农民合作社电商采纳能否“一网就灵”？——兼论“合伙人”制度形成的可能性

崔宝玉 王孝璱 孙 迪

农民合作社(以下简称“合作社”)是小农户应对自然风险和各种非对称市场力量的重要组织形式。截至2019年8月，在市场激励和政府支持双重效应下，中国注册登记的合作社达220.7万家，覆盖农户总数比例近50%，总出资额达4.21万亿元。理论上，合作社兼具共同体和企业双重属性，在保护成员利益上比其他组织更具天然优势，理应是农户最佳的组织选择。但在实践中，合作社却呈现出“空壳化”和“企业化”两种极化发展态势，合作社发展质量失范，绩效实现途径梗阻，没有发挥出应有功能[1-2]。近些年，农业农村部等出台和实施一批规制政策和行动如国家级示范社监测制度、合作社年报制度、“空壳社”清理整顿行动等也印证了上述观点。

随着农业数字化时代到来以及合作社数字化转型升级，信息技术尤其是电子商务为合作社绩效提升带来契机。农产品电商创新了合作社与社员以及与供应链主体之间的交易情境和支付手段，简化了原有的农产品供应链复杂结构，形成了与传统交易方式不同的农产品交易生态系统。这不仅能够克服传统销售渠道产销链条长、中间消耗大和信息获取不完全等弊端，还能够根据消费偏好与市场结构变化，实现以需定产，促进供需有效匹配，成为合作社提高生产和交易效率的有效手段。据农业农村部信息中心发布数据显示，2018年全国县域农产品网络零售额达到2 176.3亿元，其中，合作社网络零售额占50%以上。据张益丰对山东省合作社的调查，电子商务已经对山东省合作社农产品生产与销售发挥了关键作用，成为推动合作社转型升级的重要路径[3]。

电商采纳(1)合作社电商采纳主要有农产品上行和农业投入品下行两种形式，由于农业投入品购置往往专用性资产投入较多，相较于农产品上行，更多采用线下交易，而农产品上行不仅对合作社销售产生影响，而且对生产和组织内交易也会产生影响，因此，本文电商采纳主要指农产品上行销售。对合作社农产品生产、组织内交易与销售产生明显影响。这是因为，为应对线上高度竞争和匹配农产品供应链变革趋势，合作社需要将消费者需求、价值观及其转变根植于合作社生产与管理之中，并加强对传统农业的多链条改造，促进线下生产和服务升级。而合作社作为特殊的“统分结合”制度形式，既有社员分散经营，也有相应协调与统合[4]，在线化市场环境不仅会深化合作社在供应链中的分工程度，也会变革合作社与社员之间的交易机制与定价规则。实践中，合作社与社员之间交易机制主要有两种，一种是“市场定价”机制，另一种是“市场价+附加价”机制，后者常针对生产过程和质量加以控制的标准化农产品，价格风险由合作社和社员共同分担，社员可以规避部分价格波动风险[5]。合作社通过电商采纳能够及时获取交易信息以及消费者反馈数据，并通过“附加价”方式向社员支付生产溢价，激励社员标准化、绿色化生产和增加专用性资产如生产场地、配套设施、农业用具等投入。这在一定程度上重构了合作社成员基础，改变传统合作社中社员兼业化、符号化特征，为确保合作社组织一致性和避免“空壳”“企业化”提供通路。因此，有学者认为，在电商采纳情境下，需要对合作社绩效进行再审视。农产品电商作为外部技术供给某种程度上可能会重构合作社内部权利配置[6]，实现商品契约对要素契约的反向治理[7]，形成合作社发展的“合伙人”制度[8]，进而可能超越传统合作社中资产谁更专用、资源谁更重要的论争，超越社员过度让渡剩余控制权和索取权的传统模式，甚至开启合作共赢和新型控制权、索取权安排的新模式。然而，也有学者认为，合作社电商采纳不会“一网就灵”[9]，反而可能由于合作社社员数字接入机会和能力差异，造成组织成员之间的“数字鸿沟”[10]，进而在技术层面强制形成社员之间的分化，加剧社员之间的异质性，影响和限制社员一致性演化，而农产品的附加定价方式也难以从根本上扭转普通社员作为资源劣势方的弱势地位，甚至导致普通社员更加居处缘化地位[4]。当然，上述学者关于电商采纳对合作社绩效影响的讨论仅限于理论推演和案例分析，还缺少大样本数据的计量检验和实证研究，亟需理论补白和实证验证。

