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1、第31卷第6期 北京工商大学学报(社会科学版) V0131 No62016年11月 JOURNAL OF BEIJING TECHNOLOGY AND BUSINESS UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCES) Nov2016doi：1016299j1009击1 16201606003农民合作社“农超对接”参与意愿和参与程度的影响因素分析基于江西省的抽样调查郭锦墉， 徐 磊(江西农业大学，江西南昌330045)摘要：农民合作社是“农超对接”的中间组织，研究农民合作社“农超对接”行为及其影响因素，对于推动农产品供给体系优化、支持国家开展“农超对接”具有重要意义。文章采用江西省242
2、个农民合作社的抽样调研数据，基于“农超对接”的“SSCP范式”理论分析框架，首先利用主成分分析法，得到8个影响农民合作社参与“农超对接”的主要因素，然后采用Heckman两阶段模型，对农民合作社“农超对接”参与意愿和程度及其影响因素进行了实证分析。研究结果表明，产品属性、超市市场支配能力、冷链物流支出、政府相关支持政策、当地经济水平、合作社能力对农民合作社“农超对接”参与意愿以及参与程度均具有显著影响；理事长企业家精神仅对合作社“农超对接”参与意愿具有显著影响。文章最后提出，政府应对合作社进行分类指导，平衡超市与合作社的利益关系，强化涉农贷款，突出理事长在合作社经营中的作用，积极引导农民合作社
3、开展“农超对接”。关键词：农民合作社；农超对接；参与意愿；参与程度；SSCP范式；Heckman模型中图分类号：F-13 文献标志码：A 文章编号：10096116(2016)06001709一、引 言随着现代农业综合生产能力的提高，中国农产品“买难”和“卖难”交替出现的现象逐步消失。目前农产品陷入了季节性、局部性的生产者“卖难”和消费者“买贵”，以及“两头诉苦，中间喊冤”的流通困境(安玉发，20111；张晓林、罗永泰，2012【21)。同时，消费者对农产品的需求倾向也由数量向质量和安全性转变(胡定寰，2005)旧1。许多研究发现在农产品产销一体化实践中，生产者更多地将农产品通过超市销售，超市
4、正逐步成为农产品的主要销售渠道(王素霞、胡定寰，2007)”1。为解决农产品流通困境，我国从2008年开始，大力支持超市同农产品生产者开展“农超对接”。然而，小农户因受到交易成本、规模、资金、交易信息以及技术等因素制约，难以直接同超市对接(李莹、刘兵，2013)I s，而农户联合组建农民合作社参与“农超对接”则可以克服这些缺陷(李圣军，2009)怕o。孙雪萍、韩帅(2014)1指出，合作社参与“农超对接”可以提升农户生产技能、提高生产规模、保障食品安全、获得财政支持。合作社整合分散的农户参与“农超对接”，能够增强同超市的谈判能力。有研究发现，合作社是农户与超市对接的最佳中间组织，表现在契约的签
5、订与执行过程中，合作社都是不可或缺的，而且，通过合作社与超市对接农户所得利益最多、产品流通效收福日期：20160710基金项目：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)；江西省社会科学规划项目“江西蔬菜可追溯体系建设扶持政策对农户决策行为影响机理及政策优化研究”(14GLl9)。作者简介：郭锦墉(1968一)，男，江西遂川人。江西农业大学人文与公共管理学院教授，博士，研究方向：农产品营销；徐磊(1992一)，男，安徽巢湖人，
6、江西农业大学经济管理学院硕士研究生，研究方向：企业管理。17万方数据北京工商大学学报(社会科学版) 2016年第6期率最高(施晟等，2012)。再者，合作社是未来我国新型农业生产经营主体之一，因而有必要从合作社人手，研究合作社“农超对接”行为及其影响因素，这对于推动农产品供给体系优化，保障农产品质量安全等具有重要意义。部分学者对合作社参与“农超对接”的意愿和程度及其影响因素进行了分析。如Hernandz eta12007)H1认为具有资本优势的合作社更容易同超市对接。王杜春、吴瑞林(2013)州则分析了合作社产品、组织特征、物流体系等对合作社参与“农超对接”的影响。李莹等(2011)u和刘威(
