市場結構對農民合作社議價權的影響

王圖展++胡長玉

摘要：通過一套包含381家生產類農民合作社的大樣本調查數據和二值選擇模型，實證分析了合作社所在農產品產業鏈環節的市場結構對其獲取議價權的影響。研究表明：當前的農民合作社普遍還不具備獲取議價權的市場條件和規模實力，行業壁壘也難以形成；但是那些成立之初選擇經營需求彈性不大的農產品、同業競爭性合作社少、所在地區農民組織化程度高、實施品牌戰略的合作社獲取議價權的概率明顯更高；指出了農民合作社爭取更高產業鏈利益的可能性及其未來發展方向。

關鍵詞：農民合作社； 農產品產業鏈； 市場結構； 議價權

中圖分類號：F321.42文獻標識碼：A 文章編號：1009-9107（2017）01-0097-09

收稿日期：20160721DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2017.01.14

基金項目：國家哲學社會科學青年基金項目（13CGL086）；重慶市人文社會科學重點研究基地項目（16SKB062）

作者簡介：王圖展（1977-），男，西南大學經濟管理學院副教授，主要研究方向為農業關聯產業組織與區域發展。

在我國人多地少的基本國情和以家庭聯產承包為主的農業基本經營體制下，如何實現大量分散和獨立經營的農戶與國內外大市場連接，是一個亟待解決的現實經濟問題。很多學者認為，農民合作社（以下簡稱“合作社”）可以促進農戶互助合作、統一市場行動、規避市場風險、提高談判地位、制衡買方壟斷，通過消除經濟行為的中間層、減少購銷環節交易費用、取得規模經濟效益，最終能夠獲得潛在利潤、促進農民增收[15]。最近30多年來，受到這種預期經濟效應的影響，全國各地的合作社逐漸發展起來，特別是2007年《農民專業合作社法》的實施助推了各級各類合作社在數量上的快速增長。據全國農民合作社發展部際聯席會議第四次全體會議（2016年3月18日）公布的數據，截止2015 年 12 月底，全國登記注冊的合作社達153.1萬家，實際入社農戶10 090萬戶，約占農戶總數的42%[6]。

盡管合作社的預期作用很多，但是以董時進、Godwin為代表的農業經濟學家認為，建立合作社的主要目的是獲得議價權[7，8]。議價權是在自由競爭亦或壟斷市場上經濟組織討價還價的能力。本文關注的主要問題在于，農民組織化是否就能夠讓農民獲得這種在農產品產業鏈上的討價還價能力，什么因素決定了合作社的議價權。Bacharach & Lawler指出，議價是買賣雙方互相操縱信息和對彼此印象管理的過程，是一種跟企業潛在能力密切相關的戰術行動，談判雙方的戰術越豐富，方法越多，則討價還價能力越高[9]。從Nash開始的各種議價博弈理論同樣強調議價策略、信息或貼現因子等技術性因素對議價的影響[1012]。本文認為，議價權并非農民組織起來以后自然就獲得的經濟權利，合作社能否獲得議價權關鍵還在于對自身所處農產品產業鏈環節市場結構的主動調整或重塑。對此，我們將做較完整的理論闡釋，并基于一套大樣本問卷調查資料和計量經濟模型進行實證檢驗。

一、市場結構對合作社議價權的影響

從產業組織理論經典的SCP分析范式來看，議價權不過是針對交易對象而言的一種相對權益優勢，這種優勢建立在經濟組織的市場談判地位和話語權基礎上，本質上仍然是市場結構決定的產物。嚴格來說，與SCP分析范式適用于單個產業層面的分析不同，農產品產業鏈至少涉及上下游的生產、加工兩個產業或部門，存在著產品關聯、縱向協作和利益分配等多重技術經濟聯系。郁義鴻、管錫展將這種由產業鏈上兩個市場各自不同的市場結構整合而成的市場結構稱為縱向市場結構[13]。在農產品產業鏈的縱向市場結構中，合作社和下游組織的議價行為和績效不僅受本部門市場結構的影響，還受議價對方市場結構的影響。以下借鑒多納德和德里克的模型[14]，可以探討農產品產業鏈上的縱向市場結構對合作社議價權的影響。