本文在建构合作社多维绩效框架基础上，结合安徽省296家合作社实地调查数据，阐释了电商采纳影响合作社多维绩效的理论逻辑和主要机制，并利用内生转换回归模型(ESR模型)，在反事实框架下评估了电商采纳对合作社多维绩效的影响效应，检验了电商采纳影响合作社多维绩效的作用机制，分析了电商采纳能否为由传统的“合作社精英利益保护导向”范式转向“社员利益保护导向”范式提供证据，进而验证了电商采纳能否促使形成合作社“合伙人”制度这一理论命题，为相关论争提供了佐证。

一、电商采纳影响合作社多维绩效的理论机制

农产品电商采纳是一种对农业经营者生产决策具有影响的外部冲击。外部冲击是来自外部、突发和不可预测的某种事件或力量，可源于经济或非经济方面的事件[11]。电商的引入本质上是一种外生技术进步[12]，对组织影响主要表现为信息技术变革的冲击，其会促使组织扁平化，并会降低组织内部或与市场协调的成本等[13]。虽也有争论，但学界普遍性观点是，电商引入有助于提升组织尤其是企业绩效[14]。合作社与一体化企业在本质属性与组织形式上有显著差异，合作社的突出特征是组织架构上的“双重嵌入”， 即社员通过嵌入合作社再通过合作社嵌入供应链分享供应链条增值收益，社员与合作社都是独立的经营主体和利益单元，而且，合作社绩效是多维度的，不同维度绩效的内涵与外延建构不同，并体现出不同的目标取向。因此，外部技术供给所衍生的供应链增值收益通过合作社传递给社员的同时，价格波动以及权利配置风险也可能会通过合作社传递给社员，进而形成合作社和社员之间绩效改进的“悖论”[15]。

(一)电商采纳与合作社多维绩效

借鉴相关学者研究，将合作社绩效划分为经营绩效、收入绩效、治理绩效和社会绩效四个维度。首先，经营绩效反映合作社作为一个组织整体的经营收入和利润状况。理论上，经营绩效的电商采纳效应主要源自两类机制。一是，渠道接入机制。电商采纳能够降低信息搜寻成本、解决信息不对称等问题[16]，其不仅能够发掘潜在客户，扩大市场份额，还能够缩减分销渠道，更好地引导生产[17]，从而在价格、数量两个方面促进增收。许竹青等研究发现，信息有效供给能使市场消费规模明显增加，并显著提高易腐农产品的销售价格[18]。曾亿武等也证实，农产品电商能使市场均衡价格和均衡产量显著提升，并在生产、营销环节产生超额利润[12]。二是，价值增值机制。网上消费用户群可以通过在线体验、声誉和评价对合作社农产品表示认同或质疑，这种认同和质疑会通过网络传播效应而放大。因此，无论是以微商为代表的“社交”型电商还是以淘宝等为代表的“平台”型电商，都会将消费者需求、体验和价值观植入到合作社管理之中，并借助数据检索、网络品牌推广等提升农产品认知度，进而激发消费者溢价购买意愿[19]。当合作社经营绩效提升时，有利于促使合作社与社员基于资源获取和嵌入模式建立稳定承诺和交易关系，进而实现风险共担、利益共享和合作共赢。

其次，收入绩效反映合作社社员的收入增进效应。成员加入合作社会直接或间接分享电商采纳的数字红利，收入绩效的电商采纳效应也主要源自两类机制。一是，价格改进机制。由于农产品市场的“完全竞争性”以及消费市场的转型升级，只有绿色、优质农产品才能在线上竞争中脱颖而出[20]。合作社与社员的交易稳定性既依赖于所交易的农产品数量，更依赖于所交易的农产品质量及其差异，如果社员所交易的符合品质要求和技术标准的农产品数量达不到规模经济效应，合作社交易成本就会增加。因此，为降低交易成本，形成交易共同体，合作社更倾向以“市场价+附加价”定价方式收购社员符合交易要求的农产品，这会促使社员交易收入的帕累托改进。二是，销量增加机制。由于网络接入和传播机制，合作社电商采纳会扩大农产品销售半径，促进农产品品牌化和单品价值增加，在盈余分配规则不变的情况下，会提高社员的盈余分配收入。然而，合作社收入是由多种要素尤其是新要素如信息、技术的参与共同决定的，相对于社员，合作社又面临更多沉没风险、组织风险和市场风险，因此，合作社盈余分配主要体现按要素贡献分配的原则，合作社核心社员可能要求获得更多利益让渡，获得风险溢价，甚至侵占普通社员收益。同时，如果普通社员仅关心其与合作社的交易价格改进和销量增加时，则合作社供应链的增值收益与风险均转移给了核心社员[21]，引起增量利益的分配不均，不利于形成收益共享、风险共担的“合伙人”制度。

