農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶間關系治理的實證分析黃詩燕林文維吳少戀陳煥東（華南農業(yè)大學經濟管理學院，廣州，510642）摘要：本文以104家農業(yè)龍頭企業(yè)及其中28家企業(yè)所掛鉤的530家農戶的調研數據為基礎，立足于企業(yè)，嘗試提出企業(yè)關系治理對農戶關系治理和農戶滿意度的作用機制。通過運用文獻法、因子分析和多層線性模型，本文得出結論：企業(yè)互惠、倫理和信任的關系治理內容能提高企業(yè)的滿意度，同時企業(yè)關系治理對農戶滿意度產生影響，是通過對農戶關系治理產生影響來實現(xiàn)的。進而為完善農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶的利益機制提出關系性原則，這對加快我國農業(yè)產業(yè)化的進程、提高我國農業(yè)經濟競爭力具有很強的實踐指導意義。關鍵詞：農業(yè)龍頭企業(yè)農戶關系治理合作滿意度一、引言2010年中央一號文件強調“增收惠民生”，明確要求千方百計地促進農民收入持續(xù)較快增長，努力改善農民生產生活條件，堅決防止農民收入徘徊不前。“三農”對我國的發(fā)展至關重要，面對著困擾“三農”的諸多突出問題，農業(yè)產業(yè)化是我國農業(yè)發(fā)展的必由之路，也是解決“三農”問題的重要措施。隨著農業(yè)產業(yè)化的發(fā)展，“公司+農戶”已經成為一種越來越常見的聯(lián)盟組織形式，農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶應形成風險共擔、利益共享的產加銷一條龍、貿工農一體化的利益和經營機制。然而在我國，農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶的聯(lián)結機制并不完善,這阻礙了農業(yè)產業(yè)化規(guī)模進一步擴大。他們之間的利益聯(lián)結主要是靠合同契約來實現(xiàn)，但是真正具備規(guī)范性和合法性的合同不到半數，加之市場法制的不健全,單方毀約的成本很低,企業(yè)和農戶出于自身利益的考慮,不執(zhí)行合同或協(xié)議的情況屢見不鮮。實踐證明，要解決好這些問題，單純靠正式合約的改進并不是最好的出路，與正式契約相補充的關系治理機制逐漸引起學者的注意。而目前國內關于農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶之間關系治理模式的研究尚未深入開展，因此結合中國農業(yè)經濟發(fā)展現(xiàn)狀，提出能夠提高農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶聯(lián)盟績效的關系治理模式，將有助于農業(yè)龍頭企業(yè)的健康發(fā)展以及我國農業(yè)產業(yè)化經營的順利推進。二、文獻回顧“關系治理”概念的提出源于關系契約理論。萬俊毅（2009）認為，關系治理至少包括社會履行和自我履行兩個層面的涵義，國外學者關于關系治理內涵的研究集中在這兩個層面上。從社會履行層面上，Poppo和zhou（2003）等認為關系治理產生于交易雙方共同行動、聯(lián)結雙方資源等社會活動的過程中，實質上是交易主體運用社會關系對交易所進行的一種社會控制。Sheng等（2006）認為，關系治理是通過一系列的社會規(guī)范對組織間交易進行調整的機制，把交易雙方的行為限制在可接受的范圍內。從自我履行的層面上，Popper和Zenger(2002)定義關系治理為以雙邊互動的方式自動完成內容不完備或者含糊的合約的一種治理方式，實現(xiàn)較少的監(jiān)督和討價還價來提高交易績效。眾多學者對關系治理進行過研究，其中Popper和Zenger的觀點得到普遍的認可。