假設農產品產業鏈上有m家同質的合作社和n家同質的農產品加工企業， 而且1單位初級農產品A正好可以生產1單位農產品加工品B，A和B有相同的產出度量單位。合作社所處上游部門的反需求函數為：pA=f（QA），其中QA=nqA，qA是單個合作社的產出。合作社的利潤函數為：πA=pAqA-cAqA-FA，其中，cA是單位農產品的投入成本，FA是固定成本。利潤最大化的一階條件為：

dπAdqA=pA+qdpAdqA-cA=0，整理可得：

dπAdqA=pA（1+qApAdpAdqA）-cA=0

代入價格彈性EA=pA dqAqA dpA后，

dπAdqA=pA（1-1EA）-cA=0

再將m家合作社的利潤最大化條件加總，可得：

pA（1-1mEA）=cA，進一步整理得到：

pA=cA/（1-1mEA）

農產品加工企業所處下游部門的反需求函數為：pB=f（QB），其中QB=nqB，qB是單個企業的產出。加工企業的利潤函數為：πB=pBqB-pAqB-cBqB-FB，此處的pA也是農產品原料的采購價格，cB是其他投入的成本。利潤最大化的一階條件為：

dπBdqB=pB+qBdpBdqB-pA-cB=0

代入價格彈性EB=pBdqBqBdpB并將n家企業加總，可得：

pA=pB（1-1nEB）-cB

從上述推導結果來看，如果合作社的議價權表現為顯示性的農產品價格pA，當cA、cB、pB一定時，議價權既受上游部門m、EA值的負向影響，也受下游部門n、EB值的正向影響。然而，按照完全競爭、壟斷競爭、寡頭壟斷、完全壟斷的市場結構分類方法，合作社與下游組織之間的縱向市場結構將有4×4種組合或類型，這給理論分析和實證研究帶來較大困難。從農業生產區域性、農村市場分割和農產品結構性過剩等現實情況來看，農產品產中環節主要是完全競爭型市場結構，而產后環節往往競爭不充分，特別是在交通不便和信息閉塞的地區，運銷商或加工企業在市場信息、流通渠道上占有優勢，甚至形成局部的買方壟斷。因此，基于現實考慮，本文假設農產品產后環節壟斷程度較高且既定不變，而側重分析合作社能否主動調整或重塑自身所處環節的市場結構，從而降低競爭程度、形成高均衡[15]的農產品產業鏈縱向市場結構。

由于市場結構本身并不能被直接觀測，因此從構成要素的角度對其進行把握是合理的選擇。比如，池仁勇和朱帆就從營銷網絡程度、行業競爭情況、主導產品市場份額和自主品牌銷售比重等角度間接研究了市場特性對企業議價能力的影響[16]。值得指出的是，表征縱向市場結構不應局限于上述m、n、EA、EB4個指標，從同業組織數量及規模分布、產品差異程度、進入壁壘3個經典維度方能全面考察市場結構的差異對合作社獲取議價權的影響。

1.在組織數量及規模分布方面，考察因素包括：（1）同業合作社數量。同業合作社數量越多則農產品市場競爭就越激烈，縱向市場結構就越難達到高均衡狀態，合作社將難以獲得議價權；反之，較少的同業合作社數量有利于降低農產品產中環節的競爭程度，促進合作社獲得議價權。（2）農民組織化程度。同業農戶加入合作社的比例越高，合作社越能采取一致性市場行動、發揮農產品統一銷售的服務功能，從而爭取議價權；反之，合作社將面對來自眾多農戶的惡性競爭，難以獲得議價權。（3）合作社規模。合作社只是農民互助合作的集合體，本身不是對成本收益進行獨立核算的生產經營單位，但是成員規模和農產品交售量越多，合作社在區域農產品市場的份額就越大，由此產生的規模經濟效應能為下游組織節約更多交易成本，因而容易獲得讓利和議價權。

2.農產品差異化程度。不同農產品的需求彈性有別，競爭激烈程度不同，即使是同業合作社，其在質量安全認證和品牌戰略方面也未必完全相同。通常，在壟斷程度高的市場上產品差異度都比較大，而在完全競爭市場的市場上產品同質化程度較高。具體因素有：（1）農產品需求彈性。根據前邊的理論分析，合作社經營需求彈性越大的農產品越難提高銷售價格；相反，農產品需求彈性不大或具有一定剛需，合作社越容易提高銷售價格，在談判中獲得議價權。（2）質量安全認證。當代社會對農產品質量安全的要求從最終產品合格轉向種植養殖環節的規范、安全、可靠，推崇農產品從“農場到餐桌”全過程控制，并隨之產生了各級各類生產管理和控制體系認證。如果合作社獲得了無公害農產品認證、綠色食品認證或有機食品等相關認證，則有望提高農產品的差異程度進而降低市場競爭、爭取議價權。（3）品牌戰略。品牌是具有經濟價值的無形資產，用抽象化、特有和可識別的心智概念來表現其差異性，可以給擁有者帶來溢價和增值。如果合作社實施了品牌戰略，農產品特定的名稱、包裝設計或其組合就可以降低同質化競爭，從而獲得議價權。

