市场结构对农民合作社议价权的影响

王图展++胡长玉

摘要：通过一套包含381家生产类农民合作社的大样本调查数据和二值选择模型，实证分析了合作社所在农产品产业链环节的市场结构对其获取议价权的影响。研究表明：当前的农民合作社普遍还不具备获取议价权的市场条件和规模实力，行业壁垒也难以形成；但是那些成立之初选择经营需求弹性不大的农产品、同业竞争性合作社少、所在地区农民组织化程度高、实施品牌战略的合作社获取议价权的概率明显更高；指出了农民合作社争取更高产业链利益的可能性及其未来发展方向。

关键词：农民合作社； 农产品产业链； 市场结构； 议价权

中图分类号：F321.42文献标识码：A 文章编号：1009-9107（2017）01-0097-09

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

基金项目：国家哲学社会科学青年基金项目（13CGL086）；重庆市人文社会科学重点研究基地项目（16SKB062）

作者简介：王图展（1977-），男，西南大学经济管理学院副教授，主要研究方向为农业关联产业组织与区域发展。

在我国人多地少的基本国情和以家庭联产承包为主的农业基本经营体制下，如何实现大量分散和独立经营的农户与国内外大市场连接，是一个亟待解决的现实经济问题。很多学者认为，农民合作社（以下简称“合作社”）可以促进农户互助合作、统一市场行动、规避市场风险、提高谈判地位、制衡买方垄断，通过消除经济行为的中间层、减少购销环节交易费用、取得规模经济效益，最终能够获得潜在利润、促进农民增收[15]。最近30多年来，受到这种预期经济效应的影响，全国各地的合作社逐渐发展起来，特别是2007年《农民专业合作社法》的实施助推了各级各类合作社在数量上的快速增长。据全国农民合作社发展部际联席会议第四次全体会议（2016年3月18日）公布的数据，截止2015 年 12 月底，全国登记注册的合作社达153.1万家，实际入社农户10 090万户，约占农户总数的42%[6]。

尽管合作社的预期作用很多，但是以董时进、Godwin为代表的农业经济学家认为，建立合作社的主要目的是获得议价权[7，8]。议价权是在自由竞争亦或垄断市场上经济组织讨价还价的能力。本文关注的主要问题在于，农民组织化是否就能够让农民获得这种在农产品产业链上的讨价还价能力，什么因素决定了合作社的议价权。Bacharach & Lawler指出，议价是买卖双方互相操纵信息和对彼此印象管理的过程，是一种跟企业潜在能力密切相关的战术行动，谈判双方的战术越丰富，方法越多，则讨价还价能力越高[9]。从Nash开始的各种议价博弈理论同样强调议价策略、信息或贴现因子等技术性因素对议价的影响[1012]。本文认为，议价权并非农民组织起来以后自然就获得的经济权利，合作社能否获得议价权关键还在于对自身所处农产品产业链环节市场结构的主动调整或重塑。对此，我们将做较完整的理论阐释，并基于一套大样本问卷调查资料和计量经济模型进行实证检验。

一、市场结构对合作社议价权的影响

从产业组织理论经典的SCP分析范式来看，议价权不过是针对交易对象而言的一种相对权益优势，这种优势建立在经济组织的市场谈判地位和话语权基础上，本质上仍然是市场结构决定的产物。严格来说，与SCP分析范式适用于单个产业层面的分析不同，农产品产业链至少涉及上下游的生产、加工两个产业或部门，存在着产品关联、纵向协作和利益分配等多重技术经济联系。郁义鸿、管锡展将这种由产业链上两个市场各自不同的市场结构整合而成的市场结构称为纵向市场结构[13]。在农产品产业链的纵向市场结构中，合作社和下游组织的议价行为和绩效不仅受本部门市场结构的影响，还受议价对方市场结构的影响。以下借鉴多纳德和德里克的模型[14]，可以探讨农产品产业链上的纵向市场结构对合作社议价权的影响。

