農民合作社生產規范、供貨質量與“農超對接”供應鏈穩定性的關系研究

郭錦墉， 肖劍， 賀雨昕

一、引言與文獻綜述

居民消費水平的提高，食品安全事故的頻發，使得消費者對農產品的質量、安全訴求逐漸取代數量、價格訴求。而消費者日益增長的高質量農產品需求同分散的、小規模的農產品生產之間的矛盾卻逐漸拉大。在此背景下，以合作社為中間組織、超市為載體的“農超對接”模式作為一種新型農產品流通模式應運而生，其通過契約的方式促成了農產品生產者與消費者的直接對接，不僅滿足了消費者對高質量農產品的購買需求，還實現了農民與超市的互利共贏，是農產品供應鏈向現代化、扁平化、協同化轉型的典型方式。

但在“農超對接”被視為解決農產品流通不暢、保障高質量農產品供給的有效方式時，近年來全國各地卻出現了不同程度的農民合作社和連鎖超市“農超對接”退出浪潮，“農超對接”的穩定性受到挑戰。這不僅損害了農戶與超市的合作關系，也背離了國家大力推進“農超對接”以穩定農產品價格，保障農產品供給，實現質量興農的初衷。

對于“農超對接”供應鏈不穩定問題，相關學者從理論的角度進行了解釋?！稗r超對接”是“農超”雙方基于契約產生的，但在信息不對稱的情況下，缺乏契約精神的農戶易追逐短期利益而產生機會主義行為，超市為了預防該行為的發生，會耗費更多的時間和精力，這將增加交易費用，破壞合約關系的穩定，不利于“農超對接”的健康發展(1)陳金波,張俊,夏鵬蕭,等.“農超對接”模式下農戶心理契約、組織承諾與機會主義行為研究[J].農業經濟問題,2018(12):128-139.。另外，超市作為需求方在“農超對接”中處于支配地位，農民合作社因組織化水平受限、成員結構參差不齊等因素，在合作中缺乏話語權，兩者地位的非對稱性導致的利益分配不均也會進一步損害“農超對接”供應鏈的穩定性(2)李政.“農超對接”有效運行途徑的研究[J].生態經濟,2013(5):147-150； 張明月,薛興利,鄭軍.合作社參與“農超對接”滿意度及其影響因素分析——基于15省580家合作社的問卷調查[J].中國農村觀察,2017(3):87-101.。部分學者還從供應鏈相關主體及外部環境視角出發對“農超對接”供應鏈失穩因素進行探究：Stokke認為，農戶的生產能力和市場交易能力能影響“農超對接”的穩定性(3)STOKKE H E. Multinational supermarket chains in developing countries:does local agriculture benefit?[J].Agricultural economics, 2009,40(6):645-656.。Hernandez、郭錦墉、徐磊、朱茂然等學者實證分析了社員規模、供貨能力、資本優勢、組織結構、物流運送能力等合作社能力和稟賦對“農超對接”穩定性有不同程度的影響(4)HERNANDEZ R. Supermarkets, wholesalers and tomato growers in guatemala[J]. Agricultural economics, 2007(3):281-290； 郭錦墉,徐磊.農民合作社“農超對接”對接關系穩定性及其影響因素分析[J].商業經濟與管理,2017(10):13-23； 朱茂然,錢澤森.“農超對接”供應鏈穩定性的影響因素分析——以“農戶+合作社+超市”為例[J].湖北農業科學,2018,57(16):138-142.。張亞娟通過對“農超對接”穩定性的前置因素研究得出農戶種植規模、超市能力、交易成本是影響“農超對接”穩定性的中心因素(5)張亞娟,王杜春,賈國強.“農超對接”穩定性的前置因素辨識及其調節策略[J].江蘇農業科學,2014,42(8):455-458.。此外，有學者還意識到合作社內部管理的規范性以及農產品質量的優劣對于“農超對接”模式的長久發展有很大影響。包烏蘭托亞研究指出，合作社作為一個組織，規范的管理是影響其行為績效的重要因素(6)包烏蘭托亞,馬龍波,房桂芝.農民合作社績效評價指標體系構建及實證研究[J].江蘇農業科學,2017,45(12):316-320.，特別在合作社內部管理制度尚不健全，成員文化素質不高的現狀下，規范合作社的生產行為將對合作社農產品流通效率以及合作社的發展壯大具有重大意義(7)浦徐進,范旺達,路璐.公平偏好、強互惠傾向和農民合作社生產規范的演化分析[J].中國農業大學學報(社會科學版),2014,31(1):51-62； 周煥,姜彥坤.“農超對接”發展模式新思路[J].黑龍江八一農墾大學學報,2011,23(2):82-84.。也有相關學者指出越是規范生產的合作社，越有可能得到政府的政策扶持，“農超對接”就越能獲得更好的發展(8)徐鑫,鄒偉,雷蕾.“農超對接”模式及路徑的優化——以安徽省為例[J].通化師范學院學報,2018,39(7):109-114.。在供貨質量方面，何炬認為產品質量是供應鏈的生存之本(9)何炬.供應鏈管理中的供應商選擇機制[J].科學學與科學技術管理,2001(9):62-65.，尤其在“農超對接”二極供應鏈下，超市為了滿足消費者對各類農產品的質量要求，就需要合作社提供多樣的高質量農產品(10)牛亞麗.農超對接視角下農戶農產品質量安全控制行為及其影響因素分析——基于遼寧省484個果蔬農戶的調查[J].四川農業大學學報,2014,32(2):236-241.；合作社為了獲得持續的訂單實現發展，也會加強對農產品的規范生產以提高農產品品質。因此，超市和合作社之間的穩定合作是以高質量的農產品供應為基礎的(11)劉衛華,孫愛真.我國“農超對接”供應鏈穩定性問題研究[J].重慶科技學院學報(社會科學版),2012(5):93-94.，而合作社的生產行為規范是保障高質量農產品供給的前提，是維系“農超對接”供應鏈穩定的關鍵(12)崔麗,龐舒.基于供應鏈質量控制的“農超對接”零供關系演化博弈分析[J].北京工商大學學報(社會科學版),2013,28(5):48-54.。