再次，治理绩效反映合作社治理与规范程度。合作社是一种特殊治理结构，其治理结构主要包括股权比例、决策方式、盈余分配等[22-23]，在其中，股权比例决定了合作社治理机制选择以及社员之间的权力关系与角色定位。治理绩效的电商采纳效应同样主要源自两类机制。一是，增加普通社员持股比例。契约制度、技术标准、责任清单以及大数据处理技术有利于降低普通社员与合作社之间交易的不确定性，形成交易预期，增进交易频率和稳定性，进而可能促使合作社普通社员增加场地、设施等专用性资本投入，增加合作社普通社员持股比例。普通社员持股比例增加会产生股权制衡作用，这有利于保障普通社员获取合理的合作收益，一定程度上形成商品契约对要素契约的反向治理，从而显著促进合作社治理绩效。二是，增加了核心社员持股比例。互联网技术的发展伴随着“数字鸿沟”的产生，显然，电商采纳也存在技术获取的“门槛效应”，电子商务利用能力、程度因人力资源异质性而具有差异，而且，随着电商的推广使用，合作社在产品展示、广告促销、客户服务和线下产品供应管理等方面需要更多资源投入[24]，用于农残检测、筛选分级、个性化包装和敏捷物流等的专用性资本投入也会增加。这可能会进一步提升资源禀赋优势方即核心社员的股权比例，导致股权集中度加剧，并推动剩余控制权和索取权进一步向核心社员集中，从而显著降低合作社治理绩效。实践中，在多数普通社员物质资本、人力资本和社会资本匮乏情况下，合作社电商采纳效应更可能表现为普通社员增资幅度低于核心社员而难以发挥出股权制衡以及决策权利配置、收益分配难以真正向资源禀赋稀缺的普通社员倾斜的作用，合作社电商采纳甚至还可能会拉大核心社员与普通社员之间的异质性“鸿沟”， 导致合作社制度、价值观异化，影响合作社内部凝聚力和持续合作动力形成与演化。

最后，社会绩效反映合作社对当地所产生的积极影响。互联网是一种资源配置新机制[25]，互联网信息通过聚合效应也会产生和创造超越传统规模经济概念的效益、效率以及社会福利[26]。社会绩效的电商采纳效应主要来源其电商采纳的溢出机制。一方面，合作社电商采纳可以通过促进形成农业产业集群和升级集群社会资本对当地产生积极影响，带动电商连片发展，吸引更多当地农户“触网”。曾亿武等证实，由于农村熟人社会的关系信任，合作社对农户的帮带传能够加速互联网知识外溢扩散，提升周边农户资源获取和市场开拓能力，顺利实现农产品上行销售并增加收入[12]。另一方面，合作社还通过标准化生产示范、绿色技术扩散和农户学习模仿等促使当地农户和合作社之间形成“同群效应”，使当地农户在生产规范、技术标准等方面与合作社逐渐趋近，这有助于提高当地农户横向现实和纵向预期获得感[27]。

根据以上分析,本文提出如下假说：

H1：电商采纳能显著提升合作社经营绩效。

H2：电商采纳会提升合作社收入绩效，但可能并不明显。

H3：电商采纳不会使合作社治理绩效显著提升。

H4：电商采纳能显著提升合作社社会绩效。

(二)合作社“合伙人”制度形成的讨论

以上关于电商采纳影响合作社多维绩效理论机制的讨论，既是对电商采纳能否提升合作社效益、优化合作社治理的理论反思，也构成了合作社“合伙人”制度能否形成的理论逻辑。本文认为，合作社“合伙人”制度形成的核心思想就是通过赋予持股比例较少的普通社员更多的决策控制权和收益分配权，促使合作社与社员之间形成长期稳定的资源共享、风险共担的共同体，保证合作社和社员之间更好地协作以实现组织成长，显然，社员对合作社决策权与收益权的分享更多体现在合作社组织演进进程之中。但要说明的是，合作社农业“合伙人”制度的形成既可以体现在合作社的组织演进进程之中，但同样也可以反映为合作社组织演进的结果。这是因为，“合伙人”制度形成既是合作社核心社员与普通社员之间摈弃“数字鸿沟”、要素禀赋分化、风险偏好差异以及契约制度选择冲突的过程，也是合作社经营绩效、收入绩效和治理绩效共同提升的结果，如果合作社多维绩效没有同步增进，自然会影响合作社与社员之间的下期和远期合作，从而掣肘合作社“合伙人”制度的形成。因此，本文认为，在电商采纳情境下，从结果层面考量，如果合作社多维绩效尤其是收入绩效和治理绩效没有显著提高，合作社多维绩效就会分异，合作社社员就会分化，合作社便不会由“精英利益保护”范式转向“社员利益保护”范式，合作社与社员之间也难以维系持续的合作关系，利益共享、风险共担的“合伙人”制度便不会形成。

