农民合作社“农超对接”对接关系稳定性及其影响因素分析

郭锦墉,徐 磊

(1.江西农业大学,人文与公共管理学院,江西 南昌 330045;2.江西农业大学,经济管理学院,江西 南昌 330045)

农民合作社“农超对接”对接关系稳定性及其影响因素分析

郭锦墉1,徐 磊2

(1.江西农业大学,人文与公共管理学院,江西 南昌 330045;2.江西农业大学,经济管理学院,江西 南昌 330045)

文章基于“农超对接”的“SSCP范式”理论分析框架，采用江西省农民合作社的抽样调查数据，研究农民合作社“农超对接”对接关系稳定性及其影响因素。首先，采用生存分析法，分析农民合作社“农超对接”对接关系稳定性情况；然后，运用COX比例风险模型，分析农民合作社“农超对接”对接关系稳定性的影响因素。研究结果表明：主营水产的合作社、示范合作社、政府领办的合作社“农超对接”对接关系稳定性更强；政府政策实施效果、合作社能力是影响合作社“农超对接”对接关系稳定性的最显著因素。因此，政府应该分类指导合作社参与“农超对接”；各级政府保障相关政策的贯彻落实；合作社加强自身能力提升，平衡与超市间的对接关系。

合作社；“农超对接”；关系稳定性；生存分析；COX模型

郭锦墉,徐磊.农民合作社“农超对接”对接关系稳定性及其影响因素分析[J].商业经济与管理，2017(10)：13-23.

一、 引 言

虽然“农超对接”*“农超对接”(胡定寰，2005)[3]的定义为学者们所认可，即超市通过和生产者签订协议，直接向农产品生产者采购生鲜和经过加工的农产品。被视为解决中国农产品流通困境(生产者“卖难”和消费者“买贵”)和保障农产品质量安全的有效方式(安玉发，2011；张晓林、罗永泰，2012；胡定寰，2005)[1-3]，其实质是农产品供应链条的优化，农民合作社(以下简称“合作社”)则是被证明为“农超对接”的最佳中间组织(郭锦墉、徐磊，2016a)[4]，但在实践过程中合作社与超市之间的对接关系并不稳定，表现在：合作社与农户利益受损，农产品稳定供应困难，合作关系的短期性(刘卫华，2011)[5]。现代合约理论认为，在有限理性和交易成本为正的背景下，合约是不完全的(斯蒂格里茨，1999；施瓦茨，1999)[6-7]。超市作为农产品零售终端，在“农超对接”交易中处于强势地位，不可避免地会追逐超额利润和关注短期利益(Berdegue等，2005；Maetens等，2012；依绍华，2013)[8-10]；而合作社受制于组织化、规模化水平，难以稳定地向超市提供充足、高品质农产品(郑爱文、王伟，2013；卫欣怡，2014)[11-12]，加之农户个体信用欠缺，契约意识低(Witose，2006)[13]，因此，暗含了合约纠纷或违约契机的不完全合约中，超市与合作社会出现压价和惜售的情况，严重破坏了对接关系稳定(Pritchard和Godwin，2010[14]；依绍华，2013[10])。相比于传统的农产品供应链，以合作社为中间组织的“农超对接”模式，能够通过提高农产品品质、改进生产方式、优化组织结构等，在合作社“农超对接”进程中创造溢价，实现农产品的资源优势转化为产业优势和经济优势。以合作社为中间组织的“农超对接”模式能否取代农贸市场，成为农产品销售的主体模式，除了要应对消费者对农产品需求结构的升级与偏好的变化，还需要在超市和合作社之间建立一个稳定的利益联结机制，即如何提升合作社“农超对接”对接关系稳定性。稳定的利益联结纽带是合作社与超市获取农产品资源供给、农民实现稳定增收的重要保证(解东川，2015)[15]。可见，探索影响合作社“农超对接”对接关系稳定性的因素，进而提升合作社“农超对接”对接关系的稳定性具有十分重要的意义。

