超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈意愿的影響因素分析

張明月，鄭軍，薛興利

（山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 泰安，271018）

超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈意愿的影響因素分析

張明月，鄭軍*，薛興利*

（山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 泰安，271018）

“農(nóng)超對(duì)接”是推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品流通現(xiàn)代化的重要舉措。超市作為“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的核心，充分了解其參與意愿對(duì)“農(nóng)超對(duì)接”的發(fā)展具有重要意義。基于計(jì)劃行為理論，依據(jù)山東、湖南、甘肅等省超市的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用因子分析和有序Probit模型，分析超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿，探討其參與意愿的影響因素。結(jié)果表明，超市參與“農(nóng)超對(duì)接”的意愿總體較強(qiáng)烈，31.9%的超市表示非常愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈，49.8%的超市表示愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈?！稗r(nóng)超對(duì)接”的外部拉力、“農(nóng)”與“超”的中間合力、超市的內(nèi)部能力及關(guān)鍵壓力對(duì)超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈有顯著正向影響，超市經(jīng)營(yíng)的慣性推力對(duì)其參與意愿影響不明顯。研究表明，“農(nóng)超對(duì)接”的利益點(diǎn)越明顯，支持資源越多，現(xiàn)實(shí)約束越小，主觀規(guī)范越強(qiáng)，則超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿越強(qiáng)烈。因此，應(yīng)提升“農(nóng)超對(duì)接”的外部拉力、增強(qiáng)超市內(nèi)部經(jīng)營(yíng)能力、增加“農(nóng)超對(duì)接”的中間合力、精準(zhǔn)定位“農(nóng)超對(duì)接”的目標(biāo)超市群體，以進(jìn)一步提高超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿。

“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈；超市；參與意愿；影響因素；因子分析；有序Probit模型

Abstract：The “farm-supermarket marketing” model is an important measure to promote the modernization of agricultural product circulation. Supermarkets are the core of this supply chain model. It is of great significance to fully understand supermarkets’ willingness to participate in the “farm-supermarket marketing” model. Based on the survey data of supermarkets in Shandong, Hunan, Gansu, and others and applying the factor analysis and the Ordered Probit model, this paper analyzed supermarkets’ willingness to participate in the “farm-supermarket marketing” supply chain and explored the influencing factors as well. Results show that supermarkets’ willingness to participate in the “farmsupermarket marketing” model is generally strong: 31.9% of the surveyed supermarkets are very willing to participate,and 49.8% of them are relatively willing to participate. In addition, the external pulling force, the joint force between farms and supermarkets, the internal management capacity and the key pressure of supermarkets have positive impacts on supermarkets’ willingness to participate. However, the inertial thrust of supermarkets has little impacts. This research also finds that supermarkets’ willingness to participate will be stronger when the “farm-supermarket marketing” model benefits are more obvious, the resources are more supportive, the constraints of reality are smaller, and the subjective norms are stronger. To further improve supermarkets’ willingness to participate in the “farm-supermarket marketing”supply chain, this paper suggests to enhance the external pulling force, to improve the internal management capacity of supermarkets, to increase the joint force between farms and supermarkets, and to identify the target supermarkets precisely.

Key words：“farm-supermarket marketing” supply chain; supermarkets; willingness to participate; influencing factors;factor analysis; Ordered Probit model

“農(nóng)超對(duì)接”即超市直接向生產(chǎn)者采購(gòu)農(nóng)產(chǎn)品的供應(yīng)鏈模式，是2008年國(guó)家在農(nóng)產(chǎn)品流通領(lǐng)域提出的重大舉措。自實(shí)施以來(lái)，“農(nóng)超對(duì)接”有效連接了農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者、銷(xiāo)售者與消費(fèi)者，促進(jìn)了農(nóng)戶(hù)、合作社、超市與消費(fèi)者的多贏[1-2]，被譽(yù)為我國(guó)超市發(fā)展的第三次革命，受到政府和社會(huì)的高度關(guān)注[3]。但客觀地講，“農(nóng)超對(duì)接”在發(fā)展中尚面臨許多突出問(wèn)題或矛盾，諸如農(nóng)民生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)與超市不對(duì)接、農(nóng)超地位不對(duì)等、小農(nóng)經(jīng)濟(jì)難適應(yīng)超市大規(guī)模采購(gòu)、物流倉(cāng)儲(chǔ)能力落后等等。諸多因素使得“農(nóng)超對(duì)接”合作主體的參與積極性并不高，導(dǎo)致我國(guó)“農(nóng)超對(duì)接”發(fā)展進(jìn)程仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于其他國(guó)家。因此，了解不同合作主體的參與意愿，分析其參與意愿的影響因素，對(duì)加快我國(guó)“農(nóng)超對(duì)接”進(jìn)程、促進(jìn)“農(nóng)超對(duì)接”持續(xù)健康發(fā)展具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈合作主體的參與行為一直受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)注。已有研究主要集中于3個(gè)方面：一是農(nóng)戶(hù)參與“農(nóng)超對(duì)接”行為及影響因素的研究。如牛亞麗和周靜[4]認(rèn)為降低交易成本是農(nóng)戶(hù)參與“農(nóng)超對(duì)接”的內(nèi)在動(dòng)力。劉曉峰[5]指出種植面積、質(zhì)量異議、價(jià)格公平感知、獲取信息難易程度、合同簽訂和超市違約傾向均會(huì)影響農(nóng)戶(hù)參與行為。鄭軍和程琳[6]發(fā)現(xiàn)菜農(nóng)受教育年限、專(zhuān)業(yè)化程度、種植規(guī)模、投入品來(lái)源和銷(xiāo)售方式對(duì)其參與“農(nóng)超對(duì)接”有正影響，而種植方式和種植年限對(duì)其有負(fù)影響。李瑩和劉兵[7]得出農(nóng)戶(hù)參與“農(nóng)超對(duì)接”受種植規(guī)模、經(jīng)營(yíng)環(huán)境、科技環(huán)境以及附近批發(fā)市場(chǎng)新舊程度影響。浦徐進(jìn)等[8]認(rèn)為農(nóng)戶(hù)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避偏好是影響其是否加入“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的關(guān)鍵因素。李豐和原任利[9]比較了批發(fā)市場(chǎng)和“農(nóng)超對(duì)接”兩種流通模式，得出即使在信息完全對(duì)稱(chēng)條件下，農(nóng)民與超市直接進(jìn)行交易所產(chǎn)生的交易費(fèi)用并不會(huì)減少。