綜述現有的相關研究成果，學者們主要從定性的角度解釋“農超對接”失穩的原因；在定量研究方面，學者也僅考慮農戶稟賦、合作社能力、交易成本等指標對“農超對接”穩定性的影響。而根據相關學者的理論推斷，合作社作為供應商，其提供的產品質量是影響“農超對接”合作關系的重要因子，合作社規范的農產品生產行為可以保證供貨質量，是“農超對接”持續穩定發展的關鍵。所以，合作社的生產規范和供貨質量或是影響“農超對接”供應鏈穩定性的重要因素，前者(生產規范)也能通過后者(供貨質量)間接影響“農超對接”的穩定性，但現有研究都未從實證的角度作出驗證。因此，在“農超對接”發展受阻，國家倡導鄉村振興、質量興農的背景下，本文擬采用COX比例風險模型來考察合作社生產規范、供貨質量對“農超對接”供應鏈穩定性的影響，并進一步探索合作社的具體農產品生產行為規范是否會通過供貨質量這一中間變量影響“農超對接”的穩定性，以期能進一步印證已有研究的理論推斷，豐富有關“農超對接”關系穩定性的理論研究，為合作社提高農產品生產質量以促進“農超對接”持續穩定發展提供切實可行的指導意見。

二、理論分析與研究假設

(一) 合作社生產規范與“農超對接”供應鏈穩定性

合作社生產規范指的是合作社為實現生產目標而制定的用于規范社員生產行為的一系列準則或規定。供應鏈管理理論(SCM)認為通過規范生產行為可以減少供應鏈主體因信息不對稱導致的投機行為，進而減少交易成本，提升供應鏈主體之間的合作質量和績效。其次，制度經濟學也強調組織內部的制度安排和規則設定對于資源的內部配置以及效率提升能產生積極作用，而內部資源的有效利用又進一步增強了生產方的供應能力，提高了產品競爭力。這都從側面反映了生產規范能對供應方的供應穩定性產生一定的正向影響。組織行為學認為規范管理是實現組織績效的必要條件，在“農超對接”二級供應鏈下，作為供應商的合作社，為了實現自身的生產目標和社員利益，其內部會制定一系列的行為和技術規范來約束組織成員的生產行為，保障農產品的供應，滿足超市的供貨需求，繼而獲得穩定的訂單。根據已有研究和實地考察發現，合作社內部具體的生產規范主要包括：制定農產品的生產質量標準、參與農產品質量安全可追溯、社員參與產前安全生產培訓、統一施肥、統一病蟲害防治等。這些生產規范既在源頭上實現了對產品質量的控制，滿足超市對產品品質的要求，又能規范農戶生產行為，減少監控成本，推動“農超對接”合作關系的良性發展。