3.進入壁壘。新的農業經營主體進入農產品細分領域時遇到的障礙或者投資阻力，同樣反映了行業競爭的激烈程度。一般來說，行業進入壁壘越低，競爭程度就越高，組織越難獲得議價權。合作社所在市場的進入壁壘有：（1）資金門檻。農業是一個資本相對匱乏的經濟部門，不同農產品的基礎設施建設費用、種苗購買成本、管護工資差別也很大。如果行業的沉沒成本高、進入退出難度大，則競爭程度就相對較低，在位合作社易于獲得議價權。（2）生產技術難度。現代農業技術創新水平高、品種更新迭代快，傳統的精耕細作未必能夠滿足新的生產技術要求，然而掌握新的生產技術需要耗費資金和時間成本。如果合作社主營農產品的生產技術難度大，則容易建立行業進入壁壘，有利于獲得議價權。（3）生產周期。不同農產品的生產周期差異大，比如蔬菜可以當年出產上市，而果樹則要若干年才能掛果進入盛產期。因此，從幼苗開始到大量上市銷售的時間越長，生產者的資金壓力越大，行業壁壘就越高，在位合作社越容易獲得議價權。

綜上所述，市場結構影響經濟組織的議價權，合作社能否獲得議價權一定程度上取決于對自身所在農產品產業鏈環節市場結構的主動調整或重塑。除此以外，農產品供求關系也是不容忽視的重要因素，當農產品供大于求時，合作社承受農產品滯銷、價格下跌的壓力，下游運銷商或加工企業具有議價權；反之，下游廠商面臨農產品短缺、價格上漲的壓力，合作社容易獲得議價權。同時，考慮到合作社主營產品類型與其服務功能實現程度存在相關性[17]，并可能影響議價權的獲得，因此也將其作為重要的控制性因素。

二、變量設置、模型選擇與數據來源

（一）變量設置與模型選擇

池仁勇和朱帆、Courtois & Subervie等構建的議價博弈模型或實證分析框架均把議價權表示為顯示性的商品價格[1618]。類似地，合作社銷售農產品的價格也可以反映其議價權。然而問題在于，以市場價格來判斷議價權缺乏統一的量化標準，異質性農產品之間也缺乏價格可比性，因此，僅憑農產品價格事實上難以直接測度合作社的議價權。對此，考慮借鑒產業組織理論測量市場勢力的方法，用勒納指數（L）來測算合作社的議價權，見下式：

L=（P-MC）/P（1）

其中，P為合作社銷售農產品的實際價格，MC為合作社的邊際成本。通常，0≤L≤1，L值越大表示合作社議價權越大，反之亦反。不過，用勒納指數測算合作社議價權存在兩個問題：不同質量農產品的市場價格不具可比性、合作社的邊際成本難以觀測。對于前者，可以忽略議價權的絕對大小，通過勒納指數分子（P-MC）值的正負來判斷合作社有無議價權。在理論上，無論農產品質量如何，具有議價權的合作社其（P-MC）值均為正，不具有議價權的合作社其（P-MC）值均為負。這樣，不同合作社均有議價權的唯一取值并可做比較。對于后者，在農民組織化程度低下的完全競爭型市場結構中，MC=MR=P（MR為邊際收益），因此可以用市場零散農戶單獨銷售農產品的價格來代替MC。最終，因變量y簡化為“合作社有無議價權”，當合作社統一銷售農產品的價格比零散農戶單獨銷售更高，代表其具有議價權，y賦值為1；反之，合作社的價格等同甚至低于零散農戶，則代表合作社沒有議價權，y賦值為0。