二是農(nóng)民專(zhuān)業(yè)合作社參與“農(nóng)超對(duì)接”行為及影響因素的研究。如李瑩等[10]得出合作社運(yùn)營(yíng)時(shí)間、注冊(cè)資本、類(lèi)型、產(chǎn)品供給能力對(duì)其參與行為有影響。劉威[11]指出合作社參與農(nóng)超對(duì)接的決策行為受其基本特征、生產(chǎn)特征和銷(xiāo)售特征等3類(lèi)變量影響。趙佳佳等[12]發(fā)現(xiàn)參與主體的合作意向、合作能力以及合作程度對(duì)“農(nóng)超對(duì)接”組織效率均有顯著正影響。郭錦墉和徐磊[13]發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品屬性、超市市場(chǎng)支配能力、冷鏈物流支出、政府相關(guān)支持政策、當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)水平、合作社能力對(duì)農(nóng)民合作社“農(nóng)超對(duì)接”參與意愿以及參與程度均具有顯著影響。浦徐進(jìn)和金德龍[14]指出與單一“農(nóng)超對(duì)接”模式相比，合作社在社區(qū)直銷(xiāo)店和超市并存的雙渠道模式下利潤(rùn)水平會(huì)提高。石巋然和孫玉玲[15]認(rèn)為在“農(nóng)超對(duì)接”過(guò)程中，農(nóng)民合作社可將分散的農(nóng)戶(hù)凝聚起來(lái)，具有增強(qiáng)農(nóng)戶(hù)談判權(quán)、擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)、技術(shù)普及等諸多優(yōu)點(diǎn)。

三是超市參與“農(nóng)超對(duì)接”行為及影響因素的研究。如曹文彬和左慧慧[16]認(rèn)為超市關(guān)注新渠道對(duì)傳統(tǒng)渠道的溢出效應(yīng)和降低農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，可以使超市更愿意采用“農(nóng)超對(duì)接”模式。張芳和崔文翠[17]認(rèn)為在農(nóng)超對(duì)接供應(yīng)鏈中，合理的契約、最優(yōu)激勵(lì)系數(shù)可以實(shí)現(xiàn)供應(yīng)鏈資源的最優(yōu)配置，提高超市的期望收益和參與積極性。顏波等[18]認(rèn)為無(wú)論是基地還是超市，資金充足時(shí)的收益均大于不足時(shí)的收益。寧宇新和榮倩倩[19]認(rèn)為對(duì)接平臺(tái)的缺乏會(huì)制約“農(nóng)超”雙方尋找合格交易對(duì)象，并阻礙其參與積極性。

通過(guò)對(duì)已有研究的梳理可以發(fā)現(xiàn)，目前關(guān)于農(nóng)戶(hù)、合作社參與“農(nóng)超對(duì)接”行為的研究已有不少成果，為本文研究提供了借鑒與參考。而關(guān)于超市參與“農(nóng)超對(duì)接”行為的研究卻較少?；诖?，本文從超市這一關(guān)鍵主體出發(fā)，基于計(jì)劃行為理論，構(gòu)建超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的影響因素，利用山東、湖南、甘肅等15省526家超市的問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用因子分析識(shí)別影響超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈意愿的公共因子，運(yùn)用有序Probit模型對(duì)公共因子進(jìn)行回歸，分析影響超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈意愿的因素，以期為我國(guó)“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的發(fā)展與穩(wěn)定提供理論借鑒與現(xiàn)實(shí)參考。

1 理論分析與研究假說(shuō)

計(jì)劃行為理論（theory of planned behavior，TPB）由Icek Ajzen在理性行為理論和多屬性理論的基礎(chǔ)上于1991年正式提出，最初主要應(yīng)用于社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域，現(xiàn)已被廣泛應(yīng)用到經(jīng)濟(jì)學(xué)、管理學(xué)等領(lǐng)域。該理論認(rèn)為所有可能影響行為的因素都經(jīng)由行為意向來(lái)間接影響行為。個(gè)體采取某項(xiàng)行為的意向越強(qiáng)烈，則實(shí)施該行為的幾率越大。行為意向又主要受行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制3種因素共同影響。其中，行為態(tài)度是指?jìng)€(gè)體對(duì)采取某項(xiàng)行為預(yù)期結(jié)果的主觀評(píng)價(jià)或感覺(jué)，主觀規(guī)范是個(gè)體在采取某項(xiàng)行為時(shí)所感受到的外界壓力，知覺(jué)行為控制是個(gè)體對(duì)采取某項(xiàng)行為的控制能力。同時(shí)已有研究表明，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺(jué)行為控制還因個(gè)體特征的差異而不同。該理論將個(gè)體行為意向和行為有機(jī)結(jié)合，可以通過(guò)了解個(gè)體行為意向來(lái)了解理性個(gè)體的行為選擇。