標準化生產是保證產品質量安全的有效途徑(13)張永強,王珧,蒲晨曦.合作社保障農產品質量安全機制研究[J].北方園藝,2018(23):187-194.，在信息不對稱的產品市場中，供應商實行的產品標準化能方便需求方區分出高低品質的不同產品市場，提升需求方對于產品的信任，進而建立起供求雙方的長效合作機制。合作社通過制定農產品生產質量標準，一方面為社員生產優質農產品提供了參照，淘汰了不符合市場準入要求的農產品，滿足了超市對產品質量的要求，利于“農超對接”關系的建立；另一方面還能提高自身產品的市場競爭水平，強化其作為供應商的討價還價能力，促進“農超”雙方地位的平等；平等的地位又將促使雙方達成滿意的利潤分配機制，進而穩定契約關系。由此，提出假設H1：

H1：合作社制定農產品生產質量標準對“農超對接”供應鏈穩定性有顯著的正向影響。

事實上，建立農產品質量安全追溯體系作為一種監控手段可以理解為作為委托方的超市為防止代理方合作社在信息不完全條件下的敗德行為而建立起來，它是確保合作社農產品安全生產的一個重要技術手段(14)閆金玲,趙慧峰,薛永杰.基于河北省農民專業合作社參與的農超對接制約因素分析[J].貴州農業科學,2013,41(3):189-191.。該技術規范能從兩個角度對“農超對接”穩定性產生影響：一是“農超對接”供應鏈的下游主體(超市和消費者)能根據合作社提供的產品追溯信息追蹤到產品的生產、加工和銷售等環節的具體情況，實現對農產品供應全過程的追本溯源，這對合作社的生產行為起到了監督和約束作用，減少了農戶機會主義行為的發生，保障了超市和消費者的利益，促進了“農超對接”合作的持續進行(15)WITSOE J.India’s second green revolution?the sociopolitical implications of corporateled agricultural growth, India in transition series[D]. Phtladelphia:University of Pennsylvania, 2006.。二是產品可追溯體系建設為“農超對接”供應鏈各環節信息的交流、共享提供了渠道，合作社通過這一途徑能及時獲取消費者和超市的需求反饋，從而作出正確的生產經營決策，減少經營風險，利于“農超對接”供應鏈穩定運行。由此，提出假設H2：

H2：合作社參與農產品質量安全可追溯對“農超對接”供應鏈穩定性有顯著的正向影響。

農業經營主體生產行為的規范性直接決定了初級農產品的質量，而初級農產品的質量又在很大程度上影響著合作社對超市的供貨質量。在合作社經營生產中，較高的人力資本投入能夠帶來更高的產出效率和質量輸出，而一般的人力資本投入包括教育、培訓等。合作社組織安全生產培訓能有效提高農戶的生產技能、規范農戶的生產行為，在增強合作社生產能力、保障優質農產品供應的同時，還能增強超市對合作社的信任、減少超市對合作社的監督投入和管理成本，促進“農超對接”順利持續開展。由此，提出假設H3：

H3：合作社組織社員安全生產培訓對“農超對接”供應鏈穩定性有顯著的正向影響。

規?；慕洜I方式能減少生產的平均成本和增加產品的標準化程度，合作社將分散農戶的土地集中起來，通過統一施肥、統一病蟲害防治等統一管理手段，一能實現對農產品的標準化、規格化生產，保障對超市高質量、高標準的農產品的供應；二能使合作社的生產達到一定的規模效益，減少單位農產品的投入成本，在與超市合約農產品收購價一定的情況下，有利于增加經營利潤，推動與超市的持續合作。由此，提出假設H4：

H4：合作社統一施肥、統一病蟲害防治對“農超對接”供應鏈穩定性有顯著的正向影響。

(二) 合作社供貨質量與“農超對接”供應鏈穩定性

產品質量是供應鏈的生存之本，是企業選擇供應商的重要參考依據(16)何炬.供應鏈管理中的供應商選擇機制[J].科學學與科學技術管理,2001(9):62-65.。供應商所供農產品多屬于初級產品，這在很大程度上決定了消費終端的產品質量(17)申強,董磊,龐昌偉,等.基于“互聯網+”農產品供應鏈質量監管體系研究[J].農業現代化研究,2017,38(2):219-225.。在競爭市場中，超市是以提供高質量產品、舒適購物體驗的方式實現利潤最大化的零售終端，高質量的農產品能減少超市預期風險，增加期望利潤，而質量低劣的產品將會失去消費者的青睞并很快退出市場。在進行“農超對接”供應商選擇中，超市首先考慮的是合作社供貨質量，即能否保證優質安全農產品的長期有效供應，因此具有高質量農產品供應能力的合作社將更有機會與超市建立長久的合作關系。另外，超市一旦與合作社建立供銷關系后，農戶和生產合作社為了維護自身長期利益, 也會通過把控產品質量以獲取超市方信任，以便雙方的持續高效合作。由此，提出假設H5：

