农民专业合作社内部社会资本对成员满意度的影响——以管理正规化程度为调节变量
　　内容提要：文章以北京、河北、河南、山东、安徽和内蒙古6 个省( 市) 的59 家农民专业合作社的186 名社员作为研究对象，考察了合作社内部社会资本与成员满意度之间的逻辑关系，并探讨了管理正规化程度对该作用过程的影响。研究发现：合作社内部的结构型社会资本与认知型社会资本对成员的当前满意度、长远满意度及总体满意度均有显着正向影响。管理正规化程度负向调节着上述影响机制的某些方面，即在多数情况下，合作社内部社会资本对成员满意度的作用，会随着管理正规化程度的提高而减小。
　　关键词： 农民专业合作社 社会资本 成员满意度 管理正规化 调节效应
　　一、引言
　　在过去的30 年里，伴随着改革开放成长起来的农民专业合作社( 以下简称合作社)得到了较为快速的发展。截至2009 年底，全国依法在工商行政管理部门登记的合作社已达24. 64 万家，实有入社农户约2100 万户，占全国农户总数的8. 2% ( 徐旭初、吴彬，2010) .随着农业发展环境的变化以及合作社的发展，单纯运用新制度经济学及产权理论等研究工具，已经不能完全解释合作社发展的动因。我国农村经济社会环境差异甚大，农民经济发展水平分化显着，而西方农村经济社会形态相对稳定，农户生产经营异质性相对较小； 加之我国乡村的传统文化土壤迥异于西方，这既大大削减了西方合作社理论的普适性，也直接决定了我国合作社的特殊性和复杂性( 黄祖辉、徐旭初， 2006) .只有将西方理论与中国农村的特定背景相结合，才能避免出现合作社的研究结论脱离实际与&水土不服&的现象。本研究选择合作社的社会资本作为切入点，以弥补现有研究的不足。社会资本强调经济现象、个体行为与组织运作的嵌入性，能够近似反映社会现实及制度背景； 而且，合作社是最依赖于社会资本的组织( Valentinov, 2003) ,同时也是社会资本拥有量最多的组织( Hong & Sporleder, 2007) .但是，当前对合作社社会资本的研究却相当匮乏。
　　本文沿用罗伯特&普特南对社会资本的定义，即&社会资本指的是社会组织的特征，例如信任、规范和网络，它们能够通过推动协调的行动来提高社会的效率。&Adler 和Kwon( 2002) 将社会资本分为内部( bonding) 社会资本和外部( bridging) 社会资本。内部社会资本指组织内部成员间的社会联系、内部规范以及互相信任。外部社会资本指的是组织与其他组织之间纵向或者横向的关系网络。对于合作社而言，来源于组织内部的社会资本，反映了成员在合作社内的社会网络联系和心理环境，以及所感知到的互惠、规范、义务、期望和请求他人帮助时的心理舒适程度。因此，对合作社成员的影响最为直接和深刻，在带来其心理和行为变化的同时，也导致成员表现出不同的满意度。由卫红等( 2011) 也指出，与合作社外部网络关系相比，合作社内部网络关系对盈利绩效的影响更大。基于以上，本文提出并探讨的问题是： 合作社内部的社会资本是否会影响到其成员满意度? 管理正规化程度不同的合作社，这种影响的大小如何? 具体而言，本文利用对59 家合作社的186 名成员进行的问卷调查分析，就合作社内部社会资本、合作社管理正规化程度以及合作社成员满意度之间的交互效应进行了探索与检验。
　　文章分为6 个部分。第一部分提出问题； 第二部分对现有的相关研究进行回顾； 第三部分则基于前人研究和逻辑分析提出研究假设； 第四部分为研究设计； 第五部分是实证结果与讨论； 文章的最后是结论与启示。
　　二、文献回顾
　　( 一) 合作社的社会资本
