加入合作社對家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的影響*
——基于422 家省級示范家庭農(nóng)場的實(shí)證分析

張明月,鄭 軍**,趙曉穎

(1.山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 泰安 271018;2.山東科技大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院 泰安 271019)

農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)是綠色發(fā)展的核心、首要環(huán)節(jié)與重要抓手,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,既是農(nóng)業(yè)自身發(fā)展問題倒逼下的客觀要求,也是提升農(nóng)業(yè)質(zhì)量、效益和競爭力的必由之路[1]。在多方努力下我國農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)取得了階段性成果,但現(xiàn)實(shí)中不遵守農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)規(guī)程和標(biāo)準(zhǔn)的現(xiàn)象依舊存在,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型任重道遠(yuǎn)[2]。為此,圍繞農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展,學(xué)者們一直在探索有效的解決途徑[3-4]。近幾年我國農(nóng)村出現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化聯(lián)合體這一新型組織形式,被認(rèn)為是農(nóng)村縱向產(chǎn)業(yè)融合的高級形態(tài)[5],有利于綠色生產(chǎn)的推廣[6]。國家大力促進(jìn)家庭農(nóng)場發(fā)展合作經(jīng)營,充分調(diào)動(dòng)了家庭農(nóng)場加入合作社的積極性[7]。研究也發(fā)現(xiàn),家庭農(nóng)場加入合作社有助于二者在生產(chǎn)經(jīng)營過程中優(yōu)勢互補(bǔ)、和諧共生[8-9],促使家庭農(nóng)場選擇綠色生產(chǎn)行為[10-13];但也有研究發(fā)現(xiàn),家庭農(nóng)場并未與合作社形成合理分工、優(yōu)勢互補(bǔ)的關(guān)系[14],加入合作社的家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)也并未達(dá)到理論預(yù)期[12]。那么,參與合作社能否促進(jìn)家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)? 在不同家庭農(nóng)場間是否具有差異? 學(xué)術(shù)界對這些問題的關(guān)注略顯不足,厘清這些問題,對推動(dòng)家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

鑒于此,本文依托山東省422 家省級示范家庭農(nóng)場的數(shù)據(jù),運(yùn)用排序選擇模型和解釋結(jié)構(gòu)模型,實(shí)證分析加入合作社對家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的影響,并就影響家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的影響因素及其邏輯關(guān)系進(jìn)行分析。本文的價(jià)值主要體現(xiàn)在以下3 個(gè)方面:1)以山東省422 家省級示范家庭農(nóng)場作為樣本,因示范家庭農(nóng)場經(jīng)營更為規(guī)范和穩(wěn)定,對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)更具示范和引導(dǎo)作用,研究也更具有價(jià)值。2)國內(nèi)外學(xué)者已就家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)展開了廣泛研究,但鮮見以參與合作社為切入點(diǎn)進(jìn)行的研究,本文重點(diǎn)關(guān)注了加入合作社與綠色生產(chǎn)的關(guān)系,有利于針對性提出家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的建議。3)已有研究多運(yùn)用單一回歸估計(jì)方法,本文將多元排序回歸模型和解釋結(jié)構(gòu)模型結(jié)合使用,在識別出家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)關(guān)鍵影響因素的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步識別出影響因素間的邏輯關(guān)系。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 加入合作社對家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的影響

家庭農(nóng)場和合作社是推動(dòng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的重要力量[15],家庭農(nóng)場加入合作社是順應(yīng)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體協(xié)同發(fā)展的重要表現(xiàn)[7],由于擁有更強(qiáng)的信息、資金和技術(shù)優(yōu)勢[16],家庭農(nóng)場能更好地理解并執(zhí)行綠色生產(chǎn)技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)[17],以更低成本促成農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)[18]。本文在借鑒已有成果的基礎(chǔ)上,首先對加入合作社與家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的影響機(jī)理進(jìn)行分解(圖1)。

圖1 家庭農(nóng)場加入合作社與其綠色生產(chǎn)關(guān)系圖Fig.1 Relationship between family farms joining cooperatives and their green production

基于動(dòng)力因素,加入合作社能夠促進(jìn)家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)。一方面,加入合作社提高了家庭農(nóng)場收入。居民對綠色農(nóng)產(chǎn)品的需求不斷增加[19],家庭農(nóng)場會(huì)積極實(shí)施綠色生產(chǎn)以滿足消費(fèi)者偏好[20],但綠色農(nóng)產(chǎn)品“檸檬市場”往往阻礙了農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)成功轉(zhuǎn)型[6,21],合作社促進(jìn)供需雙方信息對稱,為綠色農(nóng)產(chǎn)品“優(yōu)質(zhì)優(yōu)價(jià)”提供了可能[22]。合作社通過共同打造綠色品牌,發(fā)揮規(guī)模優(yōu)勢[6],提高了家庭農(nóng)場對綠色農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格預(yù)期[23]。另一方面,加入合作社降低了家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的成本。相比于普通農(nóng)產(chǎn)品提供者,綠色農(nóng)業(yè)的實(shí)踐者往往投入更大、獲利周期更長、市場風(fēng)險(xiǎn)更高[17],倘若綠色生產(chǎn)無法獲得合理的經(jīng)濟(jì)回報(bào),會(huì)導(dǎo)致綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型動(dòng)力不足[24]。合作社與家庭農(nóng)場通力合作,降低農(nóng)戶在要素投入以及生產(chǎn)過程中的交易成本和監(jiān)管成本[6],將綠色生產(chǎn)技術(shù)、信息和知識傳遞給小農(nóng)戶,把農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)引向標(biāo)準(zhǔn)化[17],提升了家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的意愿[6]。

