私人執行資本與合約自我履行機制
——以農產品合約為例

劉鳳芹，李金寧,2

(1.東北財經大學 經濟學院，遼寧 大連 116025；2.浙江師范大學 行知學院，浙江 金華 321004)

一、問題的提出

根據不完全合約理論，合約注定是不完全的，注定不完全合約的履行并非主要依靠第三方機構，通過私人執行資本發揮作用的自我履行機制則成為一種極其重要的甚至是常態的履約方式。私人執行資本是指不履約的交易者被實施終止業務關系的制裁時可能失去的預期未來利潤流量的資本，主要包括專用性投資和聲譽資本[1]。Beckmann和Boger[2]發現，306個生豬養殖戶中，僅38.5%的養殖戶在發生糾紛后愿意通過法庭來解決合約糾紛，合約的履行通常依賴基于私人執行資本的自我履行機制。然而，由于農產品難以標準化和價格波動較頻繁等原因，增加了交易的不確定性，使得自我履約機制頻頻失效，導致中國農產品訂單合約履約率較低[3]，不利于合約雙方建立持久、良性的合作關系。

對于如何擴大自我履行機制的范圍，提高履約率，除了在合同中通過合理安排所有權結構以及將合同作為參考點等手段以增加合同的靈活性外[4]。增加私人執行資本的數量，即專用性投資和聲譽資本的建立是非常重要的。那么，私人執行資本中的專用性投資和聲譽資本何以在農產品合約自我履行中發揮作用？目前的研究成果主要集中在以下兩個方面：第一，資產專用性。Klein等[5]認為,進行專用性投資后，會產生準租金，另一方就有可能出現機會主義行為，而一項自我履行的合約正是通過終止商業關系的威脅而不是通過訴訟的威脅來防止機會主義行為的。張維迎[6]認為，賣方的專用性投資會產生“套牢”效應，導致雙方利益都受損，因此，合約方為了合作盈余最大化，會訂立合約條款并自我履行。米運生等[7]認為，當市場價格低于契約價格時，買方的專用性資產投資越多，交易關系越穩定；而當市場價格高于契約價格時，賣方的資產專用性投資越多，交易關系越穩定。徐忠愛[8]認為，單方面專用性投資對履約的作用有限，只有企業和農戶相互進行專用性投資才能擴展合約自我實施的范圍。鄧宏圖和米獻煒[9]與周立群和鄧宏圖[10]分別對內蒙古的個案進行研究發現，專用性投資能提高訂單農業的履約率。王國才等[11]發現，雙邊專用性投資可以降低機會主義行為、提高雙方的信任水平。第二，聲譽資本。Kreps和Wilson[12]認為，當存在多次重復博弈時，合約方為了獲取長期收益,會在多次交易中建立聲譽資本，實現合約的自我實施。劉鳳芹和王姚瑤[13]通過實證分析發現，聲譽和默認合約在履約中能一定程度上防止“敲竹杠”的發生，但是默認合約的作用更大。雷新途和李世輝[14]基于合約的不完全性,實證檢驗了聲譽資本在財務合約自我履行中的作用。賈生華和吳波[15]從博弈論的角度分析了企業聲譽資本在私人合約執行機制中的作用。

綜上所述，就現有研究成果而言主要存在以下三個方面的問題：第一，傳統理論認為私人執行資本中的專用性投資會引起“敲竹杠”問題,從而導致事前投資不足，而對于其在合作關系中的積極影響，尤其是對于履約方面的作用研究得較少。第二，關于專用性投資的內容，通常只涉及威廉姆森[16]提到的專用性物質、人力投資和地理位置等，很少涉及私人關系投資，又稱為“人情關系投資”。第三，關于聲譽資本，通常只分析聲譽資本對履約率的直接影響，而鮮有考慮其他因素在聲譽資本與履約率之間的調節作用。鑒于此，本文將嘗試在以下三個方面就現有研究進行擴展：第一，從不完全合約的自我履行機制角度，探討專用性投資并非總是出于被迫，也可能是為了維持穩定合作關系的自主選擇。第二，鑒于私人關系投資在中國商務合作中的重要作用[17]，本文中涉及的專用性投資，除了威廉姆森提出的專用性投資外，也納入了私人關系投資。第三，在實證檢驗中，引入企業對美譽度的重視程度作為調節變量，探討聲譽資本對農產品合約自我履行機制的影響。本文擬利用實地調研數據，考察私人執行資本在農產品合約自我履行中的可能作用，并進一步分析和驗證企業對美譽度的重視程度在私人執行資本與農產品合約自我履行中的調節作用。