为了提高“农超对接”中合作社与超市对接关系稳定性，学者们进行了如下研究：Pritchard和Godwin(2010)[14]、依绍华(2013)[10]定性分析了“农超对接”对接关系不稳定性源于合作社和超市两个方面，双方契约精神欠缺、农产品检测能力不足以及缺乏规范性合同影响着“农超对接”稳定性。张亚娟等(2014)[16]则指出“农超对接”失稳的原因在于缺乏对“农超对接”稳定性前置因素的考虑，并从农户、合作社、超市及外部资源四个方面进行了实证分析。这些文献多为定性研究，鲜有的实证分析文献也是采用非连续型因变量的静态分析方法对合作社“农超对接”对接关系稳定性进行研究，缺乏对合作社“农超对接”对接关系稳定性的动态研究致使对合作社“农超对接”生存动态了解甚少，对不同类型合作社“农超对接”对接关系稳定性的差异研究也十分罕见。

在供应链(或渠道)关系稳定性的研究中，学者们多采用关系持续时间来反映关系稳定性，如何成杰等(2013)[17]、田敏等(2014)[18]的研究。我们将合作社与超市“农超对接”中，未有中断的交易联系所持续的时间长度称之为持续时间，持续时间越长对“农超对接”的稳定发展、农产品质量与可追溯体系建设的作用将越大。现阶段，能否保障“农超对接”的稳步发展，关键点并不完全在于构建合作社与超市之间的联系，更在于如何使得合作社“农超对接”交易联系稳定生存下去，这对于“农超对接”平稳发展将更具意义。一方面，有助于政府、合作社、超市稳定加强农产品生产建设投资，促进“农超对接”持续发展，进一步保障农产品流通安全、稳定、高效；另一方面，由于参与“农超对接”，合作社需要承担相应的固定成本，理论上“农超对接”需要持续较长时间，进而实现盈利。在其他研究领域，李立清(2012)[19]还利用农户持续参与新农合时间来研究农户参加新农合的稳定性。因此，通过关系持续时间来反映关系稳定性是合理有效的。

鉴于此，本文拟从合作社参与“农超对接”时间的纵向维度，尝试运用生存分析方法研究合作社“农超对接”参与持续时间，客观详细地描述不同类型合作社参与“农超对接”持续时间分布，探明不同类型合作社“农超对接”对接关系稳定性情况；运用COX比例分析风险模型，分析影响合作社“农超对接”对接关系稳定性的因素，并寻找针对性的政策建议。

二、 研究框架构建

本文在已有的理论研究基础上，根据产业组织理论中“结构—行为—绩效”的“SCP范式”(Bain，1959)[20]、斯密德(1999)[21]建立的“状态—结构—绩效”的“SSP范式”，提出一个扩展的研究框架，即“结构—状态—行为—绩效”的“SSCP范式”并将其应用到合作社“农超对接”对接关系稳定性的研究上，研究合作社“农超对接”对接关系稳定性(“农超对接”绩效)及其影响因素。

本文构建的“SSCP范式”是“SCP范式”和“SSP范式”的继承和延伸。其分析思路是：组织的现实状况是其制度选择的基础；在不同的制度结构下，组织内的利益主体根据组织的集体目标进行不同的行为选择；利益主体的博弈行为则直接影响制度的绩效。关于该研究范式运用的详细分析，可见本课题组成员郭锦墉和徐磊(2016b)[22]的研究成果，因篇幅问题此处不再详细阐述。本文“SSCP范式”中的结构、状态包含的变量根据刘洁(2011)[23]、李莹等(2011)[24]、吴彬(2014)[25]等学者的研究成果，结合课题实际情况设定，逻辑框架如图1所示。

图1 农民合作社“农超对接”行为机理理论模型(SSCP范式)

