契約農(nóng)業(yè)促進了農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納嗎?*
——來自湖南湘西農(nóng)戶的準自然實驗證據(jù)

盧瑜,向平安,余亮,王梓龍

(1.湖南女子學院商學院 長沙 410004;2.湖南農(nóng)業(yè)大學商學院 長沙 410028;3.湖南第一師范學院 長沙 410205;4.中國社會科學院 北京 100732)

中國農(nóng)業(yè)的快速發(fā)展和現(xiàn)代化進程給農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展帶來了系列問題和挑戰(zhàn),亟須轉變發(fā)展方式[1-2]。近年來,中央“一號文件”多次強調農(nóng)業(yè)的綠色化轉型,并提出“將發(fā)展有機農(nóng)業(yè)作為實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色高質量發(fā)展和鄉(xiāng)村振興的重要落地舉措”。然而,盡管有機農(nóng)業(yè)充滿發(fā)展機遇,市場前景廣闊[3],較常規(guī)農(nóng)業(yè)更具盈利性[4],且具有一系列生態(tài)及社會可持續(xù)性效益[5],但我國有機農(nóng)地面積占農(nóng)地面積比例仍不到1.5%,農(nóng)戶轉型有機農(nóng)業(yè)的熱情并未與預期一致,仍然面臨系列障礙和挑戰(zhàn)[1,4]。在我國各地的有機農(nóng)業(yè)實踐中,“龍頭企業(yè)+農(nóng)戶” “龍頭企業(yè)+合作組織+農(nóng)戶”以及“龍頭企業(yè)+基地+農(nóng)戶”等契約模式已經(jīng)逐步發(fā)展成為中國有機農(nóng)業(yè)經(jīng)營管理的重要模式[4]。契約農(nóng)業(yè)作為一種制度安排,能夠降低交易成本及有機經(jīng)營風險,提高有機農(nóng)業(yè)效益,已成為助推農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的有效手段[5]。然而,有關契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的實證研究還相當缺乏。

鑒于此,本文基于湖南省湘西地區(qū)450 戶農(nóng)戶的調查數(shù)據(jù),采用傾向得分匹配法建立反事實分析框架,實證檢驗契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響,并依據(jù)風險態(tài)度、經(jīng)營規(guī)模、兼業(yè)化水平和有機農(nóng)業(yè)認知及地區(qū)來源等變量將農(nóng)戶進行分組,進一步探討契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的組間差異,揭示契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的異質性,為公共部門有機農(nóng)業(yè)推廣政策的制定提供針對性及精細化的微觀證據(jù)。

1 研究方法、數(shù)據(jù)來源及變量選取

構建準自然試驗框架實證分析契約農(nóng)業(yè)對于農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響,選取農(nóng)業(yè)生態(tài)條件、氣候地理環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展水平、基礎設施條件和政府支持政策等外部環(huán)境因素較為同質的地區(qū)作為調查區(qū)域,將參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶作為處理組,將未參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶作為對照組,并采用傾向得分匹配法(PSM)為處理組匹配最為同質的對照組,構建模型估計參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響。

1.1 模型設定

為度量參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響,本文構建如下模型:

式中:Yi表示農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為,為0～1 變量;Di為是否參與契約農(nóng)業(yè)的虛擬變量,Di=1 表示農(nóng)戶契約農(nóng)業(yè),Di=0 表示農(nóng)戶未參與契約農(nóng)業(yè);δ表示參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為的影響程度;xi為其他解釋變量;β為其他解釋變量xi的系數(shù);ɑ為常數(shù)項;εi是隨機干擾項。

1.2 傾向得分匹配及平均處理效應

農(nóng)戶選擇是否參與契約農(nóng)業(yè)受到了自身需求和資源稟賦的影響,存在自選擇偏誤,因此需采用傾向得分匹配法(PSM)構建反事實分析框架,有效控制處理組和對照組在可觀測變量上的系統(tǒng)性差異。

首先,基于農(nóng)戶調查截面數(shù)據(jù)的匹配變量集采用Logit 模型對處理組虛擬變量Di(0～1)進行逐期回歸:

式中:xi為農(nóng)戶i的匹配協(xié)變量集,β0為常數(shù)項,β為各協(xié)變量的回歸系數(shù)。

然后,依據(jù)回歸系數(shù)β估計農(nóng)戶進入處理組的概率,得出農(nóng)戶i的傾向得分psi:

最后,基于傾向得分采用不同匹配方法執(zhí)行匹配,在對照組中為處理組尋找匹配對象;基于匹配結果測算參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的平均處理效應(ATT):

式中:Y1i為參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納情況,Y0i中為未參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納情況。