解釋變量包括對合作社所在市場結構的測試變量和控制變量。測試變量包括：（1）組織數量及規模分布，具體變量包括：同業合作社數量、農民組織化程度、合作社規模。將同業合作社數量劃分為僅此1家、2～4家、5家以上，其中，5家以上作為對照組。此外，為了避免內生性問題，合作社規模用年初成員數量來表示，而不用成員交售量或者銷售收入。（2）產品差異度，具體變量包括：農產品類型、質量安全認證、品牌戰略。通常，產品的需求彈性差異難以直接觀測，本文用是否為大宗農產品來替代對農產品需求彈性的觀測。基于農業經濟學理論，從需求程度、替代品數目、用途廣泛程度等角度綜合判斷，大宗農產品的需求彈性相對其他農產品要小。（3）進入壁壘，具體變量包括：農業的資金門檻、農產品生產技術難度和生產周期。在控制變量中，把農產品供求關系劃分為供不應求、供求穩定、供過于求3類，其中，供過于求作為對照組。參照鄧衡山等[7]把主營產品類型劃分為糧棉油及一般經濟作物類、蔬菜瓜果花木煙茶藥材類、畜禽水產養殖類，其中，糧棉油及一般經濟作物類作為對照組。詳細的變量設置和預期作用見表1。

對于計量經濟模型的選擇，首先考慮以下的基本回歸方程：

yi=xi′β+εi（2）

其中，x是包含測試變量和控制變量在內的所有解釋變量集合，β為待估參數，ε為不可觀測的其他因素。由于因變量y為（0，1）二值選擇變量，估計方程可以轉換為以下Logit模型形式（假定隨機誤差累積分布函數為邏輯分布）：

P（y=1|x）=F（x，β）=Λ（x′β）≡exp（x′β）1+exp（x′β） （3）

（3）式為非線性模型，采用最大似然法進行估計。同時，考慮到隨機誤差累積分布函數可能為標準正態分布，因此采用Probit模型來估計參數以做估計結果的穩健性分析。

（二）數據來源

本文采用的數據來源于2015年3—7月課題組開展的問卷調查。調查分兩個階段進行：第一階段，在東部、中部、西部地區分別選取1個省，在每個省將所有縣根據人均工業增加值[19]降序排列后分層隨機抽取5個縣，在每個縣隨機抽取5家合作社，通過地方農業部門和公開信息渠道收集整理了樣本合作社的基本資料，并邀約合作社負責人進行一對一訪談，填寫調查問卷，排除內容填寫缺失的問卷后獲得74家合作社的資料；第二階段，委托農業部市場司工作人員采用便利隨機抽樣方法，邀約了全國326家合作社的負責人填寫調查問卷，以進一步補充樣本數量。最終，本次調查獲得了20個省份161個縣（區）400家合作社的大樣本數據集，經邏輯審核和完整度篩查，有效問卷381份。

此次調查只針對正常運行的產品生產類合作社，不涉及已經消亡的組織。從主營產品類型來看，樣本包括194家糧食和棉花、油料等一般經濟作物類合作社，153家蔬菜、瓜果、花木、煙茶和藥材類合作社，34家畜禽、水產養殖類合作社。從示范級別來看，國家級、省級、地市級、縣級示范合作社分別為5家、26家、45家、68家，而非示范合作社有237家；從分布區域來看，有173家分布在優勢和特色產業區，208家分布在一般產業區。調查結果應當能夠反映不同地區、不同經營品類合作社的議價權差異和市場結構現狀。

（三）描述性統計

統計發現，調查樣本中的160家合作社表示農產品售價比零散農戶在市場上單獨銷售更高，138家表示售價等同，還有83家表示售價更低。少量售價更低的情況可能是部分合作社采取了降價促銷的策略。總體來看，在農產品產業鏈上能夠獲得議價權的合作社仍然是少數。解釋變量的統計特征如下：

1.組織數量及規模分布。（1）同業合作社數量較多。樣本中有140家合作社表示當地的同業合作社數量超過10家，84家表示有8～10家，兩者約占樣本總量的58.79%，只有12家表示“僅此1家”。由此可見，大多數合作社具有集群式的發展態勢或者本身處于農業專業化產業區，同業競爭激烈，不利于獲得議價權。據稱，德國的原料牛奶市場為寡占型結構[20]，顯然這種情況在中國還極為少見。（2）農民組織化程度還不高。221家合作社表示當地同業農戶入社比例不足30%，88家表示在30%～50%之間，只有72家表示超過50%。大致看來，該數據略低于前文所指報道，即全國42%的農戶加入合作社。（3）合作社規模狹小。245家合作社全年銷售收入低于50萬元，80家為50～100萬元，僅有56家超過100萬元。從成員數量來看，167家合作社的社員總數低于30戶，121家為30～100戶，93家超過100戶。由此看來，當前的合作社規模普遍偏小，大多數合作社還不具備規模實力來提升市場中的話語權和談判地位。

