農民合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性及其影響因素分析

郭錦墉,徐 磊

(1.江西農業(yè)大學,人文與公共管理學院,江西 南昌 330045;2.江西農業(yè)大學,經濟管理學院,江西 南昌 330045)

農民合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性及其影響因素分析

郭錦墉1,徐 磊2

(1.江西農業(yè)大學,人文與公共管理學院,江西 南昌 330045;2.江西農業(yè)大學,經濟管理學院,江西 南昌 330045)

文章基于“農超對接”的“SSCP范式”理論分析框架，采用江西省農民合作社的抽樣調查數據，研究農民合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性及其影響因素。首先，采用生存分析法，分析農民合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性情況；然后，運用COX比例風險模型，分析農民合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的影響因素。研究結果表明：主營水產的合作社、示范合作社、政府領辦的合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性更強；政府政策實施效果、合作社能力是影響合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的最顯著因素。因此，政府應該分類指導合作社參與“農超對接”；各級政府保障相關政策的貫徹落實；合作社加強自身能力提升，平衡與超市間的對接關系。

合作社；“農超對接”；關系穩(wěn)定性；生存分析；COX模型

郭錦墉,徐磊.農民合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性及其影響因素分析[J].商業(yè)經濟與管理，2017(10)：13-23.

一、 引 言

雖然“農超對接”*“農超對接”(胡定寰，2005)[3]的定義為學者們所認可，即超市通過和生產者簽訂協議，直接向農產品生產者采購生鮮和經過加工的農產品。被視為解決中國農產品流通困境(生產者“賣難”和消費者“買貴”)和保障農產品質量安全的有效方式(安玉發(fā)，2011；張曉林、羅永泰，2012；胡定寰，2005)[1-3]，其實質是農產品供應鏈條的優(yōu)化，農民合作社(以下簡稱“合作社”)則是被證明為“農超對接”的最佳中間組織(郭錦墉、徐磊，2016a)[4]，但在實踐過程中合作社與超市之間的對接關系并不穩(wěn)定，表現在：合作社與農戶利益受損，農產品穩(wěn)定供應困難，合作關系的短期性(劉衛(wèi)華，2011)[5]?，F代合約理論認為，在有限理性和交易成本為正的背景下，合約是不完全的(斯蒂格里茨，1999；施瓦茨，1999)[6-7]。超市作為農產品零售終端，在“農超對接”交易中處于強勢地位，不可避免地會追逐超額利潤和關注短期利益(Berdegue等，2005；Maetens等，2012；依紹華，2013)[8-10]；而合作社受制于組織化、規(guī)?；?，難以穩(wěn)定地向超市提供充足、高品質農產品(鄭愛文、王偉，2013；衛(wèi)欣怡，2014)[11-12]，加之農戶個體信用欠缺，契約意識低(Witose，2006)[13]，因此，暗含了合約糾紛或違約契機的不完全合約中，超市與合作社會出現壓價和惜售的情況，嚴重破壞了對接關系穩(wěn)定(Pritchard和Godwin，2010[14]；依紹華，2013[10])。相比于傳統的農產品供應鏈，以合作社為中間組織的“農超對接”模式，能夠通過提高農產品品質、改進生產方式、優(yōu)化組織結構等，在合作社“農超對接”進程中創(chuàng)造溢價，實現農產品的資源優(yōu)勢轉化為產業(yè)優(yōu)勢和經濟優(yōu)勢。以合作社為中間組織的“農超對接”模式能否取代農貿市場，成為農產品銷售的主體模式，除了要應對消費者對農產品需求結構的升級與偏好的變化，還需要在超市和合作社之間建立一個穩(wěn)定的利益聯結機制，即如何提升合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性。穩(wěn)定的利益聯結紐帶是合作社與超市獲取農產品資源供給、農民實現穩(wěn)定增收的重要保證(解東川，2015)[15]?？梢?，探索影響合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的因素，進而提升合作社“農超對接”對接關系的穩(wěn)定性具有十分重要的意義。

為了提高“農超對接”中合作社與超市對接關系穩(wěn)定性，學者們進行了如下研究：Pritchard和Godwin(2010)[14]、依紹華(2013)[10]定性分析了“農超對接”對接關系不穩(wěn)定性源于合作社和超市兩個方面，雙方契約精神欠缺、農產品檢測能力不足以及缺乏規(guī)范性合同影響著“農超對接”穩(wěn)定性。張亞娟等(2014)[16]則指出“農超對接”失穩(wěn)的原因在于缺乏對“農超對接”穩(wěn)定性前置因素的考慮，并從農戶、合作社、超市及外部資源四個方面進行了實證分析。這些文獻多為定性研究，鮮有的實證分析文獻也是采用非連續(xù)型因變量的靜態(tài)分析方法對合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性進行研究，缺乏對合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的動態(tài)研究致使對合作社“農超對接”生存動態(tài)了解甚少，對不同類型合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的差異研究也十分罕見。