假设农产品产业链上有m家同质的合作社和n家同质的农产品加工企业， 而且1单位初级农产品A正好可以生产1单位农产品加工品B，A和B有相同的产出度量单位。合作社所处上游部门的反需求函数为：pA=f（QA），其中QA=nqA，qA是单个合作社的产出。合作社的利润函数为：πA=pAqA-cAqA-FA，其中，cA是单位农产品的投入成本，FA是固定成本。利润最大化的一阶条件为：

dπAdqA=pA+qdpAdqA-cA=0，整理可得：

dπAdqA=pA（1+qApAdpAdqA）-cA=0

代入价格弹性EA=pA dqAqA dpA后，

dπAdqA=pA（1-1EA）-cA=0

再将m家合作社的利润最大化条件加总，可得：

pA（1-1mEA）=cA，进一步整理得到：

pA=cA/（1-1mEA）

农产品加工企业所处下游部门的反需求函数为：pB=f（QB），其中QB=nqB，qB是单个企业的产出。加工企业的利润函数为：πB=pBqB-pAqB-cBqB-FB，此处的pA也是农产品原料的采购价格，cB是其他投入的成本。利润最大化的一阶条件为：

dπBdqB=pB+qBdpBdqB-pA-cB=0

代入价格弹性EB=pBdqBqBdpB并将n家企业加总，可得：

pA=pB（1-1nEB）-cB

从上述推导结果来看，如果合作社的议价权表现为显示性的农产品价格pA，当cA、cB、pB一定时，议价权既受上游部门m、EA值的负向影响，也受下游部门n、EB值的正向影响。然而，按照完全竞争、垄断竞争、寡头垄断、完全垄断的市场结构分类方法，合作社与下游组织之间的纵向市场结构将有4×4种组合或类型，这给理论分析和实证研究带来较大困难。从农业生产区域性、农村市场分割和农产品结构性过剩等现实情况来看，农产品产中环节主要是完全竞争型市场结构，而产后环节往往竞争不充分，特别是在交通不便和信息闭塞的地区，运销商或加工企业在市场信息、流通渠道上占有优势，甚至形成局部的买方垄断。因此，基于现实考虑，本文假设农产品产后环节垄断程度较高且既定不变，而侧重分析合作社能否主动调整或重塑自身所处环节的市场结构，从而降低竞争程度、形成高均衡[15]的农产品产业链纵向市场结构。

由于市场结构本身并不能被直接观测，因此从构成要素的角度对其进行把握是合理的选择。比如，池仁勇和朱帆就从营销网络程度、行业竞争情况、主导产品市场份额和自主品牌销售比重等角度间接研究了市场特性对企业议价能力的影响[16]。值得指出的是，表征纵向市场结构不应局限于上述m、n、EA、EB4个指标，从同业组织数量及规模分布、产品差异程度、进入壁垒3个经典维度方能全面考察市场结构的差异对合作社获取议价权的影响。

1.在组织数量及规模分布方面，考察因素包括：（1）同业合作社数量。同业合作社数量越多则农产品市场竞争就越激烈，纵向市场结构就越难达到高均衡状态，合作社将难以获得议价权；反之，较少的同业合作社数量有利于降低农产品产中环节的竞争程度，促进合作社获得议价权。（2）农民组织化程度。同业农户加入合作社的比例越高，合作社越能采取一致性市场行动、发挥农产品统一销售的服务功能，从而争取议价权；反之，合作社将面对来自众多农户的恶性竞争，难以获得议价权。（3）合作社规模。合作社只是农民互助合作的集合体，本身不是对成本收益进行独立核算的生产经营单位，但是成员规模和农产品交售量越多，合作社在区域农产品市场的份额就越大，由此产生的规模经济效应能为下游组织节约更多交易成本，因而容易获得让利和议价权。

2.农产品差异化程度。不同农产品的需求弹性有别，竞争激烈程度不同，即使是同业合作社，其在质量安全认证和品牌战略方面也未必完全相同。通常，在垄断程度高的市场上产品差异度都比较大，而在完全竞争市场的市场上产品同质化程度较高。具体因素有：（1）农产品需求弹性。根据前边的理论分析，合作社经营需求弹性越大的农产品越难提高销售价格；相反，农产品需求弹性不大或具有一定刚需，合作社越容易提高销售价格，在谈判中获得议价权。（2）质量安全认证。当代社会对农产品质量安全的要求从最终产品合格转向种植养殖环节的规范、安全、可靠，推崇农产品从“农场到餐桌”全过程控制，并随之产生了各级各类生产管理和控制体系认证。如果合作社获得了无公害农产品认证、绿色食品认证或有机食品等相关认证，则有望提高农产品的差异程度进而降低市场竞争、争取议价权。（3）品牌战略。品牌是具有经济价值的无形资产，用抽象化、特有和可识别的心智概念来表现其差异性，可以给拥有者带来溢价和增值。如果合作社实施了品牌战略，农产品特定的名称、包装设计或其组合就可以降低同质化竞争，从而获得议价权。

