農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)有助于提升農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率嗎？

張夢玲 童 婷 陳昭玖

一、問題的提出

推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率，是實現(xiàn)環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展有機結(jié)合的必由之路，也是推進農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與質(zhì)量興農(nóng)戰(zhàn)略的重要命題。長期以來，中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟迅猛發(fā)展，用世界8.4%的耕地解決了世界近18.4%人口的吃飯問題①數(shù)據(jù)來源:2019年世界銀行公開數(shù)據(jù)，https://data.worldbank.org/。，為維護世界的糧食安全起到了不可替代的保障作用。但農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長過度依賴于自然資源及農(nóng)業(yè)化學(xué)品投入引發(fā)了嚴(yán)重的生態(tài)環(huán)境危機，包括土壤肥力下降、水體污染及溫室氣體排放增加等，嚴(yán)重威脅了農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全，阻礙了農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展（張云華等，2019）。伴隨著保持經(jīng)濟持續(xù)增長與資源環(huán)境趨緊的雙重壓力，黨的十九大報告將生態(tài)文明提高到前所未有的戰(zhàn)略地位，要求形成農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展道路，化解資源和環(huán)境約束，加強農(nóng)業(yè)面源污染防治。2017—2022年中央一號文件對中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展同樣作出一系列重大決策部署，提出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要由過度依賴資源消耗向追求綠色、生態(tài)、可持續(xù)發(fā)展模式轉(zhuǎn)變，把農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量提升、產(chǎn)量增長和生態(tài)環(huán)境改善有機結(jié)合起來?？梢?，推進農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級已成為黨中央的一項重要決策，然而在推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的進程中仍面臨著諸多障礙，如：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料利用不合理（王兵等，2020）、環(huán)境規(guī)制效率低下（展進濤、徐鈺嬌，2019）、財政支持不足（葉初升、惠利，2016）、農(nóng)戶生態(tài)認知能力有限（于婷、于法穩(wěn)，2013），因此亟需尋求有效的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提升路徑。

傳統(tǒng)以消耗大量資源和破壞生態(tài)環(huán)境為代價的高投入、高消耗、高排放的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式已經(jīng)難以為繼（韓長賦，2017）。考慮農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的同時也需要分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中帶來的環(huán)境問題。近年來，學(xué)界也逐漸認識到生態(tài)環(huán)境對綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要作用，在評價農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力時，開始將農(nóng)業(yè)污染如農(nóng)業(yè)碳排放和農(nóng)藥殘留、化肥使用導(dǎo)致的水土改變作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的非期望產(chǎn)出（李谷成，2014）納入到傳統(tǒng)生產(chǎn)率的分析框架，進而通過分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中要素投入、經(jīng)濟產(chǎn)出和生態(tài)環(huán)境之間的關(guān)系測算農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率。農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中各生產(chǎn)要素投入與期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的比值。其中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入包括土地、勞動力、機械、農(nóng)資等投入，期望產(chǎn)出主要指農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，非期望產(chǎn)出包括化肥、農(nóng)藥和農(nóng)膜等農(nóng)業(yè)化學(xué)品殘留污染（肖銳、陳池波，2017）。農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率代表在一定的農(nóng)業(yè)投入要素組合下，以盡可能少的資源消耗和環(huán)境污染，得到盡可能多的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出（侯孟陽、姚順波，2019）。已有關(guān)于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的研究主要包括兩個方面：一是關(guān)于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率評價方法。當(dāng)前將農(nóng)業(yè)污染作為非期望產(chǎn)出納入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)進行測算的方法大致可以分為兩類，一類是隨機前沿分析法（SFA），該類方法是前沿分析中參數(shù)方法的典型代表，即需要確定生產(chǎn)前沿的具體形式；另一類是數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA），此類方法是通過線性規(guī)劃的形式來測量效率，屬于非參數(shù)方法，即不需要確定生產(chǎn)前沿的具體形式（陳新華、王厚俊，2016）。隨著研究方法的不斷推進，也有學(xué)者采用與數(shù)據(jù)包絡(luò)分析相結(jié)合的ML指數(shù)測算法，及以進一步優(yōu)化的基于松弛變量的SBM模型（馬國群、譚硯文，2021）和GML指數(shù)法（杜江等，2016）。二是分析農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響因素。由于區(qū)域間的經(jīng)濟發(fā)展水平、自然資源稟賦及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營特征等存在差異，使得影響農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的因素也不盡相同。從生產(chǎn)者層面來看，通過對農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為的心理動因進行干預(yù)可以實現(xiàn)提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的目的，因此教育可以通過提升農(nóng)戶技能水平來促進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率（楊芷晴，2019）；農(nóng)村總量人力資本積累水平的提高能有效促進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的增長（張淑輝，2017）；農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)生態(tài)效率具有空間溢出效應(yīng)（侯孟陽、姚順波，2019）。從農(nóng)業(yè)經(jīng)營層面來看，土地流轉(zhuǎn)契約穩(wěn)定性（李博偉，2019）、農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營（馬永喜、馬鈺婷，2020）、農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)（李翠霞等，2021）等是促進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升的保障措施；同時，社會規(guī)范（趙秋倩、夏顯力，2020）、環(huán)境規(guī)制（展進濤等，2019）等外部約束手段通過影響農(nóng)戶行為選擇促進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)；另外，以激勵為目的財政支持（肖銳、陳池波，2017）、農(nóng)業(yè)綠色補貼（左喆瑜、付志虎，2021）等方式能夠提升農(nóng)戶生產(chǎn)條件、改善農(nóng)業(yè)環(huán)境。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的可分性增強為提升農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提供了新思路。通過農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織誘導(dǎo)農(nóng)戶卷入農(nóng)業(yè)分工的服務(wù)規(guī)模經(jīng)營，服務(wù)組織具有的技術(shù)進步優(yōu)勢能夠改變傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式、優(yōu)化農(nóng)業(yè)要素投入（林毅夫，2014），并為農(nóng)戶提供農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)及工具。根據(jù)分工理論，可以將農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的行為視為專業(yè)化分工中存在的迂回投資行為。農(nóng)業(yè)分工深化促進了農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的發(fā)展，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升的同時也達到了農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的效果。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響路徑可以從投入、產(chǎn)出兩個角度進行思考。一方面，服務(wù)組織通過直接從要素市場購買有機肥、生物農(nóng)藥等高效率的市場供給類型，從而提升化學(xué)品利用率、降低污染排放高投入要素的使用強度（楊子等，2019）。同時，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)包括育秧、施肥和病蟲害防治等服務(wù)，其技術(shù)改進效應(yīng)（使用減量化投入品、采用綠色生產(chǎn)技術(shù)等）能夠顯著提升農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率。另一方面，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)形成的專業(yè)化分工優(yōu)勢提高了農(nóng)戶的生產(chǎn)能力和生產(chǎn)效率，并通過“機械替代勞動”的方式節(jié)約生產(chǎn)成本進而提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出?？梢?，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)由于技術(shù)進步和技術(shù)效率優(yōu)勢引發(fā)的農(nóng)業(yè)非期望產(chǎn)出降低和期望產(chǎn)出提高是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵。

