市場結構對農(nóng)民合作社議價權的影響

王圖展++胡長玉

摘要：通過一套包含381家生產(chǎn)類農(nóng)民合作社的大樣本調查數(shù)據(jù)和二值選擇模型，實證分析了合作社所在農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)的市場結構對其獲取議價權的影響。研究表明：當前的農(nóng)民合作社普遍還不具備獲取議價權的市場條件和規(guī)模實力，行業(yè)壁壘也難以形成；但是那些成立之初選擇經(jīng)營需求彈性不大的農(nóng)產(chǎn)品、同業(yè)競爭性合作社少、所在地區(qū)農(nóng)民組織化程度高、實施品牌戰(zhàn)略的合作社獲取議價權的概率明顯更高；指出了農(nóng)民合作社爭取更高產(chǎn)業(yè)鏈利益的可能性及其未來發(fā)展方向。

關鍵詞：農(nóng)民合作社； 農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈； 市場結構； 議價權

中圖分類號：F321.42文獻標識碼：A 文章編號：1009-9107（2017）01-0097-09

收稿日期：20160721DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2017.01.14

基金項目：國家哲學社會科學青年基金項目（13CGL086）；重慶市人文社會科學重點研究基地項目（16SKB062）

作者簡介：王圖展（1977-），男，西南大學經(jīng)濟管理學院副教授，主要研究方向為農(nóng)業(yè)關聯(lián)產(chǎn)業(yè)組織與區(qū)域發(fā)展。

在我國人多地少的基本國情和以家庭聯(lián)產(chǎn)承包為主的農(nóng)業(yè)基本經(jīng)營體制下，如何實現(xiàn)大量分散和獨立經(jīng)營的農(nóng)戶與國內外大市場連接，是一個亟待解決的現(xiàn)實經(jīng)濟問題。很多學者認為，農(nóng)民合作社（以下簡稱“合作社”）可以促進農(nóng)戶互助合作、統(tǒng)一市場行動、規(guī)避市場風險、提高談判地位、制衡買方壟斷，通過消除經(jīng)濟行為的中間層、減少購銷環(huán)節(jié)交易費用、取得規(guī)模經(jīng)濟效益，最終能夠獲得潛在利潤、促進農(nóng)民增收[15]。最近30多年來，受到這種預期經(jīng)濟效應的影響，全國各地的合作社逐漸發(fā)展起來，特別是2007年《農(nóng)民專業(yè)合作社法》的實施助推了各級各類合作社在數(shù)量上的快速增長。據(jù)全國農(nóng)民合作社發(fā)展部際聯(lián)席會議第四次全體會議（2016年3月18日）公布的數(shù)據(jù)，截止2015 年 12 月底，全國登記注冊的合作社達153.1萬家，實際入社農(nóng)戶10 090萬戶，約占農(nóng)戶總數(shù)的42%[6]。

盡管合作社的預期作用很多，但是以董時進、Godwin為代表的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟學家認為，建立合作社的主要目的是獲得議價權[7，8]。議價權是在自由競爭亦或壟斷市場上經(jīng)濟組織討價還價的能力。本文關注的主要問題在于，農(nóng)民組織化是否就能夠讓農(nóng)民獲得這種在農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上的討價還價能力，什么因素決定了合作社的議價權。Bacharach & Lawler指出，議價是買賣雙方互相操縱信息和對彼此印象管理的過程，是一種跟企業(yè)潛在能力密切相關的戰(zhàn)術行動，談判雙方的戰(zhàn)術越豐富，方法越多，則討價還價能力越高[9]。從Nash開始的各種議價博弈理論同樣強調議價策略、信息或貼現(xiàn)因子等技術性因素對議價的影響[1012]。本文認為，議價權并非農(nóng)民組織起來以后自然就獲得的經(jīng)濟權利，合作社能否獲得議價權關鍵還在于對自身所處農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)市場結構的主動調整或重塑。對此，我們將做較完整的理論闡釋，并基于一套大樣本問卷調查資料和計量經(jīng)濟模型進行實證檢驗。