盡管學者對于關系治理的構成各持己見，然而他們通過實證研究得出一個共同的結論之一，就是通過有效的關系治理能夠提高組織的績效。聯(lián)盟各方通過運用關系治理的信任、信息交流和互惠等手段，能夠合理預期未來各方的行動，提高了各自適應環(huán)境變化的能力。Claro和Hagelaar等（2003）在研究荷蘭的農業(yè)中，通過線性回歸分析得出企業(yè)與農戶在共同計劃和解決問題的過程中能夠提高農產品的銷售量以及雙方可觀測的滿意度。在關系治理的眾多組成要素中，信任被認為是最關鍵和最基礎的。Gulati（1998）認為相互信任可以降低彼此對機會主義行為的擔心。Anderson和Narus(1990)研究發(fā)現(xiàn),相對依賴關系、信任等對合作滿意度具有重要影響。李杰（2008）認為關系治理有利于個人利益與整體利益相結合，促進長期合作。陳燦等（2007）從關系契約理論出發(fā)，提出農業(yè)龍頭企業(yè)與合作農戶之間的交易，實質上都是一種“關系契約”。農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶之間的交易，不能只依靠法律、制度、契約等正式規(guī)范來治理，還應該加入信任、互惠等關系規(guī)范。萬俊毅（2008）則以農業(yè)產業(yè)化經營的溫氏模式為例，分析了企業(yè)借助信任、互惠、靈活性、聲譽機制、有效溝通等關系治理機制，降低交易成本，保證交易順利進行的過程。他們指出，相對契約的不完備所帶來的影響，關系契約則能彌補契約的不足，能夠降低交易成本。國內外的理論研究力圖證明，作為非正式手段的關系治理，在正式合約無法生效的方面發(fā)揮著作用，彌補正式手段的不足。對于農業(yè)龍頭企業(yè)和農戶之間的交易治理，關系治理最終有助于提高雙方的合作滿意度，提高聯(lián)盟組織的績效。三、數據來源、統(tǒng)計性分析、研究方法（一）數據收集問卷和數據都來源于國家自然科學基金項目——農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶間的關系治理與履約行為研究。本文的測量總體是國內農業(yè)龍頭企業(yè)及其合作農戶，其中大部分是廣東省的農業(yè)龍頭企業(yè)及其合作農戶。文中提及的農業(yè)龍頭企業(yè)是在全國各省行政區(qū)域內進行農業(yè)經營，對農業(yè)有輻射帶動能力的、經省聯(lián)席會議審定、報省政府確認的企業(yè)。這類企業(yè)的名錄可以通過各省農業(yè)部門得到。為了獲取真實可靠的數據，在2009年5月制定好企業(yè)問卷和農戶問卷后，課題組與各個省市的重點農業(yè)龍頭企業(yè)取得聯(lián)系。在2009年暑假期，課題組組織來自不同省市的同學利用其暑假返鄉(xiāng)的機會到家鄉(xiāng)進行企業(yè)和農戶調研。項目調研的農業(yè)龍頭企業(yè)樣本容量為104，農戶樣本容量為530。廣東省的企業(yè)農戶樣本分別占兩種樣本的49.04%和67.92%。（二）樣本分布本次調研共回收了104份有效的企業(yè)調查問卷，企業(yè)分布省份詳見表1。由于事先允諾各龍頭企業(yè)本次調查為匿名調查，故在此不便將企業(yè)名稱一一公布。表1農業(yè)龍頭企業(yè)調查問卷的分布情況省份廣東浙江北京遼寧四川其他公司數量444821828為了研究農戶關系治理和企業(yè)關系治理之間的關系，我們對其中28家農業(yè)龍頭企業(yè)所掛鉤的農戶進行了問卷調查，共調查了530家農戶，其中對應每個企業(yè)的平均農戶問卷為18.28份，最多的調查問卷數量為40份，最少的數量為1份。（三）樣本企業(yè)數據的統(tǒng)計性描述此次調研共回收了104份農業(yè)龍頭企業(yè)問卷，跨越全國多個省市。課題組成員對530家農戶進行了面談式問卷訪談。農戶與企業(yè)的合作時間普遍在2000年后才開始，2000后合作的企業(yè)達到了79.71%的比例。