綜上所述，已有研究對于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的測算與分析方法取得了一定進展，雖然在很大程度上避免了徑向問題、角度問題、投入產(chǎn)出松弛調(diào)整、模型參數(shù)設(shè)定的隨意性及不合理的投入產(chǎn)出調(diào)整問題等（張淑輝，2017），但將農(nóng)業(yè)污染作為一種非期望產(chǎn)出測算農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率仍有進一步可研究的空間：一是農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)作為一種能夠改變農(nóng)戶要素投入、完善生產(chǎn)經(jīng)營方式的組織形式，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中發(fā)揮的效益日漸突出，但現(xiàn)有研究尚未充分發(fā)掘其生產(chǎn)技術(shù)應(yīng)用和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整引發(fā)技術(shù)的“外溢效應(yīng)”對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的促進作用及影響機理，深入探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中專業(yè)化分工的迂回投資行為有利于推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，同時還能夠完善農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系建設(shè)。二是，現(xiàn)有文獻對于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率影響因素的探究主要基于單向思維，相對忽視了農(nóng)戶資源稟賦約束下的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率差異。三是農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的微觀經(jīng)營主體，其生產(chǎn)行為轉(zhuǎn)變是推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的關(guān)鍵因素（梁志會等，2020）。而現(xiàn)有研究大多基于省級或縣級層面的宏觀數(shù)據(jù)測算農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率，鮮有文獻基于微觀農(nóng)戶生產(chǎn)行為分析農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率。

鑒于此，本文首先從理論層面分析農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響機理及理論邏輯，采用江西省9個縣（市、區(qū)）34個村645個水稻種植農(nóng)戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建非期望產(chǎn)出的SBM模型測算農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率，同時采用Tobit模型檢驗農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響，并分析農(nóng)戶稟賦下的經(jīng)營規(guī)模、土地細碎化、地塊規(guī)模與農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的交互作用，揭示出以服務(wù)規(guī)模經(jīng)營實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升的內(nèi)在機理與可行策略，為制定和實施更切實有效的政策措施提供新的視角與參考。

二、理論分析與研究假說

（一）理論基礎(chǔ)

農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長的關(guān)鍵在于引進先進的生產(chǎn)技術(shù)及設(shè)備加速生產(chǎn)要素優(yōu)化、調(diào)整生產(chǎn)投入結(jié)構(gòu)，借助技術(shù)進步的力量實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)作為一種全新的組織形式，正在不斷破解傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的束縛，引導(dǎo)農(nóng)戶邁向綠色發(fā)展之路。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)是針對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營而衍生的服務(wù)業(yè)，廣義的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)是指社會經(jīng)濟組織或個人為農(nóng)業(yè)產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后各環(huán)節(jié)提供優(yōu)質(zhì)、高效、全面配套的支持服務(wù)（揚子，2019）。學(xué)界通常以水稻生產(chǎn)的整地、育秧、施肥、病蟲害防治、灌溉、收割等6個生產(chǎn)環(huán)節(jié)服務(wù)外包程度以表征農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)（羅必良，2017）。由于農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)主要通過技術(shù)進步效應(yīng)引發(fā)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升，因此本文選取水稻生產(chǎn)中具有技術(shù)密集型屬性的育秧、施肥和病蟲害防治三個生產(chǎn)環(huán)節(jié)是否進行外包代表農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)以考察其縱向卷入程度。

農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)是可持續(xù)發(fā)展理念的進一步延伸，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中生產(chǎn)要素投入不合理是阻礙農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展、造成農(nóng)業(yè)面源污染的主要因素（葉初升、惠利，2016）。因此，本文選取水稻種植戶化學(xué)投入品使用行為入手，構(gòu)造農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策模型，分析農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響機制。本文假定農(nóng)戶面臨兩種水稻生產(chǎn)方式的選擇，一是進行高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式，二是進行低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式。兩種生產(chǎn)方式的差異在于選擇高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的農(nóng)戶化學(xué)投入品使用量更低①理論上講，高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式與低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式不僅包括化學(xué)投入品差異上，由于本文測算農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的非期望產(chǎn)出主要考慮化肥的影響，因而此處的化學(xué)投入品主要是指化肥投入量。。農(nóng)戶選擇這兩種生產(chǎn)方式的收益函數(shù)分為：