本文通过研究合作社“农超对接”对接关系稳定性来反映合作社“农超对接”渠道关系绩效，Celly等(1999)[26]也认为渠道纵向协作的绩效可以用关系稳定性指标进行衡量。另外还需要强调的是，本文仅涉及“SSCP范式”研究框架的后半部分，即研究合作社结构、状态对“农超对接”绩效的影响。对于合作社“农超对接”的行为，课题组已完成了该部分研究，也就是说，本文在该基础上进行后续研究，因此在本文的影响因素的实证分析中，我们将根据合作社参与行为：“农超对接”参与程度，考察不同参与程度下的合作社“农超对接”对接关系稳定性的影响因素及差异性。

三、 合作社“农超对接”生存函数估计

(一) 样本数据来源及处理

首先，课题组根据全国总社和江西省农业厅(2013)公布的江西省11个地(市)示范合作社和普通合作社的数据，在避免调查过于分散情况下，根据实际情况，选择至少拥有生鲜农产品类示范社6家(含)以上的县(区)，共得到24个样本县(区)。然后，在24个样本县(区)中，示范社固定为调查样本社，再从24个样本县(区)中随机抽取普通的生鲜农产品合作社。本文的研究对象是2009至2016年参与了“农超对接”的合作社，本次共发放问卷198份，剔除逻辑错误或信息缺失的样本3份，共得到195份有效样本。

在数据处理过程中的问题：(1)多持续时间段问题。一个合作社在观测期间内可能存在一个以上的持续时间段问题，即合作社参与“农超对接”持续一段时间后停止参与“农超对接”，之后又参与“农超对接”，这种情况本文称之为“多持续时间段”。Besedes和Prusa(2006)[27]在分析贸易关系持续时间时认为，无论一段贸易关系的持续时间段有多少，取第一个持续时间段进行研究，和将多个时间段视为独立的若干持续时间段进行研究，不会对样本观测值持续时间长度的分布产生实质性影响。因此，本文对于那些参与了“农超对接”，但后来退出又参与了“农超对接”的合作社，其参与“农超对接”的持续时间只计算前一段时间。(2)数据截取问题。由于我国开展“农超对接”试点工作意见从2008年底发布，所以样本合作社“农超对接”开始时间始于2009年。另外，无法观测2016年以后的合作社参与“农超对接”的生存状态。因此样本中包含右截尾数据，同时本文合作社“农超对接”持续时间最长为8年。

表1 合作社“农超对接”持续时间的描述统计

由此得到2009至2016年合作社“农超对接”对接关系，共计195个时间段。表1的初步统计结果显示，其中10.8%的合作社“农超对接”仅持续了1年；90.8%的合作社“农超对接”持续时间未超过5年；不足10%的合作社“农超对接”持续时间超过5年，反映出整体上合作社“农超对接”对接关系不够稳定。

(二) 合作社“农超对接”的生存函数估计

本文通过生存分析方法*生存分析：是将事件的结果(终点事件)和出现这一结果所经历的时间结合起来分析的一种统计分析方法，这种分析由于以事件“终止”为关键事件，所以被称为“生存分析”(彭非、王伟，2004)[28]。，构建合作社“农超对接”的生存函数和风险函数，对合作社参与“农超对接”持续时间分布特征进行估计。

1.合作社“农超对接”生存函数和风险函数的总体估计。

对观察期内所有参与的合作社“农超对接”持续时间进行估计，分别得到图2中(a)(b)生存函数和风险函数的估计图。从(a)图可以看出：第一，合作社参与“农超对接”持续时间普遍较短，对接关系稳定性较低，中位数生存时间为3年，有56%的合作社在3年内退出“农超对接”；第二，合作社“农超对接”关系在建立伊始面临着较高的退出风险(或者说是较低生存率)，而随着生存时间的推移，合作社退出“农超对接”的风险显著降低。从数据分析来看，合作社“农超对接”1～4年的生存概率从91%降低到29%，降幅达到了62%；而5～8年的生存概率则仅从20%降低到10%，降幅仅为10%。(b)图从风险的角度进行估计，可以看出，合作社退出“农超对接”风险率在时间上呈现倒“U”型状态，且在5年后退出风险率下降趋缓。因此，合作社“农超对接”对接关系破裂的概率存在“门槛效应”。本文中，4年为合作社“农超对接”生存时间的“门槛值”，即合作社“农超对接”对接关系持续时间若维持4年以上，其“农超对接”关系破裂的风险就显著降低。

