基于因子分析的农民专业合作社绩效评价——以江西省数据为例

专业合作组织　农村经济与科技２０１５年第２６卷第０７期（总第３６９期）　基于因子分析的农民专业合作社绩效评价　以江西省数据为例　宋丹。张征华。曾　皓　（江西农业大学　经济管理学院，江西　南昌　３３０３４５）　【摘要］农民专业合作社作为我国重要的经济组织，其绩效评价一直是学者研究的热点。采用因子分析法，构建　基于合作社本身、社员和社会三方面的指标体系，并对绩效进行评价分析。　［关键词］因子分析；绩效评价；农民专业合作社　［中图分类号］Ｆ３２１．４２　［文献标识码］Ａ　农民专业合作社是市场经济条件下党领导农业和农村工　作的重要抓手，是增加农民收入、提高农业整体素质、推进现代　农业建设的有效组织形式。因此正确的评价农民专业合作社的　经济绩效关乎着农业的发展和进步。“绩效”概念最早来源于经　济方面的定义，一般认为，所谓绩效是指立足于组织长远发展，　以提高个人绩效和组织绩效为基本目标，以组织功能的实现　在构建合作社评价模型中，一般而言有三种分析方法：层　次分析法、因子分析法和数据包络法。层次分析法比较易用，但　离不开专家们的判断，有一定主观性。数据包络法相对复杂，对　数据、指标的要求也高。因而本文选用因子分析法对绩效进行　评价，既能得到很客观的权重，又能对指标体系进行检验。　度、组织运营的有效性和组织服务对象的满意度为基本衡量指　标．对组织的运营效果和功能发挥的一种综合性衡量。　对于合作社的绩效问题，我国学者进行了大量的研究。徐　ｌ　合作社绩效评价体系设计　１．１设计原则　旭初认为，绩效问题是农民专业合作社发展的深层影响因素。　他运用因子分析法，构建了基于行为性绩效和产出性绩效的农　因子分析是指研究者从变量群中提取共性因子的统计技　术。本文利用因子分析构建基于合作社本身、社员和社会的绩　民专业合作社绩效评价体系，界定了组织建设、运营活动、社员　收益、组织发展和社会影响五方面指标来评价农民专业合作社　效指标体系，并为其综合绩效进行打分。并且在选取指标方面　本文认为既要考虑多元化。还要考虑可操作性。　的绩效。刘滨等认为农民专业合作社是多元属性的集合体，因　而测度指标应当是多元的。因此选取评价指标时应当遵循以下　几个原则：一是既要考虑主观绩效，又要考虑客观绩效；二是既　１．２变量选取　本研究认为。根据前述基本原则、思路和方法，农民专业合　作社的绩效评价指标主要应包括以下１０个指标：　要考虑已获得的绩效，又要考虑发展潜力和社会影响；三是评　价主体的多元性，既要考虑政府的评价，又要考虑合作社自身　的评价，也要考虑社员的评价；四是既要注重其经济绩效又要　１．２．１基于合作社本身的指标：①合作社当年实现的收入ｘ１　（万元），指本合作社当年实现的全部收入总额；②合作社当年　实现的盈余ｘ２（万元），指的是当年实现的总收入减去总支出后　注重其社会绩效。侍进敏以合作社内部控制、外部政策环境为　出发点，将非财务指标引入评价体系构建了包括资产收益率、　收益支出比率等财务指标在内的１０个评价指标，并对这些绩　的余额。③合作社前四位股东投资额比例ｘ３，反映了合作社的　股权集中度。④合作社的年末资产总额Ｘ４，指合作社该年度末　资产的总额，反应了合作社的资产规模。　效评价指标进行了合理论证。