基于壓力因素,加入合作社會(huì)促進(jìn)家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)。一方面,加入合作社增加了對家庭農(nóng)場的監(jiān)督約束。合作社通過標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程進(jìn)行監(jiān)督,控制要素投入來影響農(nóng)戶生產(chǎn)行為[25],倒逼家庭農(nóng)場采納綠色生產(chǎn)。為達(dá)到較高的產(chǎn)品品質(zhì),合作社不斷提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的管理標(biāo)準(zhǔn),將綠色生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)行推廣應(yīng)用[26]。另一方面,合作社會(huì)處罰家庭農(nóng)場的違約行為。合作社與家庭農(nóng)場作為聯(lián)合體,通過穩(wěn)定契約安排與緊密利益鏈接,促使農(nóng)場和合作社形成了風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)、利益共享的利益共同體[5]。作為合作社成員,家庭農(nóng)場如有不按標(biāo)準(zhǔn)生產(chǎn)情況,視為違約,一旦出現(xiàn)行為違規(guī)影響產(chǎn)品質(zhì)量與品質(zhì),合作社將依據(jù)規(guī)定進(jìn)行懲罰,情節(jié)嚴(yán)重的成員將被踢出合作社,不再享受聯(lián)合體內(nèi)部之間享受的各種優(yōu)惠[27]。

根據(jù)上述分析,家庭農(nóng)場加入合作社可為其綠色生產(chǎn)提供便利,同時(shí)合作社還會(huì)增加對家庭農(nóng)場的監(jiān)督約束,從而會(huì)促進(jìn)家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)。基于此,提出如下假設(shè):

H1: 家庭農(nóng)場加入合作社會(huì)促進(jìn)家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)行為。

1.2 其他因素對家庭農(nóng)場的影響

家庭農(nóng)場經(jīng)營者的相關(guān)特征(人力資本、年齡、風(fēng)險(xiǎn)偏好、性別、是否習(xí)慣運(yùn)用移動(dòng)網(wǎng)絡(luò))與農(nóng)場應(yīng)用綠色生產(chǎn)技術(shù)之間密切相關(guān)[11]。如有研究發(fā)現(xiàn),相對于一般農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體而言,進(jìn)行綠色生產(chǎn)的家庭農(nóng)場負(fù)責(zé)人相對年輕,受教育水平更高,擁有良好的環(huán)保、健康和市場意識[13]。同時(shí),家庭農(nóng)場的戶主特征(如年齡)還會(huì)顯著影響其是否選擇加入合作社[7,12]?；诖?提出如下假設(shè):

H2: 家庭農(nóng)場主的基本特征會(huì)影響其綠色生產(chǎn)行為。

家庭農(nóng)場的基本特征也會(huì)影響其生產(chǎn)決策。程玲娟等[28]研究發(fā)現(xiàn),示范農(nóng)場對家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)行為具有顯著影響。家庭農(nóng)場的經(jīng)營規(guī)模與化肥使用強(qiáng)度存在U 型關(guān)系,即在到達(dá)一定規(guī)模之前,經(jīng)營規(guī)模擴(kuò)大會(huì)使得家庭農(nóng)場化肥使用強(qiáng)度明顯降低[29]。因此,家庭農(nóng)場適度規(guī)模經(jīng)營才是更適宜、更合意的生產(chǎn)經(jīng)營方式[7],而且家庭農(nóng)場的地權(quán)穩(wěn)定對其綠色生產(chǎn)行為有顯著的促進(jìn)作用[16]。另外,農(nóng)場純收入、耕地質(zhì)量、機(jī)械化適應(yīng)度、“三品一標(biāo)”認(rèn)證等也對其綠色生產(chǎn)有顯著影響[22]。基于此,提出如下假設(shè):