2.基于合作社主营农产品分类的估计。本文基于生鲜合作社的主营产品类型(包括水果、蔬菜、水产、多种生鲜产品合作社)，对其参与“农超对接”持续时间段的生存函数进行分组估计，从图2中(c)图的估计结果可以看出，不同主营产品类型的合作社持续参与“农超对接”的生存率不尽相同。水果类合作社和蔬菜类合作社“农超对接”生存率相对与水产类合作社和综合类合作社“农超对接”的生存率更低，其中位生存时间不到3年。这与我们生活中常见的果蔬农产品产品参与“农超对接”的繁荣现实情况不一致。对于这种现象的解释可能在于，虽然“农超对接”更多的是果蔬类合作社参与，但是并不意味着每一次参与“农超对接”持续时间长，即果蔬类合作社“农超对接”对接关系的生存率并不高。这一事实对于理解扩展边际和集约边际对促进合作社“农超对接”的作用有很重要的政策含义。

3.基于合作社领办主体分类的估计。本文基于合作社领办主体分类(包括大户、政府组织、龙头企业三类)，对合作社参与“农超对接”持续时间段的生存函数进行估计，从图2中(d)图的结果可以看出，政府领办的合作社“农超对接”稳定性最高，尤其是对接关系经历了2年之后；龙头企业领办的合作社“农超对接”稳定性最差，第3年就达到了中位生存时间，5年不到其生存率已低于20%。对于这种情况可能的解释是政府领办的合作社对于政策的实施度更高，执行契约能力更强；龙头企业领办的合作社以服务龙头企业为主，超市不作为其主要销售对象。

图2 生存函数与风险函数估计结果

分类标准具体类别持续时间(年)25%50%75%主营农产品类型水果合作社432蔬菜合作社432水产合作社—42综合合作社842领办主体大户领办合作社532政府领办合作社832龙头企业领办合作社432是否示范社示范社542普通社432

注：表中空值(-)表示在样本观测期间合作社“农超对接”持续时间段的失败比例不超过对应的该百分位。

4.基于示范社与普通社比较的估计。本文基于合作社示范社(包括国家级、省级、市级示范社)与普通社的比较，对合作社参与“农超对接”持续时间段的生存函数进行估计，从图2中(e)图可以得到，示范社参与“农超对接”持续时间段的生存率明显高于普通合作社的生存率。总体上表现为达到同一生存率，普通社早于示范社1年，说明了示范社参与“农超对接”持续时间更长，稳定性更高。这对于政府分类扶持合作社稳定参与“农超对接”具有十分重要的作用。

再结合表2，无论怎么对合作社进行分类，可以明显看出75%的合作社的“农超对接”持续时间段在2年内结束；综合类合作社、政府领办的合作社以及示范社参与“农超对接”持续时间更长，这和上文的结果相一致。

四、 合作社“农超对接”持续时间影响因素实证分析

(一) 模型设定

合作社“农超对接”的生存数据的特点是：存在数据右截尾。结合调研的数据情况，文章采用连续时间生存分析模型COX比例风险模型，来探索和了解影响合作社“农超对接”对接关系稳定性的因素，该模型的基本形式为：

(1)

(1)式两边取对数，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时刻在参与“农超对接”，在t时刻退出“农超对接”的概率；h0(t)为基本风险函数；X=(X1，X2，…Xp)为影响合作社“农超对接”对接关系稳定性的协变量；β=(β1，β2，…βp)为参数向量。

