合作社何以促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)?

陸泉志，張益豐

（南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210037）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展事關(guān)國家食物安全、資源安全和生態(tài)安全，農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為轉(zhuǎn)變是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略目標(biāo)的關(guān)鍵。然而，推動(dòng)農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型不能僅依靠政府參與，在“大國小農(nóng)”的基本國情下，占絕對(duì)比例的小農(nóng)戶才是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營最重要的微觀主體。誰來引領(lǐng)廣大農(nóng)戶推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展？農(nóng)民合作社作為當(dāng)前提升農(nóng)民組織化水平最為有效的經(jīng)濟(jì)組織，被寄予諸多理想期盼。截至2021年底，我國合作社總數(shù)超過224 萬家，輻射帶動(dòng)全國近一半的農(nóng)戶，全國共有31.3 萬家合作社面向小農(nóng)戶提供社會(huì)化服務(wù)，近16 萬家合作社取得注冊(cè)商標(biāo)或農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證，合作經(jīng)營在服務(wù)帶動(dòng)農(nóng)民和引領(lǐng)綠色生產(chǎn)方面的作用日益彰顯［1］。因此，審視并厘清合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的深層影響，對(duì)于加快轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式、保障農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全具有重要意義。

合作社能否有效引領(lǐng)廣大農(nóng)戶進(jìn)入農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展軌道？回顧文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，學(xué)術(shù)界對(duì)此有著不同觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，合作社可以有效促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)。合作社具備天然的組織優(yōu)勢(shì)，能夠有效提高小農(nóng)組織化程度，通過技術(shù)服務(wù)供給、標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)、社員內(nèi)部監(jiān)督和集體懲罰等機(jī)制，促使農(nóng)戶在綠色生產(chǎn)方面保持集體行動(dòng)一致性［2］。合作社“按交易量（額）返還盈余”的收益分配制度使得社員個(gè)體利益目標(biāo)與綠色生產(chǎn)之間構(gòu)成正向關(guān)聯(lián)，進(jìn)而形成良好的激勵(lì)相容機(jī)制，即合作社的超額利潤來源于高品質(zhì)的綠色農(nóng)產(chǎn)品，社員要獲取更多的盈余，必然需要進(jìn)行綠色生產(chǎn)以確保農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量［3］。實(shí)證證據(jù)表明，參與合作社有助于增進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意識(shí)并促使其向綠色生產(chǎn)行為轉(zhuǎn)化［4］，有效提升農(nóng)戶采納有機(jī)土壤改良劑、減量施用農(nóng)化產(chǎn)品等綠色生產(chǎn)行為的概率［5-6］。農(nóng)社關(guān)系越緊密、合作社參與程度越深、能夠從合作社獲取經(jīng)濟(jì)激勵(lì)及服務(wù)的農(nóng)戶，所進(jìn)行綠色生產(chǎn)的概率就越大［7］。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，合作社促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)尚面臨諸多阻滯。第一，在當(dāng)前合作社發(fā)展名實(shí)分離、質(zhì)性漂移的環(huán)境下，我國合作社大多力量弱小，無力涉足有機(jī)食品等高品質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)。盡管諸多合作社申請(qǐng)了無公害農(nóng)產(chǎn)品和綠色食品認(rèn)證，但由于外部監(jiān)管不嚴(yán)，合作社缺少動(dòng)力促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型［8］。第二，我國農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模小且農(nóng)戶間異質(zhì)性強(qiáng)，合作社又具有“準(zhǔn)公共品”屬性，當(dāng)單個(gè)社員采納綠色生產(chǎn)行為所支付的成本和預(yù)期回報(bào)之間無法實(shí)現(xiàn)平衡時(shí)，農(nóng)戶“搭便車”的機(jī)會(huì)主義行為難以遏制，合作社易陷入“集體行動(dòng)的困境”［9］。秦詩樂等［10］研究表明，當(dāng)前合作社對(duì)小農(nóng)戶吸納有限，技術(shù)指導(dǎo)與監(jiān)督約束措施缺位，參與合作社對(duì)農(nóng)戶農(nóng)藥過量施用未能起到明顯的抑制作用。從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者微觀角度來看，合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為具有正向還是負(fù)向影響，并未達(dá)成共識(shí)，其原因可能在于合作社服務(wù)功能與收益分配制度實(shí)效運(yùn)轉(zhuǎn)下組織與社員之間的互惠機(jī)制運(yùn)轉(zhuǎn)不暢，因此對(duì)合作社促農(nóng)“增綠”作用機(jī)制的深入剖析顯得尤為重要。