1.3 數(shù)據(jù)來源及變量說明

1.3.1 樣本及數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)源于湖南農(nóng)業(yè)大學新農(nóng)村發(fā)展研究院于2020 年6-8 月對湖南省湘西地區(qū)的保靖、藍山、古丈、永順和花垣等縣區(qū)所開展的農(nóng)戶實地調查。選擇上述縣區(qū)主要基于以下考慮: 其一,5 個縣區(qū)均位于湖南湘西地區(qū),生態(tài)環(huán)境優(yōu)良,有機農(nóng)業(yè)已成為5 縣區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要途徑,調查區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)規(guī)?；彤a(chǎn)業(yè)化程度較高,“龍頭企業(yè)+基地+農(nóng)戶”型和“龍頭企業(yè)+合作社+農(nóng)戶”型的契約模式得到有效推廣,農(nóng)戶有條件選擇參與契約農(nóng)業(yè),且樣本區(qū)內(nèi)農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納較為集中,參與調查的農(nóng)戶能夠給予契約農(nóng)業(yè)參與及有機農(nóng)業(yè)采納決策方面充分及有效的信息,有利于分析在契約農(nóng)業(yè)可獲得的條件下農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)對其有機農(nóng)業(yè)采納行為的影響。其二,5 個縣區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)生態(tài)稟賦、氣候地理環(huán)境和基礎設施條件等方面較為相似,影響農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的外部環(huán)境因素較為同質,有利于構建反事實分析框架。本次調查采用多階段分層抽樣與隨機抽樣相結合的方法: 首先結合自然生態(tài)條件、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和有機農(nóng)業(yè)發(fā)展水平在每個縣隨機抽取2 個鎮(zhèn),在每個鎮(zhèn)隨機抽取3 個村,最后依據(jù)村莊人口數(shù)量和有機農(nóng)業(yè)發(fā)展情況,在每個村隨機抽取4～8 個參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶及8～12 個未參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶,為保證問卷有效性,課題組在正式調查前選擇保靖縣開展預調查,并根據(jù)預調查反饋對問卷進行了修改。調查對象為直接進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策的家庭成員,調查內(nèi)容主要包括農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納、契約農(nóng)業(yè)參與、有機農(nóng)業(yè)認知和家庭基本特征等。此次調查共發(fā)放問卷480 份,回收有效問卷450 份,有效問卷率為93.75%,其中參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶問卷數(shù)量159 份,占總樣本的35.3%;普通農(nóng)戶問卷數(shù)量291 份,占總樣本的64.7%。

1.3.2 受訪農(nóng)戶情況

450 份有效問卷中,292 份來自古丈、藍山和保靖3 個國家有機產(chǎn)品認證示范區(qū),158 份來自永順和花垣這兩個非示范創(chuàng)建區(qū)。從有機農(nóng)業(yè)采納情況看,采納有機農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶為246 戶,占比54.67%。159 位受訪農(nóng)戶參與了契約農(nóng)業(yè),占比34.2%。受訪農(nóng)戶從事茶葉、水果、水稻種植的分別占比65.11%、17.56%和17.3%?？梢?近年湖南湘西地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和有機農(nóng)業(yè)推廣已然取得一定成效,契約農(nóng)業(yè)也在實踐中得到了一定推廣。受訪農(nóng)戶基本情況分析如下:

1)從農(nóng)戶社會人口學特征來看: 女性占32.9%,男性占67.1%;大專以上的受訪農(nóng)戶占15.8%,62.2%的受訪農(nóng)戶為初中以下文化程度,22.0%受訪農(nóng)戶文化程度為高中;受訪農(nóng)戶年齡均值為46.3 歲,以中年勞動力為主?？梢?受訪農(nóng)戶文化程度整體偏低,呈現(xiàn)老齡化傾向。

2)從農(nóng)戶家庭資源稟賦來看: 家庭勞動力數(shù)量均值為2.85;家庭經(jīng)營農(nóng)地面積均值為0.15 hm2,規(guī)模農(nóng)業(yè)經(jīng)營戶占比13.2%;受訪農(nóng)戶的家庭年收入均值為8.6 萬,其中66.6%的農(nóng)戶家庭年收入低于10萬元,農(nóng)業(yè)收入占家庭收入達60.0%以上的農(nóng)戶占45.1%。分散化、兼業(yè)化的農(nóng)戶通過契約農(nóng)業(yè)加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈逐步走向專業(yè)化、規(guī)?；?/p>

3)農(nóng)戶認知及風險態(tài)度。受訪農(nóng)戶風險態(tài)度的均值為2.231,表明大多數(shù)農(nóng)戶風險厭惡程度較高;受訪農(nóng)戶對有機農(nóng)業(yè)認知的均值為3.4162,表明大多數(shù)農(nóng)戶對有機農(nóng)業(yè)有一定認知。

