刘颖娴, 郭红东

(浙江大学 中国农村发展研究院，浙江 杭州 310058)

一、引言

新制度经济学认为合作社的纵向一体化是合作社通过对供应链的前向、后向整合，延长产业链、缩短流通环节，从而能够提高农民的市场地位和谈判力量，节约交易费用和改善市场失灵[1-2]。虽然纵向一体化经营有众多优点，我国农民专业合作社中经营范围涉及农产品加工的并不多。据统计，截至2011年底，我国农民专业合作社总数达50.9万个，比2010年底增长44.7%，其中实行产加销一体化服务的合作社26.6万个，占合作社总数的52.3%，以从事购买、仓储、运销、加工服务为主的合作社所占比重分别为3.5%、0.8%、3.3%、2.2%[3]。这与美国农民合作社的纵向一体化经营形成鲜明对比，美国农业合作社加工的农产品占全国农产品总量的80%，出口农产品的70%由农业合作社完成[4]。可见，虽然我国农民专业合作社数量增长很快，但纵向一体化水平尚待提高。为何我国农民专业合作社纵向一体化经营水平不尽如人意?是哪些因素影响了农民专业合作社纵向一体化经营？这些问题成了亟待解决的研究热点，本文则聚焦于资产专用性因素的影响。

新制度经济学认为资产专用性(交易特性的一种)是影响组织形式的重要因素，随着资产专用性的增强，由于信息不对称和合同中未能完全预期条款的存在，合作社不能转移到其他潜在用途上的专用资产面临“套牢”的风险增大，交易双方对纵向协作模式的选择将由交易模式向销售合同模式，再向纵向一体化转变[5]。学者们从理论上论证了资产专用性对合作社纵向一体化存在着影响，却没有从物质资产专用性、品牌资产专用性、位置专用性和人力资本专用性这四个反映资产专用性的交易属性纬度做具体的实证研究，分别测量这四个纬度对合作社的纵向一体化是否存在影响及其影响程度高低。此外，目前学者们大多数使用社员层面的数据对合作社的纵向一体化问题进行实证研究，但我们认为合作社层面的数据更能反映合作社整体的资产专用性。因此，本文使用本团队调研获得的合作社层面数据，建立两个有序Probit 模型，把上述反映资产专用性的四个维度作为解释变量分批进行统计回归，测量他们对合作社纵向一体化的影响，验证预先设定的研究假设，最后针对性地提出对我国农民专业合作社提升纵向一体化经营水平的政策启示。

二、文献综述与研究假设

(一)文献综述

当农民合作社对未来会发生什么没有确切把握时，通过纵向一体化将资产专用性内部化，能将资产专用性引起的风险转嫁，降低交易费用和各种不确定性的影响[6]，因此资产专用性对农民专业合作社纵向一体化存在重要影响。

首先，物质资产专用性的影响。一方面，农业生产周期长，农产品具有易腐性、收入弹性较低等特点，因此农民面临着很高的自然风险；另一方面，由于农产品市场发育程度低且分割较严重，农民通常因地理条件限制处于区域垄断的市场结构中，同时面临着很高的市场风险，成为市场中易受伤害的一方。农民在畜群、机械、手工技能等方面做了大量的专用性投资[7]，如果单个农民进入市场，由于不完全合约导致的机会主义行为和可占用性准租的存在，农民常遭受收购商的“敲竹杠”，陷入专用资产的“套牢问题”[8-12]，如收购商常以产品质量为由，以推迟收购甚至拒绝收购农产品相威胁，迫使农民接受低价[13]。本质上说，是因为在资产具有专用性的条件下，交易的一方具有利用契约不完全性而去占用另一方准租金的动机[14]。合作社通过纵向一体化将小规模耕作和大规模加工结合在一起[8]，使交易费用内部化、最小化，可以有效避免专用性物质资产的“套牢问题”[15]。因此，学者们认为物质资产专用性对合作社的纵向一体化存在重要影响，并进行了大量的实证研究，结果都支持了这个判断。Frank & Henderson运用美国食品产业的数据，将专用性资产总值和投入品供应商的积聚度作为解释变量进行了多元回归，结果得出了非市场渠道的安排所节约的交易费用是农民合作社进行纵向协调的主要动机的判断[16]。Boger运用波兰养猪合作社的数据，用专用资产投资、资本盈利率和买方市场地位作为解释变量，建立多元 Logistic模型，得出交易成本对养猪户在选择经由经销商、屠宰厂还是合作社销售等纵向协调行为有显著影响[17]。Ferto & Szabo运用匈牙利水果和蔬菜部门的数据进行实证研究，证明了资产专用性、谈判成本对农户选择销售渠道等纵向协调存在显著负向影响，但资产专用性程度对农户选择加工后出售还是与营销公司相互控股等深度纵向一体化的行为，存在显著正向影响[18]。