　　20 世纪80 年代，法国学者布迪厄( Pierre Bourdieu, 1986) 首次明确提出社会资本的概念，即&社会资本是社会网络成员或群体拥有的实际和潜在的资源总和&.随后，经过科尔曼、林南、普特南以及伯特等学者的发展，社会资本的概念和分析方法逐步得到完善，并成为经济学、社会学、政治学和管理学等学科的重要理论视角。目前有关合作社社会资本的研究数量依然有限，且主要集中于下列几个方面：
　　1. 合作社社会资本的特征与分类
　　研究者认为，合作社与社会资本密切相关。一方面，合作社比投资者所有企业( Investor- Owed Firms,以下简写为IOFs) 拥有更多的社会资本。合作社是基于成员共同利益的动机和集体行动的预期而组建起来的网络组织。因此，其成员之间更容易建立起社会资本( Hong & Sporleder, 2007) .另一方面，合作社比IOFs 更加依赖社会资本。社员在进入合作社时，都会做出销售产品和购买生产资料的承诺。如果缺乏信任和互惠，这种承诺就成了无本之木。
　　赵凌云( 2008) 根据形成方式的不同，将合作社的社会资本分为两大类： 一是在社会生活中自然形成的社会结构要素，即&本土社会资本&.二是外部导入的制度型信任、正式规范及政府促成的组织网络，即&外发型社会资本&.廖媛红( 2011) 则根据社会资本的作用范围，将合作社的社会资本划分为外部社会资本和内部社会资本。外部社会资本指的是合作社组织或其成员与外界形成的网络及信任、互惠和规范等； 内部社会资本则是合作社成员之间的信任、互惠和规范及彼此间的社交网络。
　　2. 合作社的信任及其影响因素分析
　　Khanna 和Casadesus( 2003) 构建了一个合作社内生信任建立的模型，显示合作社更有助于信任的产生。郭红东等( 2008) 对合作社社员之间以及社员与管理者之间的信任的影响因素进行了理论分析和实证分析。徐旭初等( 2011) 基于社员角度对农民专业合作社内部信任的影响因素进行了分析，并构建了理论模型。Harvey 和Sykuta( 2005) 通过研究发现： 合作社的信任与其组织特征和产权特征密切相关。合作社某些产权特征也有助于信任的产生，但并不一定有利于组织的绩效。
　　3. 合作社社会资本与合作社绩效
　　大部分研究都认为，合作社的社会资本会改善其绩效并使其获得长期的成功。在传统合作社中，社员和合作社之间存在信息不对称，并可能由此引发机会主义行为。为了减少信息不对称，必须依靠社会资本建立可靠的关系( Hong & Sporleder, 2007) ,增加交易数量( Gabre - Madhin,2001) ,减少交易成本( 张晓山等， 2002) ,为合作社创造价值。Sexton和Iskow( 1985) 从组织、金融和运营三个方面剖析了社会资本对合作社成功所起的作用。
　　Hong 和Sporleder( 2007) 分析了合作社如何影响成员之间的社会网络，以及社会资本存量对合作社组织、财务以及运营方面的影响。由卫红等( 2011) 研究合作社网络关系对合作社盈利绩效的影响力大小。也有少数学者注意到了社会资本对合作社的制约作用。如赵泉民和李怡( 2007) 认为中国农村特有的&熟人信任&制约了合作社的拓展。Rankin 和Russell( 2005) 认为随着合作社的成长对垂直型社会资本的需求增加，紧密型社会资本则会成为合作社发展的障碍。基于此，廖媛红( 2011) 分析了合作社内部社会资本的构成，并从权变的角度探讨了合作社内部社会资本与合作社绩效之间的关系。
　　另有部分研究以合作社管理者的社会资本为研究对象，认为它对合作社发展起到了积极作用( 刘德忠，2007) ,对正式制度供给起到了替代作用( 李佳、郑晔， 2008) ,与合作社的发展密不可分，彼此相互促进( 陈树发、黄志坚， 2009) .