根據(jù)計(jì)劃行為理論，借鑒國(guó)內(nèi)外已有研究成果，結(jié)合超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的實(shí)際情況，本文從超市基本特征、“農(nóng)超對(duì)接”利益點(diǎn)（以下簡(jiǎn)稱(chēng)利益點(diǎn)）、指令性規(guī)范、引導(dǎo)性規(guī)范、支持資源、現(xiàn)實(shí)約束6個(gè)方面構(gòu)建超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的分析框架（圖1）。

圖1 超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈分析框架Fig.1 Framework of supermarkets’ participation in “farm-supermarket marketing” model

1.1 超市基本特征

超市基本特征對(duì)其參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈意愿有影響。超市基本特征包括經(jīng)營(yíng)年限、經(jīng)營(yíng)規(guī)模、年?duì)I業(yè)額、服務(wù)半徑、重要程度5個(gè)因素。超市經(jīng)營(yíng)年限對(duì)其參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈有影響，但影響方向不能確定，一種可能是超市經(jīng)營(yíng)年限越長(zhǎng)，對(duì)傳統(tǒng)經(jīng)營(yíng)模式的弊端理解越深刻，突破傳統(tǒng)經(jīng)營(yíng)的欲望越強(qiáng)，越愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈；另一種可能是，超市經(jīng)營(yíng)年限越長(zhǎng)，受傳統(tǒng)經(jīng)營(yíng)模式的慣性思維影響越大，越安于現(xiàn)狀，對(duì)“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈越排斥。超市經(jīng)營(yíng)規(guī)模越大，社會(huì)關(guān)注度越高，越期望提供種類(lèi)更加豐富、數(shù)量更加充足、新鮮程度更高的農(nóng)產(chǎn)品，從而越希望改進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)貨渠道，越愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈。超市年?duì)I業(yè)額越多，客流量越大，產(chǎn)品更新速度越快，對(duì)產(chǎn)品及時(shí)供給要求越高，越渴望參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈以穩(wěn)定產(chǎn)品供應(yīng)。超市服務(wù)半徑越大，服務(wù)人群越多，經(jīng)營(yíng)范圍越廣，產(chǎn)品品種越多樣，對(duì)新型產(chǎn)品流通渠道越渴望，參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈意愿越強(qiáng)烈。重要程度以超市農(nóng)產(chǎn)品營(yíng)業(yè)收入占總經(jīng)營(yíng)收入的比重衡量，該比重越大，農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)對(duì)超市越重要，超市對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)貨渠道越關(guān)注，越愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈。

1.2 利益點(diǎn)

利益點(diǎn)指“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈能給超市農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售所帶來(lái)的好處，主要包括提高質(zhì)量、穩(wěn)定供應(yīng)、降低物流損耗、滿(mǎn)足顧客需求4個(gè)方面。一般而言，“農(nóng)超對(duì)接”對(duì)農(nóng)產(chǎn)品有嚴(yán)格的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)要求，只有達(dá)到相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)的農(nóng)產(chǎn)品才可以進(jìn)入超市銷(xiāo)售?！稗r(nóng)超對(duì)接”中農(nóng)產(chǎn)品的訂購(gòu)一般為事前合同，可為農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者提供足夠的生產(chǎn)時(shí)間，加之不能按期交貨者往往有較嚴(yán)厲的懲罰措施，因此“農(nóng)超對(duì)接”很大程度上可保障超市農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)的數(shù)量和質(zhì)量。“農(nóng)超對(duì)接”減少了農(nóng)產(chǎn)品流通環(huán)節(jié)，大大降低了農(nóng)產(chǎn)品在搬運(yùn)、裝卸過(guò)程中的物流損耗，從而保證了產(chǎn)品的新鮮完整度。隨著人們生活水平的提高，消費(fèi)者對(duì)農(nóng)產(chǎn)品多樣化、精細(xì)化、個(gè)性化的要求更明顯，相對(duì)于傳統(tǒng)渠道的批量大眾供應(yīng)，“農(nóng)超對(duì)接”在精準(zhǔn)供應(yīng)方面顯得更為靈活。很顯然，上述利益點(diǎn)越大，超市對(duì)“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的關(guān)注度、認(rèn)可度和美譽(yù)度越高，參與意愿自然也就越強(qiáng)。

1.3 引導(dǎo)性規(guī)范

指令性規(guī)范指政府、媒體和社會(huì)輿論等外部環(huán)境因素對(duì)超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈意愿的影響，主要包括政府鼓勵(lì)、輿論宣傳、食品安全事件頻發(fā)3個(gè)因素。政府越鼓勵(lì)“農(nóng)超對(duì)接”，超市參與意愿越強(qiáng)烈。媒體對(duì)“農(nóng)超對(duì)接”輿論宣傳越多，超市對(duì)“農(nóng)超對(duì)接”的知曉度和認(rèn)可度越高，越愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈。食品安全事件越頻發(fā)，超市經(jīng)營(yíng)農(nóng)產(chǎn)品的壓力越大，對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量越關(guān)注，越渴望掌控農(nóng)產(chǎn)品采購(gòu)渠道，越愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈。