H3: 家庭農(nóng)場的經(jīng)營特征會(huì)影響其綠色生產(chǎn)行為。

還有研究表明,農(nóng)場綠色生產(chǎn)不僅受到負(fù)責(zé)人個(gè)體特征、農(nóng)場生產(chǎn)經(jīng)營特征等內(nèi)生因素影響,也會(huì)受到政府綠色生產(chǎn)補(bǔ)貼特征、監(jiān)管者質(zhì)量管控特征等外生因素影響[13]。如郭田雨等[30]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)培訓(xùn)對家庭農(nóng)場參與綠色生產(chǎn)行為具有促進(jìn)作用。也有學(xué)者從計(jì)劃行為理論角度進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn),家庭農(nóng)場親環(huán)境生產(chǎn)行為意愿受主觀規(guī)范、行為態(tài)度、感知行為控制、感知價(jià)值等前置因素影響[31]。基于此,提出如下假設(shè):

H4: 家庭農(nóng)場的其他特征也會(huì)影響其綠色生產(chǎn)行為。

2 數(shù)據(jù)來源、模型選擇與變量設(shè)置

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院2019 年7-8 月對山東省省級示范家庭農(nóng)場的問卷調(diào)查。本次問卷調(diào)查由山東農(nóng)業(yè)大學(xué)“三農(nóng)省情調(diào)研中心”(山東省唯一的“三農(nóng)”領(lǐng)域重點(diǎn)新型智庫)發(fā)起,依托山東省農(nóng)業(yè)農(nóng)村廳省級家庭農(nóng)場評估項(xiàng)目,并依托當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)部門協(xié)助,調(diào)查范圍不僅覆蓋山東省16 個(gè)地市,且覆蓋了山東省所有縣(表1),保證了樣本的代表性。本次調(diào)查主要分為兩個(gè)階段: 第1階段為網(wǎng)絡(luò)預(yù)調(diào)查,提前聯(lián)系各農(nóng)場主進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)問卷填寫,回收各農(nóng)場主的問卷;第2 階段為實(shí)地調(diào)研,由專門培訓(xùn)的調(diào)查員對農(nóng)場實(shí)地考察,修訂完善網(wǎng)絡(luò)調(diào)查問卷。調(diào)查問卷共選取了422 家省級示范家庭農(nóng)場,其中因數(shù)據(jù)質(zhì)量問題剔除無效樣本1 家,樣本數(shù)量剩余421 家。

表1 數(shù)據(jù)來源區(qū)域及家庭農(nóng)場數(shù)量分布Table 1 Data source areas and quantity distribution of family farms

此次調(diào)研的基本數(shù)據(jù)特征主要分為2 個(gè)部分(表2): 第1 部分是家庭農(nóng)場主個(gè)人特征,主要包括家庭農(nóng)場主性別、年齡、受教育程度等。其中,農(nóng)場主以男性為主,占樣本總量的79.10%;農(nóng)場主年齡為20～79 歲,平均49 歲,集中在40～60 歲,占樣本總量的78.14%;農(nóng)場主學(xué)歷水平相對較高,以高中或中專生為主,占樣本總量的44.66%。第2 部分為家庭農(nóng)場基礎(chǔ)條件特征,主要包括家庭農(nóng)場經(jīng)營年限、生產(chǎn)規(guī)模、勞動(dòng)力數(shù)量等。其中,57.01%的家庭農(nóng)場經(jīng)營年限在5～7 年,最短3 年,最長12 年,平均7 年,表明示范家庭農(nóng)場的經(jīng)營年限相對較長;農(nóng)場土地經(jīng)營面積以13.33～33.33 hm2居多,占樣本總量的39.19%,平均26.77 hm2,比較符合家庭農(nóng)場的最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模;接近70%的農(nóng)場農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量集中在10 人以下,表明除家庭勞動(dòng)力之外,多數(shù)家庭農(nóng)場采用了雇工,且雇工數(shù)量規(guī)模小,符合家庭農(nóng)場“家庭式”經(jīng)營特征。

表2 家庭農(nóng)場樣本的基本特征Table 2 Basic characteristics of the sampled family farms

2.2 變量設(shè)置

2.2.1 被解釋變量

綠色生產(chǎn)行為是指在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入過程中自覺地進(jìn)行減量化、再利用、低污染的農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式[32]。家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)行為包含多種,參考蔡榮等[12]、閆阿倩等[33]的研究,在選取被解釋變量時(shí)充分考慮家庭農(nóng)場產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后全過程,最終選取深松耕作、秸稈還田、測土配方施肥、節(jié)水灌溉、病蟲害綠色防控、施用有機(jī)肥、水肥一體化、回收農(nóng)藥廢棄物、畜禽養(yǎng)殖廢棄物生態(tài)處理9 類行為作為綠色生產(chǎn)的代表。在變量題項(xiàng)設(shè)置時(shí),采用二分類變量,采納了綠色生產(chǎn)行為的為1,未采納的設(shè)置為0。最后,采用累加方式將農(nóng)場9 類行為中的采納數(shù)量作為被解釋變量,采納數(shù)量越多,意味著家庭農(nóng)場在產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后全過程對綠色生產(chǎn)的關(guān)注度越高,綠色生產(chǎn)行為意向越明顯,綠色生產(chǎn)自覺性更強(qiáng),大概率上來講其綠色生產(chǎn)的可能越大。