7、2014)2分析了合作社基本特征、生产特征、销售特征以及行动决策对合作社参与“农超对接”意愿和程度的影响。这些对合作社参与“农超对接”影响因素的研究，大多只考虑了合作社方面的因素，而忽略了作为销售端的超市以及政策扶持端的政府这两方面的因素。鉴于此，为有效扶持农民合作社参与“农超对接”，本研究拟以江西省的调查数据为实证依据，分析农民合作社参与“农超对接”的意愿、对接程度及影响因素。结合政府政策及相关文献，可以认为合作社“农超对接”参与程度越高，农产品供给体系越优，越有利于保障农产品质量安全。因此，本文可能在以下方面做出贡献：一是研究影响农民合作社“农超对接”参与意愿和程度的因素，有助于国家有效推
8、进“农超对接”进程，加强农产品产销环节的衔接，对于缓解农产品“卖难、买贵”和农产品质量安全问题具有重要的现实意义；二是以农民合作社为研究对象，研究其流通(营销)渠道的纵向协作行为，对于农产品流通(营销)渠道纵向协作理论的发展也具有重要价值；三是对已有文献进行补充，研究政府和超市行为对合作社“农超对接”的影响。二、研究框架构建本文在已有理论研究的基础上，根据产业组织理论中“结构一行为绩效”的“SCP范式”(Bain，1959)纠以及斯密德(1999)41建立的“状态一结构一绩效”的“SSP范式”，提出一个扩展的研究框架，即“结构一状态一行为一绩效”的“SSCP范式”，并将其应用到合作组织研究上，
9、研究农民合作社参与“农超对接”行为(参与意愿和参与程度)及其影响因素。18“SCP范式”研究了市场结构、市场行为和市场绩效三者之间的因果关系。市场结构是决定市场行为策略(产业及其企业行为策略)的主要原因。结构(strdcture)是指制度变革后暂时均衡状态下的权利集合，代表了主体的行为规则、利益分配格局和产权配置状况等。行为(conduct)是指在现存制度结构下，不同利益主体的行为选择和反映；绩效(performance)则是相关主体对现有制度的评价。相对于具体产权主体而言，绩效是指产权制度给其所带来的收益和成本的比较。然而该范式也存在着不足，如该范式主要研究产业组织之间的纵向一体化关系，并不
10、涉及组织内部的制度安排等问题和体制因素对产业组织的影响(刘洁，2011)“。“SSP范式”则是用来研究制度与绩效之间的关系的。“SSP范式”中的状态(situation)是一种制度或组织面对的外在环境约束，包括技术状态、分工状态、域场状态以及文化与习俗等，是客观给定的。结构(structure)是由制度和权力选择而组成的内在环境因素，与固有的状态变量不同，制度和权力结构是一个人类选择的问题，权力选择是绩效变化的工具。该模式中的绩效(performance)被看作是既定状态下权利选择的函数，强调的是财富和机会在不同的个人和团体间的分配(陈辞，2011)ot6。该范式的不足主要是没有充分考虑组织行
11、为决策对绩效的影响。本文构建的“SSCP范式”是对“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，组织内的利益主体会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；制度绩效的递减和政治力量的变化最终诱使人们缔结新的产权契约(刘洁，2011)“。“SSCP范式”弥补了“SCP范式”对组织内部制度和“SSP范式”对组织行为研究的不足(刘洁，2011)51。部分学者依据“SSCP范式”的分析框架进行了实证研究。例如，高岚、张自强(2012)将“SSCP范式”应用到林业经营模式上，研究了林农经营模式行为选择，
12、其中“状态”变量选取资源特征，“结构”变量选取制度环境，进而分析了“状态”和“结构”对林农行为的影响。刘洁(2011)副基于“SSCP”理论逻辑，研究了农万方数据第31卷第6期 郭锦墉，徐磊：农民合作社“农超对接”参与意愿和参与程度的影响因素分析民合作社契约选择与运营绩效，认为其影响因素包括组织内部制度特征、组织所处的制度和交易环境等。吴彬(2014)引则探讨了农民合作社的治理结构，遵循“状态一结构一绩效”的研究逻辑，分析了合作社的初始状态特性对合作社治理结构类型选择的影响，以及治理结构及其机制对合作社运营绩效的影响。本文构建的“SSCP范式”中的状态(situa-tion)变量包括农民合作社