所調研農業(yè)龍頭企業(yè)的主要農產品包括果蔬類、養(yǎng)殖業(yè)、水產業(yè)、經濟作物、肉蛋類等，其中經濟作物占了37.72%。（詳見表2）表2農業(yè)龍頭企業(yè)基本特征統(tǒng)計變量樣本分布統(tǒng)計變量樣本分布數量百分比數量百分比企業(yè)年齡：10歲以下11—20歲21—30歲31—40歲41—50歲51—60歲未回答員工總數：43487122237.72%42.11%6.14%0.88%1.75%1.75%1.75%1000以內6960.53%1001—20001714.91%2001—30003001以上5104.39%8.77%未回答32.63%農業(yè)收入比例：50%以下54.39%企業(yè)資產規(guī)模：1000000—150000000.00%100000以下9482.4%1500000—200000010.88%100000—500000108.77%未回答43.51%500001以上54.39%未回答54.39%（四）樣本農戶數據的統(tǒng)計性描述課題組成員與企業(yè)所掛鉤的農戶進行了面談式問卷訪談。調查的農戶以男性為主，占總樣本的78.11%；年齡主要集中在3645歲和4655歲這兩個階段，平均年齡47歲；所有受訪者均具有初中或以上文化水平，初中及以上文化水平的占66.61%；在政府部門有職務的農戶十分少，只占3.77%；在企業(yè)中任職的農戶也十分少，只占2.83%（詳見表3）。表3農戶的特征統(tǒng)計變量樣本分布統(tǒng)計變量樣本分布人數百分率人數百分率性別男女41411678.11%21.89%政府職務有無205103.77%96.2%年齡35歲以下3645歲4655歲5665歲65歲以上平均年齡：47歲企業(yè)職務有無461852007623155158.68%34.91%37.74%14.34%4.34%2.83%97.17%受教育程度無小學初中高中中專大學及上未回答21156238105823.96%29.43%44.91%19.81%1.51%0.38%（五）研究方法本項目首先通過文獻法研究農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶間關系治理的構成成分，分析影響其關系治理的因素及作用機理并建立模型；筆者將收集到的數據利用SPSS軟件進行分析處理論證當前農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶間關系治理的模式，探索國內農業(yè)龍頭企業(yè)和農戶關系治理的構成成分。此外，筆者還運用多層線性模型（HLM）探索不同農業(yè)龍頭企業(yè)關系治理對掛鉤農戶滿意度的影響機制。數據處理使用SPSS17.0、HLM6軟件進行分析。四、實證分析與結果討論（一）關系治理與滿意度之間的關系Claro等（2003）認為信任、企業(yè)網絡活動等關系規(guī)范能對交易績效，即銷售增長率和交易滿意度，產生影響。也就是說，關系治理的實施，會對交易雙方的滿意度產生影響。合作滿意度，是參與主體對合作關系的總體的主觀感受，即參與主體通過對合作的可感知效果（或結果）與本來的期望值比較后，所形成的或愉快或失望的感受。合作滿意度，即期望和現(xiàn)實的差距的度量，可以預示交易雙方未來的合作情況。本文將立足于農業(yè)龍頭企業(yè)，試圖建立一個農業(yè)龍頭企業(yè)關系治理與合作滿意度之間的關系的模型，即研究企業(yè)關系治理是如何影響企業(yè)滿意度及農戶滿意度。通過文獻研究，我們發(fā)現(xiàn)關系治理是通過關系規(guī)范對關系契約的治理，而特殊的關系規(guī)范，即特定關系契約對應的關系規(guī)范，能夠對交易雙方的合作滿意度產生和履約率影響，因此，本文提出關系治理對合作滿意度的影響的模型，具體如圖1所示。