2.產品差異度。（1）主營大宗農產品的合作社較少。樣本中有162家合作社主營產品為需求彈性較小的大宗農產品，219家為需求彈性較大的其他農產品。（2）質量安全認證水平不高。實施無公害認證、產地認證、綠色認證、有機認證的合作社分別只有91、76、15家，52.23%的合作社沒有任何權威部門的農產品質量安全認證。（3）實施品牌戰略的合作社不多。213家合作社沒有注冊品牌，103家使用農產品地理標志，只有65家單獨注冊了品牌。整體來看，當前合作社未能充分提高主營產品的差異化程度，很難減輕同質化競爭從而在產業鏈上獲得議價權。

3.進入壁壘。（1）農業的資金門檻不高。樣本中分別只有60家、17家合作社認為本行業的資金門檻高、很高。（2）生產技術難度較低。分別有32家、61家、241家合作社認為本行業的生產技術難度很小、小和一般，只有40家和7家認為難度大、很大。（3）生產周期較短。111家合作社的農產品從種苗開始到大量上市的生產周期在半年以內，172家為半年～1年，56家為1～2年，20家為2～3年、22家為3年以上。綜合來看，合作社所在行業還難以形成進入壁壘，大多數合作社無法阻止其他的農業組織通過結構調整或新的投資加入市場競爭。

此外，從農產品供求關系來看，樣本中的70家合作社面臨市場供大于求的“賣難”困境，186家處于供求較穩定的狀態，只有125家表示產品供不應求。因此，大多數合作社并不具備良好的供求關系來獲得議價權。綜上所述，當前的合作社還沒有對農產品產業鏈上的非均衡縱向市場結構帶來明顯改變，農產品供求關系也不利于合作社獲得議價權，整體而言，合作社依然還不具備獲取議價權的市場條件和規模實力。不過，那些已經占有先機、對所處產業鏈環節的市場結構有所適應和主動調整的合作社能否獲得議價權，則需要接受實證檢驗。

三、計量模型估計結果與分析

（一）模型估計及穩健性檢驗

考慮到合作社對農產品進行品牌注冊的同時有可能開展質量安全認證，“質量安全認證”和“品牌戰略”兩個變量存在潛在的相關性，因此，本文將兩者分開進行模型回歸，如表2回歸結果Ⅰ、Ⅱ所示。進入壁壘的3個變量存在同樣的可能性，因此進行類似處理，如回歸結果Ⅲ、Ⅳ、Ⅴ所示。在估計結果的穩健性方面：（1）通過逐步回歸法剔除不顯著的變量，從而得到表3的回歸結果Ⅵ，從各變量的顯著性水平來看，估計結果表現穩定。（2）回歸結果Ⅶ報告了Logit模型的穩健標準誤，其值與回歸結果Ⅵ的普通標準誤差別極小，表明本文的回歸模型設定無誤。（3）因懷疑模型的隨機誤差累積分布函數有可能為標準正態分布，換用Probit模型重新進行參數估計后的結果顯示，在Logit模型中統計顯著的變量在Probit模型估計中表現一致，進一步剔除不顯著變量仍然獲得了一致性結果，可見模型選擇差異并沒有影響估計結果的穩健性，見回歸結果Ⅷ。（4）剔除成立時間只有1年及其以下的87份樣本后重新進行Logit模型和Probit模型回歸，除了“農產品類型”之外其他變量都保持了結果的穩定，去掉不顯著變量后分別見回歸結果Ⅸ、Ⅹ。整體來看，在回歸結果Ⅵ中統計顯著的解釋變量在其他多次穩健性檢驗中表現都很穩健，模型的預測準確率也很高。為了便于對回歸結果進行解釋，表4進一步報告了Logit模型估計結果Ⅵ的幾率比。考慮到離散回歸模型的估計系數除了檢驗變量的作用方向之外，參數大小無法直接反映變量的作用力度，因而本文還估計了平均邊際效應，以此反映各個解釋變量變化對合作社獲得議價權概率的影響。

（二）結果分析與討論

從模型估計結果來看，部分測試變量和控制變量的估計結果通過了顯著性檢驗，作用方向符合理論預期，可以認為合作社所在農產品產業鏈的市場結構對其獲得議價權存在影響。具體而言：

1.在合作社組織數量及規模方面，同業合作社數量僅有1家、農民組織化程度對合作社獲得議價權具有顯著影響。在當地僅此1家的合作社獲得議價權的幾率比是5家及以上合作社共存情況的7.03倍；所在地農民組織化程度提高1%，合作社獲得議價權的概率平均提高0.3個百分點。不過，合作社自身規模影響其獲得議價權的證據有所不足。