2.2.2 核心解釋變量

本文的核心解釋變量為家庭農(nóng)場是否參與合作社。調(diào)查發(fā)現(xiàn),在421 家示范家庭農(nóng)場中有125 家參與了合作社,占29.69%;另外296 家未參與合作社,占70.31%。

2.2.3 控制變量

已有諸多研究表明,家庭農(nóng)場主的個(gè)體特征、農(nóng)場的基本特征、經(jīng)營特征等對其綠色生產(chǎn)具有顯著影響[12,19]?；诂F(xiàn)有研究,本文選取家庭農(nóng)場主的性別、年齡、受教育程度為個(gè)體特征變量;農(nóng)場經(jīng)營類型、經(jīng)營年限、土地面積、勞動(dòng)力數(shù)量為農(nóng)場基本特征變量;產(chǎn)品是否有質(zhì)檢、有追溯、有質(zhì)量認(rèn)證為農(nóng)場經(jīng)營特征變量;是否參加過培訓(xùn)、綠色生產(chǎn)意愿、綠色農(nóng)產(chǎn)品銷售難易為農(nóng)場認(rèn)知變量。具體變量定義及數(shù)據(jù)特征詳見表3。

表3 家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)相關(guān)變量定義及數(shù)據(jù)特征Table 3 Definition and data characteristics of variables related to green production in family farms

2.3 模型選擇

2.3.1 多元排序選擇模型(ODM 模型)

本文被解釋變量為綠色生產(chǎn)行為的加總數(shù)量,有多種選擇且不同選擇之間有一定的級別,亦采用多元排序選擇模型(Ordered Dependent Model,簡稱ODM)。設(shè)有一個(gè)不可觀測的潛在變量一個(gè)可觀測的yi,則:

式中:xi是影響潛變量的一組解釋變量,β為未知系數(shù),μ是獨(dú)立同分布的隨機(jī)變量,yi可以通過按下式得到:

式中:r0＜r1＜r2＜···＜rJ-1為待估參數(shù)。設(shè)μ的分布函數(shù)為Φ(x),可以得到如下的概率:

式中:r1、r2、r3、···、rJ-1是未知的,需要和參數(shù)及回歸系數(shù)一起估計(jì)。

2.3.2 解釋結(jié)構(gòu)模型(ISM 模型)

解釋結(jié)構(gòu)模型(ISM 模型)是美國J.華費(fèi)爾教授于1973 年為分析復(fù)雜的社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)而開發(fā)的一種方法,可用來分析因素間的邏輯關(guān)系。具體步驟為:

1)構(gòu)造約束因素間的邏輯關(guān)系。其中M表示行要素直接或間接影響列要素,N表示列要素直接或間接影響行要素。

2)根據(jù)不同因素間的邏輯關(guān)系構(gòu)建鄰接矩陣Bij,定義如下:

即若在Bij中的第i行第j列元素Bij=1,則表明因素i對因素j有影響;若Bij=0,則表明兩因素之間沒有關(guān)系。

3)構(gòu)建可達(dá)矩陣K。反映各因素經(jīng)過一定的路徑可到達(dá)的程度。K由下式計(jì)算:

式中:I為單位矩陣,2≤λ≤x,矩陣冪運(yùn)算中采用布爾運(yùn)算法則(即0+0=0,1+0=1,0×0=0,0×1=0,1×0=0,1×1=1)。

4)確定最高層因素。將可達(dá)矩陣K分成可達(dá)集S(Pi)和先行集T(Pi),其中,S(Pi) 表示可達(dá)矩陣中從因素Pi出發(fā)可以到達(dá)的全部因素的集合,T(Pi)表示可達(dá)矩陣中可以到達(dá)因素Pi的全部因素的集合,即:

式中,kij、kji均是可達(dá)矩陣K的因素。滿足下式的因素即為最高層因素:

5)確定其他層次因素。從原可達(dá)矩陣K中刪除F1中因素對應(yīng)的行與列,得到矩陣F′,對F′重復(fù)上述操作,得到位于第二層F2的因素。以此類推,得到位于所有層的因素。

6)確定因素的層級結(jié)構(gòu)。根據(jù)Fi的要素順序得到可達(dá)矩陣,即骨干矩陣G,用有向邊連接相鄰層次間及同一層次的要素,得到約束因素間的關(guān)聯(lián)關(guān)系及層次結(jié)構(gòu)。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)行為的統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析