關系治理合作滿意度關系治理合作滿意度圖1關系治理與合作滿意度關系模型圖1中的有向線條由關系治理指向合作滿意度，指的是關系治理對合作滿意度產生影響。（二）企業(yè)關系治理與企業(yè)滿意度模型1、企業(yè)關系治理的構成因素 關系規(guī)范是關系契約的實質性內容，是關系治理的表現(xiàn)形式。一些學者認為關系規(guī)范隨時間和環(huán)境的變化而變化，能夠產生積極作用的關系規(guī)范也因關系契約類型的不同而不同，即使是同類的關系契約，也會因其所處環(huán)境、生命周期的不同而不同（Ring和VandeVen1992）。根據相關的文獻可知，農業(yè)龍頭企業(yè)關系治理規(guī)范主要包括以下幾個方面的內容：信任、互惠、倫理（萬俊毅，李曉濱）。（1）信任萬俊毅等（2009）已從交易成本的視角論述了農業(yè)龍頭企業(yè)通過聲譽機制主動信任農戶可以減少制定履行合約的成本，長遠來看能夠促進持續(xù)合作。胡繼連（1992）也指出（初涉商品經濟之河的）我國農戶，一方面因自己的經濟實力單薄，另一方面參與商品經濟經驗不足，使得他們在追求貨幣收入最大化的同時極其擔心風險沖擊，故存在較為強烈的穩(wěn)定收入和各方面經濟安全的需要。所以，龍頭企業(yè)與農戶的合作是互補的。（2）互惠農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶間的互惠，也是一個從“讓利”到“被讓利”的互惠利他過程。企業(yè)通過契約以外的方式，如關系治理來防止機會主義行為。企業(yè)可以在境況良好的時候主動表現(xiàn)出利他行為，期望在境況不濟的時候能得到回報。而事實上，農戶是社會人。出于對穩(wěn)定、安全的需要及專用性資產的保護，農戶也會維持這種合作關系。所以，從企業(yè)的角度來看，雙方形成互惠的關系是有利的。（3）倫理倫理，是企業(yè)農戶合作中主動承擔責任的行為（萬俊毅，2006）。而對投資機會的追求是企業(yè)承擔社會責任的根本動力（汪鳳桂等，2009）。所以，承擔社會責任能夠給企業(yè)帶來更多潛在的投資機會。我們也應該看到企業(yè)主動承擔契約以外的責任的行為，能夠降低農戶對合作風險的顧慮，使其對企業(yè)的安全感更高，對企業(yè)的信任也加深，有利于雙方合作關系的穩(wěn)定。所以，從企業(yè)的角度看，倫理行為對雙方都有正的效應。3、企業(yè)關系治理與企業(yè)滿意度模型（1）信任與滿意度Claro等（2003）提出通過信任等關系規(guī)范進行關系治理，能夠影響合作滿意度。徐愛忠（2008）也指出，企業(yè)與農戶只有建立長期穩(wěn)定的信任關系，雙方在交易過程中才會按對方認為公平的方式對變化作調整。他通過實證研究證實信任可減少雙方交易成本并加強信息分享，有助于雙方交易關系的穩(wěn)定和高效，使雙方對合作更滿意。所以，本文提出以下假設:H1：企業(yè)層次的信任程度越高，企業(yè)視角的合作滿意度越高。（2）互惠與滿意度Mustakallio等認為，互惠有助于形成共同愿景，共同愿景則有利于創(chuàng)造長期價值，從而影響合作雙方的滿意度。萬俊毅等（2009）也從交易成本視角出發(fā)，論述了互惠等關系治理規(guī)范能夠降低雙方的交易成本，提高雙方的履約率，是雙方對合作感到滿意，從而促進長期合作。H2：企業(yè)層次的互惠程度越高，企業(yè)視角的合作滿意度越高。（3）倫理與滿意度萬俊毅等（2006）指出企業(yè)對農戶的倫理經營能夠大大提高履約率。農戶對雙方的合作的期望與實際相符，農戶才愿意積極履行契約。高履約率表明農戶對雙方的合作感到滿意。H3：企業(yè)層次的倫理程度越高，企業(yè)視角的合作滿意度越高。（4）企業(yè)關系治理與企業(yè)滿意度模型圖綜合以上的研究，本文提出以下的總體研究模型圖：合作滿意度合作滿意度企業(yè)層次關系治理企業(yè)視角合作滿意度信任互惠倫理圖2關系治理與合作滿意度關系模型圖4、模型實證性檢驗（1）企業(yè)關系治理變量筆者運用主成分分析法提取因子。