二、基本理論框架和研究假設

克萊因認為為了避免“敲竹杠”引起的毀約問題，一體化也不能完全奏效，更主要的手段是利用長期合約安排。當然，長期合約安排也可能產生剛性和潛在的“敲竹杠”問題，為此，Klein和Leffler[18]分析了市場力量、克萊因[1]分析了私人執行資本和合同條款[19]等要素在自我履行機制中的作用。他們認為，制定和使用長期合約的成功與否主要取決于潛在的市場不確定性和締約方可執行的私人資本數量，兩者共同決定了合約自我履行的能力和范圍。克萊因認為自我履行機制是一種依附于市場機制的“隱性”合同實施機制，這種實施機制以存在租金流、重復購買、資產專用性和聲譽資本等作為運作條件，其核心思想是：交易者選擇的契約條款及其既有的私人可執行資本數量共同決定了交易關系中自我實施范圍的大小和位置，其中，私人可執行資本包括聲譽資本和專用性投資。根據該理論，為了保證契約能被自覺履行，尤其對于由于市場波動而處于不利地位的一方來說，會選擇繼續履約，而不是違約，關鍵問題是如何通過契約條款的設計、事先的專用性投資以及建立聲譽資本等手段，使得一份契約能最大限度地適應市場波動。

本文主要在該理論框架內進行分析和實證檢驗。但是，在專用性投資方面，除了普通的專用性投資外，進一步考慮私人關系投資，兩者統稱為關系專用性投資。因此，本文主要探討在農產品合約的自我履行中，聲譽資本和關系專用性投資對自我履行機制的實施范圍是否有影響以及如何影響？自我履行機制的范圍越大，在給定的市場沖擊下，履約的概率也越高。另外，在契約的違約金方面，同時考慮了違約金的實施成本。因此，該理論框架的具體模型如下：

W2=π0+π1/(1+r)+π2/(1+r)2……

(1)

其中，r為貼現率，π0、π1、π2……為以后各期的私人可執行資本。因為契約自我履行機制的實施條件是：企業選擇不履約的短期收益小于未來預期收益流的貼現值(私人執行資本)，即W1

(一) 影響不履約短期收益W1的主要因素

1. 合同利潤

在遇到不利的市場沖擊越大時，合同利潤會越少，甚至導致虧損，則不履約的短期收益W1增加，此時，合約自我履行的范圍會越小，履約率會越低。由于不履約獲得的合同利潤決定了W1的水平，因此，這一因素是決定合約履行與否的主要原因之一。

2. 違約金條款

根據克萊因的觀點，合同中的違約金條款是為了節約私人執行資本。在自我履行機制中，如果私人執行資本足夠大，則無需規定違約金，且合同可以變得很薄，甚至是口頭協議或者握手示意即可；如果私人執行資本不足時，違約金條款是提高履約率的重要手段之一。違約金規定的數額越大，違約的成本越高，違約的短期收益W1就越小，因此，違約金可以激勵履約。合約中的違約金條款借助于法院的強制性威懾，可以協助自我執行機制發揮作用，擴展了其發揮作用的范圍。除了違約金，契約中的其他所有安排都是在交易者私人執行資本不足時的補充措施。

3. 違約金的實施成本

一方面，違約金的實施以違約行為的認定為前提，而違約行為的認定成本決定了違約方對違約短期收益W1的期望值。施瓦茨[20]將不完全契約分為強不可締約性和弱不可締約性。所謂強不可締約性是指有的信息既無法觀察又不可證實的情況；弱不可締約性是指有的信息只可以觀察到，但是無法向第三方(法院、仲裁等)證實的情況。由于契約的不可締約性，履約成本會增加，因此，在自我履行機制中，如果違約方的信息越不容易被觀察或者被證實，違約行為則越容易逃脫法律制裁，即違約成本越低，從而違約方對違約短期收益W1的期望值就越大。因此，信息的不對稱引起的不可觀察性和不可證實性會激勵違約行為。另一方面，違約行為被認定后，違約金的執行難度越大，即維權成本越高，違約金被執行的概率則越低，從而違約方對違約短期收益W1的期望值就越大，違約的激勵越大。一般來說，違約金的執行成本與立法、司法制度的健全程度等諸多因素有關。