1.3.3 變量選取

被解釋變量。本文的被解釋變量為農(nóng)戶是否采納有機農(nóng)業(yè)的行為,本文所指有機農(nóng)業(yè)是指經(jīng)認證的有機農(nóng)業(yè)[4],如受訪農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè),賦值為1;受訪農(nóng)戶未采納有機農(nóng)業(yè),賦值為0。

核心解釋變量。核心解釋變量是農(nóng)戶是否參與契約農(nóng)業(yè)的虛擬變量Di,若農(nóng)戶參與了契約農(nóng)業(yè),Di取值為1,若農(nóng)戶未參與契約農(nóng)業(yè),則Di取值為0。本文契約農(nóng)業(yè)是指農(nóng)戶與企業(yè)或中介組織簽訂契約生產(chǎn)合同,龍頭企業(yè)或中介組織為農(nóng)戶提供生產(chǎn)資料以及技術服務和管理服務,且按合同約定收購農(nóng)產(chǎn)品,而農(nóng)戶按照合同進行有機生產(chǎn)的一種農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式。

控制變量?，F(xiàn)有大量研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的個體特征、資源稟賦、有機農(nóng)業(yè)認知和風險態(tài)度等因素都會對其有機農(nóng)業(yè)采納行為產(chǎn)生影響。因此,在實證分析模型中加入一組控制變量。其中,選取戶主年齡、文化程度和性別表征農(nóng)戶個體特征[6-8];選取家庭實際經(jīng)營農(nóng)地面積、家庭年收入和家庭勞動力人數(shù)表征農(nóng)戶的資源稟賦[9-10];農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)認知及風險態(tài)度參考現(xiàn)有文獻的量表進行測度[11-12]。國家有機產(chǎn)品認證示范創(chuàng)建區(qū)項目對于農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為也具有促進效用[11],因此在控制變量中加入農(nóng)戶是否來自示范創(chuàng)建區(qū)的虛擬變量。

匹配協(xié)變量。農(nóng)戶的性別、年齡、受教育程度、風險態(tài)度、經(jīng)營規(guī)模、家庭人口數(shù)量、兼業(yè)化程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗以及是否來自國家有機產(chǎn)品認證示范區(qū)等變量對其參與契約農(nóng)業(yè)[13-24]及有機農(nóng)業(yè)采納[6-12]都具有重要影響,因此借鑒現(xiàn)有研究,選取戶主性別、年齡、文化程度、風險偏好程度、家庭實際經(jīng)營農(nóng)地面積、家庭勞動力人數(shù)、農(nóng)業(yè)收入占家庭收入的比例、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限和地區(qū)虛擬變量等多個變量作為匹配協(xié)變量集。

2 實證結果

2.1 描述性統(tǒng)計

各變量分組描述性統(tǒng)計的結果如表1 所示,從均值上判斷,參與契約農(nóng)業(yè)農(nóng)戶(處理組)和未參與契約農(nóng)業(yè)農(nóng)戶(對照組)除在家庭勞動力人數(shù)和戶主性別兩個特征變量上的差異不顯著,其余特征變量均存在顯著組間差異,其中處理組的有機農(nóng)業(yè)采納、文化程度、家庭年收入、有機農(nóng)業(yè)認知和經(jīng)營規(guī)模均優(yōu)于對照組。戶主年齡、農(nóng)業(yè)經(jīng)驗和家庭勞動力人數(shù)均低于對照組,處理組相較對照組的風險厭惡程度更高。在兼業(yè)化程度方面,處理組的專業(yè)化程度相比對照組更高,且更多處理組樣本來自于國家有機產(chǎn)品認證示范區(qū)。綜上,將參與了契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶和未參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納情況進行簡單比較,可以看出參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶更多地從常規(guī)農(nóng)業(yè)向有機農(nóng)業(yè)轉型,但簡單比較所發(fā)現(xiàn)的現(xiàn)象無法準確估計參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響,更不能檢驗二者之間的因果關聯(lián),因此需要采用傾向得分匹配法構建反事實分析框架來予以識別和評估。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計Table 1 Descriptive statistics for variable