1.4 指導(dǎo)性規(guī)范

引導(dǎo)性規(guī)范指對(duì)超市有重要影響的相關(guān)主體對(duì)其決策的影響，主要包括同類(lèi)超市參與和顧客認(rèn)可2個(gè)因素。同類(lèi)超市參與“農(nóng)超對(duì)接”越多，獲利程度越好，則超市的模仿效應(yīng)越明顯，參與意愿越強(qiáng)烈。顧客對(duì)“農(nóng)超對(duì)接”產(chǎn)品的認(rèn)可度越高，購(gòu)買(mǎi)頻次越多，超市變革傳統(tǒng)進(jìn)貨渠道的信心越大，參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿就越強(qiáng)烈。

1.5 支持資源

支持資源指超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈能夠利用的有利資源，主要包括外部扶持、相關(guān)制度配套、對(duì)接機(jī)會(huì)3項(xiàng)內(nèi)容。超市獲得的外部扶持越多，經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)越小，越有能力嘗試“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈。與“農(nóng)超對(duì)接”相關(guān)的稅收、用地、用電等配套制度越完善，超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的阻力越小，參與積極性越高。超市參與農(nóng)產(chǎn)品洽談會(huì)、展銷(xiāo)會(huì)機(jī)會(huì)越多，與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)者見(jiàn)面次數(shù)越多，對(duì)接可能越大，越有利于其參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈。

1.6 現(xiàn)實(shí)約束

現(xiàn)實(shí)約束指超市參與“農(nóng)超對(duì)接”過(guò)程中的制約因素或瓶頸，主要包括采購(gòu)團(tuán)隊(duì)缺乏、產(chǎn)地配送中心缺乏、快速檢測(cè)能力不足、冷鏈配送能力不足、優(yōu)質(zhì)合作伙伴缺乏5項(xiàng)內(nèi)容。采購(gòu)團(tuán)隊(duì)缺乏，則超市無(wú)能力分配專(zhuān)門(mén)人員從事“農(nóng)超對(duì)接”，相關(guān)事務(wù)受到影響，約束超市參與積極性。產(chǎn)地配送中心缺乏，則農(nóng)產(chǎn)品運(yùn)輸在開(kāi)始環(huán)節(jié)便會(huì)延遲，超市難以實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品從產(chǎn)地到柜臺(tái)直接對(duì)接，參與意愿會(huì)降低?？焖贆z測(cè)能力不足，農(nóng)產(chǎn)品即使能夠從產(chǎn)地供應(yīng)到超市，但也難以及時(shí)上架銷(xiāo)售，約束“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈發(fā)展。農(nóng)產(chǎn)品對(duì)新鮮程度要求較高，冷鏈配送能力不足會(huì)加大產(chǎn)品運(yùn)輸過(guò)程中的損耗，一定程度上抵消了“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的優(yōu)勢(shì)，降低超市參與積極性。優(yōu)質(zhì)合作伙伴缺乏，則超市搜尋合作伙伴的成本上升，進(jìn)而會(huì)降低其參與積極性。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究基于課題組2016年5-9月在山東、湖南、甘肅等15省526家超市進(jìn)行的問(wèn)卷調(diào)查。受訪對(duì)象主要為超市經(jīng)理、采購(gòu)人員、一線銷(xiāo)售人員三類(lèi)人群。為保證問(wèn)卷質(zhì)量，在調(diào)查前對(duì)調(diào)查員進(jìn)行調(diào)查目的、方法、口徑、注意事項(xiàng)等方面的專(zhuān)門(mén)培訓(xùn)。本次調(diào)查主要采用訪問(wèn)調(diào)查法，由調(diào)查員進(jìn)入超市訪問(wèn)并一對(duì)一填答問(wèn)卷。調(diào)研數(shù)據(jù)涵蓋山東、湖南、云南、天津、甘肅、山西、廣西、河南、重慶、安徽、江蘇、青海、貴州、黑龍江、江西15個(gè)參與“農(nóng)超對(duì)接”的?。ū?）。本次調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷600份，回收561份，剔除無(wú)效及不完整問(wèn)卷35份，最終獲得有效問(wèn)卷526份，有效率為87.6%。

2.2 變量設(shè)定

根據(jù)前文的理論分析和研究假說(shuō)，本文選擇6類(lèi)22個(gè)變量來(lái)構(gòu)建超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的影響因素，變量的定義及賦值見(jiàn)表2。

表1 樣本超市區(qū)域分布情況Table 1 Sample distribution

2.3 模型選擇

本文選取對(duì)因果有較強(qiáng)解釋能力的計(jì)量模型進(jìn)行分析，由于超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿有5種不同程度的選擇，而計(jì)量模型中當(dāng)被解釋變量有兩種以上選擇且不同選擇之間有一定順序時(shí)，應(yīng)采用多元有序模型。基于此，本文使用多元有序Probit模型進(jìn)行分析，該模型用可觀測(cè)的有序反應(yīng)數(shù)據(jù)建立模型來(lái)研究不可觀測(cè)的潛變量。模型構(gòu)建參照陳強(qiáng)[20]編著的高級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用一書(shū)。設(shè)有一個(gè)不可觀測(cè)的潛在變量，一個(gè)可觀測(cè)的yi，設(shè)yi有1，2，…，M等M+1個(gè)取值。

