林瑞芳

(福州外語外貿(mào)學(xué)院，福州350002)

農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革是繼家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制改革之后，農(nóng)村集體經(jīng)濟的又一次深化改革[1]，是針對過去農(nóng)村集體經(jīng)濟組織中集體資產(chǎn)權(quán)責(zé)不明、保護不嚴(yán)等問題提出的一項制度創(chuàng)新[2]，其實質(zhì)是要將傳統(tǒng)的農(nóng)村集體所有制經(jīng)濟改造成更為松散的、市場導(dǎo)向的股份合作制經(jīng)濟，以增加農(nóng)民收入[3]。為檢驗閩侯縣在農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革后，村股份經(jīng)濟合作社股東對改革的支持程度，從而為改革的順利推進提供相關(guān)的政策建議，本文基于“理性經(jīng)濟人假設(shè)”的前提，對改革的影響因素展開了研究。

1 農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革影響因素的理論分析與研究假設(shè)

1.1 制度改革影響因素的理論分析

奧地利經(jīng)濟學(xué)派的創(chuàng)始人卡爾·門格爾認(rèn)為，制度是無數(shù)個體行為人為了各自目的，相互作用而產(chǎn)生的；制度是對集體的行為規(guī)范，一個制度的改革涉及到眾多的行為主體，一個行為主體想要什么，能否實現(xiàn)，受到其他行為主體利益均衡的影響。在制度改革中，出于“理性經(jīng)濟人”的考量，不同行為主體的表現(xiàn)不盡相同，可能支持，也可能反對，這些不同行為主體之間相互關(guān)系的定位，就是行為主體的角色定位。黃少安[4]曾基于支持程度的視角，將制度改革中行為主體的角色定位分為:阻撓、反對、中立、觀望以及贊成并參與。制度改革能否順利實現(xiàn)，主要取決于所有行為主體的角色定位，而影響不同行為主體角色定位的根本因素就是利益關(guān)系，即改革對不同行為主體帶來的損益程度。在利益關(guān)系既定的情況下，不同行為主體的影響專用性、身份等因素也會對行為主體的角色定位產(chǎn)生影響。通過構(gòu)建制度改革支持函數(shù)，可將對行為主體角色定位的影響因素歸結(jié)為制度改革對行為主體的損益值(即效用)、制度改革主體的實力、行為主體的身份和行為主體的影響專用性四類。其中，制度改革對行為主體的損益值是影響行為主體角色定位最重要的內(nèi)生變量，而其余三類因素則是外生變量[4]。另外，制度改革的目標(biāo)、內(nèi)容和方式等因素也會對行為主體的利益損益值產(chǎn)生一定的影響，從而間接影響行為主體的角色定位，屬于間接影響因素，也是外生變量。

1.2 農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革影響因素的研究假設(shè)

基于上述討論，本文將農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革中，影響村股份經(jīng)濟合作社股東角色定位的因素概括為行為主體特征、效用損益和制度改革路徑。

1.2.1 股東的個人特征 股東的個人特征，如年齡、受教育程度、收入等因素[5-7]可能會影響其角色定位。(1)年齡。年輕人思想活躍，接受新事物的能力強，就會更容易接受當(dāng)下的農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革，對改革會更加支持。(2)受教育程度。具有大專以上文化水平的村民，對國家政策與當(dāng)下社會經(jīng)濟形勢的把握更準(zhǔn)確些，文化水平高的村民會更加支持改革。(3)收入水平。收入水平越高，越關(guān)注制度的改革；收入水平較低的村民則可能會忙于生計，而無暇顧及政策的變化和制度的改革。因此，假設(shè)農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革與股東的收入水平呈正相關(guān)關(guān)系，即收入水平越高，對改革越支持。

1.2.2 股東的效用損益 這是影響其角色定位的最根本因素。如果股東對股份經(jīng)濟合作社的運營績效滿意，預(yù)判村股份經(jīng)濟合作社將來的收益會增加，股東分紅會變多，那么股東對改革就會支持；如果股東預(yù)判村股份經(jīng)濟合作社未來的收益會減少，股東分紅會變少，那么，他們可能就不會支持改革。