3.进入壁垒。新的农业经营主体进入农产品细分领域时遇到的障碍或者投资阻力，同样反映了行业竞争的激烈程度。一般来说，行业进入壁垒越低，竞争程度就越高，组织越难获得议价权。合作社所在市场的进入壁垒有：（1）资金门槛。农业是一个资本相对匮乏的经济部门，不同农产品的基础设施建设费用、种苗购买成本、管护工资差别也很大。如果行业的沉没成本高、进入退出难度大，则竞争程度就相对较低，在位合作社易于获得议价权。（2）生产技术难度。现代农业技术创新水平高、品种更新迭代快，传统的精耕细作未必能够满足新的生产技术要求，然而掌握新的生产技术需要耗费资金和时间成本。如果合作社主营农产品的生产技术难度大，则容易建立行业进入壁垒，有利于获得议价权。（3）生产周期。不同农产品的生产周期差异大，比如蔬菜可以当年出产上市，而果树则要若干年才能挂果进入盛产期。因此，从幼苗开始到大量上市销售的时间越长，生产者的资金压力越大，行业壁垒就越高，在位合作社越容易获得议价权。

综上所述，市场结构影响经济组织的议价权，合作社能否获得议价权一定程度上取决于对自身所在农产品产业链环节市场结构的主动调整或重塑。除此以外，农产品供求关系也是不容忽视的重要因素，当农产品供大于求时，合作社承受农产品滞销、价格下跌的压力，下游运销商或加工企业具有议价权；反之，下游厂商面临农产品短缺、价格上涨的压力，合作社容易获得议价权。同时，考虑到合作社主营产品类型与其服务功能实现程度存在相关性[17]，并可能影响议价权的获得，因此也将其作为重要的控制性因素。

二、变量设置、模型选择与数据来源

（一）变量设置与模型选择

池仁勇和朱帆、Courtois & Subervie等构建的议价博弈模型或实证分析框架均把议价权表示为显示性的商品价格[1618]。类似地，合作社销售农产品的价格也可以反映其议价权。然而问题在于，以市场价格来判断议价权缺乏统一的量化标准，异质性农产品之间也缺乏价格可比性，因此，仅凭农产品价格事实上难以直接测度合作社的议价权。对此，考虑借鉴产业组织理论测量市场势力的方法，用勒纳指数（L）来测算合作社的议价权，见下式：

L=（P-MC）/P（1）

其中，P为合作社销售农产品的实际价格，MC为合作社的边际成本。通常，0≤L≤1，L值越大表示合作社议价权越大，反之亦反。不过，用勒纳指数测算合作社议价权存在两个问题：不同质量农产品的市场价格不具可比性、合作社的边际成本难以观测。对于前者，可以忽略议价权的绝对大小，通过勒纳指数分子（P-MC）值的正负来判断合作社有无议价权。在理论上，无论农产品质量如何，具有议价权的合作社其（P-MC）值均为正，不具有议价权的合作社其（P-MC）值均为负。这样，不同合作社均有议价权的唯一取值并可做比较。对于后者，在农民组织化程度低下的完全竞争型市场结构中，MC=MR=P（MR为边际收益），因此可以用市场零散农户单独销售农产品的价格来代替MC。最终，因变量y简化为“合作社有无议价权”，当合作社统一销售农产品的价格比零散农户单独销售更高，代表其具有议价权，y赋值为1；反之，合作社的价格等同甚至低于零散农户，则代表合作社没有议价权，y赋值为0。

