乡村社区农资购销“反差序现象”缘由研究——基于湖北省374 位农户的调查

郏扬荻，李艳军

（华中农业大学 经济管理学院，湖北 武汉 430070）

一、引言

当前农资销售终端大多是规模较小的乡镇或村里的农资零售店，农户在农资零售店内购买农资产品时，往往会与零售商议价，即农资购销中讨价还价的现象比较普遍。

费孝通（1998）认为，在乡村社会的传统差序格局中，社会关系是以“己”为中心，像投入水中石子所形成的波纹，愈推愈远，也愈推愈薄。[1]这种差序格局的人际交往圈决定了村民对待不同距离的社会关系时会遵循“歧视原则”，即漠视生人的利益，偏袒熟人和本地人（陈柏峰，2011）。[2](p223-241)按照这一理论，在“熟人社会”中，农户如果与农资零售商是熟人关系，和不熟的人相比，他购买同样的农资产品所花费的价钱应该更低（零售商差序对待）。但课题组在调研过程中发现情况并不总是如此，当前农村中还存在一种相反的现象：农资零售商作为理性卖家，面对不熟的人/熟人这两类顾客，报价是一样的；从农户角度看，当他认为自己与零售商比较熟悉时，其议价行为往往比较弱，反之，议价行为会比较强。导致购买同样的农资产品，和农资零售商不熟的农户反而获得了较多的价格优惠。本文将此现象界定为反差序现象，即零售商在给予价格优惠时，对不熟的人/熟人的待遇差异正好与费孝通等学者所提出的差序格局相反。

通过与一些农户的进一步访谈，我们发现农户与农资零售商相熟，会出于诸如赊账待遇、获取专业且丰富的农资产品信息服务等关系利益维系的需要，或者是出于对零售商的信任,认为自己得到的是相对合理的报价而减弱自己的议价行为。

那么，在零售商作为理性商家的情境中，农户基于关系利益的考虑及对零售商的信任是否真的会影响其议价行为从而导致农资购买中的反差序现象？如果是，它又是如何影响农户的议价行为的？对上述问题的研究有助于深入揭示当前市场理性与传统伦理交织和冲突中的农村社区买卖双方的关系形成及购买行为产生的内在机理。但目前尚未见针对上述问题的系统研究。为此，本文通过对湖北省仙桃市、天门市、潜江市等6 市（县）的共374份农户调查问卷的分析，力图对上述问题做初步的探讨。

二、理论依据及研究假设

1.关系利益。

关系利益是指企业在与顾客保持长期合作关系的过程中，带给顾客的除去和超越核心利益之外的其他利益（Gwinner，1998）。[3](p101-114)大量研究表明，顾客与企业保持长期关系，不仅能获得与产品、价格等直接相关的核心利益，还可以获得包括心理上的、社交的以及个体化的利益等（Binter,1995），这些利益则被称为关系利益。[4](p246-251)

Gwinner 在总结已有文献的基础上，通过对传统服务业顾客的实证研究，将关系利益的维度划分为：信用利益、社会利益、特殊待遇利益。Patterson（2001）[5](p425-443)的实证调查也验证了这一结论。信用利益是指在建立长期关系后，顾客对服务提供者舒适与安全的感觉。社会利益是关系的情感部分，包括熟悉、友善、友谊甚至社会支持的情感（Bamers,1994）。[6](p331-329)特殊待遇利益主要包括顾客得到服务提供者给与的特殊价格报偿、及时的服务和个人增值服务等。上述关系利益的三因子维度模型目前被学者们广泛接受和应用，是研究关系利益的基础。