1.2.3 村股份經(jīng)濟合作社的改革路徑 從組織決策方式和信息公開程度兩個方面來考察村股份經(jīng)濟合作社的改革路徑。首先，如果村股份經(jīng)濟合作社采用“一言堂”的決策方式，有可能會導(dǎo)致決策偏差和失誤，影響集體收益，挫敗其他股東參與改革的熱情，也可能因為不公平使股東們心生不滿，從而不支持股份權(quán)能改革；但是村股份經(jīng)濟合作社如果采用召開股東大會或股東代表會議的方式來確定集體收益的分配方案，這種民主的集體決策方式能夠被股東們所接受和認(rèn)可，有利于改革的推進。其次，實行信息公開，將改革進展情況及時告知股東，接受股東們的監(jiān)督，可有效提高改革的透明度，防止改革過程中的“暗箱操作”，避免股東們利益損失。如果改革過程中信息公開的程度高，使股東們滿意，說明股東們對村股份經(jīng)濟合作社是信任的，那么股東就會更加支持村股份經(jīng)濟合作社的改革舉措。

2 農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革影響因素的研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

本文的研究變量——股東對農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革的角色定位，有反對、中立和支持三類，屬于有序且是多分類的，故采用OLRM(有序多分類Logit回歸模型，Ordinal Logistic Regression Model)對改革的影響因素進行分析。有序多分類Logit回歸模型是在Logit回歸模型上的拓展，以解決當(dāng)因變量屬于多分類有序變量時的Logit回歸問題[8]。其基本函數(shù)為[9-13]

其中，y 代表股東的角色定位，給y 賦值j(j＝1，2，3)，y＝1代表反對，y＝2代表中立，y＝3代表支持；xi表示影響股東角色定位的第i個因素。對式(1)取對數(shù)，建立Logit表達式

其中，Pj是股東屬于某一角色定位的概率，αj是模型的截距；β 是一組與X 對應(yīng)的回歸系數(shù)。y＝j(luò) 發(fā)生的概率

通過考察自變量與對數(shù)發(fā)生比的關(guān)系，可以考察其與因變量變化的概率關(guān)系。

2.2 變量說明

通過十個具體指標(biāo)對農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革影響因素進行衡量，見表1。

2.3 樣本選取

以福建省閩侯縣農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能的試點改革作為研究對象，對閩侯縣甘蔗街道和上街鎮(zhèn)共14個首批試點村展開實地調(diào)查，每個村隨機抽取15～25名村股份經(jīng)濟合作社股東進行問卷訪談，共發(fā)放調(diào)查問卷350份，收回有效問卷282份，見表2。

表1 農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革影響因素變量說明

表2 調(diào)查樣本分布情況

2.4 統(tǒng)計分析

參與本次調(diào)查的282位村股份經(jīng)濟合作社股東的年齡及受教育情況分別見表3、表4(數(shù)據(jù)來源:根據(jù)實地調(diào)查數(shù)據(jù)整理)。

表3 受訪村股份經(jīng)濟合作社股東年齡

表4 受訪村股份經(jīng)濟合作社股東受教育程度

3 模型估計與結(jié)果分析

3.1 多重共線性檢驗

采用SPSS 17.0軟件，根據(jù)上文確定的計量模型與變量，將調(diào)研數(shù)據(jù)代入線性回歸模型，得容差(Tolerance)或方差膨脹因子(VIF)，以診斷自變量之間的多重共線性(Multicollinearity)，檢測結(jié)果見表5所示。

表5 自變量之間多重共線性檢驗(系數(shù)a)

如果容差(Tolerance)小于0.1或方差膨脹因子(VIF)大于10，則表示有共線性存在[14]。根據(jù)表5所示，上述指標(biāo)的容差均大于0.1，所以這些自變量之間不存在多重共線性。

3.2 模型回歸

將調(diào)研數(shù)據(jù)代入有序回歸模型中進行擬合估計，對回歸系數(shù)進行顯著性檢驗，計量結(jié)果如表6所示?？芍?，X1、X2均未通過10%的顯著性水平檢驗，剔除這兩個指標(biāo)后，對剩余的8個自變量再進行一次有序多元Logit回歸擬合，計量結(jié)果如表7所示?？芍彝ナ杖胨?、股東效用損益、決策方式和信息公開程度等變量對股東的角色定位具有顯著影響，其影響系數(shù)均通過了10%以下的顯著性水平檢驗。

表6 有序Logit回歸模型估計結(jié)果表

在剔除了不顯著的影響變量后，對模型中所有自變量的偏回歸系數(shù)是否全為0進行似然比檢驗，得出此回歸模型擬合信息，本模型優(yōu)于只有常數(shù)項的模型，卡方值為72.810，模型的整體擬合程度較高，如表8。