其次，场地专用性的影响。场地专用性是由于供销双方根据运输和储藏投入品与货物的费用最小化的原则选择各自的地址，一旦位置固定下来就不易移动，造成供销双方被套牢在双边关系中，这影响着组织的纵向一体化决策[19]。De Bruyn等认为合作社所在地与消费地之间的距离是一种场地专用性，他的研究发现风险偏好、养殖规模和合作社到销售点的距离都影响着它们获得市场信息的难易程度，进而对合作社选择销售农产品渠道和纵向一体化程度产生影响[20]。Holloway等研究埃塞俄比亚高原上牛奶市场得出那些旨在使距牛奶投售地距离最小化的合作组织，可以增加奶农销售剩余水平，进而也对农民组织的纵向一体化产生影响的结论[21]。

第三，人力资本专用性的影响。李静花等认为农村人力资本专用性体现在各种教育、培训的投入，包括培训的费用和培训期间的机会成本，如对农民进行种植和养殖技术的培训，使他们掌握某些特殊的知识和技能，这些费用一旦支出很难收回，变现出显著的专用性[22]。通过纵向一体化把合作社发展壮大，是避免人力资本投资成为“沉没成本”的有效途径。同时，随着合作社纵向一体化程度的推进，规模的扩大、业务增多了，还要聘请专业管理人员来进行经营管理。此时，合作社管理人员具有专业的管理知识水平、能运用现代技术手段获取和分析市场信息，及时地调整营销策略的能力对合作社纵向一体化的影响就更明显了。如丹麦规定凡购买超过3000平方米农田的合作社社长，事先必须经过5年理论与实践培训[23]。

(二)研究假设

本文根据农民专业合作社本身的特征，结合以往的研究，提出如下影响农民专业合作社纵向一体化经营的研究假设：

1．物质资产专用性因素

农民专业合作社的物质资产专用性主要来源于农产品的易腐性和生产加工设备的专用性。农产品的季节性和易损性造成了农产品在生产与交易中对时间和季节的特殊依赖性，因此成为易腐的瞬时资产。水果、蔬菜保鲜期短、易腐性强，粮食产品保鲜期较长，畜禽是活的生物，无重大疫情情况下，不易损失。在生产这些产品的过程中，需要持续地投入高昂的成本，如果产品卖不出去、腐烂变质，投入成本就很难收回，陷入“套牢”的危机[19]。我们用产品种类变量来测量产品易腐性，提出研究假设如下：

H1.1：产品易腐性越强的合作社，越倾向于纵向一体化经营

农民合作社为生产某种产品投置的专用设备和建设的专用设施等资产，只有在生产特定农产品时，这些专用设备的特殊用途才能充分发挥出来，而在其他用途上，这些专用设备很难发挥作用，价值基本上体现不出来。合作社投资购置专用性资产，对合作社的交易方会产生事后的机会主义动机，发生“敲竹杠”行为，因此合作社拥有生产加工设备的专用性越强，他们在商业谈判时“筹码”也就越少，纵向一体化的制度安排就会出现。我们提出研究假设如下：