2.关系利益、信任与议价行为的关系。

（1）关系利益与议价行为。

迄今为止，对关系利益与议价行为关系的研究并不多，但一些研究表明，关系利益对顾客的议价行为具有积极的预测作用。

关系利益来源和依赖于顾客与企业之间的长期合作关系（崔艳武,2006）。[7](p96-103)对于关系质量（Hennig,2002）[8](p230)、顾客满意（Morgan & Hunt,1994）[9](p38)等关系营销结果变量，关系利益都有着重要影响。良好的关系利益，可以降低顾客对价格的敏感性，进而影响其后续行为（Anderson&Narus,1990）。[10](p42-58)当农户在农资购买中与服务提供者（农资零售商）有良好的互动时，他的注意力更多的放在可靠的产品、贴心的服务而不是价格，其议价行为也会相应的减弱。

尽管Gillison（2014）在实证研究消费者在零售店议价行为时发现，由于大量销售同质产品的零售店以及消费者可以通过移动设备获知各店促销信息，消费者转换零售店很便利，环境因素并不会阻碍消费者的议价行为。[11](p151-168)但农户由于其身处乡村社会这一相对封闭的环境中，文化程度又普遍偏低，与购买普通消费品的城市消费者相比，他们获取信息的渠道更加有限，更依赖与相熟的农资零售商所建立起来的关系利益。作为“理性小农”，他们在与相熟的农资零售商议价过程中，会受到关系利益的影响，权衡利弊下，议价行为会相对减弱，以维系与该零售商长期的合作关系。根据相关研究阐述，本文提出如下假设：

H1：农户与农资零售商的关系利益对农户的议价行为具有负向影响

H1a:农户与农资零售商的信用利益对农户的议价行为具有负向影响

H1b:农户与农资零售商的社会利益对农户的议价行为具有负向影响

H1c:农户与农资零售商的特殊待遇利益对农户的议价行为具有负向影响

（2）关系利益与信任。

关于信任至今还没有形成一个统一的定义。有学者将信任定义为一种信心、信念或是期望。这种信心、信念和期望主要来自于对方的可靠性、诚实性、正直性和善意（Garbarino,1999）。[12](p70-87)也有学者从行为的角度来阐释，认为信任是当个体需要做出行为决策时，其对他人能够做出有利于该个体的行为的积极期望（Hosmer,1995）。[13](p379)通过对众多信任研究的总结，结合本文研究的议价行为实际，本研究采用Hosmer 对信任的界定。

信任是长期关系的基础（Sirdeshmukh，2002），[14](p28)而顾客信任的形成是基于企业长期提供优质的产品或服务。当在不确定性、高风险或缺少契约与保证的情况下，信任的建立对顾客来说更为重要（蔡升桂，2006）。[15](p79-82)关系利益作为顾客与企业良好互动的结果，其与信任的关系一直被学者们所探讨。Gwinner（1998）的研究表明，关系利益中的信用利益对信任具有驱动作用。学者们在研究电子商务环境中消费者信任时也发现，信用利益会降低网站消费者感知的风险和忧虑感，降低交易过程的不确定性（宋晓兵，2008）。[16](p72-80)对于关系利益中的社会利益，Gwinner（1998）、Patterson 和Smith（2001）研究也证明了对信任的正向影响作用。特殊待遇是关系营销常用的策略，可以看作卖方对维系消费者与卖方关系的一种感情投资（赵宏霞，2014）。[17](p102-111)Hennig-Thurau（2002）认为特殊待遇利益对信任的形成有积极影响。作为与零售商建立了长期关系的农户，当其对相熟的零售商所给予的赊账待遇、更专业及更丰富的农资产品信息服务等关系利益感到满意时，那么在现在以及将来的类似情境中，他们也会继续选择信任该零售商。为此，我们提出了以下假设：