在供應鏈(或渠道)關系穩(wěn)定性的研究中，學者們多采用關系持續(xù)時間來反映關系穩(wěn)定性，如何成杰等(2013)[17]、田敏等(2014)[18]的研究。我們將合作社與超市“農超對接”中，未有中斷的交易聯系所持續(xù)的時間長度稱之為持續(xù)時間，持續(xù)時間越長對“農超對接”的穩(wěn)定發(fā)展、農產品質量與可追溯體系建設的作用將越大?，F階段，能否保障“農超對接”的穩(wěn)步發(fā)展，關鍵點并不完全在于構建合作社與超市之間的聯系，更在于如何使得合作社“農超對接”交易聯系穩(wěn)定生存下去，這對于“農超對接”平穩(wěn)發(fā)展將更具意義。一方面，有助于政府、合作社、超市穩(wěn)定加強農產品生產建設投資，促進“農超對接”持續(xù)發(fā)展，進一步保障農產品流通安全、穩(wěn)定、高效；另一方面，由于參與“農超對接”，合作社需要承擔相應的固定成本，理論上“農超對接”需要持續(xù)較長時間，進而實現盈利。在其他研究領域，李立清(2012)[19]還利用農戶持續(xù)參與新農合時間來研究農戶參加新農合的穩(wěn)定性。因此，通過關系持續(xù)時間來反映關系穩(wěn)定性是合理有效的。

鑒于此，本文擬從合作社參與“農超對接”時間的縱向維度，嘗試運用生存分析方法研究合作社“農超對接”參與持續(xù)時間，客觀詳細地描述不同類型合作社參與“農超對接”持續(xù)時間分布，探明不同類型合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性情況；運用COX比例分析風險模型，分析影響合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的因素，并尋找針對性的政策建議。

二、 研究框架構建

本文在已有的理論研究基礎上，根據產業(yè)組織理論中“結構—行為—績效”的“SCP范式”(Bain，1959)[20]、斯密德(1999)[21]建立的“狀態(tài)—結構—績效”的“SSP范式”，提出一個擴展的研究框架，即“結構—狀態(tài)—行為—績效”的“SSCP范式”并將其應用到合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的研究上，研究合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性(“農超對接”績效)及其影響因素。

本文構建的“SSCP范式”是“SCP范式”和“SSP范式”的繼承和延伸。其分析思路是：組織的現實狀況是其制度選擇的基礎；在不同的制度結構下，組織內的利益主體根據組織的集體目標進行不同的行為選擇；利益主體的博弈行為則直接影響制度的績效。關于該研究范式運用的詳細分析，可見本課題組成員郭錦墉和徐磊(2016b)[22]的研究成果，因篇幅問題此處不再詳細闡述。本文“SSCP范式”中的結構、狀態(tài)包含的變量根據劉潔(2011)[23]、李瑩等(2011)[24]、吳彬(2014)[25]等學者的研究成果，結合課題實際情況設定，邏輯框架如圖1所示。

圖1 農民合作社“農超對接”行為機理理論模型(SSCP范式)

本文通過研究合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性來反映合作社“農超對接”渠道關系績效，Celly等(1999)[26]也認為渠道縱向協作的績效可以用關系穩(wěn)定性指標進行衡量。另外還需要強調的是，本文僅涉及“SSCP范式”研究框架的后半部分，即研究合作社結構、狀態(tài)對“農超對接”績效的影響。對于合作社“農超對接”的行為，課題組已完成了該部分研究，也就是說，本文在該基礎上進行后續(xù)研究，因此在本文的影響因素的實證分析中，我們將根據合作社參與行為：“農超對接”參與程度，考察不同參與程度下的合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的影響因素及差異性。

三、 合作社“農超對接”生存函數估計

(一) 樣本數據來源及處理

首先，課題組根據全國總社和江西省農業(yè)廳(2013)公布的江西省11個地(市)示范合作社和普通合作社的數據，在避免調查過于分散情況下，根據實際情況，選擇至少擁有生鮮農產品類示范社6家(含)以上的縣(區(qū))，共得到24個樣本縣(區(qū))。然后，在24個樣本縣(區(qū))中，示范社固定為調查樣本社，再從24個樣本縣(區(qū))中隨機抽取普通的生鮮農產品合作社。本文的研究對象是2009至2016年參與了“農超對接”的合作社，本次共發(fā)放問卷198份，剔除邏輯錯誤或信息缺失的樣本3份，共得到195份有效樣本。