一、市場結構對合作社議價權的影響

從產(chǎn)業(yè)組織理論經(jīng)典的SCP分析范式來看，議價權不過是針對交易對象而言的一種相對權益優(yōu)勢，這種優(yōu)勢建立在經(jīng)濟組織的市場談判地位和話語權基礎上，本質上仍然是市場結構決定的產(chǎn)物。嚴格來說，與SCP分析范式適用于單個產(chǎn)業(yè)層面的分析不同，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈至少涉及上下游的生產(chǎn)、加工兩個產(chǎn)業(yè)或部門，存在著產(chǎn)品關聯(lián)、縱向協(xié)作和利益分配等多重技術經(jīng)濟聯(lián)系。郁義鴻、管錫展將這種由產(chǎn)業(yè)鏈上兩個市場各自不同的市場結構整合而成的市場結構稱為縱向市場結構[13]。在農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的縱向市場結構中，合作社和下游組織的議價行為和績效不僅受本部門市場結構的影響，還受議價對方市場結構的影響。以下借鑒多納德和德里克的模型[14]，可以探討農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上的縱向市場結構對合作社議價權的影響。

假設農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上有m家同質的合作社和n家同質的農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)， 而且1單位初級農(nóng)產(chǎn)品A正好可以生產(chǎn)1單位農(nóng)產(chǎn)品加工品B，A和B有相同的產(chǎn)出度量單位。合作社所處上游部門的反需求函數(shù)為：pA=f（QA），其中QA=nqA，qA是單個合作社的產(chǎn)出。合作社的利潤函數(shù)為：πA=pAqA-cAqA-FA，其中，cA是單位農(nóng)產(chǎn)品的投入成本，F(xiàn)A是固定成本。利潤最大化的一階條件為：

dπAdqA=pA+qdpAdqA-cA=0，整理可得：

dπAdqA=pA（1+qApAdpAdqA）-cA=0

代入價格彈性EA=pA dqAqA dpA后，

dπAdqA=pA（1-1EA）-cA=0

再將m家合作社的利潤最大化條件加總，可得：

pA（1-1mEA）=cA，進一步整理得到：

pA=cA/（1-1mEA）

農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)所處下游部門的反需求函數(shù)為：pB=f（QB），其中QB=nqB，qB是單個企業(yè)的產(chǎn)出。加工企業(yè)的利潤函數(shù)為：πB=pBqB-pAqB-cBqB-FB，此處的pA也是農(nóng)產(chǎn)品原料的采購價格，cB是其他投入的成本。利潤最大化的一階條件為：

dπBdqB=pB+qBdpBdqB-pA-cB=0

代入價格彈性EB=pBdqBqBdpB并將n家企業(yè)加總，可得：

pA=pB（1-1nEB）-cB

從上述推導結果來看，如果合作社的議價權表現(xiàn)為顯示性的農(nóng)產(chǎn)品價格pA，當cA、cB、pB一定時，議價權既受上游部門m、EA值的負向影響，也受下游部門n、EB值的正向影響。然而，按照完全競爭、壟斷競爭、寡頭壟斷、完全壟斷的市場結構分類方法，合作社與下游組織之間的縱向市場結構將有4×4種組合或類型，這給理論分析和實證研究帶來較大困難。從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域性、農(nóng)村市場分割和農(nóng)產(chǎn)品結構性過剩等現(xiàn)實情況來看，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)中環(huán)節(jié)主要是完全競爭型市場結構，而產(chǎn)后環(huán)節(jié)往往競爭不充分，特別是在交通不便和信息閉塞的地區(qū)，運銷商或加工企業(yè)在市場信息、流通渠道上占有優(yōu)勢，甚至形成局部的買方壟斷。因此，基于現(xiàn)實考慮，本文假設農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)后環(huán)節(jié)壟斷程度較高且既定不變，而側重分析合作社能否主動調整或重塑自身所處環(huán)節(jié)的市場結構，從而降低競爭程度、形成高均衡[15]的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈縱向市場結構。