H5：合作社供貨質量對“農超對接”供應鏈的穩定性具有顯著的正向影響。

(三) 合作社供貨質量的中介作用

合作社的供貨質量是“農超對接”競爭力的主要來源，在生產環節中制訂農產品生產質量標準(18)古川,安玉發,劉暢.“農超對接”模式中質量控制力度的研究[J].軟科學,2011,25(6):21-24.、統一施肥和統一病蟲害防治能直接提升“農超對接”模式中的供貨品質；另外，合作社通過產品追溯、安全生產培訓等手段能規范農戶行為，減少農戶和社員在農產品生產、運輸、配送中以次充好的投機行為，從數量上減少對超市的劣質農產品供給，增加優質農產品供給。結合前文合作社供貨質量對“農超對接”供應鏈穩定性的影響分析，可推斷出，包括制訂農產品質量標準、參與農產品質量安全可追溯、進行農戶安全生產培訓、統一施肥、統一病蟲害防治在內的合作社具體農產品生產行為規范可以通過“質”和“量”兩個維度增加對超市的優質產品的供給，進而促進“農超對接”供應鏈的穩定。由此，提出假設：

H6：合作社的供貨質量在生產規范與“農超對接”供應鏈穩定性中起到中介的作用，即合作社具體的農產品生產行為規范會通過供貨質量這一中介變量正向顯著影響“農超對接”供應鏈穩定性。

三、模型設定與變量說明

(一) 模型設定

最早用主體合作持續時間來衡量關系穩定性的是在貿易研究領域。而后杜玉申、何成杰、田敏等諸多學者在衡量供應鏈穩定性方面也將主體合作經歷的時間長度作為主要指標(19)杜玉申,馬方園,張金玉.公平感知和效率感知對供應鏈合作關系穩定性的影響——以環境不確定性為調節變量[J].企業經濟,2012,31(10):43-47； 何成杰,王曉偉,譚桑,等.中國參與東亞生產網絡具有穩定性嗎——基于中國機電產品出口持續時間的分析[J].宏觀經濟研究,2013(8):30-38； 田敏,張闖,夏春玉.契約型農產品渠道中私人關系對交易關系穩定性的影響[J].財貿研究,2014,25(3):49-56.，其中郭錦墉、徐磊在分析“農超對接”關系穩定性時就用合作參與“農超對接”的時長作為因變量?；诖?，本文也將合作社參與“農超對接”的存續時長作為測量供應鏈的穩定性指標，存續時間越長“農超對接”供應鏈就越穩定；反之則反。COX比例風險模型是多因素生存分析中應用最為廣泛的一種方法，其特點是同時考慮結局和存續時長兩個因變量，可充分利用截尾數據所提供的不完全信息對影響存續時間的主要因素進行分析；同時該模型屬于半參數估計模型，不對基準風險函數的形式做其他限制性假定。本文所觀測的樣本數據是2009年到2016年期間的合作社參與“農超對接”的存續情況，對于2016年之后的樣本存續情況無法觀測，所以樣本數據存在右刪失，研究目的是考察合作社生產規范、供貨質量對“農超對接”供應鏈穩定性的影響,而不是考察基準風險函數。所以，鑒于樣本數據特征及研究目的，本文擬采用COX比例風險模型來考察合作社生產規范、供貨質量對“農超對接”供應鏈穩定性的影響。計量模型的基本形式如下：

h(t,X)=h0(t)exp(β′X)=h0(t)exp(β1X1+β2X2+…+βmXm)

(1)

其中，對(1)式等號兩邊取對數得到(2)式

logh(t,X)=logh0(t)+(β1X1+β2X2+...+βmXm)

(2)

(1)式中左邊的h(t,X)表示合作社在t-1參與“農超對接”的條件下t年時退出的概率，X1,X2,...,Xm是可能影響合作社參與“農超對接”存續時間的有關因素，也稱為協變量，h0(t)是所有協變量取值為0時的基線風險函數，β1,β2,...,βm為待估計的回歸系數。

根據COX比例風險模型，結合前文的理論分析與研究假設，本文構建的實證模型如下：

(3)

(3)式中, Standard、Trace-ability、Training、Management表示為合作社內部制定的具體農產品生產規范，依次為是否制定了農產品質量標準，是否參與了農產品可追溯體系，組織安全生產培訓的程度，統一施肥、統一病蟲害防治的程度；Quality表示合作社的供貨質量；β1、β2、β3、β4、β5是本文重點關注的系數。

(二) 變量說明

1. 被解釋變量。根據COX比例風險模型，被解釋變量為調查樣本在t-1存續但在t時刻退出的概率，所以本文定義2009年到2016年觀測期間內合作社“農超對接”在第t-1年還參與但在第t年退出的概率為1，若在第t年還未退出則為0，且2009≤t≤2016。