在數據處理過程中的問題：(1)多持續(xù)時間段問題。一個合作社在觀測期間內可能存在一個以上的持續(xù)時間段問題，即合作社參與“農超對接”持續(xù)一段時間后停止參與“農超對接”，之后又參與“農超對接”，這種情況本文稱之為“多持續(xù)時間段”。Besedes和Prusa(2006)[27]在分析貿易關系持續(xù)時間時認為，無論一段貿易關系的持續(xù)時間段有多少，取第一個持續(xù)時間段進行研究，和將多個時間段視為獨立的若干持續(xù)時間段進行研究，不會對樣本觀測值持續(xù)時間長度的分布產生實質性影響。因此，本文對于那些參與了“農超對接”，但后來退出又參與了“農超對接”的合作社，其參與“農超對接”的持續(xù)時間只計算前一段時間。(2)數據截取問題。由于我國開展“農超對接”試點工作意見從2008年底發(fā)布，所以樣本合作社“農超對接”開始時間始于2009年。另外，無法觀測2016年以后的合作社參與“農超對接”的生存狀態(tài)。因此樣本中包含右截尾數據，同時本文合作社“農超對接”持續(xù)時間最長為8年。

表1 合作社“農超對接”持續(xù)時間的描述統計

由此得到2009至2016年合作社“農超對接”對接關系，共計195個時間段。表1的初步統計結果顯示，其中10.8%的合作社“農超對接”僅持續(xù)了1年；90.8%的合作社“農超對接”持續(xù)時間未超過5年；不足10%的合作社“農超對接”持續(xù)時間超過5年，反映出整體上合作社“農超對接”對接關系不夠穩(wěn)定。

(二) 合作社“農超對接”的生存函數估計

本文通過生存分析方法*生存分析：是將事件的結果(終點事件)和出現這一結果所經歷的時間結合起來分析的一種統計分析方法，這種分析由于以事件“終止”為關鍵事件，所以被稱為“生存分析”(彭非、王偉，2004)[28]。，構建合作社“農超對接”的生存函數和風險函數，對合作社參與“農超對接”持續(xù)時間分布特征進行估計。

1.合作社“農超對接”生存函數和風險函數的總體估計。

對觀察期內所有參與的合作社“農超對接”持續(xù)時間進行估計，分別得到圖2中(a)(b)生存函數和風險函數的估計圖。從(a)圖可以看出：第一，合作社參與“農超對接”持續(xù)時間普遍較短，對接關系穩(wěn)定性較低，中位數生存時間為3年，有56%的合作社在3年內退出“農超對接”；第二，合作社“農超對接”關系在建立伊始面臨著較高的退出風險(或者說是較低生存率)，而隨著生存時間的推移，合作社退出“農超對接”的風險顯著降低。從數據分析來看，合作社“農超對接”1～4年的生存概率從91%降低到29%，降幅達到了62%；而5～8年的生存概率則僅從20%降低到10%，降幅僅為10%。(b)圖從風險的角度進行估計，可以看出，合作社退出“農超對接”風險率在時間上呈現倒“U”型狀態(tài)，且在5年后退出風險率下降趨緩。因此，合作社“農超對接”對接關系破裂的概率存在“門檻效應”。本文中，4年為合作社“農超對接”生存時間的“門檻值”，即合作社“農超對接”對接關系持續(xù)時間若維持4年以上，其“農超對接”關系破裂的風險就顯著降低。

2.基于合作社主營農產品分類的估計。本文基于生鮮合作社的主營產品類型(包括水果、蔬菜、水產、多種生鮮產品合作社)，對其參與“農超對接”持續(xù)時間段的生存函數進行分組估計，從圖2中(c)圖的估計結果可以看出，不同主營產品類型的合作社持續(xù)參與“農超對接”的生存率不盡相同。水果類合作社和蔬菜類合作社“農超對接”生存率相對與水產類合作社和綜合類合作社“農超對接”的生存率更低，其中位生存時間不到3年。這與我們生活中常見的果蔬農產品產品參與“農超對接”的繁榮現實情況不一致。對于這種現象的解釋可能在于，雖然“農超對接”更多的是果蔬類合作社參與，但是并不意味著每一次參與“農超對接”持續(xù)時間長，即果蔬類合作社“農超對接”對接關系的生存率并不高。這一事實對于理解擴展邊際和集約邊際對促進合作社“農超對接”的作用有很重要的政策含義。