2.2 傾向得分匹配結果

2.2.1 農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)決策的Logit 模型估計

為了給處理組匹配對照組,采用Logit 模型估計農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的概率,估計結果如表2 所示。結果顯示: 戶主年齡、性別、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗和家庭勞動力數(shù)量對農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的決策影響均不顯著,而農(nóng)戶的文化程度、風險態(tài)度、經(jīng)營規(guī)模、兼業(yè)化程度和是否來自示范創(chuàng)建區(qū)5 個變量對于農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的可能性均有顯著影響。其中,戶主文化程度的系數(shù)為正,且在P<0.05 的水平顯著,表明戶主文化程度正向影響農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)決策,文化程度越高的農(nóng)戶,越可能參與契約農(nóng)業(yè);當農(nóng)戶文化程度越高,其對通過契約模式銜接農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的重要性認知更深入,越傾向于參與契約農(nóng)業(yè)[25]。風險態(tài)度的系數(shù)為正,且在P<0.01 的水平顯著,表明越厭惡風險的農(nóng)戶,越可能參與契約農(nóng)業(yè);由于契約農(nóng)業(yè)降低成本的同時確保收益,風險厭惡程度高的農(nóng)戶更加愿意參與契約農(nóng)業(yè)[18]。經(jīng)營規(guī)模的系數(shù)大于零,且在P<0.01 的水平顯著,即農(nóng)戶家庭經(jīng)營農(nóng)地面積越大,其參與契約農(nóng)業(yè)的可能性越高,可能的原因是:隨著經(jīng)營規(guī)模的擴大,農(nóng)戶對資金、技術和市場信息等服務的需求亦不斷提高,而農(nóng)戶由于自身稟賦約束,需要通過契約合作以獲取資金、技術和市場等方面資源以支持其擴大經(jīng)營規(guī)模[23,26]。兼業(yè)化程度的系數(shù)為正，同樣在P<0.01 的水平顯著,說明專業(yè)戶更加可能參與契約農(nóng)業(yè),可能的原因是: 專業(yè)戶對有機農(nóng)業(yè)的接受程度更高,有機農(nóng)業(yè)轉型需求更強烈,更加可能擴大有機經(jīng)營面積和提高有機生產(chǎn)的專業(yè)化程度[11],一方面,這需要借助契約模式獲得更多資源和機會;另一方面專業(yè)戶由于規(guī)模大、投入高、產(chǎn)量大,可能面臨更高風險,更需要依靠契約模式降低成本和經(jīng)營風險[18,27-28]。是否來自國家有機產(chǎn)品認證示范創(chuàng)建區(qū)的系數(shù)同樣顯著為正,表明來自國家有機產(chǎn)品認證示范創(chuàng)建區(qū)的農(nóng)戶更能采用契約農(nóng)業(yè),可能的原因是: 示范創(chuàng)建區(qū)的有機生產(chǎn)已經(jīng)形成了一定規(guī)模,且都在幾種本地優(yōu)勢產(chǎn)品上形成了一個或多個成熟的有機產(chǎn)、供、銷產(chǎn)業(yè)鏈,有機農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展水平相對較高,有更多龍頭企業(yè)和中介組織給農(nóng)戶提供各類合作契約[4,11]。

表2 估算傾向得分的Logit 模型逐期回歸結果(2013-2016 年)Table 2 Results of the Logit models for propensity score matching from 2013 to 2016

2.2.2 匹配質量檢驗

依據(jù)回歸系數(shù)矩陣β,采用式(3)計算出每個樣本農(nóng)戶的傾向得分值,為確保分析結果的可靠性,本文采取最近鄰匹配、卡尺匹配、核匹配、局部線性回歸和樣條匹配5 種方法,其中最近鄰匹配,由于樣本容量不大,采取一對二匹配(k=2)?？ǔ咂ヅ鋾r,得到傾向得分的標準差為0.27,因此選取卡尺范圍為0.07。

傾向得分的共同取值結果顯示,本文使用的4 種匹配方法均僅損失12 個樣本,其中,對照組的291 個樣本共有283 個樣本在共同取值范圍內(nèi),處理組的159 個樣本共155 個樣本進入了共同取值范圍,處理組和對照組的傾向得分有足夠多的重合區(qū)域,匹配效果好。

由表3 可以看出,PseudoR2值由匹配前0.261 顯著下降到匹配后0.004～0.014;LR 統(tǒng)計量由匹配前162.50 顯著下降到匹配后的2.34～8.59;匹配協(xié)變量聯(lián)合顯著性檢驗結果的P值由0 變?yōu)?.13～0.80,匹配前在P<0.01 的水平顯著,匹配后在P<0.1 的水平下拒絕原假設,表明匹配后處理組和對照組不存在顯著差異。匹配后較匹配前處理組和對照組的總體偏誤顯著降低,其中均值偏差由匹配前的67.20 顯著下降至4.90～10.00,中位數(shù)偏差也由匹配前64.00 降至2.50～9.60。綜上,傾向得分匹配有效改善了處理組和對照組的可比性。

表3 基于不同匹配方法的平衡性檢驗結果Table 3 Balance checking results of different score matching methods