　　总体而言，目前国内外关于合作社社会资本的研究尚处于起步阶段，相关成果并不多( 见Hong & Sporleder,2007; 郭红东， 2008) ,且多以描述性研究、对策性建议和简单的规范研究为主。社会资本对合作社的作用机理尚不明确，由于研究方法和视角的不同，所得结论也存在分歧，理论探讨有待进一步深入。
　　( 二) 合作社成员的满意度
　　现有对合作社的研究大多立足组织视角对其绩效或者效益进行研究，忽略了对社员层面的关注。实际上，合作社是一个&民有、民管、民受益&的组织，其发展和最终实施的主体应该是农户，合作社的发展也应该以满足农户需求为最终目的。因此，研究农户参与专业合作社的满意度，探讨提高社员满意度的途径，可以揭示合作社发展的内在规律，对合作社的进一步发展、保障社员的集体利益有着重要的实践意义。
　　目前国内关于农民专业合作社的满意度的文献不多见，且大多散见于对合作社绩效的研究中，如黄胜忠等( 2008) 将合作社的绩效考量指标分为成长能力、盈利能力和社员满意度。徐旭初和吴彬( 2009) 在合作社绩效度量过程中，设计了个别关于社员满意度的指标。但上述满意度指标均是由合作社负责人代填，使得结果的可信度降低。专门探讨合作社成员满意度的研究有： 郭红东等( 2009) 通过全国部分合作社社员的调查，运用Logistic模型对影响合作社社员满意度的因素进行了重点分析。研究结果表明，社员入社年数、社员收入水平、是否由农民大户发起、是否提供种子和种苗服务、农资供应服务、产品销售服务、是否按股分红是影响社员满意度的显着因素。赵国杰等( 2009) 以河北省清苑县高优专业合作社为案例，从社员满意度的角度对合作社的管理和决策机制进行了研究。
　　当前对于合作社成员满意度的关注不足，而且研究方法比较单一。研究多以理论分析为主，缺乏实证的支撑。个别研究进行了实证分析，但是将&满意度&设置为一个单一指标，然后运用Logistic 模型去分析其影响因素。如此简单地处理，无疑大大削减了成员满意度的丰富内涵。基于此，本文建立了一个结合当前满意度与长远满意度为一体的合作社成员满意度评价体系。该体系既体现了合作社&民有、民管、民受益&的特征，同时还综合考量了公平与效率、当前与长远、经济与社会等多重因素。
　　三、研究假设
　　( 一) 合作社内部结构型社会资本与成员满意度
　　安尼鲁德&克瑞奇纳( Anirudh Krishna) 和诺曼&厄普赫夫( Norman Uphoff) 将社会资本划分为结构型和认知型两种。结构型社会资本是指通过规则、程序和先例建立起来的社会网络和确定的社会角色，促进分享信息、采取集体行动和制定政策。合作社成员的结构型社会资本的作用途径有两个：
　　第一，通过社会网络，促进知识、信息及机会的流动。克服小生产与大市场之间的矛盾，将原子化的农民组织起来，以增强他们在生产、技术和营销方面的能力，是合作社建立的初衷。蕴含于社会网络中的社会资本，能够促进合作社成员之间的联系与沟通，增进彼此在生产和销售方面进行信息共享、技术合作及隐形知识的交流。有助于提高合作社在生产、技术及市场方面的绩效，进而提高成员当前满意度。
　　第二，结构型社会资本有利于传播有关他人行为的信息，通过重复交易来建立信任和声誉，从而减少机会主义行为。科尔曼( 1988) 认为，结构型社会资本发挥作用的程度与关系网络的封闭性和稳定性高度相关。关系网络的封闭性保证了相互信任的维持，稳定性则有利于积极的预期。合作社的成员大多生活在同一个村或者一个乡镇，越是在这种高度互动、相对静止的环境下，社会网络的约束作用越明显。首先，在合作社中，人们形成情感和利益交织的社会网络，产生人际关系&抵押&约束和信用历史约束，并基于此建立声誉机制来限制道德风险。由于声誉机制的作用，提高了成员的违约成本。合作社成员一旦违约，其声誉价值的损失巨大，甚至丧失合作社成员的资格，或者被排斥出更大的社会网络。同时，由于社会网络的相对封闭性，增加了成员的依赖程度、熟悉程度和信任程度，这也是对成员行为进行约束的一个保障。其次，合作社社员之间存在着高频率的社会互动，使私人信息转换为共有信息，增加了合作社内部信息的透明度，因而减少了机会主义行为发生的可能性，大大降低了合约的监督成本。通过对机会主义行为的抑制和交易成本的降低，合作社能够获得成长，也有利于良好的社会氛围的营造，因而能够提高成员长远满意度。因此，本文提出如下假设：