3.基于合作社領辦主體分類的估計。本文基于合作社領辦主體分類(包括大戶、政府組織、龍頭企業(yè)三類)，對合作社參與“農超對接”持續(xù)時間段的生存函數進行估計，從圖2中(d)圖的結果可以看出，政府領辦的合作社“農超對接”穩(wěn)定性最高，尤其是對接關系經歷了2年之后；龍頭企業(yè)領辦的合作社“農超對接”穩(wěn)定性最差，第3年就達到了中位生存時間，5年不到其生存率已低于20%。對于這種情況可能的解釋是政府領辦的合作社對于政策的實施度更高，執(zhí)行契約能力更強；龍頭企業(yè)領辦的合作社以服務龍頭企業(yè)為主，超市不作為其主要銷售對象。

圖2 生存函數與風險函數估計結果

分類標準具體類別持續(xù)時間(年)25%50%75%主營農產品類型水果合作社432蔬菜合作社432水產合作社—42綜合合作社842領辦主體大戶領辦合作社532政府領辦合作社832龍頭企業(yè)領辦合作社432是否示范社示范社542普通社432

注：表中空值(-)表示在樣本觀測期間合作社“農超對接”持續(xù)時間段的失敗比例不超過對應的該百分位。

4.基于示范社與普通社比較的估計。本文基于合作社示范社(包括國家級、省級、市級示范社)與普通社的比較，對合作社參與“農超對接”持續(xù)時間段的生存函數進行估計，從圖2中(e)圖可以得到，示范社參與“農超對接”持續(xù)時間段的生存率明顯高于普通合作社的生存率。總體上表現為達到同一生存率，普通社早于示范社1年，說明了示范社參與“農超對接”持續(xù)時間更長，穩(wěn)定性更高。這對于政府分類扶持合作社穩(wěn)定參與“農超對接”具有十分重要的作用。

再結合表2，無論怎么對合作社進行分類，可以明顯看出75%的合作社的“農超對接”持續(xù)時間段在2年內結束；綜合類合作社、政府領辦的合作社以及示范社參與“農超對接”持續(xù)時間更長，這和上文的結果相一致。

四、 合作社“農超對接”持續(xù)時間影響因素實證分析

(一) 模型設定

合作社“農超對接”的生存數據的特點是：存在數據右截尾。結合調研的數據情況，文章采用連續(xù)時間生存分析模型COX比例風險模型，來探索和了解影響合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的因素，該模型的基本形式為：

(1)

(1)式兩邊取對數，可得到如下公式：

logh(t，X)=logh0(t)+(β1X1+β2X2+…+βpXp)

(2)

(2)式中，h(t，X)表示合作社在t-1時刻在參與“農超對接”，在t時刻退出“農超對接”的概率；h0(t)為基本風險函數；X=(X1，X2，…Xp)為影響合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的協變量；β=(β1，β2，…βp)為參數向量。

(二) 影響因素的主成分分析

根據本文的研究框架，參考既有研究成果，結合合作社實際情況選取變量，我們將重點考察以下因素。(1)政府的政策扶持，包括資金信貸支持、產銷對接平臺建設、冷藏物流支持。政府的一系列扶持政策，提高合作社生產能力、資金運轉，降低與超市間的信息不對稱，保障農產品運輸保鮮能力，促使合作社與超市在一個相對平等的水平上進行談判與交易；(2)市場支配，主要是來自超市方面的要求和制約，根據合作社在“農超對接”現實情況中，超市對合作社的實際行為，設定包括超市對于合作社農產品數量和質量的要求、超市收取入場費標準、返款周期以及對農產品收購價格的壟斷權五個變量；(3)產品屬性，即合作社農產品的差異性、品質等情況，“一村一品”農產品在一定程度上代表了農產品質量與數量，而產品的品質差異程度則進一步說明了農產品的質量情況；(4)區(qū)位特征，著重探討的是區(qū)位經濟市場特征，經濟水平反映整體經濟情況，市場化程度和是否有交易市場反映區(qū)域市場特征；(5)合作社產權結構，通過股權結構來反映，現有資金反映合作社資金大小，股金差異與社會人員入股均體現股權差異；(6)合作社成員結構，通過考察成員數量、成員文化、成員年齡與外村人員比重，成員數量和成員異質性可以有效反映成員結構；(7)合作社能力結構，根據合作社在生產銷售中的現實情況，結合“農超對接”現狀，從生產、分級包裝、銷售渠道、配送整個過程設置變量，分別是：合作社供貨能力、分級包裝能力、配送能力、銷售范圍和市場開拓能力。各因子的具體內容及描述性統計如表3所示。