H1.2 ：拥有专用生产加工设备的合作社，越倾向于纵向一体化经营

2．品牌资产专用性

新制度经济学认为品牌资产专用性是资产专用性的一种形式，它包括组织或产品的品牌和企业的商誉等。消费者对合作社产品的品牌忠诚度是一种无形资产，它的特殊属性使产品具有了显著的品牌价值。品牌专用性源自合作社在产品质量和广告促销方面的投资，随着时间的推移而积累，并与产品的品牌名称完全捆绑在一起。合作社使用它们的品牌资产销售产品，要么通过自有的销售渠道分销，要么授权加盟商分销，这两种情况都是纵向一体化经营的形式。我们提出研究假设如下：

H2.1 ：拥有注册商标的合作社，越倾向于纵向一体化经营

H2.2 ：产品认证级别越高的合作社，越倾向于纵向一体化经营

3．场地专用性因素

农民专业合作社的场地专用性很大部分来源于其构建的营销网络，这类专用性对于提升农民专业合作社纵向一体化经营有一定的作用。根据农产品运输和储藏最小化的原则，合作社要选择与销售商合作，或者自己建立销售网点，这两种位置一旦定下，很难改变。本文用合作社最远营销范围、本地有无初级交易市场和地形特征封闭度等方面的指标来体现合作社的场地专用性，并认为营销范围远、地形特征封闭且本地无初级市场的合作社需将产品运输到外地销售的费用高，对纵向一体化经营起到促进作用。我们提出研究假设如下：

H3.1 ：营销范围越远的合作社，越倾向于纵向一体化经营

H3.2 ：本地无初级市场的合作社，越倾向于纵向一体化经营

H3.3 ：地形特征越封闭的合作社，越倾向于纵向一体化经营

4．人力资本专用性因素

农民专业合作社的社员们通过培训或干中学的方式积累的人力资本，使得他们能以比其他不具备特定人力资本的人更高的效率生产产品和提供服务。但如果在其他行业，这种长期积累的特定技能不能得到充分使用，价值迅速降低，故也成为使合作社在市场谈判中处于被动局面的因素。为了不让培训费用成为“沉没成本”，合作社必须通过实施纵向一体化经营，提高盈利能力。此外，合作社成员数不仅关系到合作社技术普及和技能培训的深度与广度，还通过组织的协同程度影响着整体社员人力资本的发挥[24]。社长年龄则反应他本行业的从业经验和所处农村社区中的社会威望，也是专用的人力资本。本文用合作社开展培训的次数、培训人数、社员总数、社长年龄这些方面的指标来体现合作社的人力资本专用性，并认为培训次数、培训人数、社员总数越多、社长年龄越大的合作社纵向一体化经营越好。我们提出研究假设如下：

H4.1 ：培训次数越多的合作社，越倾向于纵向一体化经营

H4.2 ：培训人数越多的合作社，越倾向于纵向一体化经营

H4.3 ：拥有社员总数越多的合作社，越倾向于纵向一体化经营

H4.4 ：社长年龄越大的合作社，越倾向于纵向一体化经营

三、数据来源与研究模型

(一)数据来源

本文的数据来自课题组2011年7月至8月对我国四川、浙江、黑龙江省农民专业合作社理事长进行的问卷调查。这三个省地理位置间隔遥远，自然和经济条件差别很大，合作社主营产品、营销渠道及纵向一体化各具特色，能从不同角度反映农民专业合作社纵向一体化的现状及其影响因素。课题组从三省农业部门提供的省级示范社名单中，在下辖县市(区)随机抽取2至5个合作社作为本次调查的研究样本，共发放了以整个合作社为调查对象的问卷266份，其中四川省114份、黑龙江省78份、浙江省74份。为了保证调查质量，采取调查员入社和理事长面对面访谈、调查员代为填写的方式进行，共获得有效问卷265份，问卷有效率为99.62%。