13、和超市的特征、“农超对接”的交易环境以及社会各利益集团构成的社会政治力量(刘洁，2011)5|，即产品属性、超市市场支配情况、资产专用性、政策支持和区位特征。结构(structure)是农民合作社自身的行为能力、利益分配格局和产权情况，体现着农民合作社内部的权利关系和能力程度农民(刘洁，2011)引，包括产权结构、成员结构和能力结构。行为(con-duct)是农民合作社在现有的状态和结构下的行为选择，即是否参与“农超对接”以及参与的程度如何。绩效(performance)是合作社对现有状态和结构的评价，受合作社行为的影响。本文的研究框架如图1所示。状态(situation)产品属性市场支配资产
14、专用政策支持区位特征结构(structure)产权结构成员结构能力结构麓蠹。H。弦rl缈ornmn瞄 参与意愿 H 零牧参与程度 l l【pe ”J图1基于“SSCP范式”的农民合作社“农超对接”行为与绩效研究框架本研究框架的分析思路是：农民合作社基于自身的现实状况，在不同的结构下，根据合作社目标进行“农超对接”参与行为选择；农民合作社与“农超对接”相关利益群体间的相互博弈影响着其参与“农超对接”的程度。本文仅涉及“SSCP范式”研究框架的前半部分，即研究合作社结构、状态对合作社“农超对接”行为的影响。对于合作社“农超对接”绩效部分，课题组将结合本文研究结论进行后续研究。三、数据来源与研究方法
15、(一)数据来源首先，本文根据全国供销合作总社和江西省农业厅2013年公布的江西省11个地(市)国家级示范社、省级示范社、普通合作社的数据，将全省合作社分成相应的三个层次。考虑到调查样本中要有一定数量的示范社，同时为了避免调查过于分散，根据省级以上示范社的分布情况，选择省级以上示范社相对集中的县(区)作为样本县(区)。根据实际情况，选择了至少拥有果蔬类和水产类示范社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，将省级及以上示范社固定为调查样本社，再从24个样本县(区)中随机抽取普通的果蔬类、水产类合作社，共得到242家合作社样本。(-)研究方法本文采用Heck
16、man两阶段决策模型对农民合作社“农超对接”参与意愿和程度的影响因素进行估计。第一阶段，使用Probit模型分析农民合作社“农超对接”参与意愿的影响因素；第二阶段，使用OLS估计法迸一步分析有意愿参与“农超对接”的农民合作社参与“农超对接”的程度。Heckman模型第一阶段，参与意愿的估计函数如下：prob(Y-1|：多(刚：r翌萎dto一- 2竹(1)prob(Y=0)=1一prob(Y=1 lX。)=1一西(舻；)=1一r塑笠df (2)jm 2可其中，Y=1表示合作社愿意参与“农超对接”，Y=0表示合作社不愿意参与“农超对接”；x表示控制变量；卢为待估参数。考虑到在第二阶段OLS回归中存
17、在选择性偏误，需要从Probit估计公式中得到逆米尔斯比率A作为工具变量，以修正第二阶段的样本选择性偏差。其公式为：、咖(Z；ytro) 肛页丽 j)式(3)中，币(Ziytr。)为标准正态分布的密度函数，妒(Zi7o-。)为相应的累积分布函数。在Heckman模型第二阶段，基于农民合作19万方数据北京工商大学学报(社会科学版) 2016年第6期社参与“农超对接”的样本数据，本文采用OLS方法估计农民合作社参与“农超对接”的程度。在模型中加入逆米尔斯比率A作为方程估计的一个变量，从而克服了样本抽样中的选择性偏差。方程为：Y=po+tXI+82x2+p3X3+卢4X4+卢。X。+趴+肛 (4)公
18、式(4)中，l，表示合作社“农超对接”参与程度，即合作社通过“农超对接”渠道销售农产品比重；风一p。和艿为待估计参数；瓦x。为解释变量；肛为随机干扰项。四、实证分析(一)影响因素的主成分分析根据本文的研究框架，结合农民合作社实际情况选取变量。各变量的具体内容及描述性统计如表1所示。表1 因子说明与描述性统计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”参与意愿和程度测量项达到了24项，针对这种情况，可采用主成分分析方法提取主成分。根据表2，参与分析的24个变量的KMO的值为0549，Barletts检验显示Sig=0000，表明本组数据具有良好的结构化效度，适合做
