超市支配權對農民合作社“農超對接”行為的影響研究

李秀萍 郭錦墉

[摘要]基于江西省242家生鮮農民合作社的調研數據，構建heckman兩階段模型，實證分析超市支配權對合作社“農超對接”行為，即合作社是否參與“農超對接”、合作社參與“農超對接”程度的影響。結果表明：超市收取入場費不利于合作社參與“農超對接”;超市進行農產品價格壟斷會降低合作社參與“農超對接”的可能性;超市縮短返款期限，能有效促進合作社參與“農超對接”，參與程度也越高。最后提出了政府應監督超市的經營行為、平衡對接主體之間的利益關系以及推進經濟發達地區開展“農超對接”等相關政策建議。

[關鍵詞]農民合作社;超市支配權;“農超對接”;heckman模型

[中圖分類號]F321.42[文獻標識碼]A

1 引言

我國是一個農業大國，隨著社會經濟的不斷發展，我國的農業發展也面臨著生產成本不斷攀升、農產品流通交易費用過高、農業的現代化發展緩慢等問題（陳慶立，2014）。為改變我國農產品流通效率低、交易費用高的困境，2008年，我國商務部、農業部決定聯合開展“農超對接”試點，旨在引導超市與農民專業合作社（以下簡稱合作社）進行直接對接 。“農超對接”試點工作有效減少了農產品流通中間環節，為我國農產品流通市場新格局的形成帶來機遇（胡定寰，2010）。2011年，商務部、農業部決定全面推進“農超對接”，以進一步推動我國農產品供給體系向高效率和高水平方向發展。我國學者運用流通學、交易費用等理論對“農超對接”模式進行了相關研究。從流通學理論出發，發現“農超對接”能有效促進農產品流通縱向一體化發展（王志剛、李騰飛，2013）;熊會兵、肖文韜（2011）基于交易費用視角發現“農超對接”模式有助于減少農產品交易的中間環節，減少資源浪費，從而降低交易費用 。另外，“農超對接”作為新型的農產品流通模式，能有效增強食品質量安全、穩定農產品價格（李瑩，2011），在解決生產者“賣難”和消費者“買貴”這一問題上也具有突出優勢（楊青松，2011）。因此，為促進農產品流通體系改革、進一步加快我國農業現代化發展步伐，全面推進“農超對接”勢在必行（靳俊喜，2014）。

然而在小農經濟占主體的農業背景下，小農戶在現代農產品營銷系統中處于劣勢地位（胡華平，2011），難以滿足“農超對接”對農產品質量、流通效率、交易環境以及冷鏈物流體系建設等方面的要求（楊青松，2011）。而合作社以其自身優勢，整合分散的小農戶融入“農超對接”流通體系，有利于保障產品質量、提高流通效率（李玲，2016）。合作社已成為推動農業供給側結構性改革的重要力量，是促進農戶增產增收的穩定渠道（中國政府網，2016-11-18）。但不可否認，合作社“農超對接”在實踐過程中存在對接主體之間關系并不穩定的問題。一方面合作社由于自身規模化程度普遍較低，難以穩定地向超市提供充足、優質的農產品（鄭愛文、王偉，2013;衛欣怡，2014），致使合作社在對接交易中缺乏話語權;另一方面超市在對接過程中行使支配權以追求超額利潤，占據著交易的主動權，對接主體雙方的權力結構失衡導致合作社與超市之間的對接關系失穩（張闖、張濤，2012），從而影響合作社“農超對接”行為（依紹華，2013）。渠道成員權利的使用狀況不僅會影響其他渠道成員對渠道關系質量的感知，更會直接影響渠道主體合作行為（唐鴻，2009;魏瑞鋒，莊貴軍，等，2018）。合作社“農超對接”作為農產品流通渠道之一，對接雙方的權力博弈狀況直接影響合作社“農超對接”的行為選擇，超市在對接過程中掌握絕對話語權，不利于“農超對接”的持續、穩定發展。合作社“農超對接”是農產品流通渠道的完善，合作社是否參與“農超對接”、參與程度如何更是直接影響農產品交易成本和流通效率。因此，基于合作社視角，探究超市支配權對其“農超對接”行為的影響，不僅對完善我國農產品流通渠道建設、緩解農產品質量安全問題具有重要現實意義，更有利于豐富超市支配權對合作社“農超對接”行為影響的相關文獻。