二、模型、数据与变量

(一)模型设定

本文通过检验电商采纳与合作社多维绩效的因果关系，来测度电商采纳对合作社多维绩效的影响，进而分析合作社“合伙人”制度能否因电商采纳而形成。鉴于以下原因，拟采用Maddala提出的内生转换(ESR)模型进行验证[28]。第一，从理论上看，合作社电商采纳行为是合作社根据自身资源禀赋和组织特征等因素选择的结果，合作社绩效与这些可观测或不可观测的因素相关，且合作社绩效较高时也可能反向促进电商采纳的行为，因此需要将遗漏变量、互为因果等原因产生的内生性问题考虑在内。第二，ESR模型不仅能够有效克服样本自选择和内生性问题，兼顾可观测因素和不可观测因素引起的影响，得到一致性估计，还能够实现反事实分析并考虑处理效应的异质性问题。具体模型如下：

构建合作社电商采纳决策方程(1)与合作社绩效模型(2)：

(1)

(2)

ESR模型利用完全信息极大似然法进行估计。根据估计结果，能够测算出两类合作社电商采纳对绩效的平均处理效应。有、无电商采纳合作社的条件期望绩效决定方程及两种反事实情境下的绩效水平分别表示如下：

E(Y1i|Ci=1)=β1jX1ij+σμ1ϑλ1i

(3)

E(Y0i|Ci=0)=β0jX0ij+σμ0ϑλ0i

(4)

E(Y0i|Ci=1)=β0jX1ij+σμ0ϑλ1i

(5)

E(Y1i|Ci=0)=β1jX0ij+σμ1ϑλ0i

(6)

ATT=E(Y1i|Ci=1)-E(Y0i|Ci=1)=(β1j-β0j)X1ij+(σμ1ϑ-σμ0ϑ)λ1i

(7)

ATU=E(Y1i|Ci=0)-E(Y0i|Ci=0)=(β1j-β0j)X0ij+(σμ1ϑ-σμ0ϑ)λ0i

(8)

为进一步考察电商采纳影响合作社多维绩效的作用机制，本文采用Bootstrap法来验证理论分析中提到的合作社渠道接入机制、价值增值机制等的中介效应。Bootstrap法从样本中重复取样，采用偏差矫正的非参数百分位法直接估计系数乘积ab，检验95%的置信区间是否包含0，如果不包含0，则乘积系数显著，表示存在中介效应。Bootstrap法检验系数乘积的显著性是学术界普遍认可的检验方法[29-30]，这种方法不严格要求总体分布及参数必须服从正态分布，计算得出的置信区间也更精确。

(二)数据来源

本文数据来源于2019年6—8月对安徽省6个地市合作社治理的专题调查。之所以以安徽省合作社作为调查对象，其原因在于安徽省合作社发展时间较长，数量较多，门类较为齐全，运行也相对规范，分析安徽省合作社的电商采纳效应，不仅可信度高，对其他地区合作社的电商发展也具有指导意义。调查采取四阶段抽样法，首先在安徽省下辖地市中随机抽取6个地市，然后在每个地市抽取2个县，此后，在每个县抽取2个乡镇，在每个乡镇抽取2个行政村，最后再按照随机抽样和典型抽样相结合的方式对合作社进行问卷调查和深度访谈。此次调查共发放调研问卷326份，剔除漏答关键信息以及存在严重错误信息的问卷以后，最终获得有效问卷296份，问卷有效率为90.1%，其中，电商采纳合作社为69家，电商未采纳合作社为227家。问卷调查内容涉及合作社产出情况、领办人信息、电商采纳情况、治理结构与机制以及政府支持程度等。

