资产专用性、不确定性与交易的治理模式——基于农业龙头企业与农户间交易的实证研究

陈 灿

( 华南农业大学 经济管理学院，广东 广州510642)

一、引 言

我国人多地少，土地零散，农村实行以家庭承包责任为基础，统分结合的双层经营体制，在这样的政策和社会背景下，农业龙头企业得以形成，并通过与农户形成长期的、紧密的交易关系，以实现产销一条龙、贸工农一体化。然而，当前我国农业龙头企业与农户的交易受到合约的不完全性及各种风险和不确定性的影响，机会主义行为或敲竹杠时有发生，不执行合同或协议的情况屡见不鲜。如何更好地治理农业龙头企业与农户之间的交易仍然是个亟待解决的理论与实践的难题。

早期对此问题的研究大多数是从法学或经济学角度对企业和农户交易中的违约问题进行分析(例如，史建民，2001;刘凤芹，2003)［1－2］。陈灿等(2007)引入合约治理和关系治理两种模式，提出了一个分析农业龙头企业与农户间交易治理问题的理论框架［3］。近几年一些文献也分别指出了合约治理或关系治理对于企业与农户间交易的作用(例如，黄珺，2007;陈灿，罗必良，2011)［4］，［5］46，然而缺乏同时对两种治理手段进行实证分析的研究。本文将从交易成本经济学角度出发，探讨中国农业龙头企业与农户间交易的合约治理与关系治理两种模式的影响因素。

交易成本经济学认为不同特性的交易应当适用不同的治理机制，而影响治理模式的因素主要包括三种:资产专用性，不确定性和频率［6］。过去的研究对于频率特性并没有投入太多的关注［7］245，其余两个特性则已经成为治理模式研究中的重点。本文将遵循前人思路，主要研究资产专用性和不确定性对治理模式的影响，然而研究的对象是一种特殊交易的治理，即农业龙头企业与农户之间交易的治理。本文的研究将帮助探讨在资产专用性和不确定性的不同情境下，应该如何匹配关系治理和合约治理两种治理模式，以保障企业与农户间交易更为顺利地进行。因此，本文的研究将丰富和充实关于交易治理的理论研究，并能够为中国农业龙头企业实践提供一定的指导。

二、理论模型的构建

(一)资产专用性与治理模式

根据交易成本理论，当资产专用性增加时，混合与科层结构优于市场，而资产专用性程度极高时，科层结构成为首选的治理机制［8］。换句话说，更高程度的资产专用性需要更大的保障，包括在交易中防范机会主义行为。而合约治理正是这种更好的保障之一，Poppo 和Zenger(2002)的研究证实了这一点［9］707。

大量的研究者已经对供应商资产专用性对关系治理的影响作了调查，例如，Claro(2003)针对荷兰花卉业的实证研究表明，物质资产专用性与关系治理正相关，而无形资产专用性与关系治理不存在相关关系［10］。但Hoetker 和Mellewigt(2009)得出了几乎相反的实证结论。他们以德国电信行业为例，通过实证研究发现，合约治理与关系治理的最优配置取决于专用性资产的类型，合约治理与物质资产相匹配，而关系治理则与知识资产相匹配［11］。但这些研究并没有同时纳入合约治理机制进行分析。

同时考查合约治理和关系治理的研究仍然得出与传统观点一致的结论，即资产专用性会同时促进合约治理和关系治理。Poppo 和Zenger(2002)指出随着资产专用性程度的提高，合约治理和关系治理都相应加强，尽管其实证研究最后发现资产专用性与关系治理并不是简单的正相关关系［9］707，但后来Poppo(2008)基于中国的实证研究又表明，资产专用性与关系治理和合约治理都存在正相关关系［12］48。因此，本文也支持这种正相关的观点。

农业龙头企业与农户的交易中，既存在专用性的物质资产，也存在专用性的人力资本。农业生产的物质资本专用性是指，某些实物资产是专门为生产某特定的农产品而设计制造的工具等设备，如果不再生产这种特定产品该实物资产将会一文不值。这主要体现在以下两个方面:一方面，农产品一般都不耐储藏，农产品加工企业的厂房和设备必须在农产品生产区，其厂房和设备形成了较高的专用性;另一方面，农产品生产的季节性与加工需求的长年性的矛盾使得企业的仓储投资大，这也形成了物质资产专用性［13］。农业龙头企业的人力资本专用性是指企业员工习得的有关于农产品生产的技能或知识、与农户打交道时的经验等，它们只与特定的农户交易时才有价值，而在该关系之外价值就会减少。这两种资产专用性的增加，都会带来交易成本的增加。