式中：xi是影響潛變量的一組解釋變量，β為未知系數(shù)，μ是獨(dú)立同分布的隨機(jī)變量。

3 結(jié)果與分析

3.1 樣本描述統(tǒng)計(jì)分析

調(diào)查結(jié)果顯示，在526家樣本超市中，有168家超市表示非常愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈，占樣本總數(shù)的31.9%；有262家超市表示愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈，占樣本總數(shù)的49.8%。這表明，從總體上看超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿較強(qiáng)烈。

526家樣本超市基本特征分布比較均勻。其中，從經(jīng)營(yíng)年限來(lái)看，70%以上的超市經(jīng)營(yíng)年限超過(guò)6年，7-9年、10-12年、大于12年的超市分別占23.95%、20.53%和28.14%；從經(jīng)營(yíng)規(guī)模來(lái)看，有一半以上的超市經(jīng)營(yíng)規(guī)模在200 m2以上，201-400 m2、401-800 m2、大于800 m2的超市分別占19.01%、10.65%和24.33%；從年?duì)I業(yè)額來(lái)看，有近一半超市年?duì)I業(yè)額在50萬(wàn)元以上，51-100萬(wàn)元、101-500萬(wàn)元和大于500萬(wàn)元的超市分別占13.69%、18.25%和17.87%；從服務(wù)半徑來(lái)看，有60%以上的超市服務(wù)半徑較大，綜合超市和大型超市分別占36.50%和26.23%（表3）。因此，樣本超市之間有明顯的差異，較具有代表性。

表2 變量的定義及賦值Table 2 Variable definitions and assignments

表3 樣本超市基本特征Table 3 Basic operating characteristics of the surveyed supermarkets

3.2 超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈意愿影響因素提取

1）因子分析的適宜性檢驗(yàn)。由于本文納入了較多解釋變量，而當(dāng)解釋變量之間存在相關(guān)性時(shí)，必然會(huì)影響處理結(jié)果。通過(guò)分析22個(gè)變量的相關(guān)性矩陣，可以發(fā)現(xiàn)變量間存在著較強(qiáng)的相關(guān)性。因此，為了盡量保留變量的信息，擬采用因子分析法，對(duì)解釋變量提取公共因子，然后再做實(shí)證處理。在進(jìn)行因子分析前，學(xué)界常用KMO檢驗(yàn)和巴特利特球體檢驗(yàn)來(lái)確定數(shù)據(jù)是否適合做因子分析。通常來(lái)講，當(dāng)KMO值大于0.8，巴特利特球體檢驗(yàn)的顯著性概率小于0.05時(shí)，數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。通過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，22個(gè)解釋變量集合的KMO值為0.855，Bartlett 球體檢驗(yàn)自由度為231，顯著性概率為0.000，拒絕了變量間相關(guān)系數(shù)為零的假設(shè)。這說(shuō)明樣本數(shù)據(jù)適合做因子分析。

2）公因子的提取與解釋。Tabachnica和Fidell認(rèn)為當(dāng)公因子可以解釋觀察變量50%的方差時(shí)，是理想的情況[21]。借助SPSS18.0軟件利用主成分分析法提取公因子，各公因子的特征值及方差貢獻(xiàn)率見(jiàn)表4。第5個(gè)公因子之后的特征值變化趨于平緩，前5個(gè)公因子的特征值均大于1，且前5個(gè)因子的方差累計(jì)貢獻(xiàn)率超過(guò)70%。這表明前5個(gè)因子保留了原始數(shù)據(jù)中大部分的信息，故提取前5個(gè)公因子來(lái)分析是比較合適的。

表4 因子特征值與方差貢獻(xiàn)率統(tǒng)計(jì)Table 4 Factor eigenvalue and variance contribution rate statistics

通過(guò)因子結(jié)果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過(guò)4次正交旋轉(zhuǎn)后，總方差變化不大，結(jié)束旋轉(zhuǎn)，原有的22個(gè)變量向5個(gè)公共因子聚集。因子1在“提升質(zhì)量”、“穩(wěn)定供應(yīng)”、“政府鼓勵(lì)”、“同類(lèi)超市參與”、“采購(gòu)團(tuán)隊(duì)缺乏”等變量上具有較大的因子載荷值。由于這些變量代表了超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈面臨的利益點(diǎn)、主觀規(guī)范與現(xiàn)實(shí)約束，而這些因素均來(lái)自超市外部，由此將其命名為“外部拉力”因子。因子2在“經(jīng)營(yíng)規(guī)?！薄ⅰ澳?duì)I業(yè)額”、“服務(wù)半徑”3個(gè)變量上具有較大的因子載荷值。由于這3個(gè)變量反映了超市內(nèi)部的經(jīng)營(yíng)能力，由此將其命名為“內(nèi)部能力”因子。因子3在“重要程度”這一變量上具有較大的因子載荷值。由于這一變量反應(yīng)了超市農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)對(duì)其整體經(jīng)營(yíng)的關(guān)鍵程度，由此將其命名為“關(guān)鍵壓力”因子。因子4在“對(duì)接機(jī)會(huì)充足”這一變量上具有較大的因子載荷值。由于“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈涉及“農(nóng)”與“超”兩關(guān)鍵供需主體，而對(duì)接機(jī)會(huì)充足代表了將兩供需主體向中間靠攏的機(jī)會(huì)條件，由此將其命名為“中間合力”因子。因子5在“經(jīng)營(yíng)年限”這一變量上具有較大的因子載荷值。由于超市前期經(jīng)營(yíng)經(jīng)驗(yàn)會(huì)對(duì)其現(xiàn)有經(jīng)營(yíng)決策形成慣性，而經(jīng)營(yíng)年限的長(zhǎng)短決定了慣性的大小，由此將其命名為“慣性推力”因子。