(二) 影响因素的主成分分析

根据本文的研究框架，参考既有研究成果，结合合作社实际情况选取变量，我们将重点考察以下因素。(1)政府的政策扶持，包括资金信贷支持、产销对接平台建设、冷藏物流支持。政府的一系列扶持政策，提高合作社生产能力、资金运转，降低与超市间的信息不对称，保障农产品运输保鲜能力，促使合作社与超市在一个相对平等的水平上进行谈判与交易；(2)市场支配，主要是来自超市方面的要求和制约，根据合作社在“农超对接”现实情况中，超市对合作社的实际行为，设定包括超市对于合作社农产品数量和质量的要求、超市收取入场费标准、返款周期以及对农产品收购价格的垄断权五个变量；(3)产品属性，即合作社农产品的差异性、品质等情况，“一村一品”农产品在一定程度上代表了农产品质量与数量，而产品的品质差异程度则进一步说明了农产品的质量情况；(4)区位特征，着重探讨的是区位经济市场特征，经济水平反映整体经济情况，市场化程度和是否有交易市场反映区域市场特征；(5)合作社产权结构，通过股权结构来反映，现有资金反映合作社资金大小，股金差异与社会人员入股均体现股权差异；(6)合作社成员结构，通过考察成员数量、成员文化、成员年龄与外村人员比重，成员数量和成员异质性可以有效反映成员结构；(7)合作社能力结构，根据合作社在生产销售中的现实情况，结合“农超对接”现状，从生产、分级包装、销售渠道、配送整个过程设置变量，分别是：合作社供货能力、分级包装能力、配送能力、销售范围和市场开拓能力。各因子的具体内容及描述性统计如表3所示。

表3 因子说明与描述性统计

表4 KMO和Bartlett检验

由于问卷涉及的问题广泛，本文对解释变量的选择题项设置较多，合作社“农超对接”对接关系稳定性的影响因素测量项达到了25项，针对这种情况，可以采用主成分分析方法提取主成分。根据表4，参与分析的25个变量的KMO的值为0.619，Bartlett的球形度检验显示Sig.=0.000，表明本组数据具有良好的结构化效度，适合做主成分分析。

对25个解释变量进行主成分分析，可以得到相关矩阵的特征值和方差贡献率。采用特征值大于1的主成分，共保留8个主成分，见表5。保留的8个主成分的累积方差贡献率达到了79.25%，基本能够体现25个变量的基本信息。

表5 提取主成分的特征值和贡献率

根据表6的主成分分析的旋转成分矩阵(按系数大小排列)可以得到，第1个主成分包含超市对农产品品质要求和数量要求两个变量，两个变量均反映了超市对产品要求，因此将第1个主成分定义为超市产品要求；第2个主成分包含超市对收购价格的垄断权、收取入场费情况和超市返款期限三个变量，变量均反映了超市的市场支配权，因此将第2个主成分定义为超市支配权；第3个主成分包含了三个变量，这三个变量均反映了政府的扶持政策实施情况，因此可以将第3个主成分定义为政府扶持；第4个主成分包括合作社供货能力、合作社产品配送能力、合作社市场开拓能力、合作社产品销售范围以及合作社分级包装能力的五个变量，这五个变量是合作社综合能力的体现，因此将第4个主成分定义为合作社能力；第5个主成分包括了区域经济水平、市场化程度和是否有交易市场三个变量，是区域经济状况的反映，区域经济越发达市场发育也将越完善，所以将第5个主成分定义为区域经济水平；第6个主成分包含了合作社现有资金、外村成员比重、股金差异程度、社会团体成员四个变量，反映了合作社产权结构，因此将第6个主成分定义为合作社产权结构；第7个主成分含有“一村一品”、产品品质差异两个变量，这两个变量是合作社农产品特点的体现，因此将第7个主成分定义为合作社产品特点；第8个主成分则包含了社员人数、社员年龄集中和社员文化集中情况三个变量，均反映了合作社成员结构，因此将第8个主成分定义为合作社成员结构。

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通过主成分分析，得到了影响合作社参与“农超对接”持续时间(对接关系稳定性)的重要因素：超市产品要求、超市支配权、政府扶持、合作社能力、区域经济水平、合作社产权结构、合作社产品特点、合作社成员结构。这8个主成分与本文提出的研究框架中的7类变量总体上是相近的，在一定程度上也说明了研究框架的合理性。