2.3 參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的平均處理效應

由表4 可知,采用不同匹配方法估計參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響結果具有一致性,平均處理效應(ATT)均在P<0.01 水平顯著。參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶如果沒有參與契約農(nóng)業(yè),其采納有機農(nóng)業(yè)的可能性為23%～32%;而參與契約農(nóng)業(yè)后,其采納有機農(nóng)業(yè)可能性達77%,采納可能性顯著提高45%～54%,表明契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納具有顯著正向影響。

2.4 參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的組間差異

城鎮(zhèn)化和工業(yè)化發(fā)展使我國原本相對勻質的農(nóng)戶分化成高度異質性的群體,樣本農(nóng)戶在風險態(tài)度、經(jīng)營規(guī)模、兼業(yè)化程度、有機農(nóng)業(yè)認知度和地區(qū)來源等方面均存在顯著差異,因此,本文依據(jù)風險偏好類型、家庭實際經(jīng)營農(nóng)地面積、農(nóng)業(yè)收入占家庭收入的比率、有機農(nóng)業(yè)認知度和是否來自有機產(chǎn)品認證示范創(chuàng)建區(qū)共5 個變量將農(nóng)戶進行分組,進一步分析參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的組間差異。

2.4.1 參與契約農(nóng)業(yè)對不同風險態(tài)度農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響

本文按照風險偏好程度將農(nóng)戶分為風險偏好、風險中性和風險厭惡3 組,不同組別農(nóng)戶ATT 的估計結果如表5 所示。結果顯示,ATT 值均在P<0.01的水平顯著,且結果相近。進一步分析可知,對于風險偏好農(nóng)戶而言,參與契約農(nóng)業(yè)與若未參與契約的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高13%～19%;對于風險中性農(nóng)戶而言,參與契約農(nóng)業(yè)與若未參與契約農(nóng)業(yè)的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高34%～38%;而對于風險厭惡的農(nóng)戶來說,參與契約農(nóng)業(yè)與未參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高46%～49%。可見,參與契約農(nóng)業(yè)對風險厭惡農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納的正向影響最為顯著。造成以上結果的原因可能是契約農(nóng)業(yè)對于風險厭惡型農(nóng)戶在降低有機生產(chǎn)經(jīng)營風險上的邊際效應更為顯著。

表5 參與契約農(nóng)業(yè)對不同風險態(tài)度農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響Table 5 Treatment effect of participation in contract agriculture on the organic agriculture adoption of farmers with different risk attitude

2.4.2 參與契約農(nóng)業(yè)對不同規(guī)模農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響

本文借鑒已有學者的做法按照家庭實際經(jīng)營農(nóng)地面積1.33 hm2將農(nóng)戶分為規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶和小規(guī)模農(nóng)戶兩組[15],兩組農(nóng)戶 ATT 的估計結果如表6 所示。結果顯示,基于不同匹配方法估計得到ATT 值相近,且均在P<0.01 水平通過顯著性檢驗。從ATT 值可以看出,對于規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶,參與了契約農(nóng)業(yè)與未參與契約的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高34%～39%;而對于小規(guī)模農(nóng)戶而言,參與契約農(nóng)業(yè)與未參與契約農(nóng)業(yè)的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性顯著提高56%～57%。可見,參與契約農(nóng)業(yè)對小規(guī)模農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的促進作用相較規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶而言更為顯著。

表6 參與契約農(nóng)業(yè)對不同規(guī)模農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響Table 6 Treatment effect of participation in contract agriculture on the organic agriculture adoption of farmers with different scales

2.4.3 參與契約農(nóng)業(yè)對不同兼業(yè)水平農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響

農(nóng)戶兼業(yè)化是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的普遍現(xiàn)象[26],據(jù)全國農(nóng)村固定觀察點監(jiān)測數(shù)據(jù)顯示,兼業(yè)農(nóng)戶占比高達 32.2%。本文借鑒現(xiàn)有文獻的做法按照農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比例20%將農(nóng)戶分為專業(yè)戶和兼業(yè)戶兩組[25],兩組農(nóng)戶ATT 的估計結果如表7 所示。結果顯示,基于5 種匹配方法估計得到ATT 均在P<0.01 水平通過顯著性檢驗,且取值接近。其中,對于兼業(yè)戶,參與契約農(nóng)業(yè)與若未參與契約的農(nóng)戶情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高了43%～49%;而對于專業(yè)戶而言,參與契約農(nóng)業(yè)與若未參與契約農(nóng)業(yè)的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高57%～60%?？梢?契約農(nóng)業(yè)更能促進專業(yè)戶的有機農(nóng)業(yè)采納。

表7 參與契約農(nóng)業(yè)對不同兼業(yè)水平農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響Table 7 Treatment effect of participation in contract agriculture on the organic agriculture adoption of farmers with different part-time work levels