赵佳荣等基于社会责任理论，构　建了农民专业合作社的经济、社会和生态的三重指标，同时运　用层次分析法建立一个包括６个二级指标、１４个评价指标的　１．２．２基于社员的指标：①提供技术服务次数ｘ５，指的是当年　合作社为社员提供的技术服务次数；②合作社为社员统一采购　农业投入品的比例（％）ｘ６，指该合作社本年度为社员统一采购　“三重绩效”评估模式。郑少红等人以福建省为例，采用因子分　析法对福建省的农民专业合作社进行绩效评价。张征华等人运　农业投入品占社员采购农业投入品总量（额）的比例；③合作社　按交易额（量）向社员返还盈余的比例（％）ｘ７，指该合作社本年度　用数据包络分析法ＤＥＡ对江西省２２家农民专业合作社的经　营效率进行评价，结果表明，江西省农民专业合作社经营效率　从盈余中按社员与合作社交易额（量）的比例返还给社员的总金　额占总盈余的比例。　欠佳，有待进一步提高。　［收稿日期］２Ｏ１５一Ｏ５—０５　１．２．３基于社会的指标：①当年获得“三品一标”认证的数量　［基金项目］教育部人文社会科学课题《支持政策与农民专业合作社绩效的实证研究》（１１ＹＪＣ７９０２９０）；江西农业大学经济管理学院创新基金　（ＪＧ２０１４０８）。　［作者简介］宋丹（１９９Ｏ＿－），女，江西吉安人，硕士研究生，研究方向：农村经营管理。　【通讯作者】张征华（１９７７一），女，江西鄱阳人，博士，副教授，研究生导师，研究方向：农民专业合作社。　－８２－　宋丹，等：基于因子分析的农民专业合作社绩效评价　Ｘ８，指的是合作社当年获得无公害农产品、绿色食品、有机食　专业合作组织　高度正相关；第３个因子Ｙ３与Ｘ６高度正相关；第４个因子Ｙ４　品、农产品地理标志（简称“三品一标”）的数量；②合作社当年　为农户统一服务的数量Ｘ９，指的是合作社当年是否统一了以　下八方面的内容：即统一基地、统一品种、统一流程、统一标准、　与Ｘ３高度负相关，与Ｘｌ０高度正相关。所以说这四个因子可以　解释合作社分别从合作社本身，从社员，从社会三个角度来衡　量它的绩效。　表２　‘　因子载荷矩阵　统一采购生产资料、统一销售、统一品牌、统一技术服务；③合　作社当年带动的农户数Ｘ１０。　１．３数据来源　为获取本文数据，课题组设计了调查问卷，并设计了调查　问卷，并调研了江西省ｎ个地市区的农民专业合作社，共回收　调查问卷１４８份，剔除一些无效数据后。选取了２０１２年７９家　农民专业合作社的数据，并进行分析评价。　合作社当年实现的收入Ｘ１　合作社当年实现的盈余Ｘ２　合作社前４位股东的投股比例ｘ３　．５７８　．６１２．１８４一．０４５　一．０１５．９５９．１１３一．００６　一．１２１一．００Ｇ．０５６一．７６０　２实证分析　２．１因子分析适宜性检验　合作社年末资产总额ｘ４　合作社为成员提供的服务次数ｘ５　一．０３４．８９６一．０６９．０７０　．９３９一．０２５—００３．０５４　合作社为成员统一采购农产品的比例Ｘ６．１１４　．００４．７９２　．０３３　合作社当年实现盈余返还比例Ｘ７　．２１３　．１０６．４６１　．１９３　首先，通过　１７．ｏｏ软件对原始数据进行标准化处理．　进一步计算其相关系数矩阵和ＫＩＶＩＯ与Ｂａｒｔｌｅｔｔ法检验。以判断　其因子分析的适用性。一般认为。如果　的值小于Ｑ５时较　不宜进行因子分析。