由于市場結構本身并不能被直接觀測，因此從構成要素的角度對其進行把握是合理的選擇。比如，池仁勇和朱帆就從營銷網(wǎng)絡程度、行業(yè)競爭情況、主導產(chǎn)品市場份額和自主品牌銷售比重等角度間接研究了市場特性對企業(yè)議價能力的影響[16]。值得指出的是，表征縱向市場結構不應局限于上述m、n、EA、EB4個指標，從同業(yè)組織數(shù)量及規(guī)模分布、產(chǎn)品差異程度、進入壁壘3個經(jīng)典維度方能全面考察市場結構的差異對合作社獲取議價權的影響。

1.在組織數(shù)量及規(guī)模分布方面，考察因素包括：（1）同業(yè)合作社數(shù)量。同業(yè)合作社數(shù)量越多則農(nóng)產(chǎn)品市場競爭就越激烈，縱向市場結構就越難達到高均衡狀態(tài)，合作社將難以獲得議價權；反之，較少的同業(yè)合作社數(shù)量有利于降低農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)中環(huán)節(jié)的競爭程度，促進合作社獲得議價權。（2）農(nóng)民組織化程度。同業(yè)農(nóng)戶加入合作社的比例越高，合作社越能采取一致性市場行動、發(fā)揮農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)一銷售的服務功能，從而爭取議價權；反之，合作社將面對來自眾多農(nóng)戶的惡性競爭，難以獲得議價權。（3）合作社規(guī)模。合作社只是農(nóng)民互助合作的集合體，本身不是對成本收益進行獨立核算的生產(chǎn)經(jīng)營單位，但是成員規(guī)模和農(nóng)產(chǎn)品交售量越多，合作社在區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品市場的份額就越大，由此產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟效應能為下游組織節(jié)約更多交易成本，因而容易獲得讓利和議價權。

2.農(nóng)產(chǎn)品差異化程度。不同農(nóng)產(chǎn)品的需求彈性有別，競爭激烈程度不同，即使是同業(yè)合作社，其在質量安全認證和品牌戰(zhàn)略方面也未必完全相同。通常，在壟斷程度高的市場上產(chǎn)品差異度都比較大，而在完全競爭市場的市場上產(chǎn)品同質化程度較高。具體因素有：（1）農(nóng)產(chǎn)品需求彈性。根據(jù)前邊的理論分析，合作社經(jīng)營需求彈性越大的農(nóng)產(chǎn)品越難提高銷售價格；相反，農(nóng)產(chǎn)品需求彈性不大或具有一定剛需，合作社越容易提高銷售價格，在談判中獲得議價權。（2）質量安全認證。當代社會對農(nóng)產(chǎn)品質量安全的要求從最終產(chǎn)品合格轉向種植養(yǎng)殖環(huán)節(jié)的規(guī)范、安全、可靠，推崇農(nóng)產(chǎn)品從“農(nóng)場到餐桌”全過程控制，并隨之產(chǎn)生了各級各類生產(chǎn)管理和控制體系認證。如果合作社獲得了無公害農(nóng)產(chǎn)品認證、綠色食品認證或有機食品等相關認證，則有望提高農(nóng)產(chǎn)品的差異程度進而降低市場競爭、爭取議價權。（3）品牌戰(zhàn)略。品牌是具有經(jīng)濟價值的無形資產(chǎn)，用抽象化、特有和可識別的心智概念來表現(xiàn)其差異性，可以給擁有者帶來溢價和增值。如果合作社實施了品牌戰(zhàn)略，農(nóng)產(chǎn)品特定的名稱、包裝設計或其組合就可以降低同質化競爭，從而獲得議價權。

3.進入壁壘。新的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進入農(nóng)產(chǎn)品細分領域時遇到的障礙或者投資阻力，同樣反映了行業(yè)競爭的激烈程度。一般來說，行業(yè)進入壁壘越低，競爭程度就越高，組織越難獲得議價權。合作社所在市場的進入壁壘有：（1）資金門檻。農(nóng)業(yè)是一個資本相對匱乏的經(jīng)濟部門，不同農(nóng)產(chǎn)品的基礎設施建設費用、種苗購買成本、管護工資差別也很大。如果行業(yè)的沉沒成本高、進入退出難度大，則競爭程度就相對較低，在位合作社易于獲得議價權。（2）生產(chǎn)技術難度?，F(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新水平高、品種更新迭代快，傳統(tǒng)的精耕細作未必能夠滿足新的生產(chǎn)技術要求，然而掌握新的生產(chǎn)技術需要耗費資金和時間成本。如果合作社主營農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)技術難度大，則容易建立行業(yè)進入壁壘，有利于獲得議價權。（3）生產(chǎn)周期。不同農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)周期差異大，比如蔬菜可以當年出產(chǎn)上市，而果樹則要若干年才能掛果進入盛產(chǎn)期。因此，從幼苗開始到大量上市銷售的時間越長，生產(chǎn)者的資金壓力越大，行業(yè)壁壘就越高，在位合作社越容易獲得議價權。