H2：农户与农资零售商的关系利益正向影响农户对零售商的信任

H2a:农户与农资零售商的信用利益正向影响农户对零售商的信任

H2b：农户与农资零售商的社会利益正向影响农户对零售商的信任

H2c：农户与农资零售商的特殊待遇利益正向影响农户对零售商的信任

（3）信任对关系利益与议价行为之间的中介作用。

在关系营销中，信任扮演着使关系更加稳固的角色，维持与顾客的信任是企业进行关系营销最有效的手段（Berry,1995）。[18](p236-245)不少学者指出信任是一种互动行为，来自于合作关系的长期维持。Zucker（1986）[19]考虑到社会的嵌入性，指出信任的形成在于互惠关系的建立。谢坚钢（2009）也指出，信任在行动者认为对于他人的信任的收益会超过不信任的收益时才会发生。关系利益是顾客与企业维持长期关系的结果。[20](p105)如果顾客在与企业的长期关系中感受到获得了回报，那么他们往往会乐意继续保持这种关系，信任对方以减少环境中的不确定性程度。Morgan&Hunt（1994）[9]提出的“承诺—信任”理论中提到，关系承诺和信任是关系营销的关键中介变量。大量文献也表明顾客信任会系统性地影响顾客的购买行为（Palmatier,2006）。[21](p136-153)学者们指出，在议价时，顾客信任和感知公平感会影响顾客的议价行为（Morris,Larrick,Su,1999；Thompson,1990）。也就是说当顾客并不信任卖家或者是觉得价格并不合理的时候，就会有很强的议价行为。为此，针对本文的研究对象，我们提出如下假设：

H3：农户对农资零售商的信任在关系利益和议价行为间起中介作用。

H3a:农户对农资零售商的信任在信用利益和议价行为间起中介作用。

H3b:农户对农资零售商的信任在社会利益和议价行为间起中介作用。

H3c:农户对农资零售商的信任在特殊待遇利益和议价行为间起中介作用。

3.理论模型。

根据前面的假设分析，本文构建以下研究模型（见图1）：

图1 理论模型

三、研究设计

1.变量测量。

本文采用Likert 五点测量法对变量进行测量，1 表示很不同意，5 表示很同意。为保证量表的信度和效度，本研究所有变量的测量均借鉴国内外成熟量表，并在具体的表达方式和风格上进行了调整，以便适应调查对象和中国农村场域的特点。

（1）关系利益：本研究中农户与零售商关系利益的量表结合农资零售店销售特点，借鉴Gwinner等（1998）[3]的量表制定，共三个维度9 个题项，总量表Cronbach’s α 为0.776。其中关系利益被划分为三个维度，包括信用利益（对产品）3 个题项、社会利益3 个题项、特殊待遇利益3 个题项。Cronbach’s α分别为0.712，0.701，0.726，总体解释方差为67.265%，该量表具有良好的信度。

（2）信任：本研究采用的农户对零售商信任量表来源于Gerrard 等（1997）、彭泗清（1999）的研究，共3 个题项。[22]该量表的Cronbach’s α 为0.840，具有良好的信度。

（3）议价行为：农户议价行为的量表采用Harris和Mowen（2001）开发的量表，并根据农户议价情境进行修改，共3 个题项。该量表的Cronbach’s α 为0.872，该量表信度良好。

同时，本文选取性别、年龄、文化程度、耕地面积四个人口统计学变量作为控制变量。

2.样本及调查。

本研究选取湖北省仙桃市、天门市、潜江市、荆州市、洪湖市、黄冈市为调查区域，在各调查区域采用随机抽样的方式选取农户进行调查。调查方式为访谈和问卷调查，调查由经过训练的企业管理专业和农学专业的研究生进行，保证了数据收集的质量。

调研组于2014 年11 月进行了预调查，并根据预调查结果对各量表中的题项进行了相应的调整，在此基础上形成正式调查问卷。正式调查时间为2014 年12 月，共发放问卷385 份，实际回收385份，其中有效问卷374 份，有效率为97.1%。样本的基本信息如表1。

表1 样本基本情况统计分析

3.数据处理方法。

本研究采用AMOS 17.0 及SPSS 17.0 等统计软件进行数据分析，主要包括：①采用AMOS 17.0对本研究的主要变量进行验证性因子分析，以检验相关量表的区分效度；②采用SPSS 17.0 进行变量的描述性统计分析③采用相关分析和层次回归分析方法考察关系利益、信任、议价行为之间的关系，以及信任在关系利益和议价行为关系中的中介作用。