2. 解釋變量。本文的核心解釋變量為合作社具體的生產行為規范及合作社對超市的供貨質量，根據現有文獻及實地調研結果，合作社具體的農產品生產行為規范和賦值情況如下：是否制定了農產品質量標準，“是”賦值為1，“否”賦值為0；是否參與了農產品質量安全可追溯，“是”賦值為1，“否”賦值為0；合作社組織安全生產培訓的程度，按組織程度的大小，劃分為四個等級：“從未組織過”賦值為1、“組織過，但不多”賦值為2、“組織過較多次 ”賦值3、“經常組織”賦值為4；統一施肥、統一病蟲害防治的程度，兩者都按統一程度劃分為四個等級：“從未統一過”賦值為1、“統一過，但不多”賦值為2 、“統一過較多次”賦值為3、“完全統一”賦值為4，兩者的數值越大程度越高；在合作社對超市的供貨質量的測量上，本文根據優質產品(合作社生產的最高質量產品)占供貨總量的比重大小，劃分為五個等級，若優質產品占比為0%～20%之間則供貨質量賦值為1，以此類推，若20%～40%賦值為2，40%～60%賦值為3，60%～80%賦值為4，80%～100%賦值為5。

3. 控制變量。本文僅從合作社角度來探討“農超對接”供應鏈的穩定性，但在該流通模式中，涉及的相關主體還包括超市、政府以及區域經濟環境；其次，合作社進行“農超對接”也屬于市場行為，作為為社員謀利益的中間組織，組織行為會受到利益的驅動，所以合作是否持續與超市合作也受到合作社在“農超對接”渠道上所得收益的影響。因此為提高模型估計的準確性，避免出現嚴重的遺漏變量偏差，本文從合作社特征、超市要求和支配權、政府扶持、區域經濟情況、合作社“農超對接”收益情況五個方面選取如下控制變量：合作社特征選取合作社社員規模、合作社注冊資金、合作社對超市的供貨數量(以下簡稱合作社供貨數量)三個變量；超市方面選擇超市對供貨質量的要求、超市收購價上的壟斷權情況兩個變量；政府扶持方面選擇政府信貸扶持水平；區域 (縣、區) 經濟發展水平以及合作社“農超對接”近三年的農產品平均銷售利潤(以下簡稱合作社利潤)。本文的解釋變量、被解釋變量以及控制變量情況如表1所示。

表1 解釋變量、被解釋變量以及控制變量情況說明(20)由于部分合作社在觀察期間有“農超對接”中斷情況，為控制“農超對接”所獲利潤對供應鏈穩定性的影響，本文選擇合作社第一次實際開展“農超對接”近三年的平均利潤，若開展時間不足三年，則計算從開始到中斷的年份的平均利潤。

四、數據來源與樣本描述性統計

(一) 數據來源與說明

本文數據來源于國家自然科學基金項目《農民合作社“農超對接”行為、績效與扶持政策——基于江西的抽樣調查》課題組在2016年7—12月進行的問卷調查。調查范圍為開展“農超對接”較早、覆蓋較廣的江西省，調查對象主要為合作社的管理人員。為減少樣本選擇偏差，增加樣本的代表性和可靠性，課題組采用固定抽樣與隨機抽樣相結合的方式進行調查，首先課題組根據全國總社和江西省農業廳(2013)公布的江西省11個地 (市) 示范合作社和普通合作社的數據選擇至少擁有6家及以上的生鮮類示范合作社的縣(區)作為樣本縣(區)，共得到24個樣本縣(區)，在24個樣本縣(區)中將生鮮類示范社(國家、省級、市級)設定為固定樣本，然后按相同比例在24個縣(區)隨機抽取相同數量的普通生鮮合作社。針對選出的樣本采用一對一的方式調查訪問，共得到198份調查問卷，剔除無效及不完整問卷3份，最終得到有效問卷195份。

(二) 樣本描述性統計

如表2，對195個樣本合作社的“農超對接”存續時間進行描述性統計得出，在觀測期間內，一年內就退出“農超對接”的合作社達到了10%以上；超過半數以上(60%)的合作社參與“農超對接”的時間少于或等于三年；從2009年到2016年一直持續參與“農超對接”的合作社僅有4家?？梢?，就江西而言，大部分合作社參與“農超對接”的存續時間較短，“農超對接”的穩定性受到極大挑戰。