綜上所述，既往文獻(xiàn)從理論層面對(duì)合作社能否促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)作了諸多頗有見地的論述，然而關(guān)于二者之間關(guān)系的實(shí)證研究依舊匱乏，少數(shù)研究量化分析合作社對(duì)綠色生產(chǎn)的影響，但其影響機(jī)理仍有待識(shí)別與拓展。此外，關(guān)于綠色生產(chǎn)的研究對(duì)象多為水稻、小麥等大田作物，以果蔬類經(jīng)濟(jì)作物為研究對(duì)象的成果尚少。鑒于此，本文在刻畫農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納水平的基礎(chǔ)上，從合作社服務(wù)功能視角實(shí)證考察參與合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響效應(yīng)及其作用機(jī)理，以期為推動(dòng)農(nóng)戶生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型和農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理提供有益參考。

二、理論分析與研究假說

農(nóng)民合作社作為互助性經(jīng)濟(jì)組織，為成員提供服務(wù)既是合作社的組織宗旨，亦是其本質(zhì)性規(guī)定之一。合作社的建立與運(yùn)行必然有賴于其服務(wù)功能的支撐，合作社所承載的農(nóng)資采購、產(chǎn)品銷售、技術(shù)指導(dǎo)、生產(chǎn)管理等多元服務(wù)功能是檢驗(yàn)其是否有效服務(wù)“三農(nóng)”的標(biāo)準(zhǔn)，農(nóng)戶加入合作社的最終目的就是希望利用合作社的服務(wù)以獲取實(shí)際收益［11］。因此，揭示合作社對(duì)于農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的內(nèi)在影響機(jī)理，必然需要在合作社多元服務(wù)功能供給情境下進(jìn)行探討。

第一，參與合作社有助于實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，降低農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)要素的成本。相較于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)耕作，綠色生產(chǎn)方式通常意味著更高的成本。以農(nóng)業(yè)投入品為例，市面上商品有機(jī)肥、生物農(nóng)藥等綠色農(nóng)資種類繁多、用途各異，農(nóng)資市場(chǎng)高度異質(zhì)性使得農(nóng)戶難以通過經(jīng)驗(yàn)積累科學(xué)合理地選購和使用各類環(huán)境友好型農(nóng)資產(chǎn)品，過高的信息搜尋成本和采購費(fèi)用會(huì)直接削弱農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)意愿［12］。由于合作社成員種植作物的相對(duì)同質(zhì)性，合作社通過提供綠色生資、清潔生產(chǎn)技術(shù)等投入要素的統(tǒng)一采購服務(wù)，一方面可以發(fā)揮集體議價(jià)優(yōu)勢(shì)，降低農(nóng)戶的綠色要素購買費(fèi)用［6］，另一方面從作業(yè)源頭對(duì)綠色要素投入及應(yīng)用方式進(jìn)行規(guī)制，有助于推動(dòng)農(nóng)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)進(jìn)程，降低農(nóng)戶的學(xué)習(xí)成本［13］?；诖耍岢龅谝粋€(gè)研究假說：

H1：參與合作社有利于降低農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)成本，從而促使農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為。