企業(yè)關系治理模型包括3個關系治理變量，分別是信任、互惠、倫理。驗證性因子分析用于確保每個多測項變量有足夠的效度。Cronbachalpha系數則用于變量內部測項之間的信度。問卷運用了Likert5點量表，1表示“完全不贊同”而5表示“完全贊同”表4顯示企業(yè)關系治理變量的測項與因子負荷。表5列出了3個變量和7個測項的方差解釋，顯示前四個成分特征值累積了總方差的84.55%。表4企業(yè)關系治理變量的測項與因子負荷測項因子1因子2因子3信任與我們合作的農戶值得信任0.9200.1150.153農戶與我們打交道時是很誠懇的0.8250.4240.159農戶們一般都能說話算話0.8850.1620.255互惠本公司與農戶的交易方式是公平的0.1340.1410.866合作帶來了企業(yè)與農戶的“雙贏”0.0680.1690.907倫理讓農戶從合作中獲益是本公司的義務0.2800.7910.134本公司的理念要求我們做決策時必須考慮農戶的利益0.0420.9390.167說明：主成分分析和旋轉用于發(fā)現(xiàn)最優(yōu)因子結構。測項在某因子上負荷高于0.6，而在其他因子上負荷低于0.4的被保留。表5企業(yè)關系治理變量的方差解釋初始特征值提取平方和載入旋轉平方和載入成分合計方差的%累積%合計方差的%累積%合計方差的%累積%12.84340.62040.6202.84340.62040.6202.41234.46134.46121.71024.42465.0441.71024.42465.0441.77425.34159.80231.36519.50684.5491.36519.50684.5491.73224.74784.54940.5618.01592.56450.2473.53396.09760.1662.36998.46670.1071.534100.000提取方法：主成分分析。經過可靠性分析，上述主成分分析的Cronbachalpha系數為0.746>0.7，具有較強的可靠性。（2）企業(yè)滿意度變量通過三個測項來測量合作滿意度，它們分別反映了企業(yè)對合作收益的滿意程度、企業(yè)對合作過程的滿意程度、企業(yè)對合作農戶情況的滿意程度。該變量的Cronbachalpha系數為0.898。表6顯示了企業(yè)滿意度變量的測項與因子負荷。表7列出個了滿意度變量3個測項的方差解釋，顯示第一個成分特征值累積了總方差的83.30%。表6企業(yè)滿意度變量的測項與因子負荷測項因子1滿意度目前本公司與農戶合作所獲得的收益令人滿意0.892本公司與農戶的合作過程令人滿意0.930合作農戶的總體情況令人滿意0.916表7企業(yè)滿意度變量的方差解釋初始特征值提取的平方和載入成分合計方差的%累積%合計方差的%累積%12.49983.30483.3042.49983.30483.30420.30410.14193.44530.1976.555100.000（3）信度與效度分析在調查研究中，信度可用多個測項測試一次性測試變量（Dooley，1995）。模型組合Cronbachalpha系數為0.746。效度主要指測量確實能夠測出其所要測量的目標的程度。本文主要通過以下方法提高效度：=1\*GB3①仔細定義變量并盡可能使用前人證實過的測項；=2\*Arabic2進行實證性因子分析；③檢驗變量間的相關性。（4）相關性分析從表8中可以看到企業(yè)關系治理的變量在5%的顯著性水平下高度不相關，信任、互惠、倫理與企業(yè)滿意度具有一定的相關性。表8企業(yè)關系治理與合作滿意度模型變量的相關性信任互惠倫理滿意度信任1.0000.0000.0000.370互惠0.0001.0000.0000.310倫理0.0000.0001.0000.350滿意度0.3700.3100.3501.000（5）回歸分析從下表9可以得出在5%的顯著性水平上，信任、倫理的斜率和截距項通過顯著性檢驗，在10%的顯著性水平上，互惠的截距通過檢驗。