　　H1 - 1: 合作社内部结构型社会资本将对合作社当前满意度产生积极影响。
　　H1 - 2: 合作社内部结构型社会资本将对合作社长远满意度产生积极影响。
　　H1 - 3: 合作社内部结构型社会资本将对合作社总体满意度产生积极影响。
　　( 二) 合作社内部认知型社会资本与成员满意度
　　合作社成员认知型社会资本指成员间的信任、共享的价值观、规范与惩罚、义务与期望等。认知型社会资本的作用途径如下：
　　第一，认知型社会资本有助于知识和信息的共享。信任如同组织的润滑剂，可以使组织更加高效地运作( 福山，2003) .这种高效率在很大程度上来自于共享。首先，合作社成员间彼此信任、拥有共同的价值观，所以对彼此行为更加了解和认同，推动相互合作，降低了交易成本( 赵凌云， 2008) ,减少了投机行为，有助于契约的实施和合作社的发展，从而提高成员长远满意度。其次，通过对价格、技术等方面知识的共享，为拥有主体带来效率或便利等方式，为合作社成员增加盈利，提高其当前满意度。
　　第二，依靠规范和规则，能够促进集体行动。合作社成员之间长期的交往，会形成以风险共担、利益共享为特征的较为稳固的合作规范。这种合作规范支持人们的诚信交易行为，并对成员的违约行为和&搭便车&行为进行制约与惩罚。一方面，在乡村内部对于诚信与合作、互惠与责任的推崇会逐渐内化为合作社成员的道德标准和道德约束，使每个人自觉地去服从，因而在一定程度上对违约行为和&搭便车&行为起到了预防的作用。另一方面，如果某些互助社成员发生了此类行为，在社会规范的作用下，也会受到其他成员舆论的谴责。在某些情况下，社会惩罚机制往往比&契约&经济惩罚更为有效。因而，在合作与互惠等社会规范的作用下，可以有效地规避道德风险和逆向选择，从而有效降低违约风险。同时，这样的社会规范还可以增强个人投资集体或参与团体活动的信心，建立一种社会责任感---信任别人引起相互信任，这种互惠将增强人们之间的联系，引起更大的信任、信心与集体行动的能力。因此，本文提出如下假设：
　　H2 - 1: 合作社内部认知型社会资本将对合作社当前满意度产生积极影响。
　　H2 - 2: 合作社内部认知型社会资本将对合作社长远满意度产生积极影响。
　　H2 - 3: 合作社内部认知型社会资本将对合作社总体满意度产生积极影响。
　　( 三) 管理正规化程度的调节作用
　　管理正规化程度指的是合作社正式制度的完善与成熟程度。本文从&合作社是否建立了规范的章程、合作社是否建立了完善的内部管理制度、合作社是否对社员进行财务公开以及合作社是否建立了规范的成员账户&四个方面来度量。社会资本作为一种非正式制度，它与正式制度的作用既可相互补充，也可相互替代。在合作社建立初期，组织规模相对较小，管理制度尚不完备，社会资本能够在很大程度上弥补正式制度的作用，在很大程度上影响着合作社的运作。换言之，在正式制度&缺位&的时候，社会资本这种非正式的制度就成为了填补制度真空的一种替代物。因此，在合作社管理正规化程度不高的时候，社会资本对合作社的发展起到了至关重要的作用，也在很大程度上决定了成员满意 度。但是，这种代表着&特殊主义&规则的非正式制度所起作用有限，随着合作社逐步进入成熟期，分工程度的提高，正式制度得以逐步建立，管理正规化程度提高，社会关系网络必定受到冲击。成熟管理制度会逐渐取代以社群为基础的关系网络的作用，社会资本的价值也会随之下降。此时，社会资本对成员满意度的影响力将减弱。因此，本文提出如下假设：
　　H3 - 1: 管理正规化程度负向调节合作社内部社会资本与成员当前满意度的关系。
　　H3 - 2: 管理正规化程度负向调节合作社内部社会资本与成员长远满意度的关系。