通过建立更复杂的合同，与资产专用性相关的特定成本将会减少［14］(Dyer，1997)。例如，明确地规定机会主义行为的惩罚措施、细致地规定关键环节的监督方法等，都能消除或减少“敲竹杠(hold up)”行为。因此，随着资产专用性程度的增加，农业龙头企业与农户的交易中应该会运用更高程度的合约治理。由此假设:

H1:企业投入的物质资产专用性越强，企业与农户间的合约治理强度越高。

H2:企业投入的人力资本专用性越强，企业与农户间的合约治理强度越高。

资产专用性增加了转换成本，因此交易双方迫切需要防止机会主义行为以降低损失掉专用性资产的可能性。大量研究显示，关系治理是一种抵制机会主义行为的良好保障［15］。并且，合约治理受到有限理性和信息不对称等因素的影响，无法充分应对资产专用性风险。因此，随着资产专用性程度的增加，在事前确立更详细合同的同时，农业龙头企业还需要运用更多的关系治理。由此假设:

H3:企业投入的物质资产专用性越强，企业与农户间的关系治理程度越高。

H4:企业投入的人力资本专用性越强，企业与农户间的关系治理程度越高。

(二)不确定性与治理模式

交易中的不确定性来源于环境或交易伙伴的行为。大多数关于交易治理模式的文献中所探讨的不确定性都是指环境不确定性，而有关交易伙伴行为不确定性的研究则较少［7］246，［16－17］。

在农业龙头企业与农户的交易中，不确定性主要来自两个环节，一是生产环节，包括自然风险、机会主义行为等;二是经过企业加工后的农产品的市场不确定性。农业生产与工业生产有很大的不同，农产品生产周期往往长达数个月，有些甚至达一年以上，且没有“中间产品”只有“最终产品”，这客观上要求劳动者从种到收一连串地完成生产劳动的全过程，才能保证农业生产作业的产量与质量，如果遇到自然灾害等突发性事故，又会使农产品的收获期有所延误，等等。种种因素都带来了生产环节的不确定性。在农产品经过农业龙头企业加工之后投放市场的环节，市场环境的不确定性会影响农产品加工品的价格、销量等，因此也会反过来影响企业与农户的交易。这两个环节的不确定性，后者可以较明确地归类为环境不确定性，而前者中同时包含了环境不确定性与行为不确定性。

当前关于环境不确定性对治理模式影响的研究没有得出一致的结论。Poppo 和Zenger(2002)的理论分析指出环境不确定性会同时促进关系治理和合约治理，更为细致明确的合同条款能够促进交易双方的彼此信任和合作的提高，而信任和合作的意愿会使得合同更为细致明确，因此高不确定性下需要关系治理和合约治理相互补充、共同作用［9］707;然而，他们的实证研究却没有支持这种观点。现在有不少实证研究都发现，环境不确定性越高，越会带来更高程度的关系治理而非合约治理。例如，Carson(2006)采用来自125个组织间新产品开发的合作关系的数据，运用结构方程分析了不确定性对关系治理和合约治理的影响，他们发现但合约治理缺乏灵活性，因此难以应付由于环境不确定性带来的事后调整的问题，而关系治理中的信任等治理手段则使得双方有合作的期望从而能适应变动的环境［18］162。Cannon(2000)研究发现，当环境不确定性高时，合约治理是不充分的，因此，他们建议加强关系治理来防范机会主义［19］;Poppo(2008)针对中国361起买卖交易的研究也表明，当环境不确定性增加时，企业管理者更加依赖关系治理［12］49。在我国农业龙头企业与农户的交易中，高度不确定性是其固有的特点，一方面是农业生产本身的特点带来的，另一方面，则是我国农产品市场发展不够规范、农业信息情报传递仍然不够畅通等情况带来的，而我国社会中“人治”的特点、农民法律意识淡薄等因素又使得交易的治理模式会更偏重于关系治理。因此，本文将支持后面几个研究者的观点，认为市场不确定性与关系治理正相关，而与合约治理负相关。

由于农业龙头企业的产品市场环境不确定性的增加，将很难事前规定每位交易伙伴详细以及具体的角色和责任，交易双方可能更喜欢保持灵活的关系而不会选择正式的合约治理机制。由此假设:

H5:市场不确定性越大，企业与农户间的关系治理程度越高。

H6:市场不确定性越大，企业与农户间的正式合约治理强度越低。

关于行为不确定性的少量研究也没有得出一致的结论。由于高行为不确定性，所以很难事前确定在契约中应该包括哪些监控行为，或者事前规定每位交易伙伴详细具体的角色以及责任，Carson(2006)的实证研究发现，行为不确定性越强，交易双方越应更多采用合约治理而不是关系治理［18］1071;Vandaele(2007)则在文献梳理的基础上，通过构建理论模型提出行为不确定性同时与合约治理和关系治理负相关［7］239。

生产环节的环境不确定性和行为不确定性交织在整个生产过程中，很难被明确地区分开来，因此不能简单地用有关环境不确定性或行为不确定性的研究直接代入关于生产不确定性的假设。首先，由于生产周期长，在企业与农户确定交易意向时，可能根本无法估计农产品的价格;其次，农产品的生产往往受自然因素的影响较大，尤其是生产周期较长的产品，因此企业与农户交易的农产品的质量和数量往往也不能事前确定;再次，由于农业生产的季节性以及动植物的生产时间和人们劳动时间的不一致性，客观上要求劳动者劳动用工时间的灵活性、自主性和随意性，甚至有时候需要劳动者根据农时，不分昼夜地抢种抢收、抢管抢护，这些都使得农户在生产过程中的机会主义行为难以得到有效监督;最后，由于信息不对称等问题，农户的绩效也较难测量。这复杂多样的不确定性，很难详细地规定在正式的合约中，但是，由于中国农户相对而言更习惯接受“人治”的方法，可能因为讲信用、讲义气、诚实等社会性的规范，而约束自己的行为，而企业的伦理感、合作意愿等会促使其帮助农户更好地应对生产中的自然风险、初级农产品的市场风险等，因此，面对生产环节不确定性的增加，企业可以采取灵活的关系治理手段，通过建立与农户的互信、互惠等机制，保证交易的顺利进行。由此假设:

H7:农产品生产的不确定性程度越高，企业与农户间的关系治理程度越高。

尽管根据前文分析不确定性的增加并不会带来合约治理的增强，然而，并没有任何证据可以说明合约治理与生产的不确定性会呈现负的相关关系。因此假设:

H8:企业与农户间的合约治理强度与农产品生产的不确定性不相关。

三、实证分析

(一)样本及其来源

本文立足于企业的角度，测量主体为国内农业龙头企业，是指在全国各省行政区域内进行农业经营，对农业有辐射带动能力的、经省联席会议审定、报省政府确认的企业。通过实地调研访谈，在各项大型农业企业会议发放问卷、按照农业龙头企业名录邮寄问卷及电话访谈等多种形式，共发放企业问卷200余份;回收企业问卷135份;其中有效企业问卷124份，而立足于本文的研究，在124份有效问卷中，与农户合作至少有口头协议的龙头企业才被纳入我们的研究对象，即最后确定样本数为92份。样本企业来自包括广东、四川、北京、新疆、湖南、浙江、辽宁等多个省份，其中广东省企业占约60%;主要农产品包括果蔬类、养殖业、水产业、经济作物、肉蛋类等，其中经济作物占了37.72%。样本的基本信息如表1所示。

在调查问卷中，我们特别设置了两个问题询问对合同实质效果的评价:“如果农户违约，是否会受到实质性的法律制裁?”和“如果公司违约，是否会受到实质性的法律制裁?”，将近三分之一的企业对这两个问题的回答都是“否”;其中，前一个问题得到否定回答的比例更高达58.1%。由此可见，在大多数农业龙头企业的中高层管理管理人员心目中，合同的法律效力并不高。这一调查结果也为本文此前的假设提出提供了进一步佐证。

表1 农业龙头企业基本特征

(二)变量的测量

1. 因变量

关系治理。关系治理变量是个二阶变量，根据陈灿和罗必良(2011)的实证研究，本文中关系治理也由信任、互惠、伦理和互动强度四个变量结合而成，而信任、互惠、伦理和互动强度四个变量的测量都是借鉴陈灿和罗必良(2011)的研究［5］50。二阶变量关系治理的信度系数α 等于0.649，大于0.6，达到可以接受的水平。