三種統(tǒng)計推斷結果基本一致，說明因變量企業(yè)滿意度和自變量信任、互惠、倫理之間顯著有線性相關關系，且這種相關為正的相關。所以假設H1、H2、H3得到支持，所得線性回歸模型可用，得到初步的回歸方程為y1=0.26x1+0.21x2+0.24x3+4.25表9企業(yè)層次模型回歸系數模型B標準誤差tSig.(常量)信任互惠倫理4.2470.2550.2140.2420.1130.1150.1150.11537.5212.2131.8522.0940.0000.0370.0770.047R方=0.36F=4.24SIG=0.02（三）企業(yè)關系治理與農戶滿意度模型1、農戶關系治理與農戶滿意度模型前文中關系治理與合作滿意度的相關理論表明：關系治理的實施，會對交易雙方的滿意度產生影響。因此，農戶關系治理通過關系規(guī)范對關系契約的治理，進而對交易雙方的合作滿意度產生影響。首先，農戶對企業(yè)的管理決策等工作的信任、配合和支持，能夠使企業(yè)的工作順利開展，同樣，對于農戶長期積累下來的科學的生產方式方法，企業(yè)也會給予支持和理解。其次，農戶在日常生產中主動與企業(yè)交流，及時提出問題，能使企業(yè)及時發(fā)現(xiàn)解決問題，有利于雙方共同發(fā)展。接著，互惠，是企業(yè)和農戶在信任的基礎上，在面臨困境之時主動讓利，幫助對方度過難過，促進長期合作的過程。最后，農戶對企業(yè)的依賴性，使得相對來說毀約成本更低的農戶的穩(wěn)定合作的需要增強，穩(wěn)定合作的意愿也增強。綜上所述，農戶關系治理至少包括以上四個因素，即信任、社會交往、互惠、依賴性。2、模型實證性檢驗（1）農戶關系治理變量本文運用主成分分析法提取因子。農戶關系治理變量包括4個不同維度，分別是信任、互惠、社會交往、依賴性。為了研究農戶關系治理與農戶滿意度的關系，筆者采用因子分析將四個維度聚合成一個變量，即農戶關系治理，進而通過回歸分析，研究農戶關系治理對農戶滿意度的影響。表10顯示農戶關系治理變量的測項與因子負荷。表11列出了3個變量和7個測項的方差解釋，顯示前四個成分特征值累積了總方差的84.55%。表10農戶關系治理變量與因子負荷測項因子1與我們合作的企業(yè)值得信任。0.761合作給企業(yè)和農戶都帶來了經濟上的好處。0.735該企業(yè)經常派專人上門輔導農戶生產。0.853我們必須與該企業(yè)合作才能獲得較好的收益。0.693表11農戶關系治理變量的方差解釋初始特征值提取的平方和載入成分合計方差的%累積%合計方差的%累積%12.32858.20858.2082.32858.20858．20820.69117.27875.487340.5940.38714.8499.66490.336100.00經過可靠性分析，上述主成分分析的Cronbachalpha系數為0.739>0.7，具有較強的可靠性。（2）回歸分析下面進行農戶關系治理與農戶滿意度的回歸分析。表12農戶層次模型回歸系數模型B標準誤差tSig.(常量)農戶關系治理3.9520.6870.0230.023171.0429.780.000.00R方=0.63F=886.38SIG=0.000綜述所述，在顯著性5%的水平下，得到初步的回歸方程，即農戶滿意度與農戶關系治理之間關系的模型為y=3.95+0.69x。3、企業(yè)關系治理與農戶關系治理之間的作用機制在前文，本文已通過文獻法和因子分析法等，探究出企業(yè)關系治理與農戶關系治理的內容，并且得出企業(yè)和農戶關系治理水平越高，各自滿意度越高的結論。下文將對農戶滿意度、農戶關系治理如何受到農業(yè)龍頭企業(yè)關系治理的影響進行探索性分析。（1）模型與假設特定農戶是嵌套在特定企業(yè)之中的，因此在探討農業(yè)龍頭企業(yè)關系治理對于農戶關系治理和滿意度影響時，涉及到一個個體層面（農業(yè)龍頭企業(yè)關系治理）和兩個集體層面的變量（農戶關系治理和農戶滿意度），三者之間三者之間出現(xiàn)了跨級相關關系。