式（1）和式（2）分別為農(nóng)戶選擇高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式下的凈收益方程和農(nóng)戶選擇低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式下的凈收益方程。其中，πH表示農(nóng)戶選擇高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的經(jīng)營收益，πL表示農(nóng)戶選擇低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的經(jīng)營收益；PH和PL分別表示高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)和低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的平均市場價格；FH和FL分別表示兩種生產(chǎn)方式下的水稻總產(chǎn)量；WHn和WLn分別表示兩種生產(chǎn)方式下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的價格；XHn和XLn分別表示兩種生產(chǎn)方式下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入數(shù)量；n為投入要素的種類（包括種子、化肥、農(nóng)藥等）。農(nóng)戶最終選擇哪種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式是通過對農(nóng)業(yè)經(jīng)營收益進行比較而做出的抉擇，具體的選擇過程如式（3）所示：

式（3）中Desi代表第i個農(nóng)戶選擇是否進行高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的決策，其中f表示采用高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)與低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)之間的收益差距。農(nóng)戶作為追求收益最大化的理性經(jīng)濟人，當(dāng)f＜0時，即πH＜πL，表示采用低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的收益高于采用高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)收益，此時農(nóng)戶會選擇收益較高的低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式，即Des＝0；與之相反，當(dāng)f＞0時，即πL＜πH，表示采用低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的收益低于采用高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)收益，此時農(nóng)戶會選擇收益較高的高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式，即Des＝1。通過上述分析可知，農(nóng)戶選擇高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式的概率隨著f的增大而提升，同時結(jié)合式（4）可知，農(nóng)戶的生產(chǎn)決策行為與水稻和生產(chǎn)資料的價格及農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)系有關(guān)。

通過以上分析識別了農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為的內(nèi)在機理，進一步將農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)納入分析框架，同樣構(gòu)造農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)后產(chǎn)生的高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)與低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的經(jīng)營收益函數(shù)為：

式（5）和式（6）中，πH(θ)和πL(θ)分別代表采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)后高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式和低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式下的農(nóng)戶收益；WHn(θ)和WLn(θ)分別表示采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)后兩種生產(chǎn)方式下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的價格；XHn(θ)和XLn(θ)分別表示采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)后兩種生產(chǎn)方式下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入數(shù)量；C(θ)代表農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)采納成本。根據(jù)式（3）和式（4）進一步構(gòu)造農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策型模型：

同樣的，當(dāng)f(θ)＜0時，農(nóng)戶會選擇進行低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)；相反，當(dāng)f(θ)＞0時，農(nóng)戶會選擇進行高綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。為了進一步分析農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化與未采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)在選擇高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式上的概率差異，構(gòu)造函數(shù)如下：

g代表農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與未采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)下不同綠色生產(chǎn)模式的經(jīng)營收益之差，上文的分析已經(jīng)證明農(nóng)戶選擇高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的概率會隨著f的增大而提升，所以當(dāng)g＞0時，表示采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)會提升農(nóng)戶選擇高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式；當(dāng)g＜0時，表示采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)會阻礙農(nóng)戶選擇高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式。通過式（4）和式（8）代入式（9）以判斷g的大小，轉(zhuǎn)換后的函數(shù)為：

式（10）中，WL(θ)XL(θ)-WLXL代表低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式下農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)產(chǎn)生的技術(shù)進步效益，WH(θ)XH(θ)-WHXH代表高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)模式下農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)產(chǎn)生的技術(shù)進步效益。由于農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，其組織所具備的專業(yè)化優(yōu)勢能夠幫助農(nóng)戶更加準(zhǔn)確、合理的使用生產(chǎn)要素，特別是化學(xué)投入品的精準(zhǔn)化，從而使農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素數(shù)量減少；另一方面，由于社會化服務(wù)組織較小農(nóng)戶而言在要素市場上具有更強的競價優(yōu)勢和批量購買優(yōu)勢，使得農(nóng)戶的生產(chǎn)要素價格降低，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本得到有效縮減。由此可以推斷，采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)后，低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素價格和數(shù)量方面均高于高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方式，即：

綜上分析可知，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織主導(dǎo)下的服務(wù)規(guī)模經(jīng)營，通過提高綠色生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用程度、購買使用定量的化學(xué)投入品和社會化服務(wù)項目（如施機施肥、無人機施藥等）規(guī)范化學(xué)品用量，合理配置生產(chǎn)要素投入，進而產(chǎn)生農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的“外溢效應(yīng)”，從而促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與生態(tài)效益協(xié)同發(fā)展。

（二）農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率

農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)通過優(yōu)化農(nóng)業(yè)資源要素投入（勞動力、土地、種子、機械等）的規(guī)模變化和環(huán)境要素投入（農(nóng)藥、化肥、農(nóng)膜等）的結(jié)構(gòu)變化實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率增長（李翠霞等，2021）。對于微觀農(nóng)戶個體而言，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的“外溢效應(yīng)”主要表現(xiàn)在以下三個方面。一是農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)可以通過服務(wù)方直接從要素市場購買使用有機肥、生物農(nóng)藥等高效率的市場供給類型，提升化學(xué)品利用率、降低污染排放高的投入要素的使用強度（楊子等，2019），從而提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率。二是農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)參與度提升會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的成本降低，主要表現(xiàn)為社會化服務(wù)組織的大批量采購使得其在要素交易市場上具有更強的談判能力，就能獲得價格更為低廉農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)要素供給（張露、羅必良，2019），有效降低生產(chǎn)成本，并提高了農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率。三是農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)參與度提升也會因其“擠出效應(yīng)”，降低農(nóng)戶用于尋求農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、培訓(xùn)等費用，促進其農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)吸收能力和獲取能力的提升（Shadbegian and Gray，2005）。因此，從農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的“外溢效應(yīng)”講，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)會降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、提升專業(yè)化生產(chǎn)能力，增加農(nóng)業(yè)綠色要素投入，進而促進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率。據(jù)此，提出本文第一個研究假說：