表3 因子說明與描述性統計

表4 KMO和Bartlett檢驗

由于問卷涉及的問題廣泛，本文對解釋變量的選擇題項設置較多，合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的影響因素測量項達到了25項，針對這種情況，可以采用主成分分析方法提取主成分。根據表4，參與分析的25個變量的KMO的值為0.619，Bartlett的球形度檢驗顯示Sig.=0.000，表明本組數據具有良好的結構化效度，適合做主成分分析。

對25個解釋變量進行主成分分析，可以得到相關矩陣的特征值和方差貢獻率。采用特征值大于1的主成分，共保留8個主成分，見表5。保留的8個主成分的累積方差貢獻率達到了79.25%，基本能夠體現25個變量的基本信息。

表5 提取主成分的特征值和貢獻率

根據表6的主成分分析的旋轉成分矩陣(按系數大小排列)可以得到，第1個主成分包含超市對農產品品質要求和數量要求兩個變量，兩個變量均反映了超市對產品要求，因此將第1個主成分定義為超市產品要求；第2個主成分包含超市對收購價格的壟斷權、收取入場費情況和超市返款期限三個變量，變量均反映了超市的市場支配權，因此將第2個主成分定義為超市支配權；第3個主成分包含了三個變量，這三個變量均反映了政府的扶持政策實施情況，因此可以將第3個主成分定義為政府扶持；第4個主成分包括合作社供貨能力、合作社產品配送能力、合作社市場開拓能力、合作社產品銷售范圍以及合作社分級包裝能力的五個變量，這五個變量是合作社綜合能力的體現，因此將第4個主成分定義為合作社能力；第5個主成分包括了區(qū)域經濟水平、市場化程度和是否有交易市場三個變量，是區(qū)域經濟狀況的反映，區(qū)域經濟越發(fā)達市場發(fā)育也將越完善，所以將第5個主成分定義為區(qū)域經濟水平；第6個主成分包含了合作社現有資金、外村成員比重、股金差異程度、社會團體成員四個變量，反映了合作社產權結構，因此將第6個主成分定義為合作社產權結構；第7個主成分含有“一村一品”、產品品質差異兩個變量，這兩個變量是合作社農產品特點的體現，因此將第7個主成分定義為合作社產品特點；第8個主成分則包含了社員人數、社員年齡集中和社員文化集中情況三個變量，均反映了合作社成員結構，因此將第8個主成分定義為合作社成員結構。

語文課程作為一門實踐性課程，強調課程的目標和內容聚焦于語言文字運用，突出實踐性和綜合性特點，要求學生在閱讀和表達的實踐上下功夫。

通過主成分分析，得到了影響合作社參與“農超對接”持續(xù)時間(對接關系穩(wěn)定性)的重要因素：超市產品要求、超市支配權、政府扶持、合作社能力、區(qū)域經濟水平、合作社產權結構、合作社產品特點、合作社成員結構。這8個主成分與本文提出的研究框架中的7類變量總體上是相近的，在一定程度上也說明了研究框架的合理性。

表6 旋轉成分矩陣

(三) 相關假設

1.超市對產品要求和支配權對合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的影響。超市和合作社作為“農超對接”產銷主體，是“農超對接”契約簽訂的雙方，存在著博弈關系。根據交易成本理論，當合作社在超市各項要求的制約下使得其參與“農超對接”成本過高，合作社則會選擇退出“農超對接”。而合作社參與超市主導的“農超對接”成本，主要來自于超市對合作社農產品要求以及各項條件約束(Berdegue等，2005；衛(wèi)欣怡，2014)[8，12]。所以可以提出以下假設：

H1：超市對產品要求越高，合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性越低。

H2：超市支配權越大，合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性越低。

2.政府扶持對合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的影響?！稗r超對接”在政府大力支持下發(fā)展起來，自登上歷史舞臺以來就得到了政府政策扶持。黃勝忠等(2014)[30]研究表明了政府的扶持政策可以增加合作社利潤，而政府對合作社的資金投入可以使得“農超對接”達到多方共贏效果(劉陽，2011)[31]。政府的政策實施效果直接影響到合作社“農超對接”參與持續(xù)時間，所以可以提出以下假設：