在本研究中　∞值为　５４６，说明因子分　析的结果是可以接受的。Ｂａｒｔｌｅｔｔ检验的　ｇ值为０．Ｏ０Ｏ，小于　０．０５表明变量数据适用于因子分析。　２．２确定公因子　本文利用主成分分析法提取公因子。通过计算得到相关系　合作社当年获得的三品一标的数量Ｘ８　．９５２　．００７．０１７　．０４７　合作社当年为农户统一服务的数量Ｘ９　一。３１３．００１　．６６４＿－０６２　合作社当年带动的农户数Ｘ１０　一．０５８．０２６．１６４．７２０　２．４计算各因子得分及综合评价得分并排序　运用回归法计算出的因子得分系数矩阵见表３。　表３　。　因子得分矩阵　数矩阵的特征值和特征向量。通过因子分析法提取了四个主成　分，累积贡献率达到６９．２２４％。　表Ｉ　特征值与特征向量一览表　１　２　２．５９５　２５．９４８　２５．９４８　２．５９５　２５．９４８　２５．９４８　２．２９９　２２．９８７　２２．９８７　Ｌ　９０３　１９．０３４　４４．９８１　１．９０３‘１９．０３４　４４．９８１　２．１１０　２１．１０３　４４．０９０　３　４　１．３５７　１３．５７０　５８．５５２　１．３５７　１３．５７０　５８．５５２　１．３６３　１３．６２７　５７．７１７　１．０６７　ｉｔ）．６７２　６９．２２４　１．０６７　ｉ０．６７２　Ｇ９．２２４　１．１５１　１１．５０７　６９．２２４　６　．８６６　８．６６４　８７．１９８　７　８　９　１０　．６８９　６．８９０　９４．０８７　．３５３　．１３６　．ｉ０３　３．５３０　９７．６１７　１．３５７　９８．９７４　本研究记Ｙ１、Ｙ２、Ｙ３分别是各家合作社在６个变量上　１．０２６　１００．０００　的得分．则得到线性方程组：　Ｙ１＝ｎ２２２Ｘ１—０．０６８Ｘ２一Ｏ．ＯＯ５Ｘ３－０．０７６Ｘ４＋０．４２ＣⅨ５＋０．４ＱＸ６＋　０．７１Ｘ７＋０．４２４Ｘ８—０．１４４Ｘ９—０．０７７Ｘ１０；　Ｙ２　２５１　Ｘ１　ｏ４６４Ｘ２＋Ｑ　１０Ｘ３＋０．４４６）（４—０．０７嬲（５—　２．３建立因子载荷矩阵并命名因子　采用方差极大旋转法旋转之后的因子载荷矩阵见表２。设　本文提取的主因子分别为Ｙｌ、Ｙ２、Ｙ３、Ｙ４。从本文的研究来看。　第１个因子Ｙ１与Ｘ５和Ｘ８高度正相关：第２个因子Ｘ２与Ｘ４　０．０６３Ｘ６—０．０３Ｘ７—０．０５９Ｘ８—０．０２７Ｘ９一Ｏ．（Ｘ）４Ｘ１０；　一８３—　专业合作组织　Ｙ３　．０９２１Ｘ１＋０．０１６ｘ２＋０．１　３一Ｏ．１２　４—０．０１５ｘ５＋　．０６３Ｘ１０：　农村经济与科技２ｏｌ５年第２６卷第Ｏ７期（总第３６９期）　验证结果表明：①从表１可看到，前４个特征值（转轴后）分　别为２．９５９、１．９０４、１．３５７，１．０６７，累积贡献率已达到了６９．２２４％，　可以说它们基本包含了全部指标的绝大部分信息。因此本研究　０．５ｇ３Ｋ６＋Ｏ．３２２Ｋ７—０．００３Ｘ８＋０．５１０Ｘ　Ｙ４＝－Ｉ．ＯｌＸ１—０．０２６Ｘ２－０．６７３Ｘ３＋０．０６Ｘ４一Ｏ．Ｏ１３Ｘ５＋０．４４Ｘ６＋　０．１１８Ｘ７—０．０２２Ｘ８－０．０８９Ｘ９＋０．６３１Ｘｉ０　选取这４个因子来代表原变量是可行的。②第１个因子Ｙ１与　Ｘ５和Ｘ８高度正相关：第２个因子Ｘ２与Ｘ４高度正相关；第３　最后以各因子所对应的贡献率为权重进行加权求和，即可　得到各农民专业合作社绩效的综合评价得分Ｙ，即Ｙ＝　０．