H1：農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)能夠以優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置的方式促進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升。

（三）農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的農(nóng)地規(guī)模邏輯

由于農(nóng)業(yè)分工水平易受市場容量的影響，而市場容量受到市場規(guī)模及交易頻率的影響，因而機械資本等現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的引入存在農(nóng)地規(guī)模門檻，實現(xiàn)農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營被認為是促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的必由之路（黃宗智，2014），也被理解為是農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要路徑（張露、羅必良，2020）。可見，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)要匹配適度的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模，達到資源配置效率最優(yōu)。農(nóng)地規(guī)模越大機械化操作越便利，化學(xué)投入品的使用也更加精準(zhǔn)和節(jié)約。而地塊規(guī)模的局限也會形成對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展形成阻礙，具體表現(xiàn)為：

農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的機械化約束。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織向農(nóng)戶提供生產(chǎn)服務(wù)時，由于農(nóng)業(yè)機械操作范圍需要足夠大才具有可實施性，如果地塊面積較小則會增加機械作業(yè)的成本，提高機械對勞動的替代難度。同時，由此產(chǎn)生的阻礙也會進一步制約農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的提高，化肥農(nóng)藥的投入由于地塊規(guī)模的局限可能出現(xiàn)使用不均勻或者不規(guī)范的問題，從而降低化學(xué)投入品的利用效率（梁志會等，2020）?？梢?，由于土地細碎化、地塊規(guī)模狹小會引發(fā)使用更多、不合理的化學(xué)投入品，也是引發(fā)農(nóng)業(yè)污染的主要原因。

農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的專業(yè)化約束。由于地塊規(guī)模受限，農(nóng)戶偏好于種植多樣化作物。地塊的局限和種植多種農(nóng)作物，使得農(nóng)戶對于專業(yè)化生產(chǎn)的需求降低，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織難以卷入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，阻礙了農(nóng)業(yè)分工演進（羅必良，2017）。而農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織提供的綠色生產(chǎn)服務(wù)（如測土配方施肥、病蟲害綠色防控技術(shù)指導(dǎo)等）是提升農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的關(guān)鍵。其綠色生產(chǎn)的優(yōu)勢在于：一是較小農(nóng)戶而言，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織具有較強的綠色質(zhì)量甄別能力和競價優(yōu)勢，同時為農(nóng)戶提供專業(yè)化、科學(xué)化、綠色化生產(chǎn)技術(shù)指導(dǎo)，提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率。二是農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織可以向農(nóng)戶提供綠色金融、農(nóng)產(chǎn)品認證與咨詢等綠色生產(chǎn)保障性服務(wù)，能夠避免“漂綠”等道德敗壞行為（張露、羅必良，2020）。據(jù)此，本文提出第二個研究假說：

H2：農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的促進作用受到農(nóng)戶土地稟賦的的制約，當(dāng)農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)模和地塊規(guī)模擴張，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)帶來的綠色生產(chǎn)率得到提升；當(dāng)土地呈細碎化狀態(tài)，則可能制約農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的促進作用。

三、數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)定與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

江西省屬于典型的農(nóng)業(yè)大省，同時也是中國重要的水稻主產(chǎn)區(qū)，2020年的稻谷播種面積占全國的11.44%，稻谷產(chǎn)量占全國的10.33%①數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局，2021：《中國統(tǒng)計年鑒（2021）》，北京：中國統(tǒng)計出版社。。同時，江西省地理資源豐富，同時具有平原和山地地形，其農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)發(fā)展水平具有可代表性。因而，本文選取江西省農(nóng)村居民作為研究對象，以此探討農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響。

本文所采用的數(shù)據(jù)為2020年8月—2021年1月課題組對江西省9個縣（市、區(qū)）34個村的農(nóng)戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。樣本抽樣方法首先按照江西省經(jīng)濟發(fā)展水平將100個縣劃分為高、中、低不同區(qū)域進行分層抽樣，分別抽取了新建區(qū)、南昌縣、永修縣、渝水區(qū)、宜豐縣、豐城市、高安市、于都縣、鄱陽縣。同時，每個縣選取2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取2個村，每個村抽取20個農(nóng)戶，共計720份問卷。通過數(shù)據(jù)清理后，選取本文所需指標(biāo)，最終選取645份樣本展開研究。調(diào)研內(nèi)容包括：①農(nóng)戶家庭稟賦情況，如種田決策者年齡、受教育水平、風(fēng)險偏好及農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)、農(nóng)業(yè)收入占比等；②農(nóng)地基本情況，如是否加入水稻種植合作社、是否雇傭勞動力、是否接受農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)等；③綠色技術(shù)應(yīng)用，如是否使用測土配方技術(shù)、是否施用生物農(nóng)藥等；④農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)采納情況等內(nèi)容。