第二，參與合作社有助于發(fā)揮質(zhì)量溢價(jià)效應(yīng)，增進(jìn)綠色農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)收益。農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)投入和學(xué)習(xí)成本需要市場(chǎng)回報(bào)作為激勵(lì)，但信息非對(duì)稱通常導(dǎo)致單個(gè)農(nóng)戶難以向市場(chǎng)傳遞真實(shí)的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量信息，由此引致“劣幣驅(qū)逐良幣”的“檸檬市場(chǎng)”普遍存在［14］。合作社通過提供產(chǎn)品銷售服務(wù)，不僅能夠提高農(nóng)戶的市場(chǎng)議價(jià)能力，還可以實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品質(zhì)量可追溯，降低因產(chǎn)品質(zhì)量不達(dá)標(biāo)而引致的違約風(fēng)險(xiǎn)，促使農(nóng)戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)［15］。更為重要的是，合作社通過對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行質(zhì)量分級(jí)和質(zhì)量認(rèn)證，既能向市場(chǎng)傳遞真實(shí)的質(zhì)量“信號(hào)”，增進(jìn)綠色農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)收益，也能為農(nóng)戶提供質(zhì)量溢價(jià)激勵(lì)。在盈余分配制度運(yùn)轉(zhuǎn)順暢前提下①需要指出，假若合作社盈余分配制度得不到良好落實(shí)，普通成員未能充分獲取產(chǎn)品質(zhì)量溢價(jià)，必然會(huì)在一定程度上影響農(nóng)戶從事綠色生產(chǎn)、改進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的積極性。，“質(zhì)優(yōu)價(jià)高”的運(yùn)行機(jī)制為綠色生產(chǎn)方式改進(jìn)提供“持續(xù)動(dòng)態(tài)的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)”［16］?；诖?，提出第二個(gè)研究假說：

H2：參與合作社有利于增進(jìn)綠色農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)收益，從而激勵(lì)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為。

第三，參與合作社有助于獲得社會(huì)學(xué)習(xí)效應(yīng)，提升農(nóng)戶的綠色環(huán)保意識(shí)。知識(shí)技能匱乏和環(huán)境保護(hù)意識(shí)薄弱是我國農(nóng)戶難以實(shí)施綠色生產(chǎn)的重要原因［17］，但當(dāng)前鄉(xiāng)鎮(zhèn)公益性農(nóng)技推廣機(jī)構(gòu)集體“空轉(zhuǎn)”限制其培訓(xùn)職能作用的良好發(fā)揮［18］。因此，合作社普遍會(huì)自發(fā)采用聘請(qǐng)農(nóng)技專家、組建技術(shù)服務(wù)隊(duì)等形式向農(nóng)戶提供技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)，以助力農(nóng)戶破除“信息繭房”、加速綠色轉(zhuǎn)型。技術(shù)培訓(xùn)具有參與門檻低、信息擴(kuò)散效應(yīng)和培訓(xùn)規(guī)模效應(yīng)明顯等優(yōu)勢(shì)［19］，依托合作社這一具有較強(qiáng)社區(qū)親和力的本土社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，社會(huì)學(xué)習(xí)更易引致同行在生產(chǎn)方式上形成“同群效應(yīng)”［20］，農(nóng)戶之間能夠通過技能互補(bǔ)、示范模仿、知識(shí)溢出等路徑提升綠色生產(chǎn)意識(shí)并促使其向綠色生產(chǎn)行為轉(zhuǎn)變，進(jìn)而加速和強(qiáng)化綠色生產(chǎn)技術(shù)的擴(kuò)散應(yīng)用［21］?；诖?，提出第三個(gè)研究假說：

H3：參與合作社有利于提升農(nóng)戶的綠色環(huán)保意識(shí)，從而推動(dòng)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為。