　　H3 - 3: 管理正规化程度负向调节合作社内部社会资本与成员总体满意度的关系。
　　四、研究设计
　　( 一) 样本选取与数据收集
　　本文以北京、河北、河南、山东、安徽和内蒙古6 个省( 市) 的59 家农民专业合作社的186 名社员作为研究对象。在合作社的选择标准上，需要满足两个条件： 一是必须在各地工商部门登记； 二是合作社正式运营至少一年。并且规定，在满足上述要求的合作社中，每家合作社调查的成员数目不能超过5 人。本研究主要采取由研究者及经过培训的调查员进行实地调查的方式进行数据收集。部分省( 市) 的调查是在政府主管部门的协助下完成的。如北京、安徽的调查是在当地农业局或农委的协助下完成。本次调查共选定合作社70 家，发出350 份问卷，回收265 份，其中有效回收问卷186 份，分属59 个合作社，有效回收率为53. 1%.正式调查时间为2011 年7 月至10 月。样本分布情况如表1 所示。被调查者的其他特征包括： 79%的被调查者为男性， 92. 4%的被调查者是合作社的普通社员。他们在合作社销售农产品的比例，少于10% 的占32. 3%,10% ~ 30% 的占17. 7%, 30% ~ 50%的占22. 6%, 50% ~ 80% 的占11. 3%, 80% 以上的占16. 1%; 通过合作社购买农资的比例少于10% 的占23. 7%,10% ~ 30% 的占14. 5%,30% ~ 50% 的占17. 7%, 50% ~ 880%的占12. 9%, 80% 以上的占30. 6%.被调查者所在合作社的基本特征如表2 所示：
　　( 二) 变量与测量
　　1. 合作社内部社会资本
　　在已有的国内外研究成果的基础上，本文进行了合作社内部社会资本量表的设计，并采用李克利特五级量表对变量进行测量。其中，&1&表示完全不同意，&2&表示有点不同意，&3&表示不确定，&4&表示有点同意，&5&表示完全同意。为了使其更符合本研究的实际情境，采用CITC 法和信度系数法对合作社内部社会资本的量表进行修正。具体方法为： ①计算每个测试题目的CITC 系数，对于CITC 值小于0. 5 而且删除后可以增加Alpha系数的题目予以删除； ②各潜变量的Alpha 系数不得低于0. 6.量表中，第5 和第11 个题项CITC 指数小于0. 5,且删除这个测量题目后，系数有所上升，所以将这两个题项予以删除，其余题项保留。
　　对通过信度检验的合作社内部社会资本量表进行探索性因子分析，结果显示： 代表样本充分水平的KMO 检验值为0. 872,说明样本量是充分的，超过了因子分析的样本限制条件； 表面条目间相对关联程度的Bartlett 球形检验值为807. 894( P = 0. 000) ,说明各条目间是相互关联的，适合提取公因子。利用主成分分析法，本研究提取出两个公因子，分别命名为结构型社会资本因子和认知型社会资本因子，其方差贡献率为66. 046%.两因子的信度系数分别为0. 845 和0. 843,量表信度理想。
　　2. 成员满意度评价
　　本文主要借鉴郭红东等( 2009) 和赵国杰等( 2009) 的研究成果，结合合作社的实际情况，开发了成员满意度评价的量表。同样采用李克利特五级量表对变量进行测量，其中，&1&表示非常不满意，&2&表示有点不满意，&3&表示一般，&4&表示有点满意，&5&表示非常满意。量表中所有题项均通过了信度检验。对合作社成员满意度量表的探索性因子分析结果如表4 所示。KMO 检验值为0. 872,Bartlett 球形检验值为807. 894( P = 0. 000) ,适合进行因子分析。利用主成分分析法，本研究提取出两个公因子，分别命名为长期满意度因子和当前满意度因子，其方差贡献率为68. 987%.两因子的信度系数分别为0. 889 和0. 923,量表信度理想。之后，本文还利用因子分析的结果计算出成员的整体满意度，即整体满意度= ( 36. 793% & 因子1 得分+ 32. 195% & 因子2 得分) /68. 987%.