合约治理。在问卷测试初稿中，合约治理变量也曾设计用Likert 5点量表形式进行测量，运用诸如“合同明确规定了交易双方的义务”、“合同明确规定了仲裁条款”等测项考察合同的详细程度。然而，在初试的调研中我们发现，很多时候农业龙头企业与农户间不会签订正式的合同，仅仅是口头的协议，甚至连口头协议都没有。因此，最后本文参考了Poppo 和Zenger(2002)的实证研究中运用的方法［9］，利用合同的长度来测量合约复杂程度，所不同的是本文还特别考虑了“无协议”和有“口头协议”的情况，测量方法如下:“无协议”计为0分;“口头协议”计为1分;“书面合同”计为2 +(N－1);其中N 是指合同长度(页数)。

2. 自变量

物质资产专用性。农业龙头企业在交易中的物质资产专用性主要从运输成本、转换成本、投入物质成本和沉没成本四个方面来衡量。农业龙头企业与农户建立合作关系后，会为维持与其合作而投资一定的物质资产。本文设计了四个测项:(SP1)为了将农产品从生产地运输出来，我们投入了大量物质资本;(SP2)转换合作农户的成本很高;(SP3)为了帮助农户搞好生产，我们投入了大量物质资本;(SP4)停止与农户的合作关系，本公司将浪费掉大量的物质资本。探索性因子分析后，剔除了第三个测项，信度α=0.718。

人力资本专用性。农业龙头企业的人力资本专用性设置了三个测项:(SH1)我们付出了大量的时间和精力去学习如何与合作农户打交道;(SH2)我们付出了大量的时间和精力去学习合作农户所在地的风俗习惯;(SH3)为了更好的与农户合作，本公司投入了大量的人力资本。经过探索性因子分析，三个测项都被保留，信度α=0.816。

市场不确定性。农业龙头企业的最终产品的市场环境不确定性最初设计用六个测项进行测量:(EU1)该产品的市场价格常常让我们感到很惊讶;(EU2)生产该产品的技术变化非常快;(EU3)该产品的市场需求量常常出人意料;(EU4)生产该产品的企业非常多;(EU5)该产品的最终消费者市场竞争非常激烈;(EU6)只要该产品的价格稍有变动，其需求量立刻产生很大变化。经过探索性因子分析，除第二、第六项外，其余四项均被保留，信度α=0.692。

物质资产专用性、人力资本专业性和市场不确定性三个多测项变量的因子分析如表2所示。

生产的不确定性。生产环节的各种不确定性都与农业生产周期长的特点相联系，例如，初级产品价格、数量和质量的变化波动都与生产周期长有关;农户生产绩效难以评估也与生产周期长有较大关系。由于很难具体测量各种不同的生产不确定性，本文用生产周期来整体测量生产环节的不确定性。根据调研所取得的数据，本文统一以“月”为单位来计算生产周期，且规定每个月按4周、30天计。

3. 控制变量

除了以上提到的四个因素外，龙头企业的资产规模、带动农户数、企业年龄和是否有中介组织来连接农业龙头企业与农户间的合作也会影响农业龙头企业选择与农户的不同治理模式。因此，本文将资产规模、带动农户数、企业年龄和是否有中介组织作为模型的四个控制变量。

表2 物质资产专用性、人力资本专用性和交易的因子分析

(三)描述性统计与相关分析

本文的实证分析运用了统计软件SPSS17.0。本研究中2个因变量和4个自变量的描述性统计及相关性分析如表3所示，而控制变量数据分布情况见表1。

表3 因变量和自变量的描述性统计

表4显示了所有因变量、自变量和控制变量的相关分析。可以看到关系治理和合约治理两种治理模式之间有较强的正相关性;而物质资产和人力资本的专用性都与两种治理模式呈正相关，且两者之间也有正相关;市场不确定性与生产的不确定性之间并没有相关性，但市场不确定性与关系治理和两种专用性之间有正相关性;控制变量中仅有资产规模显示与两种专用性正相关，以及中介组织与生产的不确定性有正相关。

表4 变量的Pearson 相关分析

(四)多元回归分析

本文运用多元回归分析来验证所有假设。关系治理和合约治理分别作为回归分析的因变量进行了测试。而在纳入自变量前，我们都先对仅含控制变量的方程进行了测试。如表5所示，测试1和测试3都是仅含控制变量的回归分析，而测试2和测试4则将所有自变量和控制都纳入了回归方程。从测试1和测试2、测试3和测试4间的ΔR2变化可以看出，加入自变量后ΔR2都明显提高了;四个测试F值的变化也可看到，加入自变量前后模型F 值都由不显著变为显著，由此可知，自变量的加入能明显提高模型的解释力。