通過加入合作社對家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)影響的統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)(表4),在9 種綠色生產(chǎn)行為中,采納率最高的3 類綠色生產(chǎn)行為是施用有機(jī)肥(74.35%)、節(jié)水灌溉(68.17%)、深松耕作(65.80%)。采納率最低的3 類綠色生產(chǎn)行為是畜禽養(yǎng)殖廢棄物生態(tài)處理(26.84%)、回收農(nóng)藥包裝廢棄物(41.81%)和水肥一體化(47.27%)。另外,參與合作社的家庭農(nóng)場采納綠色生產(chǎn)數(shù)量均值(5.56)明顯高于未參與合作社的家庭農(nóng)場(4.84),這表明參與合作社有利于家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)。

表4 加入合作社對家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的影響定量分析Table 4 Quantitative analysis of the influence of joining cooperatives on green production of family farms

從參與合作社對家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)行為的影響看,除深松耕作、秸稈還田2 類行為之外,加入合作社的農(nóng)場采納綠色生產(chǎn)的比例均明顯高于未加入合作社的農(nóng)場。其中,測土配方施肥高13.32%,節(jié)水灌溉高17.96%,病蟲害綠色防控高10.23%,施用有機(jī)肥高12.59%,水肥一體化高14.69%,回收農(nóng)藥包裝廢棄物高9.95%,畜禽養(yǎng)殖廢棄物生態(tài)處理高0.51%。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn),家庭農(nóng)場在合作社中的地位又會(huì)影響其綠色生產(chǎn)行為,在合作社中領(lǐng)辦人的農(nóng)場參與綠色生產(chǎn)的比例又明顯高于是普通社員的農(nóng)場。其中,深松耕作高13.70%,秸稈還田高12.36%,病蟲害綠色防控高4.39%,回收農(nóng)藥包裝廢棄物高10.58%,畜禽養(yǎng)殖廢棄物生態(tài)處理高13.11%。這充分顯示參與合作社有利于家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)。

3.2 家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)行為的回歸結(jié)果分析

本文采用Stata16.0 軟件,運(yùn)用極大似然法進(jìn)行模型回歸(表5)。首先在控制其他因素的條件下,對家庭農(nóng)場加入合作社與綠色生產(chǎn)行為的影響進(jìn)行單獨(dú)回歸,得到模型1。在此基礎(chǔ)上,將控制變量納入,得到模型2。然后,依據(jù)相伴概率值,采用反向篩選法,逐步剔除不顯著因素,再重新擬合回歸,直到所保留的解釋變量都能通過10%的顯著性檢驗(yàn)為止,得到模型3。另外,將家庭農(nóng)場參與合作社的情況根據(jù)是否參與、普通社員身份、領(lǐng)辦人身份進(jìn)一步回歸得到模型4,發(fā)現(xiàn)作為合作社領(lǐng)辦人身份的農(nóng)場綠色生產(chǎn)行為更顯著,可能的解釋是,作為領(lǐng)辦人的農(nóng)場往往需要肩負(fù)合作社的更多責(zé)任,也往往具有帶頭示范作用,可能會(huì)更多采用綠色生產(chǎn)行為。

表5 加入合作社對家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)影響的排序回歸結(jié)果Table 5 Sorting regression results of the influence of joining cooperatives on green production of family farms

考慮到各模型表示的含義非常一致,下文的討論將重點(diǎn)以模型3 為主。模型3 的似然比LR (Likelihood Ratio)統(tǒng)計(jì)值為87.30,對應(yīng)的P值為0.000,且似然比指數(shù)準(zhǔn)R2為0.0481,具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。另外,為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性,同時(shí)采用排序Probit 模型進(jìn)行回歸,發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果沒有明顯變化。

模型1 的估計(jì)結(jié)果表明,在控制其他變量的情況下,加入合作社在1%的水平上顯著正向影響家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn),影響系數(shù)為0.554,這表明家庭農(nóng)場加入合作社能夠顯著增加其綠色生產(chǎn)的可能。對家庭農(nóng)場不同綠色生產(chǎn)行為的回歸(表6)分析發(fā)現(xiàn),加入合作社在1%的水平上顯著正向影響家庭農(nóng)場節(jié)水灌溉、施用有機(jī)肥和水肥一體化行為,影響系數(shù)分別為0.912、0.723 和0.592;在5%的水平上顯著正向影響測土配方施肥和病蟲害綠色防控,影響系數(shù)為0.548 和0.440;在10%的顯著性水平上影響家庭農(nóng)場回收農(nóng)藥廢棄物,影響系數(shù)為0.406;而對農(nóng)場深松耕作、秸稈還田和畜禽養(yǎng)殖廢棄物生態(tài)處理的影響不顯著。

表6 加入合作社對家庭農(nóng)場不同綠色生產(chǎn)行為的回歸分析Table 6 Regression analysis of joining cooperatives on different green production behaviors of family farms