　　4. 控制变量
　　本文从合作社社员、合作社以及外部环境三个角度选取加入合作社时间、合作社成立时间和本村到县城距离三个控制变量。加入合作社时间以1、2、3、4 分别代表少于1 年、1~ 3 年、3 ~ 5 年、大于5 年。郭红东等( 2009) 认为社员入社年数越多，享受合作社的服务时间越长，越能理解合作社发展过程中的困难与挫折，对合作社的满意度越高。合作社成立时间以1、2、3、4 分别代表少于2 年、2 ~ 3 年、3 ~ 5 年、大于5 年。合作社成立的时间越长，对于社员和市场的需求越了解，越可能制定切实有效的管理制度和政策。因此，社员的满意度越高。同时，由于合作社是农民自愿参加的组织，因此合作社存在的时间越长，则说明社员对组织的认同感和归属感越强，满意度越高。本村到县城距离按实际填写数据。距离县城比较近的村镇，地理位置相对优越，交通较为便利，当地农户一般是以经济作物和养殖类农产品为主( 赵佳荣， 2008) ,此类农产品比粮食作物的市场价格的波动程度要大，农户对合作社的依赖性较强，容易产生较高的满意度。进入回归模型时，加入合作社时间及合作社成立时间分别设置成哑变量，加入合作社时间以少于1 年为参照对象，合作社成立时间以少于2 年为参照对象。
　　五、数据分析与结果
　　表7 给出了主要研究变量的均值、标准差以及他们之间的相关系数。合作社内部社会资本的两个因子及成员满意的两个因子均是由因子得分构成的标准分变量，是一个连续变量，可以采用一般线性模型进行回归分析。考虑到交互作用的影响，采用逐步加入控制变量、自变量、调节变量、自变量与调节变量的交互项的层级回归模型进行数据分析( Cohen et al. ,2003) .模型Ⅰ是控制变量和自变量的回归模型； 模型Ⅱ是控制变量、自变量的回归模型； 模型Ⅲ是控制变量、自变量和调节变量对因变量的主效应模型； 模型Ⅳ是加入交互效应后的全效应模型。为避免加入交互项后带来的多重共线性问题，按照通行的做法，分别对自变量与调节变量进行了中心化处理，然后再计算其交互项，并代入回归方程之中。以当前满意度作为因变量时，模型Ⅱ显示，在控制变量的基础上，加进结构型社会资本和认知型社会资本两个自变量，模型的解释力显着提高； 结构型社会资本( & =0. 222**) 、认知型社会资本( & = 0. 212**) 与当前满意度之间存在显着正相关关系，因此假设H1 - 1 和假设H2 - 1 均得到验证。模型Ⅲ显示，进入回归方程后，管理正规化程度变量对当前满意度有显着正向影响( & = 0. 198* ) ,且主效应模型通过F 检验( F =26. 524**) .模型Ⅳ则显示，管理正规化程度对结构型社会资本、认知型社会资本与当前满意度之间的关系，没有显着调节作用。因此，假设H3 - 1 未获得验证。
　　以长远满意度作为因变量时，模型Ⅱ显示，在控制变量的基础上，加进结构型社会资本和认知型社会资本两个自变量，模型的解释力显着提高； 结构型社会资本与长远满意度之间存在显着正相关关系( & = 0. 474**) ,假设H1 - 2 得到验证。认知型社会资本与长远满意度之间存在正相关关系( & = 0. 172X) ,假设H2 - 2 得到验证。模型Ⅲ显示，进入回归方程后，管理正规化程度变量对长远满意度的正向影响不显着，主效应模型通过F 检验( F = 4. 865**) .模型Ⅳ则显示，管理正规化程度对结构型社会资本长远满意度之间的关系( & = - 0. 184* ) ,以及认知型社会资本与长远满意度之间的关系( & = - 0. 235**) ,均发挥负向调节作用，假设H3 - 2 获得验证。
　　以总体满意度作为因变量时，模型Ⅱ显示，在控制变量的基础上，加进结构型社会资本和认知型社会资本两个自变量，模型的解释力显着提高； 结构型社会资本与总体满意度之间存在显着正相关关系( & = 0. 503**) ,假设H1 - 3 得到验证。认知型社会资本与总体满意度之间存在正相关关系( & = 0. 269**) ,假设H2 - 3 得到验证。模型Ⅲ显示，进入回归方程后，管理正规化程度变量对总体满意度有显着正向影响( & = 0. 231**) ,主效应模型通过F 检验( F = 18. 657**) .模型Ⅳ则显示，管理正规化程度对结构型社会资本与总体满意度之间的关系( & = - 0. 172* ) ,发挥负向调节作用。但对认知型社会资本与总体满意度之间的关系的负向调节作用不显着。因此，假设H3 - 3 获得部分支持。综合上述假设检验结果可知，本研究关于结构型社会资本与认知型社会资本正向影响成员满意度的假设均得到了实证支持。在管理正规化程度的调节作用检验中，其对两种类型的社会资本与长期满意度之间的负向调节作用均得到实证支持； 对结构型社会资本与整体满意度的负向调节作用也得到证实。而对两种类型的社会资本与当前满意度之间的调节作用以及认知型社会资本与总体满意度之间的调节作用却没有通过实证检验。