2.4.4 參與契約農(nóng)業(yè)對不同認知水平農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的異質性

本文借鑒已有文獻[23]的做法依據(jù)有機農(nóng)業(yè)個體認知程度的均值將農(nóng)戶分為高認知度和低認知度兩組,兩組農(nóng)戶ATT 的估計結果如表8 所示。結果顯示,基于5 種不同匹配方法估計得到ATT 均在P<0.01的水平下通過顯著性檢驗,從ATT 取值進一步分析可知,低認知農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)與未參與契約的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高41%～47%;高認知農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)與未參與契約的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性僅提高27%～29%?？梢?契約農(nóng)業(yè)對有機農(nóng)業(yè)認知水平較低的農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的正向作用更大。

表8 參與契約農(nóng)業(yè)對不同認知水平農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響Table 8 Treatment effect of participation in contract agriculture on the organic agriculture adoption of farmers with different organic agriculture cognition

2.4.5 參與契約農(nóng)業(yè)對不同地區(qū)農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響

本文依據(jù)農(nóng)戶是否來自有機產(chǎn)品認證示范創(chuàng)建區(qū)將農(nóng)戶分為示范創(chuàng)建區(qū)農(nóng)戶和非示范創(chuàng)建區(qū)農(nóng)戶兩組,基于5 種不同匹配方法對不同組別農(nóng)戶ATT的估計結果如表9 所示。結果顯示,ATT 值均大于零,且在P<0.01 的水平通過顯著性檢驗。其中,對于來自國家有機產(chǎn)品認證示范區(qū)的農(nóng)戶,參與了契約農(nóng)業(yè)與若未參與契約的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高49%～54%;而對于非示范創(chuàng)建區(qū)的農(nóng)戶來說,參與契約農(nóng)業(yè)與若未參與契約農(nóng)業(yè)的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性僅提高15%～25%。可見,契約農(nóng)業(yè)對于來自示范創(chuàng)建區(qū)農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的促進作用更為顯著。

表9 參與契約農(nóng)業(yè)對不同地區(qū)農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響Table 9 Treatment effect of participation in contract agriculture on the organic agriculture adoption of farmers from different regions

3 討論與分析

3.1 參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響

本文實證分析結果顯示參與契約農(nóng)業(yè)顯著促進了農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納,對這一結果的解釋是契約農(nóng)業(yè)能夠通過改善績效、降低風險及保障產(chǎn)品質量3 條途徑促進農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè),具體而言:

其一,契約農(nóng)業(yè)可以通過生產(chǎn)端和銷售端兩條途徑改善農(nóng)戶有機生產(chǎn)經(jīng)營績效。根據(jù)理性選擇理論,經(jīng)濟績效是影響農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納決策的首要因素。已有研究顯示大量農(nóng)戶因資金約束、高認證成本、技術障礙等原因而對常規(guī)生產(chǎn)方式產(chǎn)生路徑依賴。農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè),一方面從生產(chǎn)端通過簽訂生產(chǎn)合同獲得契約組織在有機生產(chǎn)基地的建設,有機產(chǎn)品的認證以及有機生產(chǎn)技術上的投入支持,解決了資金、技術和信息約束,降低農(nóng)戶轉型有機農(nóng)業(yè)的投入門檻及轉型成本[13,19]。另一方面從銷售端通過與企業(yè)或中介組織簽訂銷售合同鎖定銷售收入,農(nóng)戶只需依據(jù)生產(chǎn)合同按照有機生產(chǎn)標準進行生產(chǎn),企業(yè)對產(chǎn)品按照銷售合同進行收購[18,22]。綜上,契約農(nóng)業(yè)通過改善績效正向激勵農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)。

其二,契約農(nóng)業(yè)降低了有機生產(chǎn)經(jīng)營風險。農(nóng)戶通過參與契約農(nóng)業(yè),與上下游主體建立了“風險共擔、利益共享”機制,降低了交易成本,規(guī)避、分散了風險,龍頭企業(yè)和中介組織提供的有機生產(chǎn)技術指導培訓、市場信息和信貸等支持[24,28],降低了農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的搜尋學習成本及應用風險,提高其有機農(nóng)業(yè)采納的信心,增強農(nóng)戶采納的可能性。