第四，參與合作社有助于接受組織規(guī)制與管理，規(guī)范農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式。農(nóng)業(yè)粗放生產(chǎn)是造成生態(tài)環(huán)境惡化的重要原因，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型農(nóng)戶為了追求收益確定性，甚至?xí)^量施用農(nóng)業(yè)化學(xué)投入品以降低因病害、蟲害等風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的產(chǎn)量損失［22］。在實(shí)踐中，合作社一方面通過制定作物標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)技術(shù)規(guī)程、建立生產(chǎn)記錄檔案、強(qiáng)化植保作業(yè)流程控制、嚴(yán)把農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量檢測(cè)等系列舉措，以指令性的組織規(guī)范手段對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)行為進(jìn)行強(qiáng)力外部規(guī)制；另一方面，合作社成員內(nèi)部監(jiān)督和社區(qū)互動(dòng)有助于形成積極的示范性規(guī)范，進(jìn)而引導(dǎo)農(nóng)戶從粗放農(nóng)業(yè)向綠色農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型與變遷［23-24］?；诖耍岢龅谒膫€(gè)研究假說：

H4：參與合作社有利于規(guī)范農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，從而引導(dǎo)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為。

以上分析表明，參與合作社有利于降低綠色生產(chǎn)成本、增進(jìn)產(chǎn)品市場(chǎng)收益、提升綠色環(huán)保意識(shí)、規(guī)范農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，從而促使農(nóng)戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)?；诖?，提出第五個(gè)研究假說：

H5：參與合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為具有正向影響。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2020年1月對(duì)山東省棗莊市、淄博市和煙臺(tái)市的果蔬種植戶進(jìn)行的實(shí)地調(diào)研。問卷調(diào)查采用分層抽樣與隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法，共獲得種植戶樣本1 311 份。選取果蔬種植戶作為研究對(duì)象的理由如下：第一，山東省是果蔬種植大省，果蔬種植的農(nóng)藥化肥“濫用”情況不容樂觀，農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為直接關(guān)系果蔬農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全；第二，相較于糧食作物，果蔬作物的經(jīng)營規(guī)模普遍更細(xì)碎化，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈協(xié)同度較強(qiáng)，其生產(chǎn)更有賴于合作社多元服務(wù)供給；第三，在我國農(nóng)產(chǎn)品類專業(yè)合作社中，果蔬類合作社的所占比例最高，農(nóng)戶參與度較強(qiáng)，對(duì)果蔬種植戶進(jìn)行研究更具有針對(duì)性。本文在選定變量后，刪除數(shù)據(jù)缺失、有誤的樣本，并對(duì)農(nóng)業(yè)收入和經(jīng)營規(guī)模變量進(jìn)行雙邊1%“截尾”處理，最終獲得932個(gè)有效樣本。

（二）變量選取

1.解釋變量 本文核心解釋變量為農(nóng)戶是否參與合作社。若農(nóng)戶參與合作社，賦值為1；否則為0。

2.被解釋變量 本文依據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部“藥肥雙減”污染防治目標(biāo)，以化肥、農(nóng)藥減量化施用為出發(fā)點(diǎn)，參考王學(xué)婷等［25］的研究，選取施用商品有機(jī)肥、測(cè)土配方施肥、農(nóng)藥減量化施用、農(nóng)資廢棄物回收、生物農(nóng)藥防控等5 項(xiàng)綠色生產(chǎn)行為。為了體現(xiàn)農(nóng)戶在參與綠色生產(chǎn)方面的努力程度，借鑒楊志海［26］的量化方法，以農(nóng)戶所采納的綠色生產(chǎn)行為數(shù)量總和表征其采納水平。表1結(jié)果顯示，參與合作社的農(nóng)戶比未參與合作社的農(nóng)戶更大程度地實(shí)施綠色生產(chǎn)行為，其采納水平的均值分別為1.56 和1.15。進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，采納1 項(xiàng)綠色生產(chǎn)行為的農(nóng)戶所占比例最大，為50.43%；采納2 項(xiàng)、3 項(xiàng)、4 項(xiàng)和5 項(xiàng)的農(nóng)戶所占比例分別為20.82%、7.19%、3.22%和0.9%；未采納任何綠色生產(chǎn)行為的農(nóng)戶所占比例為17.49%。值得注意的是，至少采納1 項(xiàng)綠色生產(chǎn)行為的農(nóng)戶所占比例為82.51%，總樣本農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為采納水平均值為1.31，表明樣本地區(qū)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為的比例雖高，但總體采納水平尚處低位。