模型3 表明,將其他控制變量納入后,部分變量也會(huì)影響家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)。其中,農(nóng)場主個(gè)體特征對其綠色生產(chǎn)影響不顯著,這可能與樣本均為省級示范家庭農(nóng)場有關(guān),省級示范家庭農(nóng)場主盡管有個(gè)體特征的差異,但往往擁有相對較高的管理經(jīng)營水平,由此對綠色生產(chǎn)的影響不明顯。從家庭農(nóng)場的基本特征來看,農(nóng)場經(jīng)營類型在1%的顯著性水平上負(fù)向影響農(nóng)場綠色生產(chǎn),影響系數(shù)為-0.252?？紤]經(jīng)營類型的異質(zhì)性,進(jìn)一步對不同經(jīng)營類型的農(nóng)場回歸發(fā)現(xiàn)(表7),加入合作社對糧食和蔬菜類家庭農(nóng)場的綠色生產(chǎn)顯著,顯著性水平均為5%,影響系數(shù)分別為0.902 和0.756,而對水果、畜禽養(yǎng)殖等其他類農(nóng)場則不顯著?？赡艿慕忉屖?糧食類家庭農(nóng)場一般為大規(guī)模種植,對深松耕作、秸稈還田等綠色生產(chǎn)服務(wù)的需求更高,加入合作社之后可以更好地利用社會(huì)化服務(wù),促進(jìn)農(nóng)場綠色生產(chǎn)。對于蔬菜類家庭農(nóng)場而言,綠色生產(chǎn)一般屬于勞動(dòng)密集型行為,加入合作社可以獲得相應(yīng)配套服務(wù),促進(jìn)農(nóng)場綠色生產(chǎn)。另外,家庭農(nóng)場的勞動(dòng)力數(shù)量在5%的顯著性水平正向影響其綠色生產(chǎn),影響系數(shù)為0.019,表明家庭農(nóng)場勞動(dòng)力數(shù)量越多,農(nóng)場越愿意綠色生產(chǎn)?？赡艿慕忉屖?農(nóng)場的病蟲害綠色防控、畜禽養(yǎng)殖廢棄物發(fā)酵等綠色生產(chǎn)行為需耗費(fèi)較多勞動(dòng)力,因而受勞動(dòng)力數(shù)量影響較大。為了更進(jìn)一步分析勞動(dòng)力數(shù)量對農(nóng)場綠色生產(chǎn)行為的影響,對不同勞動(dòng)力數(shù)量的農(nóng)場進(jìn)一步回歸(表7)發(fā)現(xiàn),加入合作社對中等規(guī)模(10～20 人)的家庭農(nóng)場參與綠色生產(chǎn)顯著,而對小規(guī)模(10 人以下)及大規(guī)模(20 人以上)家庭農(nóng)場的行為影響不顯著。

表7 不同特征的家庭農(nóng)場加入合作社對綠色生產(chǎn)行為的回歸分析Table 7 Regression analysis on green production behavior of family farms with different characteristics joining cooperatives

從家庭農(nóng)場的經(jīng)營特征來看,農(nóng)場產(chǎn)品原產(chǎn)地可追溯在5%顯著性水平正向影響其綠色生產(chǎn),影響系數(shù)為0.382,可能的原因是,原產(chǎn)地追溯增加了農(nóng)場產(chǎn)品生產(chǎn)過程的監(jiān)管,從而促進(jìn)其綠色生產(chǎn)。樣本交叉分析也發(fā)現(xiàn),299 家可實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品原產(chǎn)地追溯的農(nóng)場中有199 家(66.56%)采納了5 種以上綠色生產(chǎn)行為,而未實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品原產(chǎn)地追溯的農(nóng)場這一比例僅為50%。農(nóng)場產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證在5%顯著性水平正向影響家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn),影響系數(shù)為0.338,這表明“三品一標(biāo)”不僅能實(shí)現(xiàn)“優(yōu)質(zhì)優(yōu)價(jià)”,還通過認(rèn)證倒逼農(nóng)場主養(yǎng)成綠色生產(chǎn)意識,規(guī)范其生產(chǎn)行為[22],數(shù)據(jù)也顯示,在226 家擁有“三品一標(biāo)”的農(nóng)場中,有148 家(65.49%)采納了5 種以上綠色生產(chǎn)行為,而沒有“三品一標(biāo)”的農(nóng)場這一比例僅為52.82%。

從家庭農(nóng)場的認(rèn)知特征來看,綠色生產(chǎn)認(rèn)知在1%顯著性水平正向影響家庭農(nóng)場的綠色生產(chǎn),作用系數(shù)為0.756,這表明綠色生產(chǎn)培訓(xùn)會(huì)改變農(nóng)場主的認(rèn)知,進(jìn)而改變農(nóng)場主的行為。數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)也發(fā)現(xiàn),212 家接受過綠色生產(chǎn)培訓(xùn)的農(nóng)場中有147 家(69.34%)采納了5 種以上綠色生產(chǎn)行為,而沒接受過培訓(xùn)的農(nóng)場這一比例僅為49.76%。綠色生產(chǎn)意愿對家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)影響顯著,顯著性水平達(dá)1%,作用系數(shù)為0.539,可見,意愿是農(nóng)場主行為改變的關(guān)鍵變量,調(diào)查也發(fā)現(xiàn),在421 家示范家庭農(nóng)場中,愿意綠色生產(chǎn)的家庭農(nóng)場有394 家,其中有242 家參與了5項(xiàng)以上綠色生產(chǎn)行為,占61.42%,而沒有綠色生產(chǎn)意愿的農(nóng)場這一比例僅為33.33%,這表明有綠色生產(chǎn)意愿會(huì)促進(jìn)農(nóng)場綠色生產(chǎn)。