綜上所述，市場結構影響經(jīng)濟組織的議價權，合作社能否獲得議價權一定程度上取決于對自身所在農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)市場結構的主動調整或重塑。除此以外，農(nóng)產(chǎn)品供求關系也是不容忽視的重要因素，當農(nóng)產(chǎn)品供大于求時，合作社承受農(nóng)產(chǎn)品滯銷、價格下跌的壓力，下游運銷商或加工企業(yè)具有議價權；反之，下游廠商面臨農(nóng)產(chǎn)品短缺、價格上漲的壓力，合作社容易獲得議價權。同時，考慮到合作社主營產(chǎn)品類型與其服務功能實現(xiàn)程度存在相關性[17]，并可能影響議價權的獲得，因此也將其作為重要的控制性因素。

二、變量設置、模型選擇與數(shù)據(jù)來源

（一）變量設置與模型選擇

池仁勇和朱帆、Courtois & Subervie等構建的議價博弈模型或實證分析框架均把議價權表示為顯示性的商品價格[1618]。類似地，合作社銷售農(nóng)產(chǎn)品的價格也可以反映其議價權。然而問題在于，以市場價格來判斷議價權缺乏統(tǒng)一的量化標準，異質性農(nóng)產(chǎn)品之間也缺乏價格可比性，因此，僅憑農(nóng)產(chǎn)品價格事實上難以直接測度合作社的議價權。對此，考慮借鑒產(chǎn)業(yè)組織理論測量市場勢力的方法，用勒納指數(shù)（L）來測算合作社的議價權，見下式：

L=（P-MC）/P（1）

其中，P為合作社銷售農(nóng)產(chǎn)品的實際價格，MC為合作社的邊際成本。通常，0≤L≤1，L值越大表示合作社議價權越大，反之亦反。不過，用勒納指數(shù)測算合作社議價權存在兩個問題：不同質量農(nóng)產(chǎn)品的市場價格不具可比性、合作社的邊際成本難以觀測。對于前者，可以忽略議價權的絕對大小，通過勒納指數(shù)分子（P-MC）值的正負來判斷合作社有無議價權。在理論上，無論農(nóng)產(chǎn)品質量如何，具有議價權的合作社其（P-MC）值均為正，不具有議價權的合作社其（P-MC）值均為負。這樣，不同合作社均有議價權的唯一取值并可做比較。對于后者，在農(nóng)民組織化程度低下的完全競爭型市場結構中，MC=MR=P（MR為邊際收益），因此可以用市場零散農(nóng)戶單獨銷售農(nóng)產(chǎn)品的價格來代替MC。最終，因變量y簡化為“合作社有無議價權”，當合作社統(tǒng)一銷售農(nóng)產(chǎn)品的價格比零散農(nóng)戶單獨銷售更高，代表其具有議價權，y賦值為1；反之，合作社的價格等同甚至低于零散農(nóng)戶，則代表合作社沒有議價權，y賦值為0。