19、主成分分析。20-表2 KMO和Bartlett检验万方数据第31卷第6期 郭锦墉，徐磊：奎垦鱼堡兰：奎塑翌堡：墨皇塞璺塑墨兰堡垦竺墅堕里室坌堑 一对24个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。特征值越大则其对应主成分变量的信息含量就越多。采用特征值大于1的主成分，共保留了8个主成分，见表3。这8个主成分的累积方差贡献率达到78。099，基本体现了24个变量的基本信息。表3提取主成分的特征值和贡献率初始特征值 提取平方舜p栽入占公 一 一“1合计 方差贡献率 累积方差贡献率 合计 方差贡献率 累积方差-frlt率l 5252 33550 33550 5252 33550 3
20、3550218716731533144313321323115391147169638760135550551248044266449833562206223367783732957809921871673153314431332132311539114716963876，01355505512480442664498335622062233677837329578099通过表4的旋转成分矩阵可以看出，第1个主成分中供货能力、配送能力和分级包装能力的因子载荷较大，变量均反映了合作社能力，因此可以将第1个主成分定义为合作社能力；第2个主成分中超市是否收取入场费、价格垄断、品质要求和返款期限4个变
21、量的因子载荷高于其他变量，且表示超市的市场支配能力，因此可将第2个主成分定义为超市市场支配力；第3个主成分中资金扶持、信贷支持、标准化技术培训、物流支持和搭建信息平台5个变量因子载荷较大，5个变量均反映了政府的扶持政策，所以可将第3个主成分定义为政府政策扶持；第4个主成分中产品类型、一村一品、产品品种因子载荷较大，均超过07，且均反映了产品属性，因此可将第4个主成分定义为产品属性；第5个主成分中是否拥有交易市场、市场化程度和当地经济的因子载荷较高，是区域特征的反映，因此可将第5个主成分定义为区域特征；第6个主成分中理事长创新精神、学习精神因子载荷较大，且都是企业家精神的反映，因此将第6个主成分
22、定义为理事长企业家精神；第7个主成分中冷链物流资金、物流支持因子载荷较大，是合作社在冷链物流上的支出，因此将第7个主成分定义为冷链物流投入；第8个主成分中是否有社会成员、股份差异程度和社员信任度因子载荷较大，反映了产权结构情况，因此将第8个主成分定义为产权结构。通过主成分分析，得到了影响合作社“农超对接”意愿和程度的主要因素：合作社能力、超市市场支配力、政府政策扶持、产品属性、区域特征、理事长企业家精神、冷链物流投入、产权结构。这与本文的研究框架中提出的8类变量是相近的，在一定程度上说明了研究框架的合理性。(二)相关假设1合作社产品属性对参与意愿和程度的影响。农产品的产品属性决定着流通中运输方
23、式、销售期限、市场竞争力等。由于“农超对接”去除了各级中间商，使得流通效率提高，对于运输损坏率高、保质期限短的农产品将更有吸引力，可以减少损坏，保证产品质量。而因合作社生产单一的农产品，如“一村一品”，会具有更佳质量，专业性更强，也更容易达到超市的标准。所以可以提出如下假设。H1：产品属性独特性越强，合作社“农超对接”参与意愿更强、程度更高。2超市的市场支配情况对参与意愿和程度的影响。超市作为“农超对接”主体之一，和农民合作社之间存在着博弈。根据交易成本理论，合作社在“农超对接”中谈判成本和执行成本超过合作社预期，合作社则难以参与“农超对接”。同样，其成本越高，“农超对接”的程度也会越低。农户