3.3 家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)顯著性影響因素之間的結(jié)構(gòu)解析

根據(jù)前文的回歸分析,得出影響家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的7 個(gè)主要因素,在課題組人員對要素間的邏輯關(guān)系進(jìn)行分析并咨詢征求有關(guān)專家學(xué)者和部門管理者建議的基礎(chǔ)上,最終達(dá)成一致看法,確定了7 個(gè)要素之間的邏輯關(guān)系如圖2 所示。其中,M表示行要素直接或間接影響列要素,N表示列要素直接或間接影響行要素。

圖2 家庭農(nóng)場參與綠色生產(chǎn)影響因素間的邏輯關(guān)系Fig.2 Logical relationship among influencing factors of family farm participation in green production

根據(jù)不同因素間的邏輯關(guān)系和公式(4)～(7),借助Matlab7.0 軟件,得到各層因素,L1={S0},L2={S7},L3={S3、S6},L4={S2、S4、S5},L5={S1},并根據(jù)各層因素,得到骨干矩陣(圖3)。

圖3 家庭農(nóng)場參與綠色生產(chǎn)影響因素間的骨干矩陣Fig.3 Backbone matrix of influencing factors of family farm participation in green production

根據(jù)骨干矩陣得到家庭農(nóng)場參與綠色生產(chǎn)影響因素間的關(guān)聯(lián)關(guān)系及層級結(jié)構(gòu)(圖4),可以發(fā)現(xiàn),所有影響因素間的關(guān)系結(jié)構(gòu)可以分為5 層,下一層因素影響上一層因素。

圖4 家庭農(nóng)場參與綠色生產(chǎn)的影響因素的解釋結(jié)構(gòu)模型Fig.4 Explanatory structural model of influencing factors of family farm participation in green production

1)表層直接因素。綠色生產(chǎn)意愿是影響家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的表層直接因素。不難理解,意愿是行為的原動(dòng)力,家庭農(nóng)場首先得有綠色生產(chǎn)的意愿,才能綠色生產(chǎn)。但有綠色生產(chǎn)意愿不一定有綠色生產(chǎn)行為,在有參與意愿的家庭農(nóng)場中,還有12.69%的農(nóng)場僅僅只參與了2 項(xiàng)綠色生產(chǎn)行為,表明農(nóng)場從綠色意愿轉(zhuǎn)化為行動(dòng)還有一定距離。

2)中層間接因素。家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)認(rèn)知、勞動(dòng)力數(shù)量、經(jīng)營類型、產(chǎn)品能否原產(chǎn)地追溯和質(zhì)量認(rèn)證5 個(gè)因素是影響其綠色生產(chǎn)的中層間接因素。計(jì)劃行為理論認(rèn)為主觀認(rèn)知會(huì)影響個(gè)體行為意愿,家庭農(nóng)場主觀上有綠色生產(chǎn)認(rèn)知才能形成綠色生產(chǎn)意愿,并進(jìn)一步影響其行為。而進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn),農(nóng)場綠色生產(chǎn)認(rèn)知又受產(chǎn)品原產(chǎn)地追溯和產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證兩因素影響,原因在于農(nóng)場的產(chǎn)品如果是“三品一標(biāo)”或者能夠做到原產(chǎn)地可追溯,家庭農(nóng)場會(huì)因產(chǎn)后端的約束而在主觀上更重視綠色生產(chǎn),從而倒逼其綠色生產(chǎn)。從勞動(dòng)力數(shù)量來看,綠色生產(chǎn)大多需要耗費(fèi)更多勞動(dòng)力投入,勞動(dòng)力數(shù)量充足強(qiáng)化農(nóng)場綠色生產(chǎn)意愿,反之勞動(dòng)力匱乏會(huì)制約其開展綠色生產(chǎn)。而勞動(dòng)力數(shù)量又會(huì)受到農(nóng)場經(jīng)營類型影響,糧食類家庭農(nóng)場,以大田種植為主,機(jī)械化水平高,相對節(jié)約勞動(dòng)力,而蔬菜、水果等則為勞動(dòng)密集型,農(nóng)場往往需要大量勞動(dòng)力。