解釋變量包括對合作社所在市場結構的測試變量和控制變量。測試變量包括：（1）組織數(shù)量及規(guī)模分布，具體變量包括：同業(yè)合作社數(shù)量、農(nóng)民組織化程度、合作社規(guī)模。將同業(yè)合作社數(shù)量劃分為僅此1家、2～4家、5家以上，其中，5家以上作為對照組。此外，為了避免內生性問題，合作社規(guī)模用年初成員數(shù)量來表示，而不用成員交售量或者銷售收入。（2）產(chǎn)品差異度，具體變量包括：農(nóng)產(chǎn)品類型、質量安全認證、品牌戰(zhàn)略。通常，產(chǎn)品的需求彈性差異難以直接觀測，本文用是否為大宗農(nóng)產(chǎn)品來替代對農(nóng)產(chǎn)品需求彈性的觀測?；谵r(nóng)業(yè)經(jīng)濟學理論，從需求程度、替代品數(shù)目、用途廣泛程度等角度綜合判斷，大宗農(nóng)產(chǎn)品的需求彈性相對其他農(nóng)產(chǎn)品要小。（3）進入壁壘，具體變量包括：農(nóng)業(yè)的資金門檻、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)技術難度和生產(chǎn)周期。在控制變量中，把農(nóng)產(chǎn)品供求關系劃分為供不應求、供求穩(wěn)定、供過于求3類，其中，供過于求作為對照組。參照鄧衡山等[7]把主營產(chǎn)品類型劃分為糧棉油及一般經(jīng)濟作物類、蔬菜瓜果花木煙茶藥材類、畜禽水產(chǎn)養(yǎng)殖類，其中，糧棉油及一般經(jīng)濟作物類作為對照組。詳細的變量設置和預期作用見表1。

對于計量經(jīng)濟模型的選擇，首先考慮以下的基本回歸方程：

yi=xi′β+εi（2）

其中，x是包含測試變量和控制變量在內的所有解釋變量集合，β為待估參數(shù)，ε為不可觀測的其他因素。由于因變量y為（0，1）二值選擇變量，估計方程可以轉換為以下Logit模型形式（假定隨機誤差累積分布函數(shù)為邏輯分布）：

P（y=1|x）=F（x，β）=Λ（x′β）≡exp（x′β）1+exp（x′β） （3）

（3）式為非線性模型，采用最大似然法進行估計。同時，考慮到隨機誤差累積分布函數(shù)可能為標準正態(tài)分布，因此采用Probit模型來估計參數(shù)以做估計結果的穩(wěn)健性分析。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)來源于2015年3—7月課題組開展的問卷調查。調查分兩個階段進行：第一階段，在東部、中部、西部地區(qū)分別選取1個省，在每個省將所有縣根據(jù)人均工業(yè)增加值[19]降序排列后分層隨機抽取5個縣，在每個縣隨機抽取5家合作社，通過地方農(nóng)業(yè)部門和公開信息渠道收集整理了樣本合作社的基本資料，并邀約合作社負責人進行一對一訪談，填寫調查問卷，排除內容填寫缺失的問卷后獲得74家合作社的資料；第二階段，委托農(nóng)業(yè)部市場司工作人員采用便利隨機抽樣方法，邀約了全國326家合作社的負責人填寫調查問卷，以進一步補充樣本數(shù)量。最終，本次調查獲得了20個省份161個縣（區(qū)）400家合作社的大樣本數(shù)據(jù)集，經(jīng)邏輯審核和完整度篩查，有效問卷381份。

此次調查只針對正常運行的產(chǎn)品生產(chǎn)類合作社，不涉及已經(jīng)消亡的組織。從主營產(chǎn)品類型來看，樣本包括194家糧食和棉花、油料等一般經(jīng)濟作物類合作社，153家蔬菜、瓜果、花木、煙茶和藥材類合作社，34家畜禽、水產(chǎn)養(yǎng)殖類合作社。從示范級別來看，國家級、省級、地市級、縣級示范合作社分別為5家、26家、45家、68家，而非示范合作社有237家；從分布區(qū)域來看，有173家分布在優(yōu)勢和特色產(chǎn)業(yè)區(qū)，208家分布在一般產(chǎn)業(yè)區(qū)。調查結果應當能夠反映不同地區(qū)、不同經(jīng)營品類合作社的議價權差異和市場結構現(xiàn)狀。

（三）描述性統(tǒng)計

統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，調查樣本中的160家合作社表示農(nóng)產(chǎn)品售價比零散農(nóng)戶在市場上單獨銷售更高，138家表示售價等同，還有83家表示售價更低。少量售價更低的情況可能是部分合作社采取了降價促銷的策略。總體來看，在農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上能夠獲得議價權的合作社仍然是少數(shù)。解釋變量的統(tǒng)計特征如下：