　　在控制变量方面，加入合作社时间对社员的长远满意度有显着正向影响，假设得到验证。
　　合作社成立的时间对社员的长远满意度有显着负向影响，假设没有通过验证，可能的原因是，合作社成立时间越长，其管理体制和机制有可能变得僵化，变革意识与创新意识弱化，造成社员对其长远满意度降低。距离县城的远近对当前满意度、长远满意度及总体满意度均具有显着影响，但方向则有所不同。对当前满意度和总体满意度呈现显着负向影响，即距离县城越远的农户对合作社的当前和总体满意度越低，研究假设得到证实。但是，对长远满意度的作用则相反，即距离县城越远对合作社的长远满意度越高。可能的原因是，距离县城较近的农户，转移就业的机会多，所以他们对自家及合作社农业生产经营方面的长期发展不太关注，导致满意度低。
　　六、结论与启示
　　本研究以186 名合作社成员为样本，实证研究了合作社内部社会资本对成员满意度的作用机制，取得了一些有意义的研究结果。
　　首先，合作社内部社会资本能够提高其成员满意度。结构型社会资本可以促进知识、信息及机会的流动，还有可能通过重复交易来建立信任和声誉，从而减少机会主义行为。
　　上述两种途径均能提高合作社成员的满意度。认知型社会资本由于信任和共同价值观的存在，更容易产生成员对组织的满意。此外，知识和信息的共享、合作的规范以及对违约行为的&惩罚&机制等都能够建立起较高的成员满意度。本研究的实证结果也对上述结论进行了验证。
　　其次，对管理正规化程度不同的合作社而言，内部社会资本对成员满意度的影响是不同的。在合作社管理正规化程度不高的时候，社会资本对合作社的发展起到了至关重要的作用，也在很大程度上决定了成员满意度。如果合作社的管理正规程度提高，在合作社管理过程中就不可能过多依赖规范和信任等要素，而社会关系网络也会受到冲击。因此，成熟管理制度会逐渐取代社会资本的作用，社会资本对成员满意度的作用也会随之下降，即合作社管理的正规化程度越高，内部社会资本对成员满意度的影响越小。本研究的实证结果部分证实了上述结论。
　　再次，管理正规化程度对内部社会资本和成员满意度的调节作用存在差异。在管理正规化程度的调节作用检验中，其对两种类型的社会与长期满意度之间的负向调节作用均得到实证支持； 对结构型社会资本与整体满意度的负向调节作用也得到证实。而对两种类型的社会与当前满意度之间的调节作用以及认知型社会资本与总体满意度之间的调节作用却没有得到实证结果的证实。可能的原因是，合作社成员从当前利益的角度对合作社进行评价，并未考虑合作社长远发展的问题，因而社会资本与正式制度之间的替代关系不明显，社会资本对正式制度建立的&挤出&效应也不明显。此外，合作社管理正规化程度越高，越可能在成员之间建立起基于制度的信任，因而产生较高的成员满意度。这在某种程度上可能会抵消其对非正式规范与满意度关系的负向影响。
　　根据上文的主要结论，本文提出以下三点政策建议：
　　第一，为了提高合作社成员的满意度，应注重对合作社内部社会资本的积累、动员和利用。尤其是在合作社正式制度不健全的情况下，合作社的管理者可以通过内部社会资本来加强信息沟通、减少机会主义行为，降低交易成本，最终提升组织绩效和成员满意度。
　　第二，合作社内部社会资本可以利用，但绝不能用之无度，更不能&滥用&.社会资本作为非正式制度的代表，只能作为正式制度的补充，而不能完全取代正式制度。合作社只有通过建立正规的管理制度，才能实现可持续发展，也才能获得成员的认同和满意。因此，一旦合作社走向正规化，社会资本的影响力就要减弱，而应以正式的管理规章和制度作为主导。
　　第三，不同形式的社会资本对合作社成员满意度的作用不同，在实践中要具体问题具体分析。由于管理正规化程度对认知型社会资本与成员满意度的关系调节作用不明显，因此，我们可以对其中的信任、规范等内容进行提升和改进，使其发展成与正式制度相容的内容。如将基于血缘、亲缘的特殊信任改造为基于制度的普遍信任等。这样就可以使得社会资本与正式制度交相呼应，共同推动合作社的成长。
　　参考文献：
　　郭红东、袁路明、林迪， 2009: &影响社员对合作社满意度因素的分析&,《西北农林科技大学学报( 社会科学版》， 2009,9.