(三)变量选取

在因变量方面，本文以合作社经营绩效、收入绩效、治理绩效和社会绩效测量合作社绩效，参考徐旭初、吴彬[22]和崔宝玉等[15]设置的绩效评价指标体系，选择合作社经营收入、年利润和主产品品牌度反映合作社经营绩效，选择社员人均可支配年收入、入社后可支配收入提高比例反映合作社收入绩效，选择合作社决策方式规范程度(2)“决策方式规范程度”根据问卷中“您所在的合作社的重大事项主要如何决策？”的回答进行赋值，当选择“(A)理事长决定”时赋值为1，当选择“(B)理事会成员商议决定”时赋值为2，当选择“(C)通过成员(代表)大会征求意见”时赋值为3。、按交易量(额)返还盈余比例反映合作社治理绩效，选择带动非社员农户数、合作社对当地积极影响程度(3)“对当地积极影响程度”根据问卷中“您所在合作社对当地的积极影响显著吗？包括促进产业发展、推广农业技术、带动劳动力就业、普及合作社知识等”的回答进行赋值，当选择“(A)非常不显著”时赋值为1，当选择“(B)不太显著”时赋值为2，当选择“(C)一般”时赋值为3，当选择“(D)较显著”时赋值为4，当选择“(E)非常显著”时赋值为5。反映合作社社会绩效。合作社各维度指标数据采取因子分析法提取绩效得分进行衡量。使用SPSS23.0对数据进行因子分析获取合作社绩效公共因子，旋转因子荷载矩阵结果如表1所示。Bartlett球型检验值为1 453.786，相应p值为0.000，KMO值为0.721，适合做因子分析，提取特征值大于1的四个公共因子，方差累积贡献率为77.26%，四个公共因子能够包含大部分原始数据信息，因此，将合作社绩效界定为经营绩效、收入绩效、治理绩效和社会绩效具有较好的信度和效度。

表1 合作社绩效评价体系因子载荷矩阵

在自变量方面，本文电商采纳变量是合作社是否采纳电商的行为，为二分位变量，通过询问“合作社是否通过互联网销售农产品？”作为代理变量。有效样本中，有69家合作社通过互联网销售农产品，占总样本的23.3%， 还有227家合作社没有通过互联网销售农产品，占总样本的76.7%。另外，本文从组织内部和外部两个层面选取共同影响合作社绩效和电商采纳的变量。从组织内部看，资源禀赋会影响组织行为选择及其结果，结合现实考察并借鉴郭红东、丁高洁[31]等研究文献，本文选取理事长性别、受教育程度、年龄以及合作社成立年限、规模、土地面积、注册资本等反映合作社资源禀赋情况。从组织外部看，政府支持拓展了合作社资源获取空间，有利于提升合作社供应链竞争能力，选取近三年政府补贴额度作为政府支持的代理变量。同时，设置粮食种植类、特色种植类和养殖类合作社类型为类别控制变量。各变量描述性统计如表2所示。

表2 变量说明及描述性统计

三、实证分析

(一)电商采纳与合作社多维绩效

首先，需要判断ESR模型及识别变量的选取是否恰当。对合作社电商采纳决策与合作社绩效构建联立方程进行检验。ESR模型拟合结果如表3所示，两阶段方程独立性LR检验及模型拟合优度Wald检验均在1%水平上显著，反映误差项系数的rho1也在1%水平上显著，rho2不显著，其中，rho1为-0.671，rho2为-0.332，这表明，存在不可观测因素同时影响合作社电商采纳和绩效，选择ESR模型克服样本选择偏差、遗漏变量等内生性问题是合适的，合作社电商采纳具有负向选择效应。同时对识别变量“互联网认知情况”有效性进行检验：一方面，豪斯曼检验p值及DWH检验p值均在10%水平上拒绝原假设，这表明，电商采纳是合作社绩效的内生变量。另一方面，弱工具变量检验一阶段F统计值为28，远大于10，过度识别检验Hasen J.统计量均不显著，表明该识别变量不是弱工具变量且满足外生性假设，故识别变量选取也是合适的。

ESR模型包括了合作社电商采纳决策选择模型、采纳电商和非采纳电商合作社绩效的回归结果。从选择模型看，合作社电商采纳与理事长年龄、受教育程度、合作社社员人数、近三年政府补贴额度正向相关，但并不显著。理事长性别、受教育程度没有通过显著性检验，与曾亿武等[12]估计的农户采纳电商模型结论一致。这可能是因为，样本中一半以上理事长年龄位于40至50岁之间，对新事物、新技术接受能力较弱，从而对电商的了解与采用程度不高。当前，合作社电商采纳仍处于低层次参与状态，例如通过微商产品展示和销售，大多还未涉及个性化包装、供应链管理等环节，高中/中专学历已经能够掌握互联网的基本应用，因此受教育程度影响并不显著。电商采纳决策与合作社社员人数并不直接相关，结合调查数据发现，样本合作社87.67%的重大事项决策仍由理事长或理事会决定，合作社社员代表大会年召开次数均值仅为1.65次，合作社仍呈现资本控制和精英治理驱动形态，社员很少参与其中。理论上，政府支持应对电商采纳产生影响，但统计检验并不显著，原因可能是，中央政府虽将示范合作社列为资金重点扶持对象，但并未做到统筹兼顾[32]，而且，政府支持主要以项目和资金投入为主，往往缺少专门针对电商的技术培训和推广支持。相对于养殖类合作社，粮食种植类合作社更不倾向于采纳电商，这可能是，粮食种植类合作社销售渠道较为稳定，利润空间也相对较小，电商采纳反而加大了农产品交易的成本。