其三,契約農(nóng)業(yè)改善了有機產(chǎn)品質量監(jiān)督,確保了有機溢價。有機農(nóng)業(yè)禁止使用任何化學投入品(化學農(nóng)藥、除草劑、化肥、抗生素、生長激素等)及轉基因種子,有機產(chǎn)品是純天然、無污染和安全營養(yǎng)的產(chǎn)品,可改善人體健康,有機產(chǎn)品價格通常較常規(guī)產(chǎn)品存在一定溢價。消費環(huán)節(jié)由于信息不對稱,實現(xiàn)有機溢價需獲得有機認證,這要求初級產(chǎn)品必須符合有機認證標準,因此,為避免農(nóng)戶不按照契約組織要求進行有機生產(chǎn),一方面契約組織會對生產(chǎn)基地進行凈化以達到有機標準要求,并在提供有機生產(chǎn)技術指導及信息咨詢等服務的同時,宣傳有機生產(chǎn)思想,導入有機生產(chǎn)要素進行有機生產(chǎn)的標準化管理[13-14]。另一方面,契約組織統(tǒng)一商標品牌并進行有機認證,定價收購農(nóng)戶產(chǎn)品,為維護自身品牌、商標信譽及追求社會正向評價,契約組織通過對農(nóng)戶有機生產(chǎn)標準、有機質量檢測與處罰等措施督促其按照有機生產(chǎn)規(guī)范和有機產(chǎn)品質量標準進行有機標準化生產(chǎn)[19]。綜上,契約組織通過貫穿產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后的生產(chǎn)質量管理方面的契約安排,從源頭上確保了有機產(chǎn)品質量,確保了有機溢價,而當溢價能夠實現(xiàn)時,與常規(guī)農(nóng)業(yè)相比,有機農(nóng)業(yè)的利潤和收益成本分別高22%～35%和20%～24%[4,6],從而促進農(nóng)戶由常規(guī)農(nóng)業(yè)轉向有機農(nóng)業(yè)。

3.2 參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的異質性

本文研究發(fā)現(xiàn)參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響存在異質性。具體而言:

1)契約農(nóng)業(yè)對風險厭惡型農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納影響更為顯著。已有研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)戶理性決策是在追求利潤最大化的同時追求風險最小化[18]。由于可能面臨產(chǎn)量、價格以及交易不確定性等多種風險,風險厭惡的農(nóng)戶可能不愿意采納有機農(nóng)業(yè),即使從長期來看會降低風險或提高生產(chǎn)力或收入[4]。盡管,有機農(nóng)戶的風險厭惡程度低于常規(guī)農(nóng)戶[6],當風險超出規(guī)避范圍一定程度,農(nóng)戶不會產(chǎn)生采納有機農(nóng)業(yè)的動機[6,8]。契約農(nóng)業(yè)是引導風險厭惡型農(nóng)戶采納技術的重要介質,是農(nóng)戶較為有效的風險管理工具,當風險沖擊發(fā)生時,契約農(nóng)業(yè)可以降低有機農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)風險和銷售風險,可以有效保護農(nóng)戶利益[17-18]。因此,契約農(nóng)業(yè)對風險厭惡型農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的帶動效果更顯著。

2)契約農(nóng)業(yè)更能促進小規(guī)模農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納。近年來,隨著政府在有機農(nóng)業(yè)宣傳及相關補貼政策的引導,部分農(nóng)戶尤其小規(guī)模農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)認知水平不斷提高,但這部分農(nóng)戶因成本和技術方面的原因,從常規(guī)農(nóng)業(yè)向有機農(nóng)業(yè)轉變存在阻礙,即使少數(shù)農(nóng)戶轉向有機農(nóng)業(yè),但持續(xù)性較差[15]。小規(guī)模農(nóng)戶的要素稟賦、信息獲取及對接市場的能力均較差[26],契約組織不僅能夠為其提供各類有機生產(chǎn)要素,且通過全程化服務供給有效緩解了小農(nóng)戶的資金、信息與技術約束[17],并提高其進入市場的能力,增強其有機農(nóng)業(yè)采納動力,保障其有機農(nóng)業(yè)轉型的穩(wěn)定性與持續(xù)性,因此契約農(nóng)業(yè)對小規(guī)模農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的促進作用更顯著。

3)契約農(nóng)業(yè)對專業(yè)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響更為顯著。這一研究結論和譚永風等[14]認為契約農(nóng)業(yè)更能促進散養(yǎng)戶的綠色養(yǎng)殖轉型的結論相反。可能的解釋是: 一方面,兼業(yè)戶參與契約農(nóng)業(yè)的意愿低,契約農(nóng)業(yè)促進其向有機農(nóng)業(yè)轉型的邊際效應相對有限;另一方面,由于政府政策的規(guī)?；檬沟闷跫s組織偏好選擇與專業(yè)大戶合作[28],因此對兼業(yè)化散戶的影響受到限制。