　　李惠斌、杨雪冬， 2000: 《社会资本与社会发展》，北京： 社会科学文献出版社。
　　李佳、郑晔， 2008: &乡村精英、社会资本与农村合作经济组织走向&,《社会科学研究》， 2008,2.
　　廖媛红， 2011: &农民专业合作社的内部社会资本与绩效关系研究&,《农村经济》， 2011,7.
　　徐旭初、吴彬， 2010: &治理机制对农民专业合作社绩效的影响---基于浙江省526 家农民专业合作社的实证分析&,《中国农村经济》， 2010,5.
　　徐旭初等， 2011: &基于社员角度的农民专业合作社内部信任的影响因素研究&,《商场现代化》，2011, 16.
　　由卫红、邓小丽、傅新红，2011: &农民专业合作社的社会网络关系价值评价体系与盈利绩效研究---基于四川省的实证分析&,《农业技术经济》， 2011,8.
　　张爽、陆铭、章元， 2007: &社会资本的作用随市场化进程减弱还是加强? 来自中国农村贫困的实证研究&,《经济学( 季刊) 》， 2007,2.
　　张晓山， 2002: 《联结农户与市场---中国农民中介组织探究》，北京： 中国社会科学出版社。
　　赵国杰等， 2009: &基于农户满意角度的农民专业合作社组织管理制度研究---以河北省清苑县高优专业合作社为例&,《电子科技大学学报( 社会科学版) 》， 2009,5.
　　赵佳荣， 2008: &农户对专业合作社的需求及其影响因素比较---基于湖南省两类地区农户的实证分析&,《中国农村经济》， 2008, 11.
　　赵泉民、李怡， 2007: &关系网络与中国乡村社会的合作经济---基于社会资本视角&,《农业经济问题》， 2007,8C. 格鲁特尔特、T. 范&贝斯特纳尔，2004: 《社会资本在发展中的作用》，黄载曦、杜卓君等译，成都： 西南财经大学出版社。
　　弗朗西斯&福山， 2003: &社会资本、公民社会与发展&,曹义璇译，《马克思主义与现实》， 2003,2.
　　Adler,P. S., and Kwon,S. W., 2002.&Social Capital: Prospects for a New Concept. &Academy of ManagementReview. 27: 17 - 40.
　　James,Harvey and Sykuta Michael, 2005.&Property Right and Organizational Characteristics of Producer -owned Firms and Organizational Trust. &Annals of Public and Cooperative Economics. 76: 545 - 80.
　　---2006.&Farmer Trust in Producer - and Investor owned Firms: Evidence from Missouri Corn and SoybeanProducers. &Agribusiness: An International Journal. 22: 135 - 53.
　　Valentinov,V., 2003.&Social Capital,Transition in Agriculture and Economic Organization: A TheoreticalPerspective. &Institute of Agricultural Development in Central and Eastern Europe ( IAMO) Discussion Paper NO.53.
------分隔线----------------------------
学者论点(姓氏笔画排序)
合作社名录（按笔画排序）}