(二)研究模型

本文以农民专业合作社的纵向一体化经营水平为因变量，依据合作社产后是否为社员销售、加工服务以及产前是否提供统一购买农业投入品服务，将样本合作社的纵向一体化经营水平分为由低到高的四类，由于这四类分别对应有四个离散的选择值，且各选择之间存在有序排列(详见下节)，所以我们以样本农民专业合作社数据，建立有序Probit模型来验证上述理论判断。因Y变量不能被直接测量，故引入不可观测的潜在变量Y*，表示被观测现象——农民专业合作社纵向一体化经营水平的内在趋势，于是有：

Y*=X′β+ε*

(1)

其中X为影响农民专业合作社纵向一体化经营的资产专用性因素，β为参数，ε是相互独立且正态分布的随机扰动项。假设存在分界点C1、C2、C3，表示合作社纵向一体化各等级的未知分割点，且C1

(2)

设ε*的正态分布函数为F(x)，有如下概率：

prob(Y=0)=F(c1-X′β)

(3)

prob(Y=1)=F(c2-X′β)-F(c1-X′β)

(4)

prob(Y=2)=F(c3-X′β)-F(c2-X′β)

(5)

prob(Y=3)=1-F(c3-X′β)

(6)

经过代数处理，可以得到以下有序Probit模型的简明表达式：

(7)

(8)

(7)、(8)式中，f(x)为ε*的密度函数，故∂prob(Y=0)的变动随Xi变动方向与β的符号相反，而∂prob(Y=3)的变动随Xi变动方向与β的符号相同，但是中间取值概率变动与Xi关系不能确定。

四、变量设置与描述性统计

(一)因变量设置与描述性统计

本文将样本合作社分为纵向一体化经营水平由低到高的四类，并相应设置为因变量四个值(取值范围0-3)，依次为“无纵向一体化”型，赋值为0；“仅后向一体化，无前向一体化” 型，赋值为1；“仅前向一体化(销售)，无后向一体化” 型，赋值为2；“既前向一体化，又后向一体化”型，赋值为3(见表1)。这四种类型构成了完整的样本集合且没有重叠部分。

表1 因变量说明及初步统计

初步统计结果显示，样本合作社中最多的是“既前向一体化，又后向一体化”型合作社，占有效样本总数的57.36%，同时所有样本纵向一体化水平均值为 2.306，方差为0.909，说明我国农民合作社已超半数服务范围涵盖，产前购买投入品和产后农产品销售、加工，但与发达国家普遍实施完全纵向一体化经营的农民合作社相比，差距仍然较大；进行统一产后服务的“仅前向一体化，无后向一体化”型合作社和统一产前服务的“仅后向一体化，无前向一体化”型合作社比例大致相当，分别占样本总数的19.62%和19.25%，说明我国有相当比例的农民合作社停留在单一层面的纵向一体化经营，纵向一体化的水平尚待提高；“无纵向一体化”型合作社占有效样本总数的3.77%，虽然比例最少，但数量仍然很庞大。

(二)自变量描述性统计

自变量设置及描述性统计结果显示(见表2)。

反映专用设备的虚拟变量均值为0.449，说明样本合作社的专用设备比较缺乏，物质资产专用性较低；反映注册商标的虚拟变量均值为0.570，说明样本合作社申请注册商标的不多，品牌资产专用性不强。反映产品认证的虚拟变量均值为1.404，说明样本合作社产品认证平均值在无公害产品和绿色食品认证之间，产品比较普遍取得质量认证，但级别不高；反映初级市场的虚拟变量均值为0.343，说明样本合作社的产品大部分不在本地销售，需要运输到外地分销。反映地形特征的虚拟变量均值为2.860，说明样本合作社处于平原地区的不多，产品运输不便利。同时反映营销范围的虚拟变量均值为1.487，可以认为样本合作社中营销范围位于省内和延伸至省外的比例大致相当，综合考虑由于运输距离较远、费用较高，具有一定的位置专用性；从人力资本专用性看，反映合作社对社员培训的人数均值和反映社员总数的虚拟变量均值较高，分别为107与3.992，说明样本合作社由于成员规模扩大和对技术培训的重视，积累了一定的与本行业生产相关的专用人力资本。