表1 綠色生產(chǎn)行為均值比較

3.控制變量 參考前人研究［6，26-27］，從農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭稟賦、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營狀況和村莊外部環(huán)境等方面選取控制變量。在農(nóng)戶個(gè)體特征層面引入受訪戶主的性別、年齡、受教育年限、健康狀況以及政治面貌；家庭稟賦層面引入家庭農(nóng)業(yè)收入、勞動(dòng)力數(shù)量和社會(huì)關(guān)系；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營狀況層面引入經(jīng)營規(guī)模、擴(kuò)張意愿、種植經(jīng)驗(yàn)和產(chǎn)業(yè)類型；村莊環(huán)境層面引入鎮(zhèn)政府距離、村莊地形和物流便捷程度。

4.排他性約束變量 本文選取“鄰居是否為社員”作為排他性約束變量，以克服可能存在的內(nèi)生性問題。根據(jù)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論，鄰居是否為合作社成員對(duì)農(nóng)戶是否選擇參與合作社具有重要影響，但該因素通常不會(huì)直接影響農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為，對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為而言是外生因素。具體的變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型選擇

1.內(nèi)生處置效應(yīng)模型（TEM） 是否參與合作社是農(nóng)戶有意識(shí)“自選擇”的結(jié)果，其參與行為受自身特質(zhì)及家庭資源等條件綜合影響而非隨機(jī)發(fā)生。因此，采用內(nèi)生處置效應(yīng)模型實(shí)證研究參與合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納水平的影響，以克服因不可觀測(cè)變量影響而引致的“隱性偏誤”［28］。內(nèi)生處置效應(yīng)模型由兩階段組成，第一階段選擇方程（是否參與合作社）設(shè)置如下：

式（1）中，Coopi表示農(nóng)戶的合作社參與行為，若農(nóng)戶參與合作社，則Coopi為1，否則為0；Xi表示影響農(nóng)戶參與行為的各項(xiàng)變量；μi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；Ii表示排他性約束變量，以保證模型可識(shí)別。

第二階段結(jié)果方程（綠色生產(chǎn)行為采納水平）設(shè)置如下：

式（2）中，Greeni表示農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納水平；Ci表示影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納水平的各項(xiàng)變量；εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了考察參與合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納水平的整體影響，進(jìn)一步計(jì)算參與合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納水平的全樣本平均處理效應(yīng)（ATE）：

式（3）中，E(Yi|Coopi= 1)表示假如所有樣本農(nóng)戶均參與合作社，預(yù)期的綠色生產(chǎn)行為采納水平；E(Yi|Coopi= 0)表示假如所有樣本農(nóng)戶均未參與合作社，預(yù)期的綠色生產(chǎn)行為采納水平。

2.KHB 方法 為了考察合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的影響機(jī)制，采用Kohler等［29］開發(fā)的KHB 方法估計(jì)中介效應(yīng)，設(shè)置線性回歸模型如下：

式（4）中，Z為中介變量，C為控制變量。Coop 可通過影響Z來間接影響被解釋變量Green，在此假設(shè)下，待估參數(shù)β1為變量Coop對(duì)Green的直接效應(yīng)，為進(jìn)一步計(jì)算總效應(yīng)β2，構(gòu)建簡化模型如下：

四、結(jié)果與分析

（一）TEM估計(jì)結(jié)果分析

本文依次采用OLS模型、OLogit模型和內(nèi)生處置效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，表3展示了各項(xiàng)模型的估計(jì)結(jié)果。OLS模型和OLogit模型的估計(jì)結(jié)果顯示，在未考慮內(nèi)生性的情況下，參與合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)采納水平的影響為正，且在1%的水平上顯著，表明在其他條件不變時(shí)，參與合作社有助于促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)。