四、数据分析和结果

1.验证性因子分析。

为检验关键变量“关系利益”、“信任”、“议价行为”之间的区分效度以及相应测量参数，本研究采用AMOS17.0 对关键变量进行验证性因子分析，对比分析三因子模型、二因子模型以及单因子模型。结果显示（详见表2），三因子模型拟合度较好（χ2=198.58，df=74，χ2/df=2.68，RMSEA=0.012，CFI=0.90），且这一模型要显著优于二因子模型和单因子模型的拟合度，说明测量具有较高的区别效度。

表2 验证性因子分析结果

2.相关分析。

表3 提供了本研究中各个变量的均值、标准差以及相关系数。由表3 可知，关系利益的三个维度（信用利益、社会利益、特殊待遇利益）与信任均显著正相关；关系利益的三个维度（信用利益、社会利益、特殊待遇利益）对议价行为均呈现显著负相关；信任与议价行为显著负相关。这些数据表明，变量之间的相关关系与我们设想一致，表明本文的假设得到了初步支持。

3.假设检验结果。

本文采用层次回归的方法和中介效应检验方法对所有假设进行检验。在回归分析之前，对于多重共线性进行了检验，得到容忍度和方差膨胀因子VIF 的值均等于1，故自变量间不存在严格的线性关系，适合做回归分析。

表3 变量的均值、标准差和相关系数

（1）关系利益对议价行为的层次回归分析。

在控制了控制变量的影响后，关系利益对议价行为的影响如表4 所示。

表4 关系利益与议价行为回归分析

由表4 可知，两个方程的F 值达到显著性水平，说明回归效应是显著的。Model 1a 的回归结果表明，当关系利益（X）为自变量，议价行为（Y）为因变量时，关系利益的β 值为负数，Sig 值为0，关系利益负向影响议价行为且影响效果显著，假设H1成立。Model 1b 表明，关系利益中的社会利益（X2）和特殊待遇利益（X3）两个维度进入方程并对议价行为产生负向影响（β 值分别为-0.145，-0.110，在p＜0.01 的水平上显著），假设H1b，H1c 成立。但是关系利益（X）中的信用利益（X1）没有进入回归方程，假设H1a 不成立。

（2）关系利益对信任的层次回归分析。

表5 关系利益与信任回归分析

关系利益对信任的影响如表5 所示。

由表5 可知，两个方程的F 值达到显著性水平，回归效应显著。Model 2a 表示关系利益（X）与信任（M）显著正相关（β=0.851，p＜0.001），假设H2得到验证。Model 2b 表明，进入方程的关系利益三个维度，即信用利益（X1）、社会利益（X2）和特殊待遇利益（X3）均对信任具有显著正向影响（β 分别为0.601、0.239、0.131，p＜0.001），假设H2a，H2b，H3c得到验证。

（3）信任在关系利益与议价行为之间的中介效应检验。

本文利用Baron 和Kenny（1986）[23](p1173)检验中介效应的三步方法，对信任在关系利益与议价行为之间的中介效应进行检验（表6）。中介效应的判定需要经过三个步骤：①方程1 检验自变量对因变量的影响；②方程2 检验自变量对中介变量的影响；③方程3 检验自变量和中介变量共同存在时对因变量的影响。根据本文的研究模型，检验步骤如图2 所示：

图2 中介效应检验模型

图2 中，方程A 表示关系利益（X）直接作用于议价行为（Y）；方程B 表示关系利益（X）直接作用于信任（M）；方程BC 表示，信任（M）在其关系利益（X）对议价行为（Y）中起中介作用。由于关系利益对议价行为的回归方程中，信用利益没有进入方程，不符合中介效应所需要满足的条件，故本文只检验信任（M）在社会利益（X2）与议价行为（Y）之间，信任（M）在特殊待遇利益（X3）与议价行为（Y）之间的中介效应。