表2 自变量设置及描述性统计

注：本文分类变量在原始数据表中依此表顺序自1开始递增赋值，以利于描述统计，但回归分析时使用统计软件的自动识别命令按照分类变量进行回归。

五、模型估计结果

我们建立了两个有序Probit模型,分别考察有无人力资本因素存在条件下，资产专用性对合作社纵向一体化的影响,模型A考察了物质资产专用性、品牌资产专用性以及场地专用性因素,模型B考察了包括人力资本专用性在内的所有影响因素。通过运用STATA 12.0软件，使用极大似然估计法，得到回归结果如表3所示。模型A和模型B的LR统计量分别为72.030和81.860，相应概率值相当小，因此模型拟合效果较好。

表3 有序 Probit 模型估计结果

注：①省略的基准变量有：产品易腐性变量中的易腐性弱(畜禽)，产品认证中的无认证，营销范围变量中的省内，地形特征变量中的山区；②括号里是稳健标准误；③***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

(一)物质资产专用性

产品种类变量的果蔬类都通过了两模型10%水平的显著性检验，且系数都为正，假设1.1被验证。这说明样本中，果蔬产品易腐性强，农民通过统一销售降低交易成本的愿望就更迫切，进而在这些产品的合作社中诱发出向销售和加工领域延伸的纵向一体化需求，果蔬类合作社的纵向一体化程度比畜禽类高；专用设备变量通过了两个模型1%统计水平的显著性检验，且系数为正，假设1.2被验证。合作社购置的机器设备和建造的农业设施等资产在物理性能上仅限于规定的某种用途，一旦该种用途无法实现，其生产价值就会迅速下降。因此在议价过程中很容易处于不利地位。收购商常借口产品质量不合格或市场需求发生变动而压低农产品的收购价格，如果合作社不答应，收购商就以推迟或停止购买相“要挟”。合作社为了避免这种情况，会事先采取一些预防措施，这些预防措施将产生高昂的交易费用。为了降低交易费用，合作社必须进行纵向一体化经营。

(二)品牌资产专用性

注册商标变量通过了模型A的1%统计水平和B的10%统计水平的显著性检验，且系数都为正，假设2.1被验证。样本中温岭市箬横西瓜专业合作社的西瓜拥有浙江省著名商标“玉麟”牌注册商标，2008年被认定为中国名牌农产品。该社凭借高价值的商标品牌，大力拓展营销渠道，在全国23个省市、50多个水果批发市场建立销售网点，纵向一体化经营水平大幅提高，申报注册商标对农民专业合作社的纵向一体化具有显著的正向影响。产品认证没有通过显著性检验，假设2.2被拒绝，这可能因为我国一些合作社的产品质量已被消费者认可，实际进行纵向一体化经营，但由于相关部分对农产品质量认证收费过高，合作社无力支付，没有获得产品认证[注]哈尔滨欣跃三莓合作社陈海龙社长在本次调研相关内容的访谈中如是告诉我们。。

(三)位置专用性

营销范围变量的省外通过了两个模型1%水平的显著性检验，且系数为正，假设3.1被验证。因为与省外的客户交易，由于农产品运输路途遥远，合作社产地和在消费地的营销网点位置相对固定，带来交易前搜集信息和谈判的成本、交易中冷藏、运输等交易费用以及交易后执行的成本都将大幅升高，如在我国许多省份，对本省农产品减免过路费的“农产品绿色通道”优惠政策，对运输外省农产品的车辆不适用。为了选择最有效率的营销渠道来降低交易费用，合作社实施纵向一体化经营的动机增强；地形特征变量中的丘陵通过了模型A的10%、模型B的5%统计水平的显著性检验，且系数为负，这说明丘陵地区比起交通更为不便、更封闭的山区，合作社纵向一体化经营的可能性更小，假设3.3被验证；初级市场变量没有通过显著性检验，假设3.2被拒绝。这可能是有些样本合作社产量很高，虽本地存在初级市场，但仍无法解决产品销售问题，合作社转向外地寻找消费市场，进行纵向一体化经营。