表3 中內(nèi)生處置效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果顯示，選擇方程和結(jié)果方程的殘差相關(guān)性系數(shù)在給定的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明樣本存在一定程度的“自選擇”偏誤，有不可觀測(cè)因素同時(shí)影響農(nóng)戶的合作社參與行為和綠色生產(chǎn)行為，未糾正的選擇性效應(yīng)可能會(huì)帶來有偏誤的估計(jì)結(jié)果，因此采用內(nèi)生處置效應(yīng)模型是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

表3 合作社參與對(duì)綠色生產(chǎn)行為影響的估計(jì)結(jié)果

通過合作社參與行為的選擇方程估計(jì)結(jié)果可知，除鄰居是否參與合作社這一工具變量外，合作社參與行為受到農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模、社會(huì)關(guān)系、村莊物流便捷度的顯著影響。具體而言，在其他條件不變時(shí)，經(jīng)營規(guī)模更大、社會(huì)關(guān)系更強(qiáng)、物流便捷度更高的農(nóng)戶更傾向于參與合作社。隨著生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)大、社會(huì)資本“加持”以及物流條件改善，農(nóng)戶對(duì)參與合作社“抱團(tuán)發(fā)展”獲得規(guī)模經(jīng)濟(jì)以及提高市場(chǎng)議價(jià)能力有著更為強(qiáng)烈的現(xiàn)實(shí)期盼。

通過綠色生產(chǎn)采納行為的結(jié)果方程估計(jì)結(jié)果可知，合作社參與行為在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且影響方向?yàn)檎?，說明與未參與合作社的農(nóng)戶相比，參與合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納水平的提升具有積極作用。從控制變量估計(jì)結(jié)果來看，戶主年齡、受教育年限、政治面貌、家庭農(nóng)業(yè)收入、物流便捷度、種植經(jīng)驗(yàn)等變量均對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)采納水平有顯著的影響。具體而言，在其他條件不變時(shí)，黨員身份、受教育年限越長、家庭農(nóng)業(yè)收入越高、物流便捷度較高以及種植經(jīng)驗(yàn)豐富的農(nóng)戶，其綠色生產(chǎn)行為采納水平更高。因此，應(yīng)注重發(fā)揮農(nóng)民黨員、“知識(shí)農(nóng)人”、種植大戶等群體在引領(lǐng)綠色生產(chǎn)方面的先鋒模范作用。但年齡越大的農(nóng)戶其綠色生產(chǎn)行為采納水平反而降低，可能的原因是，“老人農(nóng)業(yè)”通常并不以利潤最大化為經(jīng)營導(dǎo)向，更注重獲得生存保障，對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的概率不高也與直覺較為吻合。

（二）平均處理效應(yīng)分析

表4展示了參與合作社對(duì)綠色生產(chǎn)行為采納水平的平均處理效應(yīng)，ATE估計(jì)值為0.304，且在1%的水平上顯著。從綠色生產(chǎn)行為采納水平的變化情況來看，參與合作社可以使預(yù)期的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納水平提高25.57%。上述結(jié)論表明，合作社具有顯著的促農(nóng)“增綠”效應(yīng)，H5得以驗(yàn)證。

表4 參與合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的平均處理效應(yīng)

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換模型 本文進(jìn)一步采用擴(kuò)展逆概率加權(quán)法（AIPW）、逆向概率加權(quán)回歸調(diào)整法（IPWRA）、傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，測(cè)算參與合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納水平的平均處理效應(yīng)。表5顯示，采用AIPW、IPWRA 和PSM 3種估計(jì)方法得到的ATE 估計(jì)值較為接近。上述結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)前文研究結(jié)論，即參與合作社有助于農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納水平的提升。