24、参与超市主导的“农超对接”成本，主要来自212345678万方数据北京工商大学学报(社会科学版) 2016年第6期表4旋转成分矩阵成分1 2 3 4 5 6 7 8产品类型 一0067 0062 0013 0743 0148 0101 0070 一O101一村一品产品品种是否收取入场费价格垄断权对品质要求返款期限冷链物流资金资金扶持信贷扶持标准化技术培训物流支持搭建信息平台拥有交易市场市场化程度当地经济水平是否有社会成员股份差异程度理事长创新意识理事长学习精神社员信任度供货规模配送能力分级包装能力0312 0。087 0060 0708 0206 0，187 0062 00160421 018
25、5 0317 0715 0079 0144 0010 00110一O0一0一00O一O一O一O一O一0一0O00一OOOO01812050581 02450666 0355 0131002000430068 0150 01240369 0057 02580272 0013 00150077 0176 0460015l 一0069 00480752 0214 004206870620003306020229 01460214 00090223 0150O1640006022000620092 0。153 00780163 02040075 0126009300660664032200860319
26、06270。059007200580020006000270049010401320143 0065 0636 0149 0070 01440058 0107 0612 0026 0125 00360116 0159 0652 0126 0165 00800154 0091 0103 00930079 0144 01760182 0280 00710196 0176 0042O113065206410172 06530009 06840225 01810044 02050123 0040 0012 0132 0241 06090249 0087 0024 0014 0273 024901510
27、，0080154013203860140025702380283002802470004超市的入场费以及对收购价格的控制。此外，超市还通过产品质量标注以及返款周期等方式约束着合作社(Vlaertens et a12012)9|。所以可以提出如下假设。H2：超市的市场支配力越大，合作社“农超对接”参与意愿和程度越低。3资产专用性对参与意愿和程度的影响。参与“农超对接”的农民合作社需要进行相关的耐久性投入，该部分资产很难再移作他用。刘颖娴、郭红东(2012)口训指出，资产专用性因素对农22民合作社纵向一体化经营具有显著影响。在实践中，合作社的冷链物流具有重要作用，影响着合作社配送等能力。据此可以提
28、出如下假设。H3：合作社冷链物流投入越大，合作社“农超对接”参与意愿越强、程度越高。4政府政策支持对参与意愿和程度的影响。“农超对接”自登上历史舞台以来，受到了政府多项政策的支持。黄胜忠等(2014)旧u的研究表明，政府对农民合作社进行固定资金投入的扶持政策，能够增加农民专业合作社的利润。刘阳一一一一一一一一一一0875863268456719412矾记够毖埔丝盯坨M：兮叭控强弛MO00000OOOO0OO0OOOO0一一一一一一一一一弛拍记乾黯舛凹盼够弱虬O01303OO2O1OO1O1767万方数据第31卷第6期 郭锦墉，徐磊：农民合作社“农超对接”参与意愿和参与程度的影响因素分析(201
29、1)心21认为，政府需要从资金与政策上对农民合作社给予大力支持，以达到“农超对接”的多方共赢。由于政府对合作社“农超对接”政策支持主要有资金、信贷、培训、物流设施和平台渠道搭建等(王炳南、刘普合，2013)旧3|，因而可以提出如下假设。H4：政府扶持越多，合作社“农超对接”参与意愿越强、程度越高。5区域经济水平对参与意愿和程度的影响。组织行为会受到宏观背景的影响，而区位特征作为重要的发展背景，短时间内难以迅速改变。李莹、刘兵(2013)哺1研究发现，越靠近批发市场越容易参与“农超对接”。金碚、龚健健(2014)1认为，市场化程度越高对企业的发展越有利，市场的优胜劣汰和资源的有效配置可以引导企业