由表5 中的Model 2b，表6 中的Model 4，Model 7 的回归结果可以看到，社会利益（X2）与议价行为（Y）显著负相关（β=-0.227，p＜0.01）；与信任（M）显著正相关（β=0.239，p＜0.001）；当控制了社会利益（X2）对议价行为（Y）的影响的情况下，信任（M）与议价行为（Y）显著负相关（β=-0.246，p＜0.01），而且此时，社会利益（X2）对议价行为（Y）的负相关关系仍然显著（β=-0.110，p＜0.05），因此信任（M）对社会利益（X2）与议价行为（Y）之间具有部分中介作用，假设H3b 获得支持。

表6 信任在关系利益与议价行为之间的中介作用分析

同理，由表5 中的Model 2b，表6 中的Model 5，Model 8 的回归结果可以看到，特殊待遇利益（X3）与议价行为（Y）显著负相关（β=-0.167，p＜0.01）；与信任（M）显著正相关（β=0.131，p＜0.001）；当控制了特殊待遇利益（X3）对议价行为（Y）的影响的情况下，信任（M）与议价行为（Y）显著负相关（β=-0.256，p＜0.01），而且此时，特殊待遇利益（X3）对议价行为（Y）的负相关关系仍然显著（β=-0.093，p＜0.05），因此信任（M）对特殊待遇利益（X3）与议价行为（Y）之间具有部分中介作用，假设H3c 获得支持。

五、结论与讨论

（1）关系利益对议价行为有着显著的负向影响。该结论与国外零售环境下消费者议价行为的研究结论有所不同。在西方零售环境下，关系利益并不会显著影响议价行为（Gillison，2014）。[11]但本研究发现，中国乡村情境下，当农户与零售商是熟人关系并建立了长期稳定的买卖关系时，零售商通过给与农户赊账、热情的服务与交往等关系利益，可以减弱农户的议价行为。这一现象符合舒尔茨和波普金等学者提出的“理性的小农”的观点。波普金指出，小农的行为大多是一个权衡长、短期利益之后，为追求利益最大化或效用最大化而做出的合理选择。当农户与农资零售商是熟人关系，他会计算议价的成本。即使察觉到价格略高于自己的心理价位，对议价结果并不是很满意，也还是不太愿意为了一两块钱甚至几毛钱的差价而与农资零售商闹不开心，破坏了与其建立的既定良好的关系利益。

（2）信任在关系利益与议价行为之间有部分中介效应。零售商给与农户的关系利益可以驱动农户对其的信任，进而农户的议价行为也会相应地减弱。农户会认为相熟的农资零售商给与自己的报价是合理的，不会坑自己，故不会选择议价，即使议价，程度也较低。中国乡村社会相对封闭的环境下，村民间的社会生活很大程度上仍然倚赖于熟人间的信任。关系利益强化了信任与合作，故农户的农资购买行为中会更多地受到感性的人情关系影响。但相对于一般农户，农资零售商的行为更趋于经济理性，这种买卖双方不对等的立场或许就是引发本文所研究的“反差序现象”的原因。

（3）被调查者的年龄和家庭耕地面积均会对其议价行为有显著的正向影响。被调查者年龄越大，家庭耕地面积越多，其议价行为也越强。年龄方面，Westbrook and Black（1985）[24](p78-103)指出相比年轻人，年纪大的人觉得买东西议价是一件自然而然的事。年纪越大的农民，其购买农资产品的年限也越长，以往议价的习惯会影响其现在及将来的议价行为。耕地面积方面，大规模种植农户更多体现的是生产组织者的特性，在购买行为中更偏向于计划理性，感性的程度较少。因为耕地面积大，意味着农资产品购买量也大，而且种植业收入占其家庭总收入的比重较大，因而农资购买行为包括议价行为对其家庭总收入和总支出的影响也大。因此，这类农户购买农资产品时会更加慎重和理性，降低单位产品价格的意愿也越强。

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