2.在合作社的產品差異化程度方面，農產品類型、品牌戰略對合作社獲得議價權具有顯著影響。相對其他農產品而言，合作社經營需求彈性較小的大宗農產品獲得議價權的幾率比要高出98%，這與章德賓等認為只有果蔬業適宜合作社模式[21]的觀點存在差異；相對于沒有注冊品牌的合作社，注冊品牌的合作社獲得議價權的幾率比提高106%。在剔除成立時間只有1年及其以下的樣本后“農產品類型”變量不再顯著，可能的原因在于，在合作社成立之初，經營需求彈性不大、有一定剛需的農產品容易快速進入市場，以其組織化優勢獲得議價權，而經營需求彈性較大的農產品反而需要采取降價策略打開市場，難于迅速獲得議價權。然而隨著時間的推移，合作社逐漸形成自生能力和市場影響力，可以擺脫來自產品類型初始選擇的影響。此外，是否實施質量安全認證并沒有通過顯著性檢驗。總之，合作社成立之初選擇經營需求彈性不大的農產品并在其后實施品牌戰略，則更能提升農產品的差異化程度以降低同業競爭、獲得議價權。

3.合作社所在行業的進入壁壘對其獲得議價權沒有影響，資金門檻、生產技術難度和生產周期變量的作用均不顯著。整體而言，行業進入壁壘對合作社獲得議價權的影響缺乏證據，合作社很難通過阻止其他潛在競爭者進入以獲得議價權。這與初級產品生產行業本身的低進入門檻特征有關，如果是下游農產品加工行業，情況可能有所不同。比如，Tseng & Sheldon就證實，智利食品加工業的固定成本和出口租金可以形成行業壁壘，從而對出口市場結構產生顯著影響[22]。

4.在控制變量方面，供不應求的農產品供求關系、蔬菜瓜果花木煙茶藥材類虛擬變量對合作社獲得議價權具有顯著影響。合作社經營的產品供不應求時獲得議價權的幾率比是供過于求時的2.49倍；合作社主營蔬菜瓜果花木煙茶藥材類農產品獲得議價權的幾率比是主營糧棉油及一般經濟作物類的1.95倍。主營畜禽水產養殖類與糧棉油及一般經濟作物類則沒有顯著差別。

四、結論及啟示

基于全國381份產品生產類合作社的大樣本調查數據和計量經濟模型，本文實證檢驗了合作社所在農產品產業鏈環節的市場結構對合作社能否獲得議價權的影響。結果表明：議價權不是合作社與生俱來的權利，不同合作社能否獲得議價權存在較大差異，合作社所處農產品產業鏈環節的市場結構是影響這種差異的重要因素。從現實證據來看，當前的合作社普遍還不具備獲得議價權的市場條件和規模實力，行業壁壘也難以形成，但是那些成立之初選擇經營需求彈性不大的農產品、同業競爭性合作社少、所在地區農民組織化程度高、實施品牌戰略的合作社獲得議價權的概率明顯更高。

目前，社會各界對合作社發展既寄予厚望，又存在意見分歧。毋庸置疑的是，合作社是能夠自我更新、再生和重組的動態經濟組織[23]。盡管當前農產品市場出現的結構性過剩局面難以改變，合作社構筑行業壁壘也不現實，但是合作社仍然具有一些機會和辦法來重塑農產品產業鏈上的縱向市場結構，以謀求議價權和更高的產業鏈利益。一方面，那些發展具有一定剛需的農產品或者市場上已經培育起一批消費者的合作社在起步階段更容易獲得議價權，但是在其后的發展中要依靠品牌化戰略及多種舉措來減弱同質化競爭壓力。另一方面，合作社可以走橫向聯合之路，通過發展聯合社來進一步減少鄰近地區同業合作社數量、避免惡性競爭，從而增強市場話語權和談判能力。我國實施的《反壟斷法》豁免了農產品生產、加工、銷售、運輸、儲存等經營活動中實施的聯合或者協同行為，政府的工商行政管理部門也大力支持合作社及其聯合社的組建，當前通過橫向聯合來增強合作社的議價權已具備條件。一個著名的案例是，臺灣的10多家生產柑橘的農會聯合起來組成柑橘協會，協會的主席由農會會長輪流擔任，通過協調全行業的銷售策略，協會保證了議價權以及橘農的收入。

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