３７４８Ｙ１＋Ｏ．２７５Ｙ２＋０．１９６Ｙ３＋０．１５４２Ｙ４。见表４各合作社综　合绩效的分表（截取前２Ｏ名）。　表４　各合作社综合绩效得分表　个因子Ｙ３与Ｘ６高度正相关：第４个因子Ｙ４与Ｘ３高度负相　关，与ＸＩＯ高度正相关。所以可以说这四个因子大致是基于合　作社的角度、基于社员的角度、基于社会的角度进行分析的，说　明其指标的选择具有一定的合理性。③综合绩效的评分说明江　西省合作社发展水平不平衡，得分普遍偏低，这就需要合作社　管理者的进一步努力，争取提高合作社的绩效。④我们以编号　为６４的合作社为例，当年实现的收入在这７９家合作社里是最　高的，排名第一；当年实现的盈余收入排名第２３；并且合作社前　四名股东的持股比例排倒数第一；当年为农户提供的技术服务　次数、获得的“三品一标”数量都是排名第一，这就说明合作社　前四名股东的持股比例对绩效的影响程度小于其他的因素。⑤　通过综合排名我们发现编号为７２的综合绩效得分最低，排名　第７９，并且数据结果发现合作社按交易额（量）向社员返还盈余　的比例、合作社为社员统一采购农业投入品的比例、当年获得　“三品一标”认证的数量都为０。这说明即使合作社绩效受社员　和社会的影响，只有平衡发展各个方面的指标，农民合作社的　绩效才能提高。　［参考文献］　［１］浙江省农业厅课题组．农民专业合作社绩效评价体系初探［Ｊ］．农村　经营管理，２０Ｏ８（１Ｏ）．　［２］　徐旭初．农民专业合作社绩效评价体系及其验证［Ｊ］．农业技术经　济．２０Ｏ９（４）．　ｆ３１刘滨，陈池波，杜辉．农民专业合作社绩效度量的实证分析江西省２２个样本合作社的数据『Ｊ］．２ＯＯ９（２）．　来自　［４］侍进敏．农民专业合作社绩效评价研究［Ｄ］．杨凌：西北农林科技大　学．２０１０．　［５］赵佳荣，蒋太红．农民专业合作社：一个三重绩效评估模式［Ｊ］．湖　南农业大学学报（社会科学版），２０。９（８）．　『６］　郑少华．刘淑枝．农民专业合作社运营绩效评价一以福建省为例　『Ｊ］．技术经济，２Ｏ１２（９）．　『７］　张征华，王凤浩．基于ＤＥＡ的农民专业合作社经营效率分析一以　江西省为例［Ｊ］．广东农业科学，２０１４（１７）．　３验证结果的简要分析　［８］　熊延红．农民专业合作社绩效评价研究综述［Ｊ］．安徽农学通报，　２０１２．１８（Ｏ５）．　（上接Ｐ１７４）的表述．本文通过分析综合已有研究成果和文献资　［３］　李仁君．产权界定与资源配置：科斯定理的数理表述［Ｊ］．南开经济　研究．１９９９（１）：１７—２０．　料，给出科斯第三定理的新表述，并以正外部性为例给予相应　的证明．有助于读者更有效地认识和理解科斯定理的本质所　在。　［参考文献］　［１］洪名勇＿制度经济学［Ｍ］．北京：中国经济出版社，２０１２．　［２］袁庆明，熊衍飞．科斯三定理的新表述与证明［Ｊ］．当代财经，２０１０　（７）：ｉｉ一１８．　——科斯定理的重新解释［Ｊ］．中国人民大学学报，２Ｏ０２（２）：　［４］　陈宝敏．６８－７２．　［５］　郑长德．外部性，科斯定理与最优产权结构［Ｊ］．西南民族学院学报　（哲学社会科学版），２００３（１）：９５—１０２．　论科斯定理的真理性［Ｊ］．中南财经政法大学学报，２０（）７　［６］　吴振球．（６）：３—９．　８４——