2.替換被解釋變量 參考楊彩艷等［30］的研究，以“是否采納綠色生產(chǎn)行為”作為被解釋變量進(jìn)行回歸，用“0”表示農(nóng)戶未采納任何一項(xiàng)綠色生產(chǎn)行為，用“1”表示至少采納綠色生產(chǎn)行為中的一項(xiàng)。由于被解釋變量為二分變量，故采用內(nèi)生處理Probit 模型（ETP）進(jìn)行估計(jì)①ETP與TEM的原理大致相同，此處不再展開說明。。表5 ETP 模型報(bào)告了參與合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納決策的平均處理效應(yīng)，ATE 估計(jì)值為0.146，且在1%的水平上顯著。其含義是，假若所有農(nóng)戶均參與合作社，則農(nóng)戶至少采納任意一項(xiàng)綠色生產(chǎn)行為的概率將提高14.6%，回歸結(jié)果再次證實(shí)合作社的促農(nóng)“增綠”效應(yīng)是穩(wěn)健可信的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（四）機(jī)制分析

從降低生產(chǎn)成本、增進(jìn)市場(chǎng)收益、提升綠色意識(shí)、規(guī)范生產(chǎn)方式等4個(gè)方面，考察合作社促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響機(jī)制?；贙HB方法的估計(jì)結(jié)果如表6所示。

表6 影響機(jī)制分析：基于KHB方法的估計(jì)結(jié)果

合作社能否有效克服綠色技術(shù)采納的高成本門檻是農(nóng)戶心系的重點(diǎn)問題。本文采用“每公頃農(nóng)資支出”來表征農(nóng)戶的生產(chǎn)成本，驗(yàn)證參與合作社能否通過發(fā)揮規(guī)模優(yōu)勢(shì)、降低生產(chǎn)成本影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納。從驗(yàn)證結(jié)果看，生產(chǎn)成本的間接效應(yīng)在5%的水平上顯著，系數(shù)符號(hào)為負(fù)，這表明參與合作社能夠通過降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本間接提高農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為采納水平，H1得以驗(yàn)證。

“優(yōu)質(zhì)優(yōu)價(jià)”是農(nóng)產(chǎn)品銷售市場(chǎng)有效性的重要體現(xiàn)，有助于推動(dòng)農(nóng)戶在經(jīng)濟(jì)收益提升和綠色生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變之間形成正向關(guān)聯(lián)。本文通過題項(xiàng)“是否對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行質(zhì)量分級(jí)銷售”來表征農(nóng)戶的市場(chǎng)收益②選用“主營農(nóng)產(chǎn)品銷售額”來表征農(nóng)戶的市場(chǎng)收益，估計(jì)結(jié)果也支持參與合作社對(duì)市場(chǎng)收益有顯著的提升作用。，質(zhì)量分級(jí)作為傳遞產(chǎn)品質(zhì)量信號(hào)、實(shí)現(xiàn)質(zhì)量溢價(jià)的重要途徑，農(nóng)戶采取分級(jí)銷售通常意味著更高的價(jià)格預(yù)期和市場(chǎng)潛在收益［31］。從驗(yàn)證結(jié)果看，市場(chǎng)收益的間接效應(yīng)在1%的水平上顯著，系數(shù)符號(hào)為正，這意味著參與合作社能夠通過增進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)收益間接提高農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為采納水平，H2得以驗(yàn)證。

農(nóng)戶綠色環(huán)保意識(shí)提升為農(nóng)戶轉(zhuǎn)變生產(chǎn)經(jīng)營方式提供內(nèi)生動(dòng)力。本文選擇題項(xiàng)“農(nóng)戶對(duì)農(nóng)殘危害的了解程度”來表征綠色意識(shí)①問卷采用李克特5 級(jí)量表測(cè)量，1 表示完全不了解，2 表示不太了解，3 表示有所了解，4 表示比較了解，5 表示非常了解，數(shù)值越大表示認(rèn)知程度越高。，驗(yàn)證參與合作社能否通過緩解信息約束、提升綠色環(huán)保意識(shí)影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納。從驗(yàn)證結(jié)果看，綠色意識(shí)的間接效應(yīng)在5%的水平上顯著，系數(shù)符號(hào)為正，這意味著參與合作社能夠通過提升綠色環(huán)保意識(shí)間接提高農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為采納水平，H3得以驗(yàn)證。