(二) 影響私人執行資本W2的主要因素

1. 聲譽資本

企業聲譽資本的內涵包括廣度、強度和美譽度三個維度。其中廣度主要是指其知名度；強度是指其影響力，如顧客忠誠度等；美譽度則是指消費者對其產品或企業的情感體驗。由于聲譽資本的積累性和易碎性，因此，首先，違約會造成企業形象受損，導致其信譽等無形資產貶值，聲譽資本越多的企業，其違約造成的損失越大。其次，有違約史的一方在交易談判中的地位可能更低，并且談判成本更高，因為交易對象可能需要設計更復雜的條款以防止其機會主義行為。最后，因為潛在的交易對象會根據企業長期積累的聲譽資本決定是否與其合作，即聲譽資本影響未來的交易機會。總之，違約會導致其未來利潤流的減少和交易成本的增加。此外，從聲譽資本影響履約率的角度看，如果企業在主觀上更加重視其美譽度時，對違約引起的聲譽資本方面的未來利潤流的損失估價會更高,即對W2的估值會更高，有助于激勵其履約。因此，筆者提出以下假設：

H1：企業的聲譽資本越多，可執行的私人資本，即違約后損失的未來利潤流的貼現值W2就越大，履約率會越高。

H2：企業越重視自己的美譽度，對違約后損失的未來利潤流的貼現值W2的估計值就越高，履約率會越高。

2. 關系專用性投資

關系專用性投資包括普通關系專用性投資和私人關系專用性投資。前者即威廉姆森所指的物質、人力、場地和特定用途方面的專用性投資，鑒于本文的考察對象主要為中小民營企業，因此，其他的關系專用性投資可以忽略不計，只涉及關系專用性物質投資。關系專用性物質投資是指為了維持和鞏固合作關系需要的各種人情往來費用。由于東西方歷史、文化的差異, 在建立合作關系過程中，企業進行關系專用性投資的內涵也存在差別。西方企業在合作過程中較少關注人情關系，而在中國，除了商業目的之外，還十分重視合作雙方私人關系的發展，因此，本文將私人關系專用性投資(簡稱“私人關系投資”)也納入分析框架，即本文的關系專用性投資包含專用性物質投資和私人關系投資。

因為關系專用性資產一旦投入后，另做他用的殘值較低，如果企業對對方進行關系專用性投資越多，一旦雙方的合作關系破裂，企業在該資產上損失的價值就越大，即W2越大。因此，企業增加向對方的關系專用性投資會提高其履約率。因此，筆者提出以下假設：

H3：企業向對方進行專用性物質投資越多，可執行的私人資本，即違約后損失的未來利潤流的貼現值W2越大，履約率會越高。

H4：企業向對方進行私人關系投資越多，可執行的私人資本，即違約后損失的未來利潤流的貼現值W2越大，履約率會越高。

三、樣本分析和變量選擇

(一) 數據來源和樣本分析

本文數據來自2017年寒假期間在校本科生對全國范圍內28個省份110個地級市二百余家中小企業422份農產品采購合約履行情況的問卷調查，該問卷主要包括兩個部分：第一部分限定受訪企業和受訪人員。為了達到預設的研究目的，要求受訪企業的原料中至少有一種為農產品，受訪合約為農產品采購合約；為了問卷的準確性，要求受訪者必須為相關業務的主要負責人，并且選擇的樣本必須是與農產品供貨方事先簽訂過口頭或者書面合同的。第二部分是關于農產品合約的履行情況。為了防止樣本偏誤，要求每個學生的調研問卷必須既包括該企業未違約合約樣本，也包括違約合約樣本。該部分依次包括企業的基本情況、合同利潤的變動情況、違約金條款和關系專用性投資情況等。

本次調查發放問卷600份，回收有效問卷422份。其中,企業違約的樣本為102份，企業履約樣本為320份。如果用企業的員工數表示受訪企業規模，則最小規模為20人，最大規模為500人。