2 文獻回顧與研究假設

縱觀學術界關于合作社“農超對接”行為影響因素的相關研究，大致可以歸納為以下兩點：

一是普遍關注合作社內部因素對“農超對接”行為的影響。邢亞力（2011）提出產品種類、交易費用、交易完成時間對合作社“農超對接”行為具有影響。李瑩、楊利民等（2011）認為合作社自身的注冊資本、農產品品種、經營管理、生產安全和銷售額等因素影響合作社“農超對接”行為。劉威（2014）發展了李瑩、楊利民等學者的觀點，指出影響合作社“農超對接”行為因素還應包括種植面積、管理者能力與農產品加工能力。閆金玲、趙慧峰（2013）以河北省合作社為研究對象，發現合作社農產品特征、品牌質量、年銷售額以及技術水平、物流配送能力等因素影響其“農超對接”行為。郭錦墉、徐磊（2016）基于江西省的調研數據，分析得出：合作社農產品屬性、冷鏈物流支出、合作社能力以及管理者的企業家精神等因素均會影響合作社“農超對接”行為。

二是在內容上集中于對合作社參與“農超對接”意愿、是否參與“農超對接”行為的分析，方法上多為一個階段的回歸分析。王杜春、吳瑞琳（2013）以合作社參與“農超對接”意愿為研究目標，運用probit模型實證分析了黑龍江省肇源縣合作社參與“農超對接”的可行性。劉威（2014）通過構建二元Logit選擇模型對河南省214家合作社的調查數據進行了實證分析，探索影響合作社“農超對接”參與意愿、是否參與行為與參與程度的因素。張俊（2015）則通過對全國63家合作社營銷模式選擇行為的分析，發現合作社聯系買主和滿足訂貨量的能力決定其“農超對接”流通模式的選擇。

K.J.安德魯斯（1971）運用SWOT分析法研究企業所處的競爭環境，認為企業競爭狀況受到內、外部環境的共同影響 ，費德勒（1991）的泉邊理論指出企業中不存在一成不變、普遍使用的管理理論，而組織行為的主導者在受到外部環境因素激發后，會做出對組織未來“最佳”的應激性策略選擇（高闖、郭斌等，2012）。合作社作為一個經濟組織，處在一定的競爭環境中，必然受到周圍環境的制約（楊安寧，2012），合作社要實現高水平、高質量的“農超對接”，其管理者需要根據自身所處的環境、結合自身條件，采取最佳的行為選擇（王金鳳、張炎亮，2012）。

我國“合作社+超市”對接模式在發展的過程中，超市作為“農超對接”的主體之一，在“農超對接”交易中處于優勢地位（依紹華，2013），超市支配能力的強弱、支配范圍的大小，影響合作社“農超對接”行為。超市在與合作社對接過程中展現出的博弈狀況對合作社“農超對接”行為產生影響（劉磊、喬忠等，2012）。超市支配能力越強，支配范圍越廣，則合作社在與其博弈的過程中話語權更低，處在被動方的合作社參與“農超對接”的意愿也越低。劉穎嫻（2015）認為超市減免合作社入場費能促進合作社縱向一體化發展。郭錦墉、徐磊（2016）則提出超市對農產品實行價格壟斷抑制了交易自由、對農產品品質要求過高會加大農產品流通難度，而超市延長對合作社的返款期限則會增加合作社運營風險。由此可見，超市支配權是影響合作社“農超對接”行為的重要外部因素。

而對合作社“農超對接”行為的研究不僅需要關注其是否參與了“農超對接”，也應該關注合作社通過“農超對接”渠道所銷售的農產品比重問題，即合作社“農超對接”的參與程度如何。合作社管理者如果選擇參與“農超對接”，就必須考慮需要通過“農超對接”渠道銷售多少農產品的問題，這是一個決策行為的全過程。

本文基于以上分析并結合實際調研情況大膽提出假設：超市支配權對合作社“農超對接”行為具有顯著的負向影響，在“農超對接”過程中，超市的支配能力越強，支配范圍越廣，合作社選擇參與“農超對接”的可能性則越小、參與程度也越低。

3研究設計

3.1 數據來源

本文數據來自于2015年國家自然科學基金項目課題組的調研數據。課題組首先根據2015年全國農民合作社總社和江西省農業廳公布的江西省11個地（市）的統計數據，考慮到合作社的地域分布情況及課題組成員實施調研的實際難度問題，課題組選擇了地理位置相對集中的24個樣本縣（區）。然后，將示范社作為調查樣本社，再從24個樣本縣（區）中隨機抽取普通的生鮮農產品合作社，共得到242家樣本合作社。最后，課題組采取訪談法進行實地調查，且對調查問卷進行了相關檢查，認定242份調查問卷均有效。

3.2 變量測度

全部變量的名稱、含義、賦值及預期見表1。

3.3 模型構建

本文運用Heckman兩階段法對合作社“農超對接”參與行為的影響因素進行分析。第一階段，運用Probit模型分析合作社是否參與“農超對接”。

（1）式中，Y=1表示合作社愿意參與“農超對接”;Y=0表示合作社不愿參與“農超對接”。

第二階段，采用OLS法估計合作社 “農超對接”的參與程度，為解決樣本抽樣中的選擇性偏差問題，在公式中加入逆米爾斯比率λ作為變量，得到如下方程：

（2）式中，Y表示合作社“農超對接”參與程度，β0、β1、βn和δ為帶估計參數，X0、X1、…Xn為解釋變量，μ為隨機干擾項。

4計量結果與分析

4.1 樣本描述分析

合作社是否參與“農超對接”是第一階段考察的內容，具體結果如表2所示，在抽樣的242家合作社中，參與了“農超對接”的合作社有196家，占樣本總體的81%，未參加“農超對接”的合作社為46家，占樣本總體的19%。