4)契約農(nóng)業(yè)對低認知水平農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的促進更為顯著。可能的解釋是: 有機農(nóng)業(yè)認知度較低的農(nóng)戶通常缺乏相關有機生產(chǎn)經(jīng)營的信息和知識,而契約合作中龍頭企業(yè)或中介組織則可以通過有機認證宣傳和有機生產(chǎn)技術指導等方式提高農(nóng)戶對于有機農(nóng)業(yè)的認知[17-18,20],對于其轉型有機農(nóng)業(yè)的邊際帶動效應較高認知水平的農(nóng)戶更顯著。

5)契約農(nóng)業(yè)對來自國家有機產(chǎn)品認證示范創(chuàng)建區(qū)的農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響更為顯著。國家有機產(chǎn)品認證示范區(qū)通常已經(jīng)在有機產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面形成了一定的規(guī)模和集聚優(yōu)勢,農(nóng)戶有更多機會觀察得到有機農(nóng)業(yè)的成功實踐案例[12],且多數(shù)示范創(chuàng)建區(qū)有機農(nóng)業(yè)已經(jīng)在某一個或幾個當?shù)靥厣a(chǎn)品方面形成了較為完備的有機產(chǎn)業(yè)鏈,產(chǎn)業(yè)鏈上的龍頭企業(yè)和中介組織能夠為農(nóng)戶提供更多契約合作機會,所以契約農(nóng)業(yè)對于示范創(chuàng)建區(qū)農(nóng)戶的影響較為顯著。

4 結論及啟示

本文構建反事實分析框架,基于2020 年湖南省湘西地區(qū)農(nóng)戶的入戶調查數(shù)據(jù),實證研究契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響及其異質性,豐富了農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為領域的研究,對于推進有機農(nóng)業(yè)發(fā)展具有現(xiàn)實意義。具體研究結論為: 1)平均處理效應分析結果顯示,參與契約農(nóng)業(yè)顯著促進了農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納。2)異質性分析結果顯示,契約農(nóng)業(yè)對于來自國家有機產(chǎn)品示范創(chuàng)建區(qū)、有機農(nóng)業(yè)認知度低、風險厭惡、小規(guī)模和專業(yè)戶的有機農(nóng)業(yè)采納的正向促進作用更為顯著。

上述研究結論蘊含的政策啟示如下: 第一,提高農(nóng)戶契約農(nóng)業(yè)參與率。政府可加強“龍頭企業(yè)+基地+農(nóng)戶” “龍頭企業(yè)+中介組織+農(nóng)戶”及其相應的擴展契約模式的宣傳與推廣,讓農(nóng)戶充分認知有機生產(chǎn)經(jīng)營的多種契約合作模式的特點及優(yōu)勢,推動農(nóng)戶與有機產(chǎn)業(yè)鏈的有效銜接。第二,考慮到參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的異質性,政府應結合不同農(nóng)戶的稟賦約束、風險態(tài)度、有機農(nóng)業(yè)認知等差異,發(fā)展適合不同類別農(nóng)戶的有機生產(chǎn)經(jīng)營的契約合作模式。比如“龍頭企業(yè)+農(nóng)戶”的模式則重點關注專業(yè)戶和規(guī)模經(jīng)營戶,因為專業(yè)戶和規(guī)模經(jīng)營戶通常在契約合作中具有比較強的談判能力,且政府政策的規(guī)模偏好導致龍頭企業(yè)更加愿意選擇專業(yè)大戶進行合作。而“龍頭企業(yè)+合作組織+農(nóng)戶”模式應重點關注稟賦約束較強的小規(guī)模農(nóng)戶,“龍頭企業(yè)+農(nóng)戶”的模式雖然能夠有效解決小農(nóng)戶和大市場之間的矛盾,但在該模式中單個小農(nóng)戶不具備有利的談判地位,難以擁有主動權,契約合作關系較為松散,違約率高[29];合作組織的介入可以將眾多分散的小農(nóng)戶聯(lián)合形成大規(guī)模的統(tǒng)一經(jīng)營體,降低生產(chǎn)、交易成本及各類經(jīng)營風險[30],實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品的有機標準化生產(chǎn),保障有機產(chǎn)品的質量,有利于穩(wěn)定契約關系。“龍頭企業(yè)+基地+農(nóng)戶”的契約農(nóng)業(yè)模式應重點關注兼業(yè)農(nóng)戶,因為兼業(yè)化農(nóng)戶參與土地流轉的意愿更強[29],龍頭企業(yè)獲得土地使用權后通過合同方式與農(nóng)戶建立契約關系,建立有機生產(chǎn)基地,帶動農(nóng)戶從事有機農(nóng)業(yè)。第三,考慮到契約農(nóng)業(yè)對有機產(chǎn)品認證示范區(qū)農(nóng)戶的影響更顯著,政府應進一步加大國家有機產(chǎn)品認證示范區(qū)的創(chuàng)建力度。