(二) 變量選擇和指標測度

本模型中的變量，除了地區分布、貨源渠道和行業等類別控制變量外，其他的控制變量和解釋變量均基于自我履行機制框架中影響W1和W2值的主要因素。

1.被解釋變量

農產品合約履行情況。本模型中將農產品合約履行情況定義為二值變量，履約為1，違約為0。

2. 解釋變量

(1)聲譽資本。美國聲譽理論研究權威Fombrun和Shanley[21]提出了“譽商”指數法，這種方法目前在國際上較為通用，但由于各國政治、文化和經濟等背景相差甚遠，因此，該方法在實踐中有很多的局限性。正如理論部分所述，國內學者繆榮和茅寧[22]也提出了對聲譽資本進行度量的三維理論，即廣度(知名度)、強度(影響力)和美譽度(社會評價)。本文借鑒該理論，對企業的聲譽資本用企業的知名度、影響力和社會評價的平均值來綜合表示，其中聲譽資本的這三個維度均用李克特的5點量表法進行測度。完全不贊同=1，不太贊同=2，中等=3， 比較贊同=4，完全贊同=5。 (2)專用性物質投資。目前，衡量企業專用性物質投資的主流方法是采用上市公司前五大客戶銷售額占公司總銷售額的比重來表示。但是，鑒于本文主要針對中小民營企業與上游貨源的合作關系，客戶比較分散，并且合作關系不是很穩定。因此，在問卷調查中，針對該變量的問題是：為對方投資的專用性物質資本為雙方年交易利潤的百分之多少？鑒于數據的可得性，將該變量設置成區間選擇題，作為定序變量納入模型。關于專用性物質投資的問題設置為：在業務往來期間，企業因為該農產品供應方所做的專用性物質投資在年凈利潤中的占比。0—10%(含)為1，10%—20%(含)為2，20%—30%(含)為3，30%—40% (含)為4，40%—50%(含)為5，50%—60%(含)為6，60%—70%(含)為7，70%—80%(含)為8，80%以上為9。(3)私人關系投資。按照目前主流的測度方法，關于私人關系投資情況的問題表述為：企業每年為維護與該交易伙伴的關系需要花費的人情往來費用占年凈利潤的百分之多少？該變量同專用性物質投資一樣，作為定序變量進行計量檢驗。以上三種解釋變量共同決定了私人執行資本W2的水平，因而預計符號均為正。

3.調節變量

調節變量為美譽度重視程度，體現為企業注重在提升其形象方面的投資。完全不贊同=1，不太贊同=2，中等=3， 比較贊同=4，完全贊同=5。

4. 控制變量

(1)違約率(%)。首先，違約率即違約金占合同金額的百分比。因為違約率越高，違約的短期收益W1越小，即違約金條款可以激勵合約方履行合同，因而預計符號為正。其次，違約的不可觀察性、不可證實性和違約金的執行難度均用李克特的5點量表法進行測度。完全不贊同=1，不太贊同=2，中等=3， 比較贊同=4，完全贊同=5。一方面，由于違約行為的不可觀察性和不可證實性越高，違約的預期成本越小，企業對違約的短期收益W1的期望值越高，履約率越低，因而預計符號為負；另一方面，在違約已被證實的情況下，對方最終獲賠償違約金需要付出的成本越大，即違約金的執行難度越大，違約的預期成本也越小，企業對違約的短期收益W1的期望值越高，履約率越低，因而預計符號為負。(2)合同利潤。鑒于企業利潤方面數據的保密性，問卷中將此問題表示為：如期履行該合同獲得的利潤與訂約時的預期利潤相比有何變化？此題為區間選擇題，共分為8個區間段，合同利潤下降幅度最大的為1，上漲幅度最大的為8。將合同利潤作為定序變量納入模型。由于履行合同獲得的利潤越小，或者虧損越多，不履約的短期收益W1越大，合約自我履行的范圍越小，履約率越低，因而預計符號為正。下跌幅度大于 40% =1,下跌幅度介于20%—40%(含)=2, 下跌幅度介于5%—20%(含)=3 ，下跌幅度小于5%(含)=4，上升幅度小于5%(含)=5，上升幅度介于5%—20%(含)=6， 上升幅度介于20%—40%(含) =7，上升幅度大于40%=8。(3)行業類別。因為不同的農產品行業，涉及產品的儲存成本和專用性投資等方面差異較大，因此，本文將行業類型作為控制變量之一。瓜果蔬菜為=1，家禽牲畜=2，糧油作物=3，食用菌=4，水產品=5，其他的=6。 (4)企業的市場份額。由于涉及的受訪企業均為中小企業，缺少權威的市場份額排名，因此，本研究通過企業的自我評價用李克特5點量表法進行測度。一般來說，企業的市場占有率越大，抵抗市場風險的能力越強，因此，預計其對履約率有正向作用。完全不贊同=1，不太贊同=2，中等=3， 比較贊同=4，完全贊同=5。 (5)企業規模。根據主流的測度方法之一，用企業的員工數表示企業規模。企業規模越大，通常抗風險能力越強，且更看重信譽和自身形象，因而預計其符號為正。(6)地區分布。根據中國的經濟區域劃分方法，將全部樣本分為東部、中部、西部和東北四個地區。東部=1，中部=2，西部=3，東北=4。(7)貨源渠道。企業采購農產品的渠道主要包括農戶(取1)、農產品集散中心(取2)、農業企業(取3)和合作社(取4 )。