合作社 “農超對接”的參與程度是第二階段考察的內容，結果見表3。在參與了“農超對接”的196家合作社中，“農超對接”的參與程度均值為18.8，其中最大值為75，最小值為0。可知樣本合作社的“農超對接”參與程度普遍較低，且彼此之間參與“農超對接”的程度差距較大。

變量的描述性統計如表4所示，在參與了“農超對接”的196家合作社中，74%的超市選擇對合作社收取入場費;超市在農產品價格上的壟斷權均值為2.14，說明超市對農產品價格的壟斷水平較低;超市對合作社品質要求較高，均值達4.16;返款期限平均超過了34天。

4.2 模型估計結果與分析

本文運用Heckman命令分析超市支配權對合作社“農超對接”行為的影響，兩個模型均通過了顯著性檢驗，說明數據與模型的擬合程度較好。且λ的系數不為零，在1%的水平上顯著，說明樣本合作社的選擇存在偏差，故有必要使用Hcekman兩階段法進行分析。模型估計結果見表5。

根據模型估計結果可知：

超市對合作社收取入場費在兩個階段模型中均通過了顯著性檢驗，且系數為負，結果表明超市收取入場費對合作社“農超對接”行為具有顯著的負向影響。在第一階段模型中，超市收取入場費對抑制合作社參與“農超對接”具有非常顯著的影響，可解釋為：一般的銷售平臺通常并不收取入場費用，當合作社管理者面對超市收取入場費用的要求時，會將超市與其他不收費的銷售平臺進行對比，進而在心理上產生負面抵觸情緒;在第二階段模型中，超市對合作社收取入場費的負向影響有所降低，是因為在實踐過程中合作社對超市的收費要求不斷適應的結果。

超市對合作社農產品的價格壟斷權對合作社參與“農超對接”具有顯著的負向影響，超市對農產品的價格壟斷降低了合作社參與“農超對接”的可能性。原因在于合作社作為一個經濟組織，其管理者選擇參與“農超對接”是為了獲取更高的利潤，而農產品價格水平直接影響其獲利水平，因而合作社對價格的把握能力越低，參與“農超對接”的可能性越低。而超市價格壟斷未通過第二階段的顯著性檢驗，說明該因素對合作社“農超對接”參與程度并無顯著影響，原因可能是對接主體一旦簽訂相關對接合同，就說明雙方已經掌握了農產品的價格狀況，同時產品價格波動在雙方的預測范圍之內。

返款期限通過了第一階段模型的檢驗，且系數為負，說明超市縮短對合作社的返款期限，合作社參與“農超對接”可能性越大。合作社作為農產品供應商，資金的快速、有效周轉有利于保障其實現正常的生產經營，而資金周轉的周期狀況更是直接關乎其利潤水平，資金周轉周期越長，合作社運營風險也越高。

合作社的注冊資金通過了第二階段模型的檢驗，且系數為正，表明該因素對合作社“農超對接”參與程度具有顯著的正向影響。可解釋為：合作社的注冊資金越多，其生產規模越大、經營能力也越強，越能實現規模經濟效益、滿足超市的對接要求，因此參與“農超對接”程度越高。

經濟發展水平通過了兩個模型的顯著性檢驗，且系數為正，并且在第二階段的模型中顯著性更強，說明區域經濟發展水平對合作社“農超對接”參與程度具有更為顯著的正向影響，表明區域經濟發展水平越高，合作社“農超對接”的參與程度也越高、發展越成熟。

5 結論與啟示

本文基于學術界關于合作社“農超對接”行為的相關理論成果，對影響合作社“農超對接”參與行為、參與程度的因素進行大膽預測，并實證分析了假設，進行了相關檢驗。結果表明：（1）超市收取入場費將抑制合作社開展“農超對接”;（2）超市進行農產品價格壟斷會降低合作社參與“農超對接”的可能性;（3）超市縮短返款期限有助于促進合作社參與“農超對接”;（4）區域經濟發達的合作社更愿意選擇參與“農超對接”，參與程度也更高。

本文研究成果具有如下政策意義：（1）政府應平衡超市與合作社在“農超對接”過程中的利益關系，在一定程度上給予合作社保護政策，對超市的經營行為予以監督;（2）全面推進經濟發達地區“農超對接”進程，通過輻射作用，帶動周邊經濟相對落后地區開展“農超對接”，以促進我國“農超對接”進程。

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