表2 合作社參與“農超對接”存續時間情況

如表3，對解釋變量和控制變量進行描述性統計得出，在是否制訂農產品質量標準上，均值為0.59，處于一般水平以上，這說明一半以上的合作社制定了農產品生產的質量標準，但也有部分合作社沒有制定；在是否參與農產品可追溯上，均值為0.47，處于一般水平以下，標準差相對于合作社是否制定質量標準較大，說明多數樣本合作社沒有進行產品的可追溯體系建設，且內部存在較大差異；在組織產前的安全生產培訓上，均值為1.96，低于一般水平，說明大部分樣本合作社都缺乏對產前培訓的重視，組織培訓的程度較低；樣本合作社通過統一施肥和統一病蟲害治理的均值(5.55)較高，說明合作社在生產環節上的統一管理水平較高。樣本合作社的供貨質量均值處于中等水平， 說明合作社的供貨質量一般。此外, 合作社社員規模、合作社注冊資金、合作社“農超對接”利潤等控制變量標準差較大，差異明顯, 有必要對其進行控制。

表3 解釋變量和控制變量的描述性統計

五、合作社生產規范、供貨質量與“農超對接”供應鏈穩定性關系的實證分析

在進行基準回歸之前，為避免模型中的解釋變量之間出現多重共線性問題，本文對計量模型的主要變量進行了相關性檢驗。從表4中相關檢驗結果來看，模型中主要解釋變量之間并不存在明顯的共線性問題，而且合作社退出“農超對接”的概率變量與各解釋變量之間均呈顯著的負相關關系，這為接下來的基準回歸分析提供了一個參照。

表4 主要變量的相關性檢驗

注:*、**、***分別表示在 10%、5% 、1%的顯著水平上顯著。

根據上節構建的COX比例風險模型，運用SPSS 19.0軟件檢驗合作社生產規范和供貨質量對“農超對接”供應鏈穩定性的影響大小、方向和路徑，具體的回歸估計結果如表5所示。

表5 合作社生產規范、供貨質量與“農超對接”供應鏈穩定性的回歸結果

注:*、**、***分別表示在 10%、5%、1%的顯著水平上顯著，括號內數值為Wald統計值。

(一) 合作社生產規范與“農超對接”供應鏈穩定性

由模型一的回歸結果可知，在合作社具體的生產規范中，(1) 是否制定農產品質量標準(Standard)與合作社“農超對接”退出概率呈顯著的負相關關系，系數為-0.357，這說明了相比未制定質量標準的合作社，制定了標準的合作社參與“農超對接”的持續時間更長，退出風險更低，假設H1得到驗證。原因在于，在生產質量標準的規范下，社員的生產行為受到約束，更容易生產出符合市場要求的高質量農產品，這使合作社自身市場競爭力得到提升，在與超市簽訂契約過程中，合作社能借此獲得更多的話語權，雙方的地位因此趨向平等，談判成本及后續的合約糾紛相應減少，合作關系最終得以長久發展。(2) 是否參與農產品質量追溯體系建設(Trace-ability)與合作社“農超對接”退出概率呈顯著的負相關關系，系數為-0.390，這說明了相比于未建立質量可追溯體系，參與農產品質量可追溯更能促進合作社“農超對接”關系的良性發展，降低合作社退出“農超對接”的風險，假設H2得到驗證。原因在于，合作社參與可追溯對合作社生產行為起到了較強的約束作用，農產品供應鏈的信息化、透明化程度得到加強，這不僅減少社員以次充好的投機行為，提高了合作社的供貨品質，也避免了合作社因信息失真作出錯誤的經營決策，增進了與超市、消費者的親密關系，利于“農超對接”的持續進行。(3) 組織安全生產培訓(Training)顯著負向影響合作社“農超對接”退出風險，系數為-0.263，這說明了合作社產前組織的安全培訓程度越高，越有利于“農超對接”關系的穩定性，前文的假設H3成立。原因在于，農戶的生產能力和安全生產意識是決定初級農產品質量高低的關鍵，合作社多次組織產前的安全生產培訓能強化農戶的安全生產意識，規范農戶的生產行為，既能滿足超市的供貨需求，又減少了超市對合作社的監督投入，推動了“農超對接”的持續進行。(4) 統一施肥、統一病蟲害防治(Management)對合作社“農超對接”退出風險具有顯著的負向影響，系數為-0.065，這說明加強對施肥和病蟲害防治的統一管理能抑制合作社的“農超對接”退出風險，前文的假設H4成立。原因在于，加強施肥和統一病蟲害的統一管理程度能對農產品起到質量控制的作用，一方面滿足了超市對產品標準化的要求，另外，規?；纳a方式能降低單位農產品的投入成本，利于合作社和超市獲取更大的利潤空間，推動“農超對接”的長遠發展。