进一步比较两组合作社绩效回归结果发现，电商采纳合作社与非电商采纳合作社绩效影响因素存在一定差异，揭示了合作社电商采纳的异质性效应。首先，理事长受教育程度、合作社社员人数、土地面积对两组合作社绩效产生显著影响，这与前人研究结论基本一致。刘小童等认为，理事长文化程度等与合作社绩效显著相关[33]。而合作社经营规模越大，越容易获得融资，发挥规模效应[34]。合作社社员人数对合作社绩效具有显著正向影响，样本合作社中，社员人数在10人及以下的占比50%，合作社尚未达到“最优组织边界”，合作社绩效会随社员人数增加而提升，而相较于非电商采纳合作社，电商采纳合作社社员人数对绩效影响更显著，作用更大。其次，注册资本对两类合作社绩效影响均不显著，原因可能是，合作社绩效主要依赖于资本的实际利用而非“名义”资本投入。再次，政府补贴对电商采纳合作社绩效影响在10%水平上显著，但对非电商采纳合作社影响不显著，这表明，虽然政府补贴不会影响合作社电商采纳决策行为，但一旦补贴，仍然具有显著的支持功效。最后，粮食种植类合作社、特色种植类合作社绩效在1%水平上低于养殖类合作社，这与刘洁、陈新华[35]研究结果一致。

表3 合作社电子商务采纳决策方程与合作社总绩效水平方程联立估计

然后，根据以上ESR模型的拟合结果进行反事实估算，得到电商采纳对样本合作社绩效影响的平均处理效应，见表4。由表4可知，采纳电商合作社绩效为0.458，在不采纳电商的反事实假设下，其绩效下降0.458 3，且在1%水平上显著。而非电商采纳合作社绩效为-0.142，在采纳电商的反事实假设下，其绩效提升0.713，且在1%水平上显著。因此，从绩效变化看，在控制了可观测与不可观测因素时，电商采纳能够促使合作社绩效提高一倍以上。这表明，电商采纳有益于合作社绩效提升进而惠及社员，并可能成为社员与合作社拓展合作空间的潜在有效工具。如果合作社不同利益主体的权利和收益诉求均能得到满足，就容易激发组织成员合作动机，促使社员产生合作意向，衍生合作行为，获取最大化目标价值[36]。那么，从电商采纳对合作社绩效的增进效应是否可以推测出，电商采纳有助于形成合作社的“合伙人”制度呢？厘清这个问题需要回答：合作社绩效提升是由经营绩效、收入绩效与治理绩效的共同增进带来的吗？下文将分析电商采纳对合作社多维绩效的回归结果。

表4 电商采纳对合作社绩效处理效应

(二)电商采纳对合作社多维绩效影响的异质性分析

理论上，如果合作社绩效提升源于经营绩效、收入绩效与治理绩效的共同增进，就意味着，在电商采纳情境下，合作社作为“统分结合”的双层经营组织，在追求经济性目标的同时，实现了交易性与治理性目标，实践中，外部信息技术冲击有可能促使合作社发展和演化出“合伙人”制度，并促使合作社治理由传统的“精英利益保护导向”范式转向“社员利益保护导向”范式。

首先，经营绩效、收入绩效ESR模型的处理效应如表5所示。电商采纳合作社比反事实情境下非采纳电商时经营绩效显著要高，实验组与控制组合作社采纳电商后经营绩效增长幅度分别为0.841、0.769。这表明，电商采纳能显著增进合作社经营绩效，可能原因是，市场扩大、农产品价值增值等增加了合作社经营收入和利润。电商采纳合作社也比反事实情境下非采纳电商时收入绩效水平显著要高。实验组与控制组合作社采纳电商后收入绩效增长幅度分别为0.329、1.584，电商采纳对非采纳电商合作社的收入绩效影响相对更大。与合作社经营绩效相比，电商采纳对合作社收入绩效的平均处理效应为0.329，低于对经营绩效的平均处理效应0.841。这表明，电商采纳虽能够提升社员的人均可支配收入，但对合作社经营收入有更明显增进作用，产业链分工收益和电商红利更多被合作社而不是社员所获取。