1.組織數(shù)量及規(guī)模分布。（1）同業(yè)合作社數(shù)量較多。樣本中有140家合作社表示當?shù)氐耐瑯I(yè)合作社數(shù)量超過10家，84家表示有8～10家，兩者約占樣本總量的58.79%，只有12家表示“僅此1家”。由此可見，大多數(shù)合作社具有集群式的發(fā)展態(tài)勢或者本身處于農(nóng)業(yè)專業(yè)化產(chǎn)業(yè)區(qū)，同業(yè)競爭激烈，不利于獲得議價權。據(jù)稱，德國的原料牛奶市場為寡占型結構[20]，顯然這種情況在中國還極為少見。（2）農(nóng)民組織化程度還不高。221家合作社表示當?shù)赝瑯I(yè)農(nóng)戶入社比例不足30%，88家表示在30%～50%之間，只有72家表示超過50%。大致看來，該數(shù)據(jù)略低于前文所指報道，即全國42%的農(nóng)戶加入合作社。（3）合作社規(guī)模狹小。245家合作社全年銷售收入低于50萬元，80家為50～100萬元，僅有56家超過100萬元。從成員數(shù)量來看，167家合作社的社員總數(shù)低于30戶，121家為30～100戶，93家超過100戶。由此看來，當前的合作社規(guī)模普遍偏小，大多數(shù)合作社還不具備規(guī)模實力來提升市場中的話語權和談判地位。

2.產(chǎn)品差異度。（1）主營大宗農(nóng)產(chǎn)品的合作社較少。樣本中有162家合作社主營產(chǎn)品為需求彈性較小的大宗農(nóng)產(chǎn)品，219家為需求彈性較大的其他農(nóng)產(chǎn)品。（2）質量安全認證水平不高。實施無公害認證、產(chǎn)地認證、綠色認證、有機認證的合作社分別只有91、76、15家，52.23%的合作社沒有任何權威部門的農(nóng)產(chǎn)品質量安全認證。（3）實施品牌戰(zhàn)略的合作社不多。213家合作社沒有注冊品牌，103家使用農(nóng)產(chǎn)品地理標志，只有65家單獨注冊了品牌。整體來看，當前合作社未能充分提高主營產(chǎn)品的差異化程度，很難減輕同質化競爭從而在產(chǎn)業(yè)鏈上獲得議價權。

3.進入壁壘。（1）農(nóng)業(yè)的資金門檻不高。樣本中分別只有60家、17家合作社認為本行業(yè)的資金門檻高、很高。（2）生產(chǎn)技術難度較低。分別有32家、61家、241家合作社認為本行業(yè)的生產(chǎn)技術難度很小、小和一般，只有40家和7家認為難度大、很大。（3）生產(chǎn)周期較短。111家合作社的農(nóng)產(chǎn)品從種苗開始到大量上市的生產(chǎn)周期在半年以內，172家為半年～1年，56家為1～2年，20家為2～3年、22家為3年以上。綜合來看，合作社所在行業(yè)還難以形成進入壁壘，大多數(shù)合作社無法阻止其他的農(nóng)業(yè)組織通過結構調整或新的投資加入市場競爭。

此外，從農(nóng)產(chǎn)品供求關系來看，樣本中的70家合作社面臨市場供大于求的“賣難”困境，186家處于供求較穩(wěn)定的狀態(tài)，只有125家表示產(chǎn)品供不應求。因此，大多數(shù)合作社并不具備良好的供求關系來獲得議價權。綜上所述，當前的合作社還沒有對農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上的非均衡縱向市場結構帶來明顯改變，農(nóng)產(chǎn)品供求關系也不利于合作社獲得議價權，整體而言，合作社依然還不具備獲取議價權的市場條件和規(guī)模實力。不過，那些已經(jīng)占有先機、對所處產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)的市場結構有所適應和主動調整的合作社能否獲得議價權，則需要接受實證檢驗。