H3：政府扶持政策實施情況越好，合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性越強。

H4：合作社能力越強，合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性越強。

4.合作社所在區(qū)域經濟水平對其“農超對接”關系穩(wěn)定性的影響。合作社“農超對接”受到宏觀背景影響，區(qū)域的經濟水平作為短期內難以改變的背景影響著合作社“農超對接”。金培和龔健健(2014)[33]認為，市場化程度對組織發(fā)展就有顯著的促進作用，市場的優(yōu)勝劣汰和資源的有效配置有助于組織良性發(fā)展。而“農超對接”實踐情況表明了在經濟發(fā)達、市場發(fā)展程度高的地區(qū)，“農超對接”發(fā)展更加完善。據此可以提出以下假設：

H5：區(qū)域經濟水平越高，合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性越強。

5.合作社產權結構、成員結構對其“農超對接”關系穩(wěn)定性的影響。結構是由制度和權力選擇而組成的內在環(huán)境因素，產權結構和成員結構的穩(wěn)定能夠帶來交易的穩(wěn)定性，使得合作社參與“農超對接”對接關系穩(wěn)定，因此可以提出以下假設：

H6：合作社產權結構穩(wěn)定，能夠促進合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定。

H7：合作社成員結構穩(wěn)定，能夠促進合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定。

6.產品特性對合作社參與“農超對接”關系穩(wěn)定性的影響。這里的產品特點是對產品質量和差異性的反映，是合作社進行銷售選擇的重要依據。一般來說，具有差異性的農產品以及同種產品品質標準越接近，其越符合市場要求，進而有利于契約關系的維持。據此，我們可以假設：

H8：優(yōu)質的農產品特性，能夠促進合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定。

(四) 計量結果與穩(wěn)健性檢驗

本文采用SPSS19.0軟件，運用COX比例風險模型，分析超市產品要求、超市支配權、政府扶持、合作社能力、區(qū)域經濟水平、合作社產權結構、合作社產品特點、合作社成員結構對合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的影響，并采用工具變量法，來對估計結果進行穩(wěn)健性檢驗。文章選取“合作社是否為示范社”為工具變量，因為示范社與合作社即國家相關扶持政策有著較強的相關性，且是否為示范社獨立于樣本期內的合作社“農超對接”穩(wěn)定性，符合工具變量外生性要求。引入超市特征作為控制變量，緩解了遺漏變量導致的內生性問題。結合課題的研究框架，將合作社分為高參與程度(大于均值)組和低參與程度組(小于均值)兩組，進行對照分析。全樣本模型、高參與程度組模型和低參與程度組模型均通過了檢驗，數據與模型的擬合程度較好，詳細估計結果如表7所示。

表7 合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性影響因素及其穩(wěn)健性檢驗

(續(xù)表7)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著；括號內數值為Wald統計值。

回歸結果表明，超市產品要求是影響合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的顯著因素，系數為正，表明了超市產品要求越高，合作社退出“農超對接”風險率越高，其持續(xù)時間越短，對接關系越不穩(wěn)定，結果與假設H1相同。而高參與程度合作社顯著程度低于低參與程度合作社，表明了低參與合作社“農超對接”關系穩(wěn)定性受超市產品要求的影響更大。超市對產品要求越高，合作社達標產品數量等會越低，可能帶來產品因不達標而帶來的產品損失，進而提高了對接成本，易導致契約關系破裂。

政府的政策實施效果是保證合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的顯著因素，從系數上看，政府的政策實施效果越好，合作社“農超對接”對接關系的穩(wěn)定性就越強，這與假設H3相符合。政府扶持政策實施越佳，“農超對接”產銷兩端矛盾降低，合作社和超市獲利情況越佳，因此促進合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定。

合作社能力通過了顯著性檢驗，顯著性極強，且系數為負，說明合作社能力越強，合作社退出“農超對接”風險越低，“農超對接”持續(xù)時間越長，對接關系越穩(wěn)定，這與前文假設H4相同，而這種影響在高參與程度合作社上表現得更為顯著。

高參與程度合作社與低參與程度合作社“農超對接”持續(xù)時間受區(qū)域經濟水平影響顯著性水平不同。其中高參與程度組通過顯著性檢驗，十分顯著，而低參與程度合作社不具有統計顯著意義。根據“農超對接”實踐情況來看，區(qū)域經濟水平高的地方，“農超對接”在農產品零售終端地位越高，這樣其對于合作社產品數量、質量上都有要求，高參與程度合作社將“農超對接”作為重要的銷售對象，更加注重關系維護、產品升級，因此這種影響在高參與程度合作社上表現得更為顯著。