(四)人力资本专用性

培训人数变量通过了模型B的10%统计水平的显著性检验，且系数都为正，假设4.2被验证。合作社对社员进行培训，使他们掌握生产技能，有利于产品质量提高，但合作社内技术培训往往是针对特定产品的、高度专用的，为了不让培训费用成为“沉没成本”，合作社需要大力拓展营销渠道，确保成本回收，从而促进了纵向一体化经营；社员总数变量通过了模型B的1%统计水平的显著性检验，且系数都为正，假设4.3被验证，这是因为成员数多的合作社内部能实现更好的分工协作、提高劳动效率，有利于人力资本的充分发挥；社长年龄变量通过了模型B的10%统计水平的显著性检验，且系数都为负，假设4.4被拒绝。可能是因为合作社纵向一体化不仅需要凭借个人威望管理好社员，还需要社长学习现代管理方法，与农业企业进行有效的沟通和协调，年龄小一些的社长比较能适应这种经营管理。培训次数变量没有通过显著性检验，假设4.1也被拒绝，这可能是一些合作社进入加工环节后，由于对农产品质量要求降低，减少了对社员的技术培训。

六、主要结论与启示

根据上述计量模型估计结果，可以认为体现物质资产专用性的产品种类、专用设备，体现品牌资产专用性的注册商标，体现场地专用性的最远营销范围、地形特征和体现人力资本专用性的培训人数、社员总数和社长年龄这些因素对农民专业合作社纵向一体化经营具有显著影响。针对我国农民专业合作社总体纵向一体化经营水平不高的现状，我们认为最主要的原因是缺乏足够的资金用来添置专用设备、建设基础设施，即合作社资金总量不足导致物质资产专用性较低，有些合作社有很好的规划却因面临“资金瓶颈”而受阻。

究其原因，从我国政府方面，财政扶持主要是对国家级和省市级示范社进行面上的，但针对合作社纵向一体化的具体项目扶持数量少、金额小；尽管2008年《财政部、国家税务总局关于农民专业合作社有关税收政策的通知》规定：“增值税一般纳税人从农民专业合作社购进的免税农业产品，可按13%的扣除率计算抵扣增值税进项税额。”但是全国各地区对合作社的税收减免政策实施力度参差不齐，影响了合作社向产后加工业务的延伸。因此，为了增强我国农民合作社的资金实力，一方面要提高政府专项补贴和扶持力度；另一方面要尽快在全国范围内统一对合作社税费减免的实施办法，为合作社向产业链下游环节延伸搭建真正畅通的“绿色通道”。

同时，提高我国农民合作社纵向一体化，还必须依靠高质量的产品拓展和扩展产品营销范围。农民专业合作社应该充分发挥自身的自然资源优势，生产区域优质特色产品。通过大力推行标准化生产，提高产品质量，创建培育优秀品牌，提高产品质量认证等级，依靠品牌效应获得农业企业的青睐，赢得市场竞争的主动权。合作社还应当创新与农业企业的对接模式，完善多方利益联结机制，形成优势互补、资源共享的稳定对接关系和纵向协调机制，发挥规模经济的优势，将交易成本内部化、最小化，降低农业的运行成本与风险，最终形成“规模化家庭经营+农民专业合作社”的新型农业双层经营体制，并使之成为我国农业产业化、现代化和农村整体社会经济转型升级的强有力组织保障。

*感谢浙江大学黄祖辉教授、徐旭初教授、陆文聪教授、阮建青副教授、金庆伟博士、吴彬博士生、卢海阳博士生、美国缅因大学郑湘台教授，荷兰伊拉姆斯大学George Hendrikse教授提出的宝贵修改意见和浙江大学三农协会的同学在入户调查时提供的帮助。

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