傳統(tǒng)研究方法無法解決這一問題，多層線性模型為解決這一問題提供了有效的工具（張雷等，2003）。多層線性模型的適用范圍非常廣，凡是具有嵌套和分層的數據均可使用多層線性模型進行分析。因此，本文提出如下假設：H4：企業(yè)關系治理對農戶滿意度產生影響，是通過對農戶關系治理產生影響來實現(xiàn)的。H5：企業(yè)關系治理水平越高，農戶滿意度越高。農戶農戶滿意度常數項公司關系治理常數項農戶關系治理圖3企業(yè)關系治理與農戶關系治理與農戶滿意度模型（3）模型實證分析運用HLM6.06建立如下模型：對第一層：Yij=Β0j+Β1jXij+eij

對第二層：Β0j=γ00+γ01W1j++γ02W2j+γ03W3J+U0j

Β1j=γ10+γ11W1j+γ12W2j+γ13W3j+U1j

合并的模型為：

Yij=γ00+γ01Wj+U0j+（γ10+γ11W1j+γ12W2j+γ13W3j+U1j）Xij+eij

Yij：第j家企業(yè)第i個農戶滿意度Xij：第j家企業(yè)第i個農戶關系治理W1j：第j家企業(yè)的信任W2j:第j家企業(yè)的倫理W3j：第J家企業(yè)的互惠計算結果為表13、表14：表13不包含第二層變量的隨機回歸結果（N=485）回歸系數標準誤T檢驗方差成分卡方檢驗信度B0j4.050.1331.30.451314.840.969B1j0.370.066.20.0340.580.31在5%的顯著性水平下，系數通過檢驗。表14包含第二層變量的隨機回歸結果（N=485）回歸系數標準誤T檢驗方差成分卡方檢驗信度PVALUEΒ0j0.471230.670.970.00γ004.060.1232.900.00γ010.090.120.730.46γ020.060.120.540.59γ030.140.072.170.04Β1j0.0536.550.390.00γ100.370.060.00γ110.070.032.290.03γ120.000.070.0030.99γ130.050.051.10.28根據表14可以算出跨級相關，跨級相關是指因變量Y的總變異中多少是由于第二層單位間的差異造成的，也指與其他第二層單元相比，同一個第二層單元中的每個第一層單元的測量結果相似度。==69.23%也就是說約69.3%的總變異是由第二層的因素引起。同時，將不包含第二層解釋變量的模型和包含第二層解釋變量的模型結合起來，可以計算出第二層變量的作用，即方差解釋率（張雷，2003）。本文中，第二層變量對截距方差的解釋量為4.4%，對斜率方差的解釋量為66.7%。為了使數據效果更好，本文將數據進行中心化處理，回歸中的截距的意義更加明確（Hofmanetal,1998）。中心化處理后，截距代表的是農戶關系治理的均值所對應的農戶滿意度。這樣一來，第一層模型中的截距主要反映的是農戶滿意的水平，斜率反映的是農戶滿意度與農戶關系治理的相關水平。第二層的變量對第一層截距都是正向作用，其中只有互惠對第一層截距的影響是顯著的，而倫理和信任的影響不顯著。這說明農業(yè)龍頭企業(yè)關系治理對農戶滿意度的影響是正向且直接的，其中互惠的影響最為顯著。第二層變量對第一層變量的斜率影響也都為正向作用。其中，信任的影響是顯著的。這說明企業(yè)關系治理對于農戶關系治理對農戶滿意度影響具有正向調節(jié)效應。五、結論與政策意義下表15中為本文經過實證性檢驗所提出的假設與結論。表15本文假設與結論假設結論H1：企業(yè)層次的信任程度越高，企業(yè)視角的合作滿意度越高。成立H2：企業(yè)層次的互惠程度越高，企業(yè)視角的合作滿意度越高。成立H3：企業(yè)層次的倫理程度越高，企業(yè)視角的合作滿意度越高。成立H4：企業(yè)關系治理對農戶滿意度產生影響，是通過對農戶關系治理產生影響來實現(xiàn)的。成立H5：企業(yè)關系治理水平越高，農戶滿意度越高。