3.3 超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈意愿影響因素分析

在因子分析基礎(chǔ)上，借助Eviews8.0軟件選用有序Probit模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析。通過(guò)對(duì)所有因子進(jìn)行分析得到模型一，模型結(jié)果顯示慣性推力因素對(duì)超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿不明顯。因此，在模型一基礎(chǔ)上剔除這一變量后重新進(jìn)行回歸，得到模型二。各變量的系數(shù)及回歸統(tǒng)計(jì)量見(jiàn)表5。可以看出，模型二的LR統(tǒng)計(jì)值為223.076，P值為0.000，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。此外，回歸的4個(gè)臨界值分別為4.155、4.897、6.023、7.786，臨界點(diǎn)的估計(jì)值是遞增的，且均通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明因變量之間存在顯著的差異，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。本文在模型二的基礎(chǔ)上對(duì)超市參與“農(nóng)超對(duì)接”意愿的影響因素進(jìn)行分析。

表5 超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的影響因素分析Table 5 Influencing factors of supermarkets’ willingness to participate in the “farm-supermarket Marketing” model

1）外部拉力因素正向影響超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿。即外部拉力越大，超市參與意愿越強(qiáng)烈。在1%的顯著性水平上，外部拉力的表中小數(shù)點(diǎn)回歸系數(shù)為1.014，在參與回歸的因子中系數(shù)最高，表明外部拉力因素對(duì)超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈意愿的影響最大。具體來(lái)看，樣本超市認(rèn)為如果“農(nóng)超對(duì)接”能夠帶來(lái)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量提升、供應(yīng)穩(wěn)定、物流損耗降低、顧客需求滿(mǎn)足等好處時(shí)，則愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的比例分別為82.13%、80.98%、79.85%和73.76%。也就是說(shuō)，如果參與“農(nóng)超對(duì)接”能給超市經(jīng)營(yíng)農(nóng)產(chǎn)品帶來(lái)上述優(yōu)勢(shì)，則超市對(duì)參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的預(yù)期收益評(píng)價(jià)越高，認(rèn)可度越高，參與意愿越強(qiáng)烈。同理，如果超市在參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈時(shí)，預(yù)期合作過(guò)程中可能遇到的阻礙越大、面臨的機(jī)會(huì)越少，則知覺(jué)行為控制越弱，越不愿耗費(fèi)精力去嘗試，參與積極性便會(huì)大大降低。其中，71.48%的超市認(rèn)為外部資金扶持不足會(huì)降低其參與意愿，80.99%的超市認(rèn)為相關(guān)制度不配套會(huì)降低其參與意愿，77.95%的超市認(rèn)為采購(gòu)團(tuán)隊(duì)缺乏會(huì)降低其參與意愿，75.66%的超市認(rèn)為產(chǎn)地配送中心缺乏會(huì)降低其參與意愿，78.71%的超市認(rèn)為快速檢測(cè)能力不足會(huì)降低其參與意愿，82.89%的超市認(rèn)為優(yōu)質(zhì)合作伙伴缺乏會(huì)降低其參與意愿，79.47%的超市認(rèn)為冷鏈配送能力不足會(huì)降低其參與意愿。

另外，政府鼓勵(lì)、輿論宣傳也會(huì)影響超市參與意愿。調(diào)查顯示，如果政府鼓勵(lì)“農(nóng)超對(duì)接”，則超市愿意參與的比例為91.63%；輿論媒體積極報(bào)道“農(nóng)超對(duì)接”，則超市愿意參與的比例為79.47%；食品質(zhì)量安全事件頻發(fā)壓力越大，則超市愿意參與的比例為77.57%。同類(lèi)超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈會(huì)加快超市的模仿效應(yīng)。調(diào)查顯示，同類(lèi)超市的參與會(huì)使其越愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的比例為78.71%。顧客對(duì)“農(nóng)超對(duì)接”產(chǎn)品認(rèn)可，會(huì)使其愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的比例為84.41%?？梢?jiàn)，一半以上的超市在參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈時(shí)，會(huì)考慮“農(nóng)超對(duì)接”外部拉力大小。