五、 結論與政策啟示

本文通過對合作社參與“農超對接”持續(xù)時間及其影響因素分析來反映合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性及其影響因素，分析結果表明：(1)生鮮農產品合作社中，主營水產的合作社以及經營綜合生鮮農產品的合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性更強；(2)示范合作社、政府領辦的合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性更強；(3)超市對產品的要求、政府政策實施效果、合作社能力以及區(qū)域經濟水平是影響合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性的顯著因素；(4)區(qū)域經濟水平對高參與程度合作社“農超對接”穩(wěn)定性影響更顯著，超市產品要求對低參與程度合作社的影響顯著性明顯強于高參與程度合作社“農超對接”對接關系穩(wěn)定性。

鑒于上述結論，本文得到以下政策啟示：第一，政府可以對合作社“農超對接”進行分類指導，提高扶持政策實施效果；第二，超市在“農超對接”中處于優(yōu)勢地位，應當積極同合作社有效對接，尋求最佳合作點，而政府應當加強在該方面的沖突管理，可以在一定程度上給予合作社適當的政策保護，如返款時間、收購價格等，并且保障政策的有效實施；第三，合作社自身加強能力建設，如提高品質、規(guī)模等，與此同時政府可以給予基礎建設和人才支持，平衡超市與合作社之間的合作關系；第四，在經濟發(fā)達地區(qū)重點扶持合作社“農超對接”，從而帶動其他地區(qū)“農超對接”發(fā)展。

[1]安玉發(fā).中國農產品流通面臨的問題對策及發(fā)展趨勢展望[J].農業(yè)經濟與管理,2011(2):223-227.

[2]張曉琳,羅永泰.基于全產業(yè)鏈的農產品流通困局與流通體系建設研究[J].商業(yè)經濟與管理，2012(12):16-22.

[3]胡定寰.農產品“二元結構”論——論超市發(fā)展對農業(yè)和食品安全的影響[J].中國農村經濟，2005(2):12-18.

[4]郭錦墉,徐磊.農民合作社參與“農超對接”研究:述評與展望[J].農林經濟管理學報,2016(5):604-612.

[5]劉衛(wèi)華.“農超對接”供應鏈穩(wěn)定性評價[J].銅仁學院學報,2011(6):77-79.

[6]約瑟夫·F·斯蒂格里茨.契約理論與宏觀經濟波動[M]∥拉斯·沃因漢斯·韋坎德編.李風圣,譯.北京：經濟科學出版社，1999：96-128.

[7]艾倫·施瓦茨.法律契約理論與不完全契約[M]∥拉斯·沃因漢斯·韋坎德編.李風圣,譯.北京：經濟科學出版社，1999:358-387.

[8]BERDEGUE J,BALSEVICH F.Central American supermarkets’ private standards of quality and safety in procurement of fresh fruits and vegetables[J].Food Policy,2005,30(3):254-269.

[9]MAERTENS M A,MINTEN B,SWINNEN J.Modern food supply chains and development:evidence from horticulture export sectors in sub-Saharan Africa[J].Development Policy Review，2012，30(4):473-497.

[10]依紹華.完善我國“農超對接”模式的對策[J].中國流通經濟,2013(8):19-23.

[11]鄭愛文,王偉.山東省農民專業(yè)合作社與超市對接模式調查[J].沈陽農業(yè)大學學報(社會科學版),2013(4):394-398.

[12]衛(wèi)欣怡.農超對接視角下合肥農民專業(yè)合作社的發(fā)展路徑[J].安徽農業(yè)大學學報(社會科學版),2014(5):21-24.

[13]WITSOE J.India’s second green revolution? The sociopolitical implications of corporate-led agricultural growth[D].India in Transition Series：University of Pennsylvania，2006.

[14]PRITCHARD B，GODWIN M.The impacts of supermarket procurement on farming communities in India:evidence from rural Kamataka[J].Development Policy Review,2010,28(4)：435-456.

[15]解東川.基于演化博弈的“農超對接”供應鏈穩(wěn)定性與協調研究[D].成都：電子科技大學經濟與管理學院,2015:81-82.

[16]張亞娟,王杜春,賈國強.“農超對接”穩(wěn)定性的前置因素辨識及其調節(jié)策略[J].江蘇農業(yè)科學,2014(8):455-458.

[17]何成杰,王曉偉,譚桑,等.中國參與東亞生產網絡具有穩(wěn)定性嗎——基于中國機電產品出口持續(xù)時間的分析[J].宏觀經濟研究,2013(8):30-38.

[18]田敏,張闖,夏春玉.契約型農產品渠道中私人關系對交易關系穩(wěn)定性的影響[J].財貿研究,2014(3):49-56.