（二）模型設(shè)定

1.DEA-SBM模型

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的要素投入、經(jīng)濟產(chǎn)出及生態(tài)環(huán)境之間存在一定的聯(lián)系，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出不僅包括農(nóng)戶日常生產(chǎn)生活所需的期望產(chǎn)出，還存在化肥、農(nóng)膜、農(nóng)藥殘留等非期望產(chǎn)出。鑒于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的測算忽視了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成的面源污染問題，難以準(zhǔn)確反映農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力（潘丹，2014）。因此采用2001年Tone提出的基于投入、產(chǎn)出松弛變量的環(huán)境效率測算模型（SBM模型），能夠有效的解決投入和產(chǎn)出的松弛性以及徑向和角度選擇導(dǎo)致的偏差性問題，在獲得所需效率的同時，還可以得出決策單元的投入要素、非期望產(chǎn)出的改進目標(biāo)與程度，為此本文采用非期望產(chǎn)出的SBM模型對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率進行測算，模型可表達為：

式中：E表示農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率，其取值范圍在0-1之間。當(dāng)E＝1時，表示函數(shù)存在最優(yōu)解，代表決策單元充分有效；當(dāng)E＜1時，說明檢測單元存在一定的效率損失，需要在投入產(chǎn)出結(jié)構(gòu)上進一步優(yōu)化，從而改善綠色生產(chǎn)效率。s-、sg、sb分別表示投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的松弛變量；投入指標(biāo)包括土地投入（公頃）、勞動力投入（工日）、農(nóng)資（化肥、農(nóng)藥、種子、除草劑）投入（元）、農(nóng)機投入（元）。產(chǎn)出指標(biāo)包括期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出，其中，期望產(chǎn)出是水稻總產(chǎn)量（公斤）；非期望產(chǎn)出包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中氮、磷的排放量（公斤），根據(jù)物質(zhì)平衡法（Hoang and Coelli，2011），水稻生產(chǎn)中氮元素和磷元素的排放量等于化肥中氮元素、磷元素的折純量減去稻谷中氮元素和磷元素的含量①本研究不考慮土壤及種子所含的氮元素和磷元素。通過實際調(diào)研發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶使用的化肥主要為尿素和復(fù)合肥，參照《化肥折純量參考計算表》，尿素的含氮含量為46%，復(fù)合肥中氮含量、磷含量以14種主要復(fù)合肥的平均標(biāo)準(zhǔn)計算，分別為15.18%、27.43%。根據(jù)《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟手冊》每100千克水稻中氮含量為2.05千克、磷含量為0.95千克。，如果計算指標(biāo)為正，表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對環(huán)境產(chǎn)生了負面作用；如果計算指標(biāo)為負，則表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對環(huán)境產(chǎn)生了正面作用。

2.Tobit模型

由于基于非期望產(chǎn)出的DEA-SBM模型測算的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率數(shù)值介于0-1之間，屬于受限因變量，因此采用Tobit回歸模型進行實證檢驗。Tobit回歸模型是因變量連續(xù)但受到某種限制的情況下進行取值的模型，主要使用于因變量有零值且其他值為正并連續(xù)的回歸分析中。模型設(shè)定形式如下：

其中，E*為潛變量；E為農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率值；X為影響農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的各因素；α為參數(shù)估計系數(shù)；ε為隨機擾動項。當(dāng)潛變量E*≥0時，E取實際觀測值；當(dāng)潛變量E*＜0時，E取0。

（三）變量選取與統(tǒng)計

1.投入產(chǎn)出變量。（1）產(chǎn)出變量：包括期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出。期望產(chǎn)出主要是指農(nóng)戶生產(chǎn)過程中的主要產(chǎn)出品，由于農(nóng)作物的多樣性及生產(chǎn)者的多元化，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出測量并非唯一性。本文研究對象為水稻種植戶，因此將農(nóng)戶的水稻產(chǎn)量來衡量期望產(chǎn)出，單位為公斤。農(nóng)業(yè)面源污染被視為農(nóng)業(yè)非期望產(chǎn)出物，主要包括化肥、農(nóng)藥及農(nóng)膜的不合理使用和殘留污染。由于水稻種植農(nóng)膜使用率較低，農(nóng)藥流失難以準(zhǔn)確測度，因此本研究僅以化肥流失作為農(nóng)業(yè)面源污染物，化肥主要通過氮排放和磷排放對水體面源造成污染，因此將化肥流失產(chǎn)生的氮排放量和磷排放量作為非期望產(chǎn)出，并根據(jù)物質(zhì)平衡法計算所得。

（2）投入變量：包括土地、勞動力、農(nóng)資及農(nóng)機投入。其中，土地投入主要是以農(nóng)戶實際經(jīng)營土地面積進行測算；勞動力投入主要以農(nóng)戶在水稻生產(chǎn)過程投入的勞動力工時進行測算，包括自用工投入和雇工投入；農(nóng)資投入主要包括種子、化肥、農(nóng)藥、除草劑投入的總費用。農(nóng)機投入主要包括農(nóng)戶在水稻生產(chǎn)各個環(huán)節(jié)使用到的自有機械投入及雇用機械投入總費用。具體的投入產(chǎn)出指標(biāo)說明與統(tǒng)計如表1所示。

表1 農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率測算投入產(chǎn)出指標(biāo)說明與統(tǒng)計

2.核心自變量。本文的研究目的在于探究農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響。參照羅明忠、邱海蘭（2021）的研究將水稻生產(chǎn)環(huán)節(jié)中的育秧、施肥和病蟲害防治是否進行外包代表農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)進行表征，采納以上三個生產(chǎn)服務(wù)環(huán)節(jié)中的一個及以上則賦值為1，未采納則賦值為0，數(shù)值介于0-1之間。