(二) 供貨質量與合作社“農超對接”供應鏈穩定性

由模型二的回歸結果可知，合作社的供貨質量(Quality)與合作社“農超對接”退出風險呈顯著的負相關關系，系數為-0.410，即合作社的供貨質量越高越能促進合作社與超市對接關系的良性發展，“農超對接”供應鏈就越穩定，前文的假設H5成立。原因在于，“農超對接”二級供應鏈下，合作社的供貨質量是超市選擇產品供應商的重要依據，從合作社的角度看，高的供貨質量是合作社在合作談判上的有利籌碼，能促進“農超”雙方關系的平等，無論在收購價的談判上，還是在后續續約上都能幫助合作社獲取更有利的地位，利于“農超”雙方對接工作的公平開展；從超市的角度出發，優質的農產品是吸引顧客和維護顧客價值的重要基礎，更是超市逐利的重要條件。合作社的供貨質量越高，消費者獲得的產品價值就越高，農產品的消費價格和數量趨于穩定，超市分配的利潤也就越高，合作關系自然能夠持久進行。從“農超”雙方的角度看，供貨質量在維護“農超對接”關系中起到了核心作用。

(三) 供貨質量對合作社“農超對接”供應鏈穩定性的中介作用

由模型三的回歸結果可知，相對模型一、模型二，各項生產規范的系數絕對值都有少許下降，合作社供貨質量的系數絕對值明顯提高，且兩者對合作社退出“農超對接”的影響依然顯著為負。由此猜測，制定農產品質量標準，參與質量安全追溯體系，組織安全生產培訓，統一施肥、統一病蟲害防治這一系列生產規范可能通過供貨質量對合作社“農超對接”供應鏈的穩定性產生正向的影響，即供貨質量在生產規范和“農超對接”穩定性中起到了一定的中介作用。

為進一步驗證供貨質量的中介作用，本文將采用廣為流行的逐步分析法對合作社供貨質量的中介效應進行檢驗。雖然此方法因檢驗力較低而受到部分學者質疑，但是，若能以該方法得到顯著的結果，則檢驗力低的問題將不存在(21)溫忠麟,葉寶娟.中介效應分析:方法和模型發展[J].心理科學進展,2014,22(5):731-745.，其步驟分為三步：首先考慮自變量X對因變量Y的影響：Y=cX+e1，即檢驗系數C是否顯著為0；其次，考慮X和中介變量M的關系M=aX+e2，檢驗系數a是否顯著為0；最后再討論X是如何通過變量M來影響Y的：Y=c’X+bM+e3，即檢驗b是否顯著為0。根據此方法，本文得到如下檢驗結果：

表6 合作社供貨質量的中介效應檢驗

注:*、**、***分別表示在 10%、5% 、1%的顯著水平上顯著，括號內數值為Wald統計值。

由表6可知，合作社的各項生產規范都顯著負向影響合作社退出“農超對接”的概率，即系數c不為0(分別為-0.383、-0.314、-0.224、-0.070)，第一步檢驗成立；接著，合作社的一系列生產規范也與供貨質量呈顯著的正相關關系，即系數a不為0(分別為0.228、0.460、0.345、0.043)，第二步檢驗成立；最后具體生產規范和供貨質量都顯著負向影響合作社退出“農超對接”的概率，即系數b也不為0(分別為-0.335、-0.217、-0.151、-0.061)，第三步檢驗也成立，同時c’的系數(-0.211)也通過了顯著性檢驗。上述討論表明，合作社具體的生產規范通過供貨質量這一因素對合作社“農超對接”的穩定性產生顯著影響，供貨質量在其中起到了部分的中介作用，符合前文H6的研究假設。該路徑形成的原因在于，合作社通過制定生產質量標準，參與安全可追溯，加強農戶的生產培訓以及統一施肥、統一病蟲害治理一系列生產規范，不僅規范了農戶的生產行為，從生產源頭上提高了初級農產品的品質，還在流通環節上減少了劣質農產品的供應投機行為，提高了合作社對超市的供貨質量。而在前文關于供貨質量的分析講到，供貨質量在“農超對接”關系中具有核心的作用，供貨質量越高，越有利于“農超對接”穩定。綜上所述，該路徑成立。

(四) 進一步分析

課題組之前的研究表明，“農超對接”參與程度(22)“農超對接”參與程度指的是合作社通過“農超對接”實現農產品銷售量占總銷售量的比重，比重越大，說明合作社參與程度越高。不同的合作社，其流通效率存在一定的差異，為了驗證這一差異是否對“農超對接”供應鏈穩定性也產生影響，本文通過計算195個樣本合作社的參與程度平均值，將高于平均值的合作社歸為高參與組，將低于平均值的列為低參與組，再進行分組回歸，結果如表7所示。