四、聲譽資本和關系專用性投資對農產品合同履約率的實證檢驗

(一) 主要變量的描述性統計

表1樣本的描述性統計結果

表1列示了主要變量的描述性統計結果。由表1可知，企業規模的標準差為121.800。鑒于受訪對象為中小企業，該樣本集合中企業規模已經有較強的異質性，作為控制變量，有利于研究其他核心變量與履約率之間的關系；關于違約率，雖然《中華人民共和國合同法》沒有明確規定違約率的上限，但在實踐中，企業簽訂合同時約定的違約率一般都不超過合同金額的30%，因此，本樣本集合中違約率的標準差為9.640，已經保證了企業間較大的違約率差異性，便于考察解釋變量與被解釋變量之間的關系。

(二) 變量間的相關性和多重共線性診斷

表2中各變量之間用Spearman系數來測度的相關系數。由表2可知，各變量之間(除自相關)相關系數均在0.800以下。另外，通過進一步考察方差膨脹因子(VIF)，發現取值介于1.080—2.550，說明這些變量有良好的區別效度，不存在嚴重的多重共線性問題。

表2變量間的Spearman相關系數

注：*表示在10%的統計水平上顯著。

(三) 模型和實證結果

企業作為理性經濟人，在面對不利的市場波動時，會權衡違約帶來的短期收益和未來利潤流的損失貼現值而做出選擇。當企業選擇履約時，則表明企業認為違約帶來的短期收益小于未來利潤流的損失貼現值(違約成本)，反之，企業會選擇違約。根據前文所述的自我履行機制框架，用W1表示企業違約帶來的短期收益，私人執行資本W2(包括聲譽資本和關系專用性投資)代表企業違約帶來的未來利潤流的損失貼現值。那么，用公式可以將企業的履約情況表示為以下概率模型：

Prob[H=1/X]=Prob[W1

(2)

1. Probit模型(1)

表3中的模型(1)主要是將自我執行機制中所有與履約有關的原始變量作為解釋變量和控制變量進行回歸，即將違約率、實施難度以及違約獲得的合同利潤、市場份額、行業類別、貨源渠道、區域劃分和企業規模作為控制變量，將聲譽資本和專用性物質投資、私人關系投資作為解釋變量。如表3所示，Probit模型(1)的回歸結果顯示，專用性物質投資和私人關系投資均在5%的顯著水平上通過了Z檢驗，說明企業對農產品貨源方的專用性物質投資和私人關系投資顯著地提高了企業的履約率，而聲譽資本沒有通過顯著性檢驗。除此之外，控制變量的符號也與預設符號相同。考慮到截面數據的異方差問題，本文中的估計值均采用穩健標準誤。

2. 引入調節變量的Probit模型(2)

因為考慮到聲譽資本對履約率的影響可能與企業對其美譽度的重視程度有關，因而模型(2)中引入企業對美譽度重視程度作為調節變量。其基本的邏輯是：當企業對自己的美譽度更重視時，其對于違約造成聲譽資本損失，從而引起未來利潤流的損失貼現值W2的估值會更高，激勵其履約。因此，模型(2)中引入了聲譽資本和企業對美譽度重視程度二者的交叉項。正如表3中的回歸結果所示，引入企業對美譽度重視程度作為調節變量后，聲譽資本在5%的水平上通過了Z檢驗，說明企業對美譽度重視程度在聲譽資本和履約率之間起到了顯著的調節作用。因此，忽視企業對美譽度重視程度會低估聲譽資本對履約率的作用。除此之外，其他解釋變量仍然保持顯著性。另外，本文用Stata中的Hausman命令檢驗了模型(2)的內生性問題，結果顯示P值為0.953，即不存在內生性問題；利用Stata軟件中的Probit和lroc命令，可得到該模型的擬合優度值為0.874，說明該模型中的解釋變量和被解釋變量相互關系的擬合度較好。因此，在以下的分樣本檢驗中沿用引入調節變量的Probit模型(2)。

3.引入調節變量的Logit模型(3)