3.調(diào)節(jié)變量。調(diào)節(jié)變量選取主要參照梁志會等（2020）的研究選用經(jīng)營規(guī)模、土地細碎化和地塊規(guī)模三個變量。①經(jīng)營規(guī)模，農(nóng)戶經(jīng)營土地規(guī)模的大小會影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率，因此，本文選取用農(nóng)戶實際耕種面積作為經(jīng)營規(guī)模的代理變量進行表征。②土地細碎化，若農(nóng)戶經(jīng)營的土地面積足夠大，但呈細碎化分布，對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率也會產(chǎn)生阻礙作用，因此，選取農(nóng)戶地塊之間的分散程度進行表征。③地塊規(guī)模，本文選取農(nóng)戶實際經(jīng)營最大地塊的面積進行表征。

4.其他控制變量①值得注意的是，本文控制變量中所選取的“是否加入水稻種植合作社”和“參加農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)頻率”在一定程度上屬于廣義的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)范疇。其中，農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)屬于政府社會化服務(wù)（韓春虹、張德元，2020），通過政府定期提供免費培訓(xùn)以提升農(nóng)戶認知水平及生產(chǎn)技能。農(nóng)戶加入合作社服務(wù)模式屬于農(nóng)戶自發(fā)組建或參與合作社以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源、要素的整合與共享（石志恒、符越，2022）。本文主要關(guān)注的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)屬于商業(yè)社會化服務(wù)（郭慶海，2018），通過第三方農(nóng)業(yè)服務(wù)組織向農(nóng)戶提供有償服務(wù)供給。。為避免遺漏變量進而導(dǎo)致模型估計偏誤，本文控制了以下變量：①水稻經(jīng)營決策者個體特征，如性別、年齡、受教育年限、健康狀況、務(wù)農(nóng)年限、農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)頻率和政策認知，上述變量作為農(nóng)戶人力資本的代理變量（楊子等，2019；劉洋、余國新，2020）。②家庭特征，參照張夢玲等（2022）的研究選取農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)、是否加入水稻種植合作社、農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比重及是否雇傭勞動力四項指標(biāo)。③水稻生產(chǎn)特征，參照張露、羅必良（2020）的研究選取土地肥力、灌溉條件、田間的交通條件和地塊距離。④地區(qū)特征。變量描述性統(tǒng)計分析見表2。

表2 描述性統(tǒng)計

四、實證檢驗結(jié)果與分析

（一）農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率測算結(jié)果分析

本文采用Max-DEA軟件測算樣本地區(qū)水稻種植的綠色生產(chǎn)率，通過分析測算結(jié)果，當(dāng)前水稻種植戶綠色生產(chǎn)率的均值為0.48，總體上偏低，說明水稻種植業(yè)的綠色生產(chǎn)率還有進一步提升的空間。同時為了判斷農(nóng)戶是否采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率之間的關(guān)系，將采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的農(nóng)戶與未采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的農(nóng)戶分為兩個觀測組，采用獨立樣本t檢驗進行組間差異比較，分析兩個觀測組的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率是否存在顯著差別。表3匯報了采納與未采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率方面的差異，結(jié)果表明，未采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的農(nóng)戶有301戶，采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的農(nóng)戶有344戶。同時，采納與未采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率方面有顯著差異（p＜0.001），相比較而言，采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率更高?？梢猿醪脚袛啵r(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的采納有利于提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率，對農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)具有一定的促進作用。

表3 農(nóng)戶是否采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率差異性比較

為了進一步識別農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率之間的關(guān)系，本文將綠色生產(chǎn)率進行分組，探究農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)采納情況與綠色生產(chǎn)率分布狀況。如表4所示，通過樣本分組可以發(fā)現(xiàn)無論采納和未采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)，50%左右樣本的綠色生產(chǎn)率集中于0.3～0.5之間，再次驗證當(dāng)前農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)率較低，仍有較大發(fā)展空間。同時，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率在0.5以上的未采納組僅占樣本的23.58%，而采納組占42.14%，特別是生產(chǎn)效率在0.9以上的未采納與采納組分別占樣本的4.65%和16.28%。由此可以初步判斷，采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)能夠提升水稻種植戶的綠色生產(chǎn)率。

表4 農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率分布狀況

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表5匯報了未包含交互項模型的估計結(jié)果。模型1為未控制調(diào)節(jié)變量的結(jié)果；模型2、模型3和模型4分別是控制經(jīng)營規(guī)模、土地細碎化和地塊規(guī)模的結(jié)果，LRχ2均在1%的統(tǒng)計水平下通過檢驗，說明模型整體擬合效果較好。回歸結(jié)果顯示，在控制調(diào)節(jié)變量前后，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對水稻種植戶的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率均存在顯著的正向影響。這表明，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)有利于提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率，能夠促進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)，研究假說1得到驗證。

表5 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響

模型2控制了經(jīng)營規(guī)模后，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)和經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率具有顯著的正向影響。由此可以判斷，土地規(guī)模擴張會促進農(nóng)戶綠色生產(chǎn)率提高。農(nóng)戶經(jīng)營的土地面積越大，機械化操作難度越小越有利于通過大規(guī)模機械作業(yè)及專業(yè)化生產(chǎn)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率及農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率。模型3控制了土地細碎化后，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率依然具有顯著的正向影響，但土地細碎化對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的負向影響，這表明土地細碎化程度越高，農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)率就越低。由于地塊局限，農(nóng)戶的農(nóng)藥化肥使用呈現(xiàn)不均勻和不規(guī)范問題，同時增加了社會化服務(wù)組織提供專業(yè)化生產(chǎn)的難度，限制了農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用。模型4控制了地塊規(guī)模后，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)及地塊規(guī)模對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率依然具有顯著的正向影響。由此可以發(fā)現(xiàn)，地塊層面具有的規(guī)模經(jīng)濟性將顯著促進農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)率提升。