農(nóng)戶生產(chǎn)行為通常受到組織正式規(guī)范和非正式準(zhǔn)則的約束，參與合作社有助于緩解組織成員在行動(dòng)上的偏好分歧和目標(biāo)不一致［32］。本文采用“是否按照技術(shù)規(guī)程施用農(nóng)藥”來表征農(nóng)戶生產(chǎn)方式，驗(yàn)證參與合作社能否通過增強(qiáng)集體行動(dòng)一致性、規(guī)范農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納。從驗(yàn)證結(jié)果看，生產(chǎn)方式的間接效應(yīng)在1%的水平上顯著，系數(shù)符號(hào)為正，這意味著參與合作社能夠通過規(guī)范農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式間接提高農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為采納水平，H4得以驗(yàn)證。

五、主要結(jié)論與政策建議

基于山東省932 份果蔬種植戶調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用內(nèi)生處置效應(yīng)模型（TEM）和KHB 方法，實(shí)證分析參與合作社對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響效應(yīng)及作用機(jī)制。研究結(jié)果表明：總體來看，樣本農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為的比例較高，但采納水平尚處低位；合作社具有顯著的促農(nóng)“增綠”效應(yīng)，參與合作社對(duì)農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)采納行為和采納水平均具有積極影響，與全部不參與合作社相比，假若樣本農(nóng)戶全部參與合作社，其至少采納任意一項(xiàng)綠色生產(chǎn)行為的概率可以提高14.6%，預(yù)期的整體綠色生產(chǎn)采納水平可以提高25.57%；合作社之所以能促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)，是因?yàn)楹献魃缒軌蛲ㄟ^規(guī)模經(jīng)濟(jì)、質(zhì)量溢價(jià)、社會(huì)學(xué)習(xí)和組織規(guī)制等多種機(jī)制，有效降低綠色生產(chǎn)成本、增進(jìn)綠色產(chǎn)品市場(chǎng)收益、提升綠色生產(chǎn)意識(shí)和規(guī)范綠色生產(chǎn)方式。無論是否參與合作社，受教育年限、政治面貌、種植經(jīng)驗(yàn)、家庭農(nóng)業(yè)收入、物流便捷度等因素對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為具有顯著的促進(jìn)作用，而老齡化對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為具有顯著的抑制作用。

基于上述研究結(jié)論，提出如下政策建議：第一，繼續(xù)積極引導(dǎo)和鼓勵(lì)農(nóng)戶參與和組建合作社。一方面通過合作社幫助小農(nóng)戶有效對(duì)接市場(chǎng)，避免綠色有機(jī)農(nóng)產(chǎn)品“質(zhì)優(yōu)價(jià)高”的市場(chǎng)機(jī)制失靈；另一方面通過合作社幫助小農(nóng)戶有效對(duì)接政府，確保科學(xué)種植理念和綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)在農(nóng)業(yè)實(shí)踐中順利推廣。第二，推動(dòng)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)離不開完善的激勵(lì)機(jī)制和約束機(jī)制。確保盈余分配制度落到實(shí)處，鼓勵(lì)合作社在盈余分配時(shí)實(shí)施二次返利，讓“綠色收益”切實(shí)惠及農(nóng)戶；同時(shí)，通過強(qiáng)化產(chǎn)出控制和增加懲罰功能提升農(nóng)戶的違約成本，以底線機(jī)制倒逼農(nóng)戶遵循合作社的綠色生產(chǎn)規(guī)范。第三，合作社促農(nóng)“增綠”機(jī)制的良好運(yùn)行離不開合作社多元服務(wù)的有效供給，必須重視和強(qiáng)化合作社服務(wù)功能。第四，注重發(fā)揮農(nóng)民黨員、種植大戶等群體在綠色生產(chǎn)過程中的引領(lǐng)帶動(dòng)作用；還需針對(duì)勞動(dòng)力老齡化的現(xiàn)實(shí)狀況創(chuàng)新宣傳方式，避免老年農(nóng)民因信息壁壘或風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避心理而降低對(duì)綠色生產(chǎn)行為的采納意愿。