表6 旋转成分矩阵

(三) 相关假设

1.超市对产品要求和支配权对合作社“农超对接”对接关系稳定性的影响。超市和合作社作为“农超对接”产销主体，是“农超对接”契约签订的双方，存在着博弈关系。根据交易成本理论，当合作社在超市各项要求的制约下使得其参与“农超对接”成本过高，合作社则会选择退出“农超对接”。而合作社参与超市主导的“农超对接”成本，主要来自于超市对合作社农产品要求以及各项条件约束(Berdegue等，2005；卫欣怡，2014)[8，12]。所以可以提出以下假设：

H1：超市对产品要求越高，合作社“农超对接”对接关系稳定性越低。

H2：超市支配权越大，合作社“农超对接”对接关系稳定性越低。

2.政府扶持对合作社“农超对接”对接关系稳定性的影响。“农超对接”在政府大力支持下发展起来，自登上历史舞台以来就得到了政府政策扶持。黄胜忠等(2014)[30]研究表明了政府的扶持政策可以增加合作社利润，而政府对合作社的资金投入可以使得“农超对接”达到多方共赢效果(刘阳，2011)[31]。政府的政策实施效果直接影响到合作社“农超对接”参与持续时间，所以可以提出以下假设：

H3：政府扶持政策实施情况越好，合作社“农超对接”对接关系稳定性越强。

H4：合作社能力越强，合作社“农超对接”对接关系稳定性越强。

4.合作社所在区域经济水平对其“农超对接”关系稳定性的影响。合作社“农超对接”受到宏观背景影响，区域的经济水平作为短期内难以改变的背景影响着合作社“农超对接”。金培和龚健健(2014)[33]认为，市场化程度对组织发展就有显著的促进作用，市场的优胜劣汰和资源的有效配置有助于组织良性发展。而“农超对接”实践情况表明了在经济发达、市场发展程度高的地区，“农超对接”发展更加完善。据此可以提出以下假设：

H5：区域经济水平越高，合作社“农超对接”对接关系稳定性越强。

5.合作社产权结构、成员结构对其“农超对接”关系稳定性的影响。结构是由制度和权力选择而组成的内在环境因素，产权结构和成员结构的稳定能够带来交易的稳定性，使得合作社参与“农超对接”对接关系稳定，因此可以提出以下假设：

H6：合作社产权结构稳定，能够促进合作社“农超对接”对接关系稳定。

H7：合作社成员结构稳定，能够促进合作社“农超对接”对接关系稳定。

6.产品特性对合作社参与“农超对接”关系稳定性的影响。这里的产品特点是对产品质量和差异性的反映，是合作社进行销售选择的重要依据。一般来说，具有差异性的农产品以及同种产品品质标准越接近，其越符合市场要求，进而有利于契约关系的维持。据此，我们可以假设：

H8：优质的农产品特性，能够促进合作社“农超对接”对接关系稳定。

(四) 计量结果与稳健性检验

本文采用SPSS19.0软件，运用COX比例风险模型，分析超市产品要求、超市支配权、政府扶持、合作社能力、区域经济水平、合作社产权结构、合作社产品特点、合作社成员结构对合作社“农超对接”对接关系稳定性的影响，并采用工具变量法，来对估计结果进行稳健性检验。文章选取“合作社是否为示范社”为工具变量，因为示范社与合作社即国家相关扶持政策有着较强的相关性，且是否为示范社独立于样本期内的合作社“农超对接”稳定性，符合工具变量外生性要求。引入超市特征作为控制变量，缓解了遗漏变量导致的内生性问题。结合课题的研究框架，将合作社分为高参与程度(大于均值)组和低参与程度组(小于均值)两组，进行对照分析。全样本模型、高参与程度组模型和低参与程度组模型均通过了检验，数据与模型的拟合程度较好，详细估计结果如表7所示。