上文的回歸模型著重考察了農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率條件期望的影響，屬于均值回歸。若因變量的分布存在偏斜或存在異常值，則可能引發(fā)模型估計結(jié)果偏誤問題。應(yīng)用分位數(shù)回歸方法不僅能夠緩解上述問題，而且能夠?qū)⒆宰兞繉σ蜃兞康挠绊懺谝蜃兞康恼麄€分布上顯示出來。因此，本文利用分位數(shù)回歸分析方法對不同條件分布下農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)采納程度對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響效應(yīng)進行檢驗（農(nóng)業(yè)社會化采納程度以農(nóng)戶水稻生產(chǎn)環(huán)節(jié)參與農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的個數(shù)加以表征，數(shù)值介于0-3之間）。從表6的回歸結(jié)果可以看出，隨著分位數(shù)的增加，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)采納程度對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響逐漸增強，在0.25分位數(shù)上的系數(shù)不顯著。這表明，隨著農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率從低端分布到高端分布，農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的程度也隨之加深。也就是說，農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)程度的提升對提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率（0.75分位數(shù)水平）的影響最大，對中等農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率（0.5分位數(shù)水平）的影響次之，而對低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率（0.25分位數(shù)水平）的影響最弱；經(jīng)營規(guī)模分別在三個分位數(shù)上對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率都具有顯著的正向影響，并且影響的程度也逐漸增強；土地細碎化隨著分位數(shù)的逐漸增大對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的負向影響也隨之增強；地塊規(guī)模同樣隨著分位數(shù)的增加，其對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的正向影響隨之增強。

表6 分位數(shù)回歸結(jié)果

圖1 全分位數(shù)回歸系數(shù)及變化趨勢

（三）內(nèi)生性討論

農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的采納屬于自選擇結(jié)果，使上文討論在一定程度上存在自選擇偏誤而引發(fā)內(nèi)生性問題，因此本文采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型（ESRM）檢驗農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率之間的關(guān)系。ESRM能夠在解決自選擇和選擇性偏差問題的同時，考慮觀測因素和不可觀測因素的影響，并且能夠同時估計兩個結(jié)果方程，能夠更好地分析各種因素的作用，同時通過使用全信息最大似然估計，可以更好地避免有效信息遺漏問題。因此，本文選取“村內(nèi)除該農(nóng)戶以外其余農(nóng)戶的社會化服務(wù)采納率”作為工具變量，此變量既可以通過“羊群效應(yīng)”影響該農(nóng)戶采納社會化服務(wù)的決策，具有一定的相關(guān)性，但同時其他農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)決策不會影響該農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率，滿足外生性的要求，因此該變量符合工具變量的標(biāo)準(zhǔn)。具體的檢驗結(jié)果如表7所示，Wald檢驗在1%的水平上拒絕了選擇方程和結(jié)果方程相互獨立的原假設(shè)，說明模型擬合良好。LR檢驗和rho0、rho1的系數(shù)在0.01的統(tǒng)計水平上顯著，表明可能存在樣本選擇性偏差，說明采用ESRM是合理的（Huang et al.，2015）。同時，rho1系數(shù)的符號為正，說明采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率高于樣本中一般農(nóng)戶的水平。就選擇方程而言，經(jīng)營規(guī)模、地塊規(guī)模能夠顯著提升農(nóng)業(yè)綠色等產(chǎn)率，而土地細碎化的系數(shù)為負，阻礙了農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的提升。由此可以判斷，ESRM估計結(jié)果與前文研究結(jié)論保持一致，故結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的ESRM估計結(jié)果

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

為了檢驗經(jīng)營規(guī)模、土地細碎化和地塊規(guī)模在農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率之間的關(guān)系，本文通過引入交互項進行檢驗，結(jié)果如表8所示。首先，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與經(jīng)營規(guī)模的交互項系數(shù)顯著為正（模型11），這表明農(nóng)戶經(jīng)營的土地面積越大，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)越能促進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的提高。其次，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與土地細碎化的交互項系數(shù)顯著為負（模型12），說明土地細碎化程度越高，采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率反而越低。最后，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與地塊規(guī)模的交互項系數(shù)顯著為正（模型13），這表明水稻地塊規(guī)模越大，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)越能促進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的提高?；谏鲜龇治?，研究假說2得到驗證。

表8 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響（引入交互項）

（五）異質(zhì)性分析

前文已驗證農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)能夠顯著提高農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率，但不同的水稻生產(chǎn)環(huán)節(jié)對于勞動力、技術(shù)的需求各不相同，具體哪一環(huán)節(jié)的社會化服務(wù)在農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升過程中發(fā)揮了主要作用值得進一步探究。因此，為有效識別農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)各環(huán)節(jié)的農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升效果，本文將分別檢驗農(nóng)戶在育秧、施肥和病蟲害防治三個環(huán)節(jié)采納農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響，檢驗結(jié)果如表9所示。由模型14和模型16可知，施肥服務(wù)和病蟲害防治服務(wù)分別在1%和5%的統(tǒng)計水平下通過顯著性檢驗，說明農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的提高依賴于施肥服務(wù)和病蟲害防治服務(wù)。而模型15結(jié)果顯示，育秧服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響系數(shù)未通過顯著性檢驗，說明育秧服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率不產(chǎn)生影響。可能的原因是，育秧服務(wù)是農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織通過工廠化集中育秧，能夠產(chǎn)生降低成本和節(jié)約勞動力的效應(yīng)。而施肥服務(wù)和病蟲害防治服務(wù)通過完善化肥、農(nóng)藥、除草劑等要素投入配置，提高化學(xué)投入品利用率以直接影響農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率?？梢?，不同農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響存在明顯差異，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升路徑設(shè)計中應(yīng)按農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)分類指導(dǎo)，充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的實施邊界。