[19]李立清.農戶持續(xù)參加新型農村合作醫(yī)療穩(wěn)定性的實證分析——基于全國五省2207個農戶的數據[J].中國農村經濟,2012(12):49-61.

[20]BAIN J S.Industrial organization[M].NEW York：Harvard University Press，1959.

[21]艾倫·斯密德.財產、權利和公共選擇[M].上海：上海三聯書店，上海人民出版社，1999.

[22]郭錦墉,徐磊.農民合作社“農超對接”參與意愿和參與程度的影響因素分析——基于江西省的抽樣調查[J].北京工商大學學報(社會科學版),2016(6):17-25.

[23]劉潔.農民專業(yè)合作社契約選擇與運營績效的理論分析與實證研究[D].武漢：華中農業(yè)大學經濟管理學院，2011:1-43.

[24]李瑩，楊偉民，張侃，等.農民專業(yè)合作社參與“農超對接”的影響因素分析[J].農業(yè)技術經濟，2011(5):65-71.

[25]吳彬.農民專業(yè)合作社治理：結構理論與實證研究[D].杭州：浙江大學管理學院，2014.

[26]CELLY K S,ROBERT E S，JOHN W K.Technological uncertainty,buyer preferences and supplier assurances:an examination of pacific rim purchasing arrangements[J].Journal of International Business Studies,1999,30(2):297-316.

[27]BESEDES T,PRUSA T J.Ins，outs，and the duration of trade[J].Canadian Journal of Economics，2006,39(1):266-259.

[28]彭非,王偉.生存分析[M].北京：中國人民大學出版社，2004:1-5.

[29]HELSEN K,SCHMITTLEIN D C.Analyzing duration times in marketing:evidence for the effectiveness of hazard prate models[J].Marketing Science，1993,12(4):395-414.

[30]黃勝忠,王磊，徐廣業(yè).農民專業(yè)合作社與超市對接的利益博弈分析——基于利益相關者視角[J].南京農業(yè)大學學報(社會科學版),2014(5):34-40.

[31]劉陽.“農超對接”流通模式的影響因素及策略探析[J].中州學刊,2011(4):79-81.

[32]張芳,崔文翠.基于委托代理理論的農超對接供應鏈激勵機制研究[J].商業(yè)研究,2015(4):177-182.

[33]金碚,龔健健.經濟走勢、政策調控及其對企業(yè)競爭力的影響——基于中國行業(yè)面板數據的實證分析[J].中國工業(yè)經濟,2014(3):5-16.

(責任編輯游旭平)

StabilityofFarmerCooperatives“Agriculture-SupermarketDocking”andItsImpactFactorAnalysis

GUO Jin-yong1, XU Lei2

(1.SchoolofHumanitiesandPublicAdministration,JiangxiAgriculturalUniversity,Nanchang330045,China;2.SchoolofEconomicsandManagement,JiangxiAgriculturalUniversity,Nanchang330045,China)

Based on theoretical analysis with the “SSCP paradigm”, this paper uses the survey data of farmers’ cooperatives in Jiangxi Province. We adopt survival analysis approach and the COX model to study the stability of farmer cooperatives “agriculture-supermarket docking” and determinants. The results show that these cooperatives “agriculture super docking” have greater stability including fisheries cooperatives, exemplary cooperatives and the government-established cooperatives. The effect of government policy and the cooperative ability are the most important factor affecting cooperatives “agriculture-super docking” docking relationship stability. Therefore, the government should guide cooperatives to participate in the “agriculture-supermarket docking”; at all levels of government guarantee of implementing the relevant policies; strengthen cooperatives to enhance their capabilities, and balance the business relationship between the supermarket and cooperatives.

cooperatives; “agriculture-supermarket docking”; stability; survival analysis; COX model

2017-06-02

國家自然科學基金項目“農民合作社‘農超對接’行為、績效與扶持政策研究——基于江西的抽樣調查”(71463026)；國家自然科學基金項目“蔬菜追溯體系建設支持政策對農戶參與行為的影響機理及政策優(yōu)化研究”(71403112)；江西省研究生創(chuàng)新專項資金項目“不同產品類型合作社流通效率及其影響因素的差異性研究——基于江西省的調查”(YC2016-S180)

郭錦墉，男，教授，管理學博士，主要從事農產品營銷研究；徐磊，男，碩士研究生，主要從事企業(yè)管理研究。

F713

A

1000-2154(2017)10-0013-11

10.14134/j.cnki.cn33-1336/f.2017.10.002