guī)范的合作社組織化、制度化建設(shè)，是推動農(nóng)民專業(yè)合作社發(fā)展的內(nèi)因。在合作社發(fā)展實踐中，相當比重的合作社是由農(nóng)村能人、專業(yè)大戶等牽頭主體帶動發(fā)展起來的，這些牽頭主體因技術(shù)、資金、能力、經(jīng)驗等優(yōu)勢往往處于控制合作社運營的支配地位，牽頭主體治理機制對現(xiàn)階段合作社早期發(fā)展自然有其積極作用，但從長遠來看，通過教育培訓(xùn)等提高社員的民主管理意識和能力，實施民主管理的合作社治理機制才能夠保障合作社的持續(xù)、高水平發(fā)展。

近年來，農(nóng)民專業(yè)合作社數(shù)量膨脹、規(guī)模偏小，難以抵御較大的自然和市場風(fēng)險，擴大合作社規(guī)模，特別是合作社資產(chǎn)規(guī)模，應(yīng)在今后的合作社發(fā)展中給予足夠重視。擴大合作社規(guī)模的重要途徑之一，應(yīng)注重整合現(xiàn)有合作社資源，積極探索實現(xiàn)多專業(yè)、多類型、多領(lǐng)域、多層次的合作社之間的聯(lián)合，提高產(chǎn)業(yè)組織化程度，追求整體規(guī)模效應(yīng)。

[1]鄧衡山，徐志剛，柳海燕.中國農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟組織發(fā)展現(xiàn)狀及其制約因素分析——基于全國7省760個村莊的大樣本調(diào)查[J].現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2010（8）：55-59.

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