解释变量包括对合作社所在市场结构的测试变量和控制变量。测试变量包括：（1）组织数量及规模分布，具体变量包括：同业合作社数量、农民组织化程度、合作社规模。将同业合作社数量划分为仅此1家、2～4家、5家以上，其中，5家以上作为对照组。此外，为了避免内生性问题，合作社规模用年初成员数量来表示，而不用成员交售量或者销售收入。（2）产品差异度，具体变量包括：农产品类型、质量安全认证、品牌战略。通常，产品的需求弹性差异难以直接观测，本文用是否为大宗农产品来替代对农产品需求弹性的观测。基于农业经济学理论，从需求程度、替代品数目、用途广泛程度等角度综合判断，大宗农产品的需求弹性相对其他农产品要小。（3）进入壁垒，具体变量包括：农业的资金门槛、农产品生产技术难度和生产周期。在控制变量中，把农产品供求关系划分为供不应求、供求稳定、供过于求3类，其中，供过于求作为对照组。参照邓衡山等[7]把主营产品类型划分为粮棉油及一般经济作物类、蔬菜瓜果花木烟茶药材类、畜禽水产养殖类，其中，粮棉油及一般经济作物类作为对照组。详细的变量设置和预期作用见表1。

对于计量经济模型的选择，首先考虑以下的基本回归方程：

yi=xi′β+εi（2）

其中，x是包含测试变量和控制变量在内的所有解释变量集合，β为待估参数，ε为不可观测的其他因素。由于因变量y为（0，1）二值选择变量，估计方程可以转换为以下Logit模型形式（假定随机误差累积分布函数为逻辑分布）：

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

（3）式为非线性模型，采用最大似然法进行估计。同时，考虑到随机误差累积分布函数可能为标准正态分布，因此采用Probit模型来估计参数以做估计结果的稳健性分析。

（二）数据来源

本文采用的数据来源于2015年3—7月课题组开展的问卷调查。调查分两个阶段进行：第一阶段，在东部、中部、西部地区分别选取1个省，在每个省将所有县根据人均工业增加值[19]降序排列后分层随机抽取5个县，在每个县随机抽取5家合作社，通过地方农业部门和公开信息渠道收集整理了样本合作社的基本资料，并邀约合作社负责人进行一对一访谈，填写调查问卷，排除内容填写缺失的问卷后获得74家合作社的资料；第二阶段，委托农业部市场司工作人员采用便利随机抽样方法，邀约了全国326家合作社的负责人填写调查问卷，以进一步补充样本数量。最终，本次调查获得了20个省份161个县（区）400家合作社的大样本数据集，经逻辑审核和完整度筛查，有效问卷381份。

此次调查只针对正常运行的产品生产类合作社，不涉及已经消亡的组织。从主营产品类型来看，样本包括194家粮食和棉花、油料等一般经济作物类合作社，153家蔬菜、瓜果、花木、烟茶和药材类合作社，34家畜禽、水产养殖类合作社。从示范级别来看，国家级、省级、地市级、县级示范合作社分别为5家、26家、45家、68家，而非示范合作社有237家；从分布区域来看，有173家分布在优势和特色产业区，208家分布在一般产业区。调查结果应当能够反映不同地区、不同经营品类合作社的议价权差异和市场结构现状。

（三）描述性统计

统计发现，调查样本中的160家合作社表示农产品售价比零散农户在市场上单独销售更高，138家表示售价等同，还有83家表示售价更低。少量售价更低的情况可能是部分合作社采取了降价促销的策略。总体来看，在农产品产业链上能够获得议价权的合作社仍然是少数。解释变量的统计特征如下：

1.组织数量及规模分布。（1）同业合作社数量较多。样本中有140家合作社表示当地的同业合作社数量超过10家，84家表示有8～10家，两者约占样本总量的58.79%，只有12家表示“仅此1家”。由此可见，大多数合作社具有集群式的发展态势或者本身处于农业专业化产业区，同业竞争激烈，不利于获得议价权。据称，德国的原料牛奶市场为寡占型结构[20]，显然这种情况在中国还极为少见。（2）农民组织化程度还不高。221家合作社表示当地同业农户入社比例不足30%，88家表示在30%～50%之间，只有72家表示超过50%。大致看来，该数据略低于前文所指报道，即全国42%的农户加入合作社。（3）合作社规模狭小。245家合作社全年销售收入低于50万元，80家为50～100万元，仅有56家超过100万元。从成员数量来看，167家合作社的社员总数低于30户，121家为30～100户，93家超过100户。由此看来，当前的合作社规模普遍偏小，大多数合作社还不具备规模实力来提升市场中的话语权和谈判地位。