3.3 結(jié)果分析

回歸模型實證結(jié)果的估計系數(shù)均為正，說明自變量與因變量呈正相關(guān)關(guān)系。

(1)因素X3在10%的顯著水平下，對股東的角色定位有顯著的影響，X3越高，對股份權(quán)能改革的支持度就越高。據(jù)調(diào)查，家庭收入較高的股東中，支持農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革的比例為89.3%；而家庭收入水平較低的股東，比例僅為63.4%。家庭收入較高的股東，在股改前取得收入的方式就比較多樣化，收入來源也較為廣泛，對市場經(jīng)濟活動的運營規(guī)則更加了解，股改中的利益調(diào)整影響比較??；股改過程中，這些股東不僅有能力為村股份經(jīng)濟合作社的經(jīng)營出謀獻策，而且非常積極地參與了有關(guān)方案的討論，對股改是非常支持的。而家庭收入水平較低的股東在股改前取得收入的方式比較有限，因此希望股改的收益能夠給家庭收入帶來比較大的改觀，一旦改革后的利益分配沒有達到其期望值，就會心生不滿，對股改產(chǎn)生懷疑與抵觸。因此，推行農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革應(yīng)先從經(jīng)濟發(fā)展水平較高的村鎮(zhèn)開始試點，以便取得廣大村民股東的廣泛支持，從而保證股改的順利推進。

表7 優(yōu)化后的有序Logit回歸模型估計結(jié)果

表8 模型優(yōu)化后的有序Logit回歸模型擬合信息

(2)因素X4、X5股東效用損益指標(biāo)均在10%的顯著水平下，對股東的角色定位有顯著的影響，股東預(yù)判未來的效益會更好(X4)，估計將來的分紅會更多(X5)，對改革的支持度就越高。股東出于理性考慮，為了追求收入最大化，對股份權(quán)能改革的預(yù)期效用增加，對股改就越是支持。

(3)因素X6，X7，X8這三個體現(xiàn)村股份經(jīng)濟合作社決策方式的指標(biāo)均在10%的顯著水平下，對股東的角色定位有顯著的影響，決策方式越是民主、改革程序越公開，股東對改革就越是支持。通過采用召開成員大會(X6)、成員代表會議(X7)、村民代表會議(X8)等公開、民主的集體決策方式，使成員能夠充分地參與改革的全過程，從而對改革的目的和內(nèi)容更加了解，以便更加理性和客觀地看待改革。

(4)因素X9、X10均在10%的顯著水平下，對股東的角色定位有顯著的影響，信息越公開，股東對改革越是支持。通過信息公開，可提高改革的透明度，落實村股份經(jīng)濟合作社的監(jiān)督機制，讓股東滿意，從而提高股東對股改的支持度。

(5)其他自變量，如股東年齡、受教育程度等變量對股東的角色定位有正面影響，但不顯著。

4 研究結(jié)論與政策建議

本文通過采用有序多分類Logit回歸模型，根據(jù)福建省閩侯縣實地調(diào)查的數(shù)據(jù)，對農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革的影響因素展開了分析，發(fā)現(xiàn)股東個體特征、股東效用損益和村股份經(jīng)濟合作社改革路徑是股東角色定位的主要影響因素。其中收入水平、效用損益、決策方式以及信息公開程度都與股東角色定位呈顯著正向相關(guān)；股東的收入水平越高，預(yù)期收益越大，集體決策的方式越公正，信息公開力度越大，股東對改革的支持度就越高。村股份經(jīng)濟合作社理事會應(yīng)加強農(nóng)村集體資產(chǎn)的運營管理，提高股東收入水平和股東效用損益，先從經(jīng)濟發(fā)展水平較高的村鎮(zhèn)開始試點推行農(nóng)村集體資產(chǎn)股份權(quán)能改革，以期取得更廣大村民股東的廣泛支持，保證股改的順利推進。采取民主的集體決策方式，并充分利用當(dāng)前成熟的互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，創(chuàng)新信息公開渠道，將股改的進展以及村股份經(jīng)濟合作社資產(chǎn)運營的情況及時上傳平臺，以便股東可以通過手機隨時查詢；還可在股東相對集中的場所增設(shè)村股份經(jīng)濟合作社信息公開欄，以期得到更廣大股東的支持與參與。