成立為了達到雙贏，企業(yè)在處理與農戶間關系時應遵循互相信任、互惠（即主動讓利于農戶）等關系性原則，提升農戶對企業(yè)的信任度，保護農民的利益，從而鞏固企業(yè)與農戶間聯(lián)盟關系，促進農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶聯(lián)結成“利益共享、風險共擔”的利益共同體，保障龍頭企業(yè)與農戶間交易的順利進行，加快我國農業(yè)產業(yè)化的進程。此外，由于交易環(huán)境的不確定性和合約的不完備性，在一定歷史條件下的關系規(guī)范也只能適應特定環(huán)境下的企業(yè)與農戶的關系治理。所以，農業(yè)龍頭企業(yè)和農戶的治理組合方式應該因時因事靈活調整以適應中國特色的社會主義市場經濟的發(fā)展。而政府對這兩者的合作關系的影響也是不容忽視的。政府在這其中既是資源的分配者又是資源的使用者。所以，在合理配置政府、企業(yè)、農戶三方的資源的情況下，以合理的企業(yè)與農戶的利益聯(lián)結機制為基礎，以合理的治理組合方式為紐帶，充分調動雙方的積極性實現(xiàn)共同發(fā)展，有助于農業(yè)產業(yè)化的發(fā)展。同時，農業(yè)龍頭企業(yè)讓利于農，積極與農民結成緊密的利益共同體，對企業(yè)本身來說是有利于減少其自身交易成本和風險。此外，這對提高我國農業(yè)經濟的競爭力、加快我國農業(yè)產業(yè)化的進程起到不可忽視的作用。參考文獻：陳燦.當前國外關系契約研究淺析[J].外國經濟與管理.26（12）2004：1014陳燦.關系治理與績效：中國家族企業(yè)治理行為研究[M].北京,2007:38102陳燦，萬俊毅，呂立才.農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶間交易的治理——基于關系契約理論的分析[J].華中農業(yè)大學學報.70（4）2007：4246李杰.勞動契約不完全及其關系治理[J].生產力研究.2008（6）：1012李新春，陳燦.家族企業(yè)的關系治理:一個探索性研究[J].中山大學學報（社會科學版）,2005,6（45）：107115萬俊毅，李曉濱.農業(yè)龍頭企業(yè)的倫理經營行為——基于江西德宇集團的案例研究.[C]//新農村建設與三農問題：2006年全國中青年農業(yè)經濟學者年會論文集.北京.中國農業(yè)出版社.2006萬俊毅，彭斯曼，陳燦.農業(yè)龍頭企業(yè)與農戶的關系治理：交易成本視角[J]農村經濟（4）2009：2528溫福星.階層線性模型的原理與運用[M].中國輕工業(yè)出版社.2008:4048張雷，雷靂，郭伯良.多層線性模型應用[M].教育科學出版社.2003:4989Claro,D.P.,Hagelaar,G.,andOmta,O.,TheDeterminantsofRelationalGovernanceandPerformance:HowtoManageBusinessRelationships[J].IndustrialMarketingManagement,2003(32):703716GulatiR.Alliancesandnetworks.Strategic[J].ManagementJournal.1998（19）:293317Poopo,L.,Zenger,T.DoFormalContractsandRelationalGovernanceFunctionasSubstitutesorplementsStrategic[J].ManagementJournal.2002(23):707725AnEmpiricalAnalysisontheRelationshipGovernancebetweenLeadingAgriculturalEnterprisesandFarmersHuangShiyan,L