2.产品差异度。（1）主营大宗农产品的合作社较少。样本中有162家合作社主营产品为需求弹性较小的大宗农产品，219家为需求弹性较大的其他农产品。（2）质量安全认证水平不高。实施无公害认证、产地认证、绿色认证、有机认证的合作社分别只有91、76、15家，52.23%的合作社没有任何权威部门的农产品质量安全认证。（3）实施品牌战略的合作社不多。213家合作社没有注册品牌，103家使用农产品地理标志，只有65家单独注册了品牌。整体来看，当前合作社未能充分提高主营产品的差异化程度，很难减轻同质化竞争从而在产业链上获得议价权。

3.进入壁垒。（1）农业的资金门槛不高。样本中分别只有60家、17家合作社认为本行业的资金门槛高、很高。（2）生产技术难度较低。分别有32家、61家、241家合作社认为本行业的生产技术难度很小、小和一般，只有40家和7家认为难度大、很大。（3）生产周期较短。111家合作社的农产品从种苗开始到大量上市的生产周期在半年以内，172家为半年～1年，56家为1～2年，20家为2～3年、22家为3年以上。综合来看，合作社所在行业还难以形成进入壁垒，大多数合作社无法阻止其他的农业组织通过结构调整或新的投资加入市场竞争。

此外，从农产品供求关系来看，样本中的70家合作社面临市场供大于求的“卖难”困境，186家处于供求较稳定的状态，只有125家表示产品供不应求。因此，大多数合作社并不具备良好的供求关系来获得议价权。综上所述，当前的合作社还没有对农产品产业链上的非均衡纵向市场结构带来明显改变，农产品供求关系也不利于合作社获得议价权，整体而言，合作社依然还不具备获取议价权的市场条件和规模实力。不过，那些已经占有先机、对所处产业链环节的市场结构有所适应和主动调整的合作社能否获得议价权，则需要接受实证检验。

三、计量模型估计结果与分析

（一）模型估计及稳健性检验

考虑到合作社对农产品进行品牌注册的同时有可能开展质量安全认证，“质量安全认证”和“品牌战略”两个变量存在潜在的相关性，因此，本文将两者分开进行模型回归，如表2回归结果Ⅰ、Ⅱ所示。进入壁垒的3个变量存在同样的可能性，因此进行类似处理，如回归结果Ⅲ、Ⅳ、Ⅴ所示。在估计结果的稳健性方面：（1）通过逐步回归法剔除不显著的变量，从而得到表3的回归结果Ⅵ，从各变量的显著性水平来看，估计结果表现稳定。（2）回归结果Ⅶ报告了Logit模型的稳健标准误，其值与回归结果Ⅵ的普通标准误差别极小，表明本文的回归模型设定无误。（3）因怀疑模型的随机误差累积分布函数有可能为标准正态分布，换用Probit模型重新进行参数估计后的结果显示，在Logit模型中统计显著的变量在Probit模型估计中表现一致，进一步剔除不显著变量仍然获得了一致性结果，可见模型选择差异并没有影响估计结果的稳健性，见回归结果Ⅷ。（4）剔除成立时间只有1年及其以下的87份样本后重新进行Logit模型和Probit模型回归，除了“农产品类型”之外其他变量都保持了结果的稳定，去掉不显著变量后分别见回归结果Ⅸ、Ⅹ。整体来看，在回归结果Ⅵ中统计显著的解释变量在其他多次稳健性检验中表现都很稳健，模型的预测准确率也很高。为了便于对回归结果进行解释，表4进一步报告了Logit模型估计结果Ⅵ的几率比。考虑到离散回归模型的估计系数除了检验变量的作用方向之外，参数大小无法直接反映变量的作用力度，因而本文还估计了平均边际效应，以此反映各个解释变量变化对合作社获得议价权概率的影响。

（二）结果分析与讨论

从模型估计结果来看，部分测试变量和控制变量的估计结果通过了显著性检验，作用方向符合理论预期，可以认为合作社所在农产品产业链的市场结构对其获得议价权存在影响。具体而言：

1.在合作社组织数量及规模方面，同业合作社数量仅有1家、农民组织化程度对合作社获得议价权具有显著影响。在当地仅此1家的合作社获得议价权的几率比是5家及以上合作社共存情况的7.03倍；所在地农民组织化程度提高1%，合作社获得议价权的概率平均提高0.3个百分点。不过，合作社自身规模影响其获得议价权的证据有所不足。