表7 合作社“农超对接”对接关系稳定性影响因素及其稳健性检验

(续表7)

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下显著；括号内数值为Wald统计值。

回归结果表明，超市产品要求是影响合作社“农超对接”对接关系稳定性的显著因素，系数为正，表明了超市产品要求越高，合作社退出“农超对接”风险率越高，其持续时间越短，对接关系越不稳定，结果与假设H1相同。而高参与程度合作社显著程度低于低参与程度合作社，表明了低参与合作社“农超对接”关系稳定性受超市产品要求的影响更大。超市对产品要求越高，合作社达标产品数量等会越低，可能带来产品因不达标而带来的产品损失，进而提高了对接成本，易导致契约关系破裂。

政府的政策实施效果是保证合作社“农超对接”对接关系稳定性的显著因素，从系数上看，政府的政策实施效果越好，合作社“农超对接”对接关系的稳定性就越强，这与假设H3相符合。政府扶持政策实施越佳，“农超对接”产销两端矛盾降低，合作社和超市获利情况越佳，因此促进合作社“农超对接”对接关系稳定。

合作社能力通过了显著性检验，显著性极强，且系数为负，说明合作社能力越强，合作社退出“农超对接”风险越低，“农超对接”持续时间越长，对接关系越稳定，这与前文假设H4相同，而这种影响在高参与程度合作社上表现得更为显著。

高参与程度合作社与低参与程度合作社“农超对接”持续时间受区域经济水平影响显著性水平不同。其中高参与程度组通过显著性检验，十分显著，而低参与程度合作社不具有统计显著意义。根据“农超对接”实践情况来看，区域经济水平高的地方，“农超对接”在农产品零售终端地位越高，这样其对于合作社产品数量、质量上都有要求，高参与程度合作社将“农超对接”作为重要的销售对象，更加注重关系维护、产品升级，因此这种影响在高参与程度合作社上表现得更为显著。

五、 结论与政策启示

本文通过对合作社参与“农超对接”持续时间及其影响因素分析来反映合作社“农超对接”对接关系稳定性及其影响因素，分析结果表明：(1)生鲜农产品合作社中，主营水产的合作社以及经营综合生鲜农产品的合作社“农超对接”对接关系稳定性更强；(2)示范合作社、政府领办的合作社“农超对接”对接关系稳定性更强；(3)超市对产品的要求、政府政策实施效果、合作社能力以及区域经济水平是影响合作社“农超对接”对接关系稳定性的显著因素；(4)区域经济水平对高参与程度合作社“农超对接”稳定性影响更显著，超市产品要求对低参与程度合作社的影响显著性明显强于高参与程度合作社“农超对接”对接关系稳定性。

鉴于上述结论，本文得到以下政策启示：第一，政府可以对合作社“农超对接”进行分类指导，提高扶持政策实施效果；第二，超市在“农超对接”中处于优势地位，应当积极同合作社有效对接，寻求最佳合作点，而政府应当加强在该方面的冲突管理，可以在一定程度上给予合作社适当的政策保护，如返款时间、收购价格等，并且保障政策的有效实施；第三，合作社自身加强能力建设，如提高品质、规模等，与此同时政府可以给予基础建设和人才支持，平衡超市与合作社之间的合作关系；第四，在经济发达地区重点扶持合作社“农超对接”，从而带动其他地区“农超对接”发展。

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(责任编辑游旭平)

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

国家自然科学基金项目“农民合作社‘农超对接’行为、绩效与扶持政策研究——基于江西的抽样调查”(71463026)；国家自然科学基金项目“蔬菜追溯体系建设支持政策对农户参与行为的影响机理及政策优化研究”(71403112)；江西省研究生创新专项资金项目“不同产品类型合作社流通效率及其影响因素的差异性研究——基于江西省的调查”(YC2016-S180)

郭锦墉，男，教授，管理学博士，主要从事农产品营销研究；徐磊，男，硕士研究生，主要从事企业管理研究。

F713

A

1000-2154(2017)10-0013-11

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