三、計量模型估計結果與分析

（一）模型估計及穩(wěn)健性檢驗

考慮到合作社對農(nóng)產(chǎn)品進行品牌注冊的同時有可能開展質量安全認證，“質量安全認證”和“品牌戰(zhàn)略”兩個變量存在潛在的相關性，因此，本文將兩者分開進行模型回歸，如表2回歸結果Ⅰ、Ⅱ所示。進入壁壘的3個變量存在同樣的可能性，因此進行類似處理，如回歸結果Ⅲ、Ⅳ、Ⅴ所示。在估計結果的穩(wěn)健性方面：（1）通過逐步回歸法剔除不顯著的變量，從而得到表3的回歸結果Ⅵ，從各變量的顯著性水平來看，估計結果表現(xiàn)穩(wěn)定。（2）回歸結果Ⅶ報告了Logit模型的穩(wěn)健標準誤，其值與回歸結果Ⅵ的普通標準誤差別極小，表明本文的回歸模型設定無誤。（3）因懷疑模型的隨機誤差累積分布函數(shù)有可能為標準正態(tài)分布，換用Probit模型重新進行參數(shù)估計后的結果顯示，在Logit模型中統(tǒng)計顯著的變量在Probit模型估計中表現(xiàn)一致，進一步剔除不顯著變量仍然獲得了一致性結果，可見模型選擇差異并沒有影響估計結果的穩(wěn)健性，見回歸結果Ⅷ。（4）剔除成立時間只有1年及其以下的87份樣本后重新進行Logit模型和Probit模型回歸，除了“農(nóng)產(chǎn)品類型”之外其他變量都保持了結果的穩(wěn)定，去掉不顯著變量后分別見回歸結果Ⅸ、Ⅹ。整體來看，在回歸結果Ⅵ中統(tǒng)計顯著的解釋變量在其他多次穩(wěn)健性檢驗中表現(xiàn)都很穩(wěn)健，模型的預測準確率也很高。為了便于對回歸結果進行解釋，表4進一步報告了Logit模型估計結果Ⅵ的幾率比?？紤]到離散回歸模型的估計系數(shù)除了檢驗變量的作用方向之外，參數(shù)大小無法直接反映變量的作用力度，因而本文還估計了平均邊際效應，以此反映各個解釋變量變化對合作社獲得議價權概率的影響。

（二）結果分析與討論

從模型估計結果來看，部分測試變量和控制變量的估計結果通過了顯著性檢驗，作用方向符合理論預期，可以認為合作社所在農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的市場結構對其獲得議價權存在影響。具體而言：

1.在合作社組織數(shù)量及規(guī)模方面，同業(yè)合作社數(shù)量僅有1家、農(nóng)民組織化程度對合作社獲得議價權具有顯著影響。在當?shù)貎H此1家的合作社獲得議價權的幾率比是5家及以上合作社共存情況的7.03倍；所在地農(nóng)民組織化程度提高1%，合作社獲得議價權的概率平均提高0.3個百分點。不過，合作社自身規(guī)模影響其獲得議價權的證據(jù)有所不足。

2.在合作社的產(chǎn)品差異化程度方面，農(nóng)產(chǎn)品類型、品牌戰(zhàn)略對合作社獲得議價權具有顯著影響。相對其他農(nóng)產(chǎn)品而言，合作社經(jīng)營需求彈性較小的大宗農(nóng)產(chǎn)品獲得議價權的幾率比要高出98%，這與章德賓等認為只有果蔬業(yè)適宜合作社模式[21]的觀點存在差異；相對于沒有注冊品牌的合作社，注冊品牌的合作社獲得議價權的幾率比提高106%。在剔除成立時間只有1年及其以下的樣本后“農(nóng)產(chǎn)品類型”變量不再顯著，可能的原因在于，在合作社成立之初，經(jīng)營需求彈性不大、有一定剛需的農(nóng)產(chǎn)品容易快速進入市場，以其組織化優(yōu)勢獲得議價權，而經(jīng)營需求彈性較大的農(nóng)產(chǎn)品反而需要采取降價策略打開市場，難于迅速獲得議價權。然而隨著時間的推移，合作社逐漸形成自生能力和市場影響力，可以擺脫來自產(chǎn)品類型初始選擇的影響。此外，是否實施質量安全認證并沒有通過顯著性檢驗。總之，合作社成立之初選擇經(jīng)營需求彈性不大的農(nóng)產(chǎn)品并在其后實施品牌戰(zhàn)略，則更能提升農(nóng)產(chǎn)品的差異化程度以降低同業(yè)競爭、獲得議價權。