2.在合作社的产品差异化程度方面，农产品类型、品牌战略对合作社获得议价权具有显著影响。相对其他农产品而言，合作社经营需求弹性较小的大宗农产品获得议价权的几率比要高出98%，这与章德宾等认为只有果蔬业适宜合作社模式[21]的观点存在差异；相对于没有注册品牌的合作社，注册品牌的合作社获得议价权的几率比提高106%。在剔除成立时间只有1年及其以下的样本后“农产品类型”变量不再显著，可能的原因在于，在合作社成立之初，经营需求弹性不大、有一定刚需的农产品容易快速进入市场，以其组织化优势获得议价权，而经营需求弹性较大的农产品反而需要采取降价策略打开市场，难于迅速获得议价权。然而随着时间的推移，合作社逐渐形成自生能力和市场影响力，可以摆脱来自产品类型初始选择的影响。此外，是否实施质量安全认证并没有通过显著性检验。总之，合作社成立之初选择经营需求弹性不大的农产品并在其后实施品牌战略，则更能提升农产品的差异化程度以降低同业竞争、获得议价权。

3.合作社所在行业的进入壁垒对其获得议价权没有影响，资金门槛、生产技术难度和生产周期变量的作用均不显著。整体而言，行业进入壁垒对合作社获得议价权的影响缺乏证据，合作社很难通过阻止其他潜在竞争者进入以获得议价权。这与初级产品生产行业本身的低进入门槛特征有关，如果是下游农产品加工行业，情况可能有所不同。比如，Tseng & Sheldon就证实，智利食品加工业的固定成本和出口租金可以形成行业壁垒，从而对出口市场结构产生显著影响[22]。

4.在控制变量方面，供不应求的农产品供求关系、蔬菜瓜果花木烟茶药材类虚拟变量对合作社获得议价权具有显著影响。合作社经营的产品供不应求时获得议价权的几率比是供过于求时的2.49倍；合作社主营蔬菜瓜果花木烟茶药材类农产品获得议价权的几率比是主营粮棉油及一般经济作物类的1.95倍。主营畜禽水产养殖类与粮棉油及一般经济作物类则没有显著差别。

四、结论及启示

基于全国381份产品生产类合作社的大样本调查数据和计量经济模型，本文实证检验了合作社所在农产品产业链环节的市场结构对合作社能否获得议价权的影响。结果表明：议价权不是合作社与生俱来的权利，不同合作社能否获得议价权存在较大差异，合作社所处农产品产业链环节的市场结构是影响这种差异的重要因素。从现实证据来看，当前的合作社普遍还不具备获得议价权的市场条件和规模实力，行业壁垒也难以形成，但是那些成立之初选择经营需求弹性不大的农产品、同业竞争性合作社少、所在地区农民组织化程度高、实施品牌战略的合作社获得议价权的概率明显更高。

目前，社会各界对合作社发展既寄予厚望，又存在意见分歧。毋庸置疑的是，合作社是能够自我更新、再生和重组的动态经济组织[23]。尽管当前农产品市场出现的结构性过剩局面难以改变，合作社构筑行业壁垒也不现实，但是合作社仍然具有一些机会和办法来重塑农产品产业链上的纵向市场结构，以谋求议价权和更高的产业链利益。一方面，那些发展具有一定刚需的农产品或者市场上已经培育起一批消费者的合作社在起步阶段更容易获得议价权，但是在其后的发展中要依靠品牌化战略及多种举措来减弱同质化竞争压力。另一方面，合作社可以走横向联合之路，通过发展联合社来进一步减少邻近地区同业合作社数量、避免恶性竞争，从而增强市场话语权和谈判能力。我国实施的《反垄断法》豁免了农产品生产、加工、销售、运输、储存等经营活动中实施的联合或者协同行为，政府的工商行政管理部门也大力支持合作社及其联合社的组建，当前通过横向联合来增强合作社的议价权已具备条件。一个著名的案例是，台湾的10多家生产柑橘的农会联合起来组成柑橘协会，协会的主席由农会会长轮流担任，通过协调全行业的销售策略，协会保证了议价权以及橘农的收入。

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