30、进入良性循环的发展轨道。农民合作社面对市场化程度较高的环境将积极转变发展方式，在一定程度上影响着其参与“农超对接”意愿以及程度。同时，根据“农超对接”实践情况，经济发达地区“农超对接”程度较高，发展更加完善。据此可以提出如下假设。H5：区域经济水平越高，合作社“农超对接”参与意愿越强、程度越高。6农民合作社产权结构对参与意愿和程度的影响。出于不同的发展目的，以及自身的实际能力，农民合作社的结构也存在差异(刘方嫒、闫阳雨，2015)E 25。王丽佳(2013)口钊将农民合作社分为地方政府主导型合作社、龙头企业带动型合作社、农业生产大户领导型合作社、集体经济依托型合作社四种，并分析了四种领办类型对
31、合作社行为的影响。这四种合作社因其领办类型不同，产权结构也具有差异，而不同产权结构的合作社经营方式也不同。在面对未知的流通方式“农超对接”时，股权越集中，以及拥有其他社会成员的合作社更容易接受并进行决策。据此，结合江西省的抽样情况，可以提出如下假设。H6：股权越集中、拥有社会成员的合作社“农超对接”参与意愿越强、程度越高。7农民合作社成员结构对参与意愿和程度的影响。合作社的成员结构是合作社内部制度的反映，决定着合作社内部运行机制，影响着合作社行为决策。企业家精神，尤其是企业家创新意识、学习精神是推动企业战略实施的关键(陈致中、沈源清，2014)271。这从侧面验证了理事长作为农民合作社的领导人
32、，对合作社经营起着一定的引导作用。而越有创新意识和学习能力的理事长越能接受“农超对接”，进而提高合作社的参与程度。据此可以提出如下假设。H7：理事长越富有企业家精神，合作社“农超对接”参与意愿越强、程度越高。8合作社能力对参与意愿和程度的影响。合作社能力决定着合作社的行为选择以及目标实现的可能性。李莹等(2011)“分析了合作社参与“农超对接”的影响因素，认为合作社的产品供给能力越强，尤其是物流配送、分级包装、供货规模的实力越强，实现“农超对接”的机会和程度越大。李玲(2016)心刮认为超市可以有效提升农产品的品牌效应。解东川(2015)o指出，拥有线上线下多渠道的合作社在“农超对接”供应链中
33、将逐步居于主导地位。合作社作为“农超对接”主体，其自身能力越强，在对接中的话语权越大，成本越低(张芳、崔文翠，2015)。据此可以提出如下假设。H8：合作社供给能力越强，合作社“农超对接”参与意愿越强、程度越高。(三)回归结果分析为解决样本的选择性误差，本文运用Heck-man两阶段估计方法对农民合作社“农超对接”参与意愿和程度进行了分析，结果见表5。两个表5合作社“农超对接”参与意愿与程度的估计结果参与意愿模型 参与程度模型项目系数 Z统计值 系数 T统计值产品属性 0037 2190 0117” 2 400超市市场支配 一o073“ 一3542 一o061”+一3522冷链物流投入 o28
34、4“4558 0-537 1906政府扶持 0163”一2739 o683 3。117区域经济水平0030” Z638 n 112” 3173产权结构 o883 1699 0，552 1536理事长企业寥精神 0105“ 3426 1669 1348合作社能力 o砑3“+ 4-147 n443” 4316_cons o849 1273 0446 0425A 一3336“ 一2472Probehi2=0000 ProbF=0000注：、“、分别表示在10、5、1水平上显著。23万方数据北京工商大学学报(社会科学版) 2016年第6期模型均通过了显著性检验，数据与模型的拟合程度较好。另外，A的系数
35、不为零，且在5的水平上显著，说明样本选择偏差存在。因此，使用Hcekman两阶段模型检验农民合作社“农超对接”参与意愿和程度的影响因素是有必要的。以下对各因素进行详细分析。1合作社产品属性。合作社的产品属性在合作社“农超对接”参与意愿模型和参与程度模型中均显著，说明进行特色产品种植可以促进合作社参与“农超对接”。2超市的市场支配能力。超市的支配能力变量在参与意愿模型和参与程度模型均通过了显著性检验，且系数为负。说明超市对“农超对接”的支配能力越强，合作社“农超对接”参与意愿就越低，参与程度也越低；超市的市场支配能力越强，合作社在“农超对接”中所投入的谈判成本就越高，其参与“农超对接”的意愿和程