2）內(nèi)部能力因素正向影響超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿。即超市內(nèi)部能力越強(qiáng)，其參與意愿越強(qiáng)烈。在1%的顯著性水平上，內(nèi)部能力的回歸系數(shù)為0.109。從經(jīng)營(yíng)規(guī)模來(lái)看，農(nóng)產(chǎn)品自身的特點(diǎn)決定了其比工業(yè)制成品需要占用更大的面積，超市只有經(jīng)營(yíng)規(guī)模足夠，才更有能力經(jīng)營(yíng)農(nóng)產(chǎn)品。與此同時(shí)，超市規(guī)模越大社會(huì)關(guān)注度越高，越期望為顧客提供種類(lèi)更加豐富、數(shù)量更加充足、新鮮程度更高的農(nóng)產(chǎn)品，越希望改進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)貨渠道，參與意愿越強(qiáng)。調(diào)查數(shù)據(jù)也顯示，愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的超市中，53.99%的超市經(jīng)營(yíng)規(guī)模超過(guò)了400 m2。從年?duì)I業(yè)額來(lái)看，農(nóng)產(chǎn)品大多為生鮮易耗品，其對(duì)及時(shí)銷(xiāo)售要求越高。因而，超市年?duì)I業(yè)額越多，客流量越大，產(chǎn)品更新速度越快，對(duì)產(chǎn)品及時(shí)供給要求越高，越渴望建立穩(wěn)定的產(chǎn)品供應(yīng)鏈。同時(shí)，在超市利潤(rùn)空間幾乎透明的背景下，超市營(yíng)業(yè)額越多一定程度上代表盈利能力越強(qiáng)，經(jīng)營(yíng)資金越充足，參與能力越強(qiáng)。統(tǒng)計(jì)也顯示，愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的超市中，49.81%的超市年?duì)I業(yè)額大于50萬(wàn)元，充分印證了超市營(yíng)業(yè)能力對(duì)其參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的影響。從服務(wù)半徑來(lái)看，超市服務(wù)半徑越大，顧客人群越多元，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的種類(lèi)、品質(zhì)、價(jià)格等越挑剔。因而，超市越需要通過(guò)農(nóng)產(chǎn)品供貨渠道的創(chuàng)新來(lái)精準(zhǔn)滿(mǎn)足顧客需求，參與意愿越強(qiáng)烈。調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的超市中，62.74%的超市為綜合超市或大型超市，服務(wù)半徑較大，表明服務(wù)半徑對(duì)超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿有正向影響。

3）關(guān)鍵壓力因素正向影響超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿。即關(guān)鍵壓力越大，超市參與意愿越強(qiáng)烈。在5%的顯著性水平上，關(guān)鍵壓力的回歸系數(shù)為0.106。這主要是因?yàn)檗r(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)不同于其他產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)，不僅需要優(yōu)質(zhì)、低價(jià)，也需要安全、可追溯，還需要個(gè)性、多樣。因此，超市經(jīng)營(yíng)農(nóng)產(chǎn)品的難度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他商品。農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)收入在超市整體經(jīng)營(yíng)收入中所占比重越大，農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)對(duì)超市越關(guān)鍵，農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)創(chuàng)新對(duì)超市整體發(fā)展越重要，超市參與意愿越強(qiáng)烈。統(tǒng)計(jì)顯示，愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的超市中，84.03%的超市農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)收入占總營(yíng)業(yè)收入的比重達(dá)到20%以上。

4）中間合力因素正向影響超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿。即中間合力越強(qiáng)，超市參與意愿越強(qiáng)烈。在1%的顯著性水平上，中間合力的回歸系數(shù)為0.124，是影響超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈意愿的第二大因素。中間合力代表了將“農(nóng)”與“超”雙方組合到一起的力量大小。即政府為“農(nóng)超對(duì)接”雙方提供的見(jiàn)面機(jī)會(huì)越多，簽約過(guò)程越簡(jiǎn)單，則“農(nóng)”與“超”雙方合作機(jī)率越大，超市參與意愿越強(qiáng)烈。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，79.47%的超市認(rèn)為對(duì)接機(jī)會(huì)欠缺會(huì)約束其參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈。

5）慣性推力因素對(duì)超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿影響不顯著。即慣性推力對(duì)超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈沒(méi)有明顯影響。可能的解釋是，超市經(jīng)營(yíng)年限長(zhǎng)短只能影響其經(jīng)營(yíng)模式是否成熟，經(jīng)營(yíng)經(jīng)驗(yàn)是否豐富，而在選擇經(jīng)營(yíng)決策時(shí)則與超市經(jīng)營(yíng)者的個(gè)性特質(zhì)有關(guān)。有些超市雖然經(jīng)營(yíng)年限較長(zhǎng)，但其經(jīng)營(yíng)者安于現(xiàn)狀，不愿意變更經(jīng)營(yíng)模式，而有些經(jīng)營(yíng)者則希望通過(guò)創(chuàng)新經(jīng)營(yíng)模式獲得新活力。反之，有些超市雖然經(jīng)營(yíng)年限較短，但其經(jīng)營(yíng)者希望嘗試新的采購(gòu)模式獲得更多主動(dòng)權(quán)，當(dāng)然也有些經(jīng)營(yíng)者認(rèn)為超市正處于起步階段，沒(méi)有足夠?qū)嵙μ剿鞑皇煜さ男履Ｊ?，?chuàng)新膽量越小。

需要說(shuō)明的是，雖然本文建立的模型是顯著的，但是判定系數(shù)并不高，表明還存在一些影響超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的因素并未被引入模型。諸如超市經(jīng)營(yíng)者個(gè)人特征、超市地理位置、資產(chǎn)負(fù)債率等因素，這些因素的探索也有待進(jìn)一步深入研究。