表5 电商采纳对经营绩效和收入绩效的处理效应测量结果

其次，考察电商采纳对合作社治理绩效的影响。采用ESR模型估计电商采纳对社会绩效的影响，发现残差相关性在10%水平上均不显著。这可能是因为，因变量是综合性指标，与自变量关系不明显所致。这也说明，对选择偏误纠正没有必要，基于OLS模型的多元线性回归能得到无偏估计，故使用OLS模型进行回归，结果见表6。由表6可知，电商采纳对合作社治理绩效影响为-0.072，但统计上并不显著，电商采纳对合作社治理绩效增进并无显著促进作用。可见，电商采纳并未对决策方式规范化和按交易量(额)返还盈余比例的提高产生明显促进作用。既有学者从理论上所探讨的因电商采纳所可能重构的合作社内部权利配置不仅并没有实现，还可能由于技术与资本投入的进一步增加而导致合作社要素契约治理作用的增强。电商采纳并没有改变普通社员资源劣势方的弱势地位，核心社员占据治理主导和驱动地位并拥有剩余控制权和索取权的事实以及盈余分配制度法理与实践二元分离的缺陷现状是合作社发展所面临的长期性难题，在电商采纳情境下，也尚未寻得有效解决办法。

最后，考察电商采纳对合作社社会绩效的影响。研究结果显示，ESR模型联立方程残差相关性在10%水平上也均不显著，说明也没有必要校正样本选择性偏误。豪斯曼检验进一步表明，电商采纳不是社会绩效的内生变量，采用OLS模型进行多元估计，结果见表6。由表6可知，电商采纳对合作社社会绩效影响估计系数为0.396，并在1%水平上显著。这表明，合作社电商采纳能够帮助非社员农户销售农产品，提高非社员农户收入，并发挥示范效应吸引当地非社员农户“触网”，带动电商连片发展，显著增进了合作社社会绩效。

综上可知，在电商采纳情境下，合作社绩效的增进更多是由合作社经营绩效和社会绩效的显著提升所导致，而关乎普通社员利益保护的治理绩效并没有显著改进，农产品电商红利也更多被合作社所攫取。这可以证实，合作社共治共享的“合伙人”制度还远未形成。“合伙人”制度的实践应用，除了需要满足合作方达成合作意愿，还取决于良好的合作关系能否得以维系，更依赖于良好的治理机制的运行[37]。因此，电商采纳情境下，虽然收入绩效在一定程度增进激励了社员的参与，可能促使社员由休眠社员转变为积极社员，但由于收入绩效增进相对有限和缺乏良好的治理制度安排，导致核心社员内部人控制、普通社员机会主义行为依旧存在，难以形成长期的利益共同体。

表6 电商采纳对合作社治理绩效与社会绩效的影响

(三)稳健性检验

为检验实证结果的稳健性，使用不同方法再次估计。由于倾向得分匹配法(PSM)通过匹配再抽样使观测数据尽可能接近随机实验数据，是效应评估的常用方法。因此本文采用PSM模型对电商采纳的处理效应进行稳健性检验，结果如表7所示。表7列出了使用近邻匹配(K=4)法估计的平均处理效应(ATT)，结果显示，经过匹配处理后，电商采纳对合作社经营绩效、收入绩效和社会绩效的ATT分别为0.581、0.427和0.483，并在5%水平上显著，对治理绩效的ATT为-0.066，但不显著，该结论与前文实证分析结果相一致。因此，本文研究结论具有较好的稳健性和信度。

表7 基于倾向得分匹配法(PSM)的稳健性检验

四、进一步分析

据理论机制分析可知，合作社电商采纳可能通过渠道接入机制和价值增值机制增进经营绩效，通过价格改进机制和销量增加机制增进收入绩效，通过社员和理事会成员出资机制影响治理绩效，并通过示范机制增进社会绩效。为进一步验证电商采纳影响合作社多维绩效的作用机制，本文使用Bootstrap法以及MacKinnon and Dwyer和Herr改进的二分类变量中介效应[38-39]检验方法检验其作用机制是否存在。在代理变量上(4)中介变量选取说明：“销售区域扩大”根据调研问卷中“电商采纳前后，您所在合作社农产品的销售范围？”的回答进行计算赋值，共有“本市”“省内其他地市”“国内其他省市”和“国外”四个选项；“品牌提升度”根据“电商采纳前后，合作社主产品品牌或影响力有无变化”的回答进行计算赋值；“收购价增幅”采用“您所在合作社去年向社员收购农产品的价格比未采纳电商时增加多少(%)”衡量；“收购量增幅”采用“合作社去年向社员收购农产品数量比未采纳电商时增加多少(斤)”衡量；“占股10%以上社员数”以“占股10%以上社员人数”衡量；“理事会成员出资占比”以“理事会成员出资占合作社总资本比例”衡量。，基于样本选择和数据可得性，并借鉴相关学者研究[12,31,34]，选取销售区域扩大、品牌提升度度量合作社渠道接入和价值增值情况，选取收购价和收购量增幅度量合作社社员收入改进情况，选取占股10%以上社员数和理事会成员出资占比度量合作社股权设置情况，选取周边非社员农户采纳电商比例度量合作社的电商采纳示范情况。检验结果如表8所示。