3)深層根源因素。是否加入合作社作為深層根源因素,通過影響農(nóng)場產(chǎn)品原產(chǎn)地追溯和質(zhì)量認(rèn)證最終影響家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)。顯然,合作社作為同類農(nóng)產(chǎn)品的聯(lián)合者,往往會(huì)統(tǒng)一進(jìn)行產(chǎn)地追溯和質(zhì)量認(rèn)證,為了維護(hù)合作社整體形象會(huì)加強(qiáng)對成員的管理和監(jiān)督,加入合作社的農(nóng)場,無形中會(huì)受到合作社的行為約束,促使自身行為趨于規(guī)范。

綜上所述,以上7 個(gè)影響因素既獨(dú)立發(fā)揮作用,又相互關(guān)聯(lián),形成完整的家庭農(nóng)場參與綠色生產(chǎn)影響因素鏈條。加入合作社作為深層根源因素直接影響家庭農(nóng)場產(chǎn)品原產(chǎn)地追溯和質(zhì)量認(rèn)證,并進(jìn)而沿著“家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)認(rèn)知”→“綠色生產(chǎn)意愿”→“綠色生產(chǎn)行為”的正向傳導(dǎo)關(guān)系,從源頭上影響家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)。

4 結(jié)論與政策建議

本文依托山東省“三農(nóng)省情調(diào)研中心”422 家省級示范家庭農(nóng)場的數(shù)據(jù),運(yùn)用排序選擇模型和解釋結(jié)構(gòu)模型,實(shí)證分析加入合作社對家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的關(guān)系,并就家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)的異質(zhì)性及影響因素的層級結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析。研究發(fā)現(xiàn),第一,加入合作社有利于家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn),定量分析發(fā)現(xiàn)加入合作社的家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)比例明顯高于未加入合作社的農(nóng)場。第二,從異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn),在合作社中是領(lǐng)辦人地位的農(nóng)場綠色生產(chǎn)比例明顯高于是普通社員的農(nóng)場;加入合作社對糧食和蔬菜類家庭農(nóng)場的綠色生產(chǎn)顯著,而對水果、畜禽養(yǎng)殖等其他類農(nóng)場則不顯著;加入合作社對中等規(guī)模(10～20 人)農(nóng)場綠色生產(chǎn)顯著,而對小規(guī)模(10 人以下)及大規(guī)模(20 人以上)農(nóng)場的行為影響不顯著。第三,家庭農(nóng)場加入合作社后,采納率最高的3 類綠色生產(chǎn)行為是施用有機(jī)肥(74.35%)、節(jié)水灌溉(68.17%)、深松耕作(65.80%),采納率最低的3 類綠色生產(chǎn)行為是畜禽養(yǎng)殖廢棄物生態(tài)處理(26.84%)、回收農(nóng)藥廢棄物(41.81%)和水肥一體化(47.27%)。第四,從回歸方程的估計(jì)結(jié)果看,家庭農(nóng)場加入合作社能夠顯著增加其綠色生產(chǎn)的可能。將其他控制變量納入后,家庭農(nóng)場經(jīng)營類型、勞動(dòng)力數(shù)量、產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證、原產(chǎn)地可追溯、綠色生產(chǎn)認(rèn)知和意愿均對其綠色生產(chǎn)有影響。第五,解釋結(jié)構(gòu)模型分析發(fā)現(xiàn),加入合作社作為深層根源因素直接影響家庭農(nóng)場產(chǎn)品原產(chǎn)地追溯、產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證,并進(jìn)而沿著“家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)認(rèn)知”→“綠色生產(chǎn)意愿”→“綠色生產(chǎn)行為”的正向傳導(dǎo)關(guān)系,從源頭上影響家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)。

根據(jù)以上研究結(jié)論,提出如下對策建議: 一是鼓勵(lì)家庭農(nóng)場加入合作社,重視農(nóng)場的異質(zhì)性,支持家庭農(nóng)場領(lǐng)辦合作社,特別是糧食類、蔬菜類農(nóng)場加入合作社,促進(jìn)中等規(guī)模(10～20 人)農(nóng)場加入合作社,增加合作社對家庭農(nóng)場的監(jiān)督約束,規(guī)范農(nóng)場綠色生產(chǎn)行為。二是重視家庭農(nóng)場綠色生產(chǎn)行為選擇的偏好性。優(yōu)先推廣家庭農(nóng)場愿意接受的施用有機(jī)肥、節(jié)水灌溉、深松耕作等行為,然后再推廣畜禽養(yǎng)殖廢棄物生態(tài)處理、回收農(nóng)藥廢棄物等低接受率的行為。三是借助合作社對農(nóng)場的監(jiān)督,增加農(nóng)場主綠色生產(chǎn)方面的培訓(xùn),加快產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證和原產(chǎn)地可追溯,提高農(nóng)場綠色生產(chǎn)認(rèn)知,從而提升其綠色生產(chǎn)意愿,并最終促成綠色生產(chǎn)行為。