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié)論

研究表明，超市參與“農(nóng)超對(duì)接”的意愿總體較強(qiáng)烈，31.9%的超市表示非常愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈，49.8%的超市表示愿意參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈。22個(gè)解釋變量可以通過(guò)“農(nóng)超對(duì)接”的外部拉力、超市的內(nèi)部能力、“農(nóng)”與“超”的中間合力、超市的關(guān)鍵壓力及慣性推力5個(gè)公共因子反映。其中，“農(nóng)超對(duì)接”的外部拉力、超市的內(nèi)部能力、“農(nóng)”與“超”的中間合力、超市的關(guān)鍵壓力對(duì)超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈有顯著正向影響，而超市經(jīng)營(yíng)的慣性推力對(duì)其參與意愿影響不明顯。

具體來(lái)看，“農(nóng)超對(duì)接”的利益點(diǎn)越明顯，支持資源越多，現(xiàn)實(shí)約束越小，主觀規(guī)范越強(qiáng)，則超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈的意愿越強(qiáng)烈。此外，超市的經(jīng)營(yíng)能力、農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)對(duì)其發(fā)展的重要程度、對(duì)接機(jī)會(huì)的充足性也會(huì)影響其參與意愿。

4.2 政策啟示

第一，提升“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈外部拉力。從政府層面，在給予“農(nóng)超對(duì)接”一定的政策扶持以外，還應(yīng)配備相應(yīng)的制度與環(huán)境，完善“農(nóng)超對(duì)接”的軟硬件設(shè)施，減少超市參與阻力；同時(shí)要指導(dǎo)超市的“農(nóng)超對(duì)接”行為，以提升對(duì)接效益，增加“農(nóng)超對(duì)接”優(yōu)勢(shì)。從輿論媒體層面，應(yīng)積極宣傳“農(nóng)超對(duì)接”的相關(guān)政策、制度、典型等，增加超市對(duì)“農(nóng)超對(duì)接”的知曉度、感知度與吸引度，同時(shí)及時(shí)曝光食品質(zhì)量安全事件，強(qiáng)化超市農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)的質(zhì)量安全意識(shí)。

第二，增強(qiáng)超市內(nèi)部經(jīng)營(yíng)能力。本研究發(fā)現(xiàn)超市自身經(jīng)營(yíng)能力對(duì)其參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈有顯著正向影響。因而超市應(yīng)該提升自身經(jīng)營(yíng)能力，特別是盈利能力，擴(kuò)展服務(wù)半徑，吸引更多顧客光顧，以增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售能力；同時(shí)應(yīng)配備專(zhuān)門(mén)采購(gòu)人員，提升冷鏈配送與快速檢測(cè)能力，積極尋求合作伙伴，以增加參與“農(nóng)超對(duì)接”的能力與優(yōu)勢(shì)。

第三，增加“農(nóng)超對(duì)接”中間合力。首先需要政府及相關(guān)部門(mén)組織更多的農(nóng)產(chǎn)品展銷(xiāo)會(huì)、洽談會(huì)，完善“農(nóng)”與“超”中間對(duì)接渠道，增加農(nóng)產(chǎn)品供需雙方的見(jiàn)面機(jī)會(huì)；同時(shí)降低“農(nóng)”與“超”雙方簽約難度，有效促進(jìn)雙方對(duì)接；再者超市要積極參加農(nóng)產(chǎn)品展銷(xiāo)會(huì)、洽談會(huì)，以增加發(fā)現(xiàn)優(yōu)質(zhì)合作伙伴的可能。

第四，精準(zhǔn)定位“農(nóng)超對(duì)接”目標(biāo)超市群體。“農(nóng)超對(duì)接”的發(fā)展是一個(gè)循序漸進(jìn)的過(guò)程，只有適合“農(nóng)超對(duì)接”的超市才能充分利用這種優(yōu)勢(shì)。因此，政府在扶持超市時(shí)，應(yīng)制定合理的扶持標(biāo)準(zhǔn)，精準(zhǔn)定位扶持對(duì)象；同時(shí)超市在決定是否參與“農(nóng)超對(duì)接”時(shí)，應(yīng)根據(jù)自身經(jīng)營(yíng)能力、農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)比重等自身因素決定是否參與、何時(shí)參與、如何參與“農(nóng)超對(duì)接”。

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Influencing factors on supermarkets’ willingness to participate in the “farm-supermarket marketing” model

ZHANG Ming-yue, ZHENG Jun, XUE Xing-li
（School of Economic and Management, Shandong Agricultural University, Tai’an, Shandong 271018, China）

F326

A

1000-0275（2017）05-0783-09

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（15BGL134）；教育部人文社科規(guī)劃基金項(xiàng)目（13YJA630143）。

張明月（1990-），女，山東沂南人，博士研究生，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理研究，E-mail: zhangmingyue3@163.com；

鄭軍（1971-），男，山東乳山人，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理研究，E-mail: zhengjun9200@126.com；薛興利（1962-），男，山東臨朐人，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理研究，E-mail: xl@sdau.edu.cn。

2017-02-13，接受日期：2017-05-03

Foundation item:National Social Science Foundation of China (15BGL134); the Foundation for the Development of Humanities and Social Sciences of Ministry of Education of China (13YJA630143).

Corresponding author:ZHENG Jun, E-mail: zhengjun9200@126.com; XUE Xing-li, E-mail: xl@sdau.edu.cn.

Received13 February, 2017;Accepted3 May, 2017

10.13872/j.1000-0275.2017.0042

張明月, 鄭軍, 薛興利. 超市參與“農(nóng)超對(duì)接”供應(yīng)鏈意愿的影響因素分析[J]. 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究, 2017, 38(5):783-791.

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