表8 中介效应检验结果

由表8可知，销售区域扩大间接效应置信区间CI为[0.104 9,0.383 9]，在95%的置信区间上不包含0，这表明，销售区域扩大在电商采纳对合作社经营绩效影响中起到了中介作用，由于直接效应显著，进一步确定为部分中介效应。品牌提升度也在1%水平上起到了显著部分中介作用。合作社通过采纳电商不仅扩大了销售半径，还降低了消费者商品选择成本与风险，提高了消费信任，增强了购买黏性，实现了农产品价值增值，提升了合作社经营绩效。合作社收购价提升对收入绩效具有显著的部分中介作用，而收购量增加的中介作用却不显著。这表明，合作社以“市场价+附加价”交易方式收购符合交易标准和要求的农产品，一定程度上能够实现社员收入的帕累托改进；然而，由于电商销售对农产品质量有较高要求，合作社往往对所交易的农产品分类分级处理，并“掐尖”收购，未引发普通社员销售量大幅增加，其收购量可能更多来自个别交易大户，这在一定程度上减弱了电商采纳的收入增进效应。合作社占股10%以上社员数、理事会成员出资占比对治理绩效不具有显著的间接效应，这也进一步验证了上文实证研究结果，合作社普通社员股权占比较少，没有形成与合作社的要素契约联结，也未形成商品契约对要素契约的反向治理，普通社员依旧在合作社权利配置博弈中居处弱势地位，影响合作社规范发展。非社员农户采纳电商比例对社会绩效具有显著的部分中介作用，合作社电商采纳不仅增强了服务社员的能力，对非社员农户也有较强示范带动作用，引导非社员农户适应农产品供应链变革和获取数字农业红利。

五、结论与政策启示

本文以安徽省296家合作社为研究对象，采用内生转换模型分析了电商采纳对合作社多维绩效的影响，并运用中介效应方法检验电商采纳对合作社多维绩效的作用机制。研究结论如下：第一，合作社电商采纳能够显著增进其绩效，电商采纳的绩效相对于非采纳电商时增进了一倍以上。第二，合作社电商采纳对多维绩效的影响具有异质性，合作社绩效的提升不是多维绩效共同增进的结果。合作社经营绩效、收入绩效和社会绩效显著增进，然而，经营绩效的增进效应高于收入绩效，治理绩效并未显著增进。合作社电商采纳确实一定程度上提升了合作社利润和社员收入，但供应链价值增值收益还是更多被合作社所获取，合作社也并未因为电商采纳而形成有效治理机制，共治共享的“合伙人”制度还远未形成，合作社电商采纳并非“一网就灵”。第三，合作社通过渠道接入、价值增值、收购价提高和示范带动增进了合作社经营绩效、收入绩效和社会绩效，但是，收购量增加并没有对增加社员收入起到显著作用；同时，社员也没有形成与合作社的要素契约联结，也未形成商品契约对要素契约的反向治理。

本文得到如下政策启示：一是，大力推动农业信息技术变革，鼓励更多合作社和社员“触网”，鼓励合作社参与分享数字农业红利。二是，支持合作社与社员加强纵向和横向合作，鼓励合作社在提升经营绩效的同时提升收入绩效与治理绩效，促进形成互利共生的“合伙人”制度，实现由传统的“精英利益保护导向”范式向“社员利益保护导向”范式转变。三是，一些学者所希望的通过电商采纳来改进合作社治理仍是“一厢情愿”，不能仅寄望于依靠外部技术的变革来推动合作社的规范化治理，因此，还应该夯实合作社规范化治理机制，真正落实合作社年报制度和“空壳社”清理整顿行动，并推动合作社监测制度由示范社向所有合作社覆盖。四是，由于“数字鸿沟”的存在以及资源禀赋约束，社员大多对合作社参与程度较低，退出的或然性较高，应重构合作社的成员基础，在合作能力、意识等方面改造提升社员，以社员现代化为手段推动合作社治理规范化。五是，支持合作社通过品牌化建设、产业链延伸等实现农产品附加值增值，支持合作社提高社员服务能力，并加强合作社与社员的要素契约联结，将社员分类分层纳入更高层次的组织化轨道。