从表5可以看出，本文的全部8个假设中，有5个(H1、H3、H4、H7、H8)通过了检验，其余3个(H2、H5、H6)没有通过检验。

表5 影响因素与企业关系治理、正式合约治理

物质资产专用性和人力资本专用性在0.001的水平下对关系治理的影响显著，而农产品的生产的不确定性在0.05的水平下对关系治理显著相关。即假设H3、H4和H7通过检验。市场不确定性对关系治理的影响极小，几乎可以忽略不计，假设H5没有通过检验。测试2里影响企业关系治理的统计量的VIF 平均值为1.19，VIF 最大值为1.50(1.5 ＜10)，所以，变量之间不存在多重共线性问题。

物质资产专用性在0.01的水平下与正式合约治理是显著相关的，即假设H1通过检验。而人力资本专用性、市场不确定性和农产品的生产的不确定性对正式合约治理并没有显著的作用，则假设H2和假设H6没有通过检验，而假设H8通过了检验。同样地，测试4里影响企业关系治理的统计量的VIF 最大值为1.50，小于临界值10，所以，变量之间不存在多重共线性问题。

四、结论与讨论

本文运用来自农业龙头企业与农户间交易的数据，再次验证了资产专用性和不确定性两大因素对治理模式的影响，同时也为农业龙头企业与农户交易治理的实践提供了一定的参考。首先本文的理论分析和调查数据显示，在正式的合约治理和非正式的关系治理两种模式中，农业龙头企业与农户间的交易更多地使用了关系治理。在我国特定的乡土社会环境下，一般农户的知识水平比较低，生活处事习性比较朴素简单，企业与农户打交道不能像与一般经济组织那样突显商业性，由此，企业需要一些专门的人员负责与农户打交道才更有效地维持与农户的良好互动关系。同时，通常农业生产的知识与经验需要专门人员经过一段时间才能掌握。所以，这些人与人之间的交往灵活性比较强，若依靠正式合约治理，则执行难度比较大，此时，运用信任、互惠等关系治理手段，更能维持与农户的合作关系。

其次，本文的回归分析结果显示，物质资产专用性对治理模式的影响遵循了传统理论所推断的观点:物质资产专用性同时促进合约治理和关系治理的增强。然而人力资本专用性仅对关系治理产生正向影响而对合约治理没有作用，人力资本的研究结果与Hoetker 和Mellewigt(2009)对德国电信行业的实证研究相呼应，他们的研究发现知识资产与关系治理相匹配。由此看来，随着农业龙头企业投入的专用性物质资产的增加，交易的合约治理和关系治理强度都相应增加，而人力资本的专用性投入的增多只会带来关系治理的增强。这一结论可能是由农业生产的特殊性影响的，但我们并没有太多理论或其他研究为此观点提供证据，因此还需要我们进一步探索。

第三，研究发现不确定性对治理模式的影响与传统理论观点有较大的不同。首先，农产品生产的不确定性越大，关系治理程度越高，但对合约治理没有影响。然而，最终消费市场的不确定性对交易的治理模式并没有任何显著的影响，这说明影响农业龙头企业与农户间交易的不确定性主要来源于生产环节。很多加工产品相对而言需求稳定，不确定性因素较少，并且企业可能通过生产多种原料的加工产品来化解消费市场变化的影响。因此，最终消费市场的不确定性很可能并不直接影响企业与农户交易的治理模式，而有可能是间接产生作用，这也是我们下一步研究将要关注的内容。

本文的研究给农业生产的实践带来一定启示:农业龙头企业与农户交易时，与农户建立互信、互惠、灵活、合作的关系治理机制是非常重要的，它可帮助应对物质资产专用性、人力资本专用性和生产的不确定性等多种交易风险;同时，当交易所需投入的专用性物质资产越多时，越需要和农户订立详细的合同。

本文研究也存在一定的局限。由于农业企业大多数规模较小，又常常地处偏远，相对而言其调查取样也更为困难，这导致我们最终取得的有效样本数稍有欠缺。此外，本文中都假设各种因素与治理模式间存在直接的线性关系，事实上，如前文提及的，这些影响可能是间接的甚至是非线性的，这些情况还可在进一步研究中进行验证。

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