3.合作社所在行業(yè)的進入壁壘對其獲得議價權沒有影響，資金門檻、生產(chǎn)技術難度和生產(chǎn)周期變量的作用均不顯著。整體而言，行業(yè)進入壁壘對合作社獲得議價權的影響缺乏證據(jù)，合作社很難通過阻止其他潛在競爭者進入以獲得議價權。這與初級產(chǎn)品生產(chǎn)行業(yè)本身的低進入門檻特征有關，如果是下游農(nóng)產(chǎn)品加工行業(yè)，情況可能有所不同。比如，Tseng & Sheldon就證實，智利食品加工業(yè)的固定成本和出口租金可以形成行業(yè)壁壘，從而對出口市場結構產(chǎn)生顯著影響[22]。

4.在控制變量方面，供不應求的農(nóng)產(chǎn)品供求關系、蔬菜瓜果花木煙茶藥材類虛擬變量對合作社獲得議價權具有顯著影響。合作社經(jīng)營的產(chǎn)品供不應求時獲得議價權的幾率比是供過于求時的2.49倍；合作社主營蔬菜瓜果花木煙茶藥材類農(nóng)產(chǎn)品獲得議價權的幾率比是主營糧棉油及一般經(jīng)濟作物類的1.95倍。主營畜禽水產(chǎn)養(yǎng)殖類與糧棉油及一般經(jīng)濟作物類則沒有顯著差別。

四、結論及啟示

基于全國381份產(chǎn)品生產(chǎn)類合作社的大樣本調查數(shù)據(jù)和計量經(jīng)濟模型，本文實證檢驗了合作社所在農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)的市場結構對合作社能否獲得議價權的影響。結果表明：議價權不是合作社與生俱來的權利，不同合作社能否獲得議價權存在較大差異，合作社所處農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)的市場結構是影響這種差異的重要因素。從現(xiàn)實證據(jù)來看，當前的合作社普遍還不具備獲得議價權的市場條件和規(guī)模實力，行業(yè)壁壘也難以形成，但是那些成立之初選擇經(jīng)營需求彈性不大的農(nóng)產(chǎn)品、同業(yè)競爭性合作社少、所在地區(qū)農(nóng)民組織化程度高、實施品牌戰(zhàn)略的合作社獲得議價權的概率明顯更高。

目前，社會各界對合作社發(fā)展既寄予厚望，又存在意見分歧。毋庸置疑的是，合作社是能夠自我更新、再生和重組的動態(tài)經(jīng)濟組織[23]。盡管當前農(nóng)產(chǎn)品市場出現(xiàn)的結構性過剩局面難以改變，合作社構筑行業(yè)壁壘也不現(xiàn)實，但是合作社仍然具有一些機會和辦法來重塑農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上的縱向市場結構，以謀求議價權和更高的產(chǎn)業(yè)鏈利益。一方面，那些發(fā)展具有一定剛需的農(nóng)產(chǎn)品或者市場上已經(jīng)培育起一批消費者的合作社在起步階段更容易獲得議價權，但是在其后的發(fā)展中要依靠品牌化戰(zhàn)略及多種舉措來減弱同質化競爭壓力。另一方面，合作社可以走橫向聯(lián)合之路，通過發(fā)展聯(lián)合社來進一步減少鄰近地區(qū)同業(yè)合作社數(shù)量、避免惡性競爭，從而增強市場話語權和談判能力。我國實施的《反壟斷法》豁免了農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、加工、銷售、運輸、儲存等經(jīng)營活動中實施的聯(lián)合或者協(xié)同行為，政府的工商行政管理部門也大力支持合作社及其聯(lián)合社的組建，當前通過橫向聯(lián)合來增強合作社的議價權已具備條件。一個著名的案例是，臺灣的10多家生產(chǎn)柑橘的農(nóng)會聯(lián)合起來組成柑橘協(xié)會，協(xié)會的主席由農(nóng)會會長輪流擔任，通過協(xié)調全行業(yè)的銷售策略，協(xié)會保證了議價權以及橘農(nóng)的收入。

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