注:*、**、***分別表示在 10%、5% 、1%的顯著水平上顯著，括號內數值為Wald統計值。

從模型四、模型五的回歸結果得出，無論在低參與度組還是在高參與度組，合作社具體的生產規范以及供貨質量都依舊顯著負向影響合作社“農超對接”的退出概率，與總樣本估計得出的結論一致，這說明無論合作社處在“農超對接”的哪個階段，生產規范和供貨質量始終是影響其對接關系穩定的重要因素，兩者對“農超對接”供應鏈穩定性的影響通過了穩健性檢驗。但是相比低參與度組，高參與度組中的具體生產規范的系數絕對值都有所降低，合作社供貨質量的系數絕對值有所提高，這說明在合作社與超市對接初期，生產規范在維護“農超對接”關系上的作用更為突出，但隨著合作社與超市合作程度的加深，供貨質量的作用則更加凸顯。

這一差異符合“農超對接”關系的發展規律，即在合作社和超市對接關系建立的初期，由于合約雙方對彼此情況不太了解，合作社通過內部制定的生產規范，一方面減少超市的執行成本，增強了超市對合作社的信任；另外，通過制定生產規范能保證在初期就實現對超市基本農產品的供應，對合作關系起到一個基礎維穩的作用。但隨著合作的深入，超市成為合作社的主要農產品流通渠道，在前期投入(制定生產規范、農產品穩定生產、基本渠道建立等)已完成的基礎上，超市對合作社已經有了基本的了解和信任，轉而更多關注合作社的農產品質量，即供貨質量成為維系合作關系的關鍵。

六、結論與啟示

本文通過江西省195個農民合作社的調查數據，運用COX比例風險模型實證分析了合作社生產規范、供貨質量與“農超對接”供應鏈穩定性的關系，得出如下研究結論。第一，合作社的具體生產規范對合作社“農超對接”關系穩定性具有顯著的正向影響。第二，合作社供貨質量越高對“農超對接”供應鏈穩定性就越有利。第三，供貨質量在生產規范和“農超對接”供應鏈穩定性中起到了部分中介的作用，即合作社的生產規范能通過供貨質量顯著正向影響“農超對接”的穩定性。第四，無論在低參與度組還是在高參與度組，合作社“農超對接”的穩定性都依舊受到具體生產規范和供貨質量的顯著正向影響。第五，相對低參與度組，高參與度組合作社“農超對接”的穩定性受生產規范的影響程度減弱，受供貨質量影響的程度增強。

由此，本文得出如下啟示：

第一，合作社應內生出一套可行的農產品生產行為規范，用于約束和規范農戶生產行為，以此加強對農產品質量安全的控制，促成“農超對接”供應鏈的穩定運行。具體包括：根據食用農產品市場準入標準，制定符合超市要求的農產品生產標準，并切實按標準生產；參與農產品的可追溯體系建設，實現農產品從生產源頭到消費終端的監控，以此減少農戶的“搭便車”行為，提高合作社高質量農產品的生產效率；組織社員參加產前的安全生產培訓，強化安全生產意識，提升生產技能；對生產環節的管理進行統一和優化，促進農產品的規格一致，減少農產品質量差異。此外，相關部門應盡快完善《農民專業合作社法》在規范合作社生產經營方面的相關條例，發揮其對合作社生產行為的監管、規范作用，引導合作社“農超對接”持續、健康發展，對不符合規范和合作原則導致低效率的合作社進行重組或改革。

第二，供貨質量是合作社參與“農超對接”供應鏈的核心競爭力，合作社應將產品質量擺在首位，樹立質量為本的生產觀念，通過增加生產投入提高農產品質量。政府應在合作社農產品良種改進和繁育上提供適當補貼，組織科研和技術人員服務合作社高效率農業科技的推廣和應用，為合作社的規?；?、專業化、現代化生產提供要素支持(包括土地流轉、金融服務、人才引進等)，引導合作社生產高質量高標準農產品。

第三，合作社和超市應共同建立農產品質量安全管理聯盟，完善基于高質量農產品供應的“農超”利益聯結機制和社員安全農產品生產的獎懲—激勵機制，促進合作社社員的權責匹配，調動合作社控制產品質量的積極性。

第四，對于“農超對接”參與程度不同的合作社，在進行“農超對接”供應鏈建設時，側重點應有所不同，在參與度不高的初期，合作社應健全內部管理制度，實現生產環節的透明化和規范化，穩定基本的農產品供應，逐漸與超市建立互惠互信的關系；在合作深入的后期，應重點優化生產結構，擴大生產規模，保障高質量農產品的有效供給，最終實現“農超對接”的多方共贏和持續發展。