由于本調查問卷的有效樣本為422份，樣本量不算特別大，不能保證F[aX+ε]為正態累積分布函數，因此，為了保證Probit檢驗結果的穩健性，同時做了引入調節變量的Logit回歸，回歸結果如表3所示。專用性物質投資、私人關系投資和聲譽資本都會顯著提高履約率。另外，通過Stata軟件中的Margin命令，表3中列出了聲譽資本和兩種關系專用性投資對履約率影響的邊界值。結果顯示，兩模型中解釋變量的邊界貢獻值均相差不大，因此，檢驗結果在兩種二值模型中保持穩健。

表3檢驗結果對比

注：(1)*、**和***分別表示在10%、5%和1%的統計水平上顯著，括號中為穩健標準誤，下同。(2)dy/dx是解釋變量的邊界值。

4.分樣本檢驗之一：貨源渠道

企業采購農產品的渠道主要包括農戶、農產品集散中心、農業企業和合作社。因為農產品集散中心中，絕大多數入駐的商家是農業企業和合作社，而且，考慮到企業一般與農業企業、合作社貨源方的合作關系較穩定，且交易額較大，而與農戶貨源方的合作關系比較松散，且規模有限。因此，本文將樣本分為農戶和集散中心、農業企業和合作社兩組進行貨源渠道的分樣本檢驗。檢驗結果如表4所示，模型(4)基于農戶貨源渠道樣本進行檢驗，即通常所說的“農戶訂單”模式，而模型(5)基于農產品集散中心、農業企業和合作社的貨源渠道樣本進行檢驗。

由表4可知，一方面，模型(4)的計量檢驗結果顯示，當貨源渠道為農戶時，兩種關系專用性物質投資均能顯著提高企業的履約率，而聲譽資本并沒有通過顯著性檢驗，這一結果符合很多學者的研究結論。因為學術界主流的觀點認為，聲譽資本只有在重復博弈過程中才能在自我履約機制中發揮作用[23]，而企業與農戶的合作是一種松散的、不穩定的狀態，合約方并沒有長久、穩定合作以及長期博弈的預期，因此，聲譽資本對企業履約率的影響不顯著；另一方面，模型(5)的計量檢驗結果顯示，當貨源渠道為集散中心、農業企業和合作社時，由于雙方的合作關系較密切、穩固，合作的時期較長，重復博弈的次數較多，因此，聲譽資本對企業的履約率有顯著影響，并在5%的顯著水平上通過了Z檢驗。除此之外，兩種關系專用性物質投資也顯著地提高了履約率。

5.分樣本檢驗之二：區域分布

因為我國東部地區經濟比其他地區發達，因此，本文將對兩種經濟發展程度不同的地區分別用調節效應的Probit模型進行檢驗，結果如表4所示，無論是東部地區還是其他地區的分樣本檢驗結果均顯示，聲譽資本與兩種關系專用性物質投資都顯著地提高了履約率。

表4基于調節效應Probit模型的分樣本檢驗結果

五、結論及建議

(一)結論

1.聲譽資本方面

一方面，在貨源渠道為集散中心、農業企業和合作社時，越重視自我美譽度且聲譽資本越多的企業，其履約率也越高。因為在多次重復交易中，契約方會通過長期博弈積累自己的聲譽資本，有利于實現契約的自我實施，從而形成聲譽資本與履約自律之間的良性循環。另一方面，在貨源渠道為農戶時，因為長期重復博弈的預期較低，企業的聲譽資本則無助于提高其履約率。

2.專用性投資(包括專用性物質投資和私人關系投資)方面

在企業與以上所有四種貨源渠道合作時，向對方進行專用性物質投資和私人關系投資都能顯著提高其履約率。

3.違約率方面

違約率作為控制變量之一，在所有模型中均在1%的顯著水平上通過了Z檢驗，并且P值都接近于0，說明違約率非常顯著地影響農產品合約的履約率。因為法院強制執行的威懾力，提高合同中的違約率能顯著提高合同的履約率。除此之外,信任、規范等社會資本對自我履約機制的作用本文尚未涉及，需進一步探討和研究。

(二)建議

農戶作為農產品貨源方時，應該選擇那些愿意進行較多專用性物質投資和私人關系投資的企業進行合作。集散中心、農業企業和合作社作為農產品貨源方時，應該選擇那些重視美譽度積累且聲譽資本較多的企業，或者愿意進行較多專用性物質投資和私人關系投資的企業進行合作。在私人執行資本不足時,違約金也是重要的條款之一，而且如果履行合同過程中的違約行為不容易被觀察或者被證實，則違約率應保持較高比率,否則達不到威懾作用。