表9 異質(zhì)性分析結(jié)果

（六）進一步討論：機制驗證

為進一步檢驗農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)通過何種機制驅(qū)動農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的提升，本文引入機制變量進行檢驗。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)向農(nóng)戶注入了技術(shù)、機械裝備、人才和信息等多種現(xiàn)代生產(chǎn)要素的先進力量，降低了農(nóng)戶進入綠色農(nóng)業(yè)的資產(chǎn)專用性與準(zhǔn)入門檻，從而促進農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為的響應(yīng)（張露、羅必良，2018）。另一方面，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納實質(zhì)是農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策行為，其行為通過影響生產(chǎn)資源的有效利用與配置，進而影響農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率（胡祎、張正河，2018）?？梢?，農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為在農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率之間存在機制作用。因此，本文選取農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為作為機制變量，該變量結(jié)合《農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展技術(shù)導(dǎo)則（2018—2030年）》的相關(guān)內(nèi)容，選取農(nóng)戶對測土配方施肥技術(shù)、生物農(nóng)藥應(yīng)用、農(nóng)膜回收及秸稈還田技術(shù)的采納行為作為具體研究對象。當(dāng)受訪農(nóng)戶采納其中任意一種或多種綠色生產(chǎn)技術(shù)時取值為1，否則取值為0。同時，借助中介效應(yīng)檢驗方法識別農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的機制作用，具體檢驗結(jié)果如表10所示。由模型17可知，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率具有顯著正向影響；同時模型18的結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)具有顯著正向影響，有利于促進農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)；另外模型19的結(jié)果表明引入農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)這一變量后，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率依然具有顯著正向影響，且農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率具有顯著正向影響。依據(jù)中介效應(yīng)檢驗步驟（溫忠麟、葉寶娟，2014）可知，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)在農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)影響農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的關(guān)系中起著部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為74.68%。

表10 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的作用機制檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

堅持以服務(wù)為引領(lǐng)，推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)升級轉(zhuǎn)型和高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措。本文目的在于探討農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響機理及作用機制，首先通過理論分析識別農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響機制，其次基于江西省9個縣（市、區(qū)）34個村645個水稻種植農(nóng)戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建非期望產(chǎn)出的SBM模型測算農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率，同時采用Tobit模型檢驗農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響，并分析農(nóng)戶土地稟賦下的經(jīng)營規(guī)模、土地細碎化、地塊規(guī)模與農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的交互作用。結(jié)果表明，樣本農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)率均值為0.48，仍處于較低水平；農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率具有顯著的促進作用；伴隨社會化服務(wù)參與程度的加深，即采納社會化服務(wù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)越多，農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)率水平越高；調(diào)節(jié)效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模和地塊規(guī)模的擴大，能夠增強農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的促進作用，而土地細碎化程度則會抑制這種促進效應(yīng)。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，施肥服務(wù)與病蟲害防治服務(wù)是促進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。進一步的機制分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)通過誘導(dǎo)農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)從而促進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升。

本研究結(jié)論對理解農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的影響具有科學(xué)意義，也為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展提供了新思路。首先，鑒于當(dāng)前農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率水平依然較低的現(xiàn)實，應(yīng)增強對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率有關(guān)問題的關(guān)注度。農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率基于投入產(chǎn)出視角測算了考慮環(huán)境污染在內(nèi)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，在一定程度上能夠用反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實際績效，應(yīng)該引起足夠重視。政府層面應(yīng)樹立以農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)為目標(biāo)的生產(chǎn)觀，加強對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的宣傳與推廣；農(nóng)戶層面應(yīng)提高對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的認知，積極轉(zhuǎn)變其生產(chǎn)經(jīng)營理念，增強對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納程度。其次，從樣本數(shù)據(jù)來看，農(nóng)戶的社會化服務(wù)采納率僅為53%，說明當(dāng)前農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)仍具有較大的發(fā)展空間。因此，應(yīng)積極扶持農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系的發(fā)展與完善。一方面應(yīng)通過財政支持、綠色設(shè)備購置獎勵、綠色補貼等以獎代補的形式鼓勵服務(wù)主體積極參與農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系建設(shè)。另一方面應(yīng)該按農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)分類指導(dǎo)，充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的實施邊界。鼓勵并支持農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)供給主體以綠色生產(chǎn)為目標(biāo)，不斷提升各項服務(wù)水平及綠色生產(chǎn)技術(shù)研發(fā)能力，促進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的改進與供應(yīng)。最后，基于土地稟賦在農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率提升之間存在的制約因素特性，應(yīng)正確識別農(nóng)戶資源稟賦差異，引導(dǎo)農(nóng)戶開展適度規(guī)模經(jīng)營。通過土地流轉(zhuǎn)與整合，實現(xiàn)從土地分散化、細碎化到規(guī)模化轉(zhuǎn)變，通過地塊規(guī)模經(jīng)濟與服務(wù)規(guī)模經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展助力農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)率的提升。