36、度就越低。这与“农超对接”的实践相符合。3冷链物流资金投入。农民合作社在冷链物流资金上的投入在两个模型中均显著。说明农民合作社在冷链物流上投入越高，其参与意愿和程度越高。原因可能在于，投入越高，冷链运输能力越强，在产品质量保证、降低运输损耗上更具优势，更符合超市对合作对象的要求。4政府政策支持。政府政策支持在参与意愿模型和参与程度模型中均通过了显著性检验，且系数为正数。说明政府扶持程度越高，合作社“农超对接”参与意愿和程度就会越高。政府为合作社提供资金、技术、保险等方面的支持，在生产、经营上帮助合作社减压，会使得合作社更加符合“农超对接”的要求。5农民合作社产权结构。合作社产权结构对合作社“农
37、超对接”参与意愿和参与程度的影响均不显著。原因可能在于，合作社作为经济组织，无论其结构如何，都以获得持续的盈利为主要目的，因此只要“农超对接”能获得较高盈利，合作社的参与意愿和程度就不会因为产权结构不同而发生变化，反之同样成立。6区域经济水平。区域经济水平在参与意愿上均达到显著，系数为正，说明经济越发达的地区合作社“农超对接”的意愿和程度就越高。这一结论与我国“农超对接”的实践相符。经济发24达的地区，消费者购买农产品的要求较高，更倾向于在超市购买，以确保产品品质。7理事长的企业家精神。理事长的企业家精神在参与意愿模型中显著为正，说明具有创新意识的理事长更愿意参与“农超对接”。作为合作社的领导
38、核心，理事长对新鲜事物的接受能力越强，越愿意进行尝试。国家大力支持的“农超对接”对于具有创新意识的理事长有着很强的吸引力，其参与意愿高。然而，考虑到成本等因素的影响，其参与程度并不显著。8合作社能力。合作社能力在参与意愿模型和参与程度模型中均有显著的正向影响。一般来说，合作社具有较强的供货能力可以满足超市对产品数量上的要求，而较强的农产品配送能力可以保证农产品的品质，从而保证较优的零售价格(纪良纲、张帅衔，2013)。31|。因此，合作社能力越强，越能满足“农超对接”的需要，其在对接中的收益会越大，参与意愿和程度就会越高。五、结论与建议本文对农民合作社“农超对接”参与意愿和程度及其影响因素进行
39、的分析表明：(1)拥有特色农产品的合作社参与“农超对接”意愿更强；(2)超市市场支配能力高，会降低合作社参与“农超对接”意愿和程度；(3)合作社冷链物流资金投入越高，参与“农超对接”意愿和程度就越高；(4)政府提供扶持，可以促进合作社“农超对接”；(5)区域经济水平越高，合作社参与“农超对接”意愿和程度越高。(6)合作社能力增强会促进“农超对接”参与意愿与参与程度提高；(7)理事长越富有企业家精神，合作社“农超对接”参与意愿越高。鉴于此，本文提出以下建议。(1)根据合作社“农超对接”参与意愿的不同，进行分类指导。对于意愿较高的特色农产品合作社，应积极支持其将意愿转化为行动，增强其参与程度；对于
40、意愿较低的合作社，应当加强宣传，激发其参与意愿，进而提升其参与程度。(2)作为“农超对接”主体之一的超市，其优势更为明显，应当同合作社有效对接，寻求最佳合作点。这一方面来自于政府的监管和扶持，另一方面更需超市自身予以支持。(3)政府可以加强对合作社“农超对接”专用资产，如冷链物流等的投资扶持。万方数据第31卷第6期 郭锦墉，徐磊：农民合作社“农超对接”参与意愿和参与程度的影响因素分析这既能保证农产品的品质，又能促进合作社“农超对接”参与意愿和程度。(4)积极引导金融系统强化涉农贷款业务，完善合作社参与“农超对接”的保险政策。(5)农民合作社应整合营销资源，融入现代供应链体系，向规模化、专业化方
41、向发展，培育自有品牌，形成较强的市场竞争力。(6)强化理事长在合作社经营中的作用。对其加强培训，增强其“农超对接”意识，同时提高其管理能力，取信于社员。(7)经济的发展是“农超对接”得以深化的基础，因而可以在发达地区率先发展“农超对接”。参考文献：1安玉发中国农产品流通面临的问题对策及发展趋势展望J农业经济与管理，201l(6)：62672张晓琳，罗永泰基于全产业链的农产品流通困局与流通体系建设研究J商业经济与管理，2012(12)：16223胡定寰农产品“二元结构”论论超市发展对农业和食品安全的影响J中国禽业导刊，2005(16)：18一194王素霞，胡定寰现代化的农产品供应链模式分析J。农
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