加入農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶綠色生產(chǎn)意愿的影響

童彤 魏君英 何蒲明

摘要：基于江漢平原410份種植戶微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，探討加入農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶綠色生產(chǎn)意愿的影響，并分析農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)在其中的中介作用。運(yùn)用Logit模型與中介模型進(jìn)行分析，采用KHB檢驗(yàn)對總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)進(jìn)行測算。結(jié)果表明，農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶綠色生產(chǎn)意愿在1%的顯著水平上發(fā)揮正向影響作用。技術(shù)培訓(xùn)在農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶綠色生產(chǎn)意愿中發(fā)揮重要中介作用。參與農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)意愿的總效應(yīng)和直接效應(yīng)分別為2.653、2.097，而通過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)影響的間接效應(yīng)為0.556，且分別在1%、1%、5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)。加入農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶綠色生產(chǎn)采納意愿影響顯著，農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)發(fā)揮其部分中介作用。據(jù)此提出完善農(nóng)民專業(yè)合作社組織的具體內(nèi)容、規(guī)范綠色生產(chǎn)激勵和約束機(jī)制、建立健全農(nóng)民專業(yè)合作社綠色生產(chǎn)引導(dǎo)體系以及構(gòu)建水稻綠色發(fā)展系統(tǒng)性工程等政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民專業(yè)合作社； 綠色生產(chǎn)意愿； 水稻種植戶； 江漢平原

中圖分類號：F326.11 ? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：0439-8114（2023）11-0227-06

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2023.11.039 開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識碼（OSID）：

The influence of joining farmers professional cooperatives on rice farmers green production intention： Based on the investigation of Jianghan Plain

TONG Tong， WEI Jun-ying， HE Pu-ming

（Hubei Rural Development Research Center， Yangtze University， Jingzhou ?434023，Hubei，China）

Abstract： Based on the micro-survey data of 410 farmers in Jianghan Plain， the influence of joining farmers professional cooperatives on rice farmers green production intention was discussed， and the mediating role of agricultural technology training was analyzed. Logit model and mediation model were used for analysis， and KHB test was used to measure the total effect， direct effect and indirect effect. The results showed that farmers professional cooperatives had a positive effect on the green production intention of rice farmers at a significant level of 1%. Technical training played an important mediating role in farmers professional cooperatives in influencing rice farmers willingness to green rice production. The total effect and direct effect of participation in farmers professional cooperatives on rice farmers green production willingness were 2.653 and 2.097， and the indirect effect through agricultural technology training was 0.556， which passed the test at the significant level of 1%， 1% and 5%， respectively. Participation in farmers professional cooperatives had a significant impact on rice farmers willingness to adopt green production， and agricultural technology training played a part of the intermediary role. According to this， some policy suggestions were put forward， such as perfecting the specific contents of farmers professional cooperatives， standardizing the incentive and constraint mechanism of green production， establishing and perfecting the green production guidance system of farmers professional cooperatives， and constructing the systematic project of rice green development.

Key words： farmers professional cooperatives； green production intention； rice farmer； Jianghan Plain

推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是中國實(shí)現(xiàn)保護(hù)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展有機(jī)結(jié)合的必由之路，是推動農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要命題。當(dāng)前中國糧食產(chǎn)量雖然連續(xù)7年保持穩(wěn)定增長，總量穩(wěn)定在6.5億t以上，但大量投入化學(xué)要素引發(fā)嚴(yán)重的生態(tài)環(huán)境危機(jī)，導(dǎo)致水體富養(yǎng)化嚴(yán)重、生物多樣性降低等一系列問題，嚴(yán)重制約著糧食生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展，威脅糧食質(zhì)量安全，因此，糧食生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型迫在眉睫。中共十九大報告將生態(tài)文明提升至戰(zhàn)略地位，提出要走發(fā)展農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展道路，化解環(huán)境與資源的約束，加強(qiáng)對農(nóng)業(yè)面源的污染防治。2022年的中央一號文件專門強(qiáng)調(diào)要開展綠色高質(zhì)高效行動，著力提升綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)在糧食生產(chǎn)各環(huán)節(jié)的應(yīng)用比例。因此，推進(jìn)糧食生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型，合理、有效、科學(xué)地引領(lǐng)綠色生產(chǎn)，事關(guān)國家糧食質(zhì)量安全與農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境安全及建設(shè)美麗鄉(xiāng)村的現(xiàn)實(shí)福祉。

水稻種植戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的微觀主體，是影響水稻綠色生產(chǎn)的關(guān)鍵所在。學(xué)界對種植戶綠色生產(chǎn)采納行為的影響因素進(jìn)行了研討，主要基于以下2個視角開展。一是種植戶自身的稟賦特征，種植戶的身體狀況［1］、家庭經(jīng)營規(guī)模、家庭勞動力數(shù)、耕地條件［2］等對種植戶技術(shù)采納程度有較為顯著的影響。二是外部環(huán)境因素，技術(shù)培訓(xùn)［3］、政府激勵［4］、收入所得等外部因素是影響種植戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的關(guān)鍵變量?？梢姡揪G色發(fā)展的關(guān)鍵在于水稻種植戶生產(chǎn)意愿與生產(chǎn)方式的綠色化。隨著研究不斷深入，組織與實(shí)施有效的綠色生產(chǎn)培訓(xùn)成為熱門話題，部分學(xué)者開始將目光轉(zhuǎn)移到參與農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶綠色生產(chǎn)意愿采納的影響方面［5］。當(dāng)前中國依法登記的農(nóng)民專業(yè)合作社總量已超過221.7萬家，加入農(nóng)民專業(yè)合作社的水稻種植戶已突破1億戶，因成員基數(shù)龐大以及輻射范圍廣泛而備受政策關(guān)注。在農(nóng)民專業(yè)合作社蓬勃向好發(fā)展形勢下，參與農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶綠色生產(chǎn)意愿的影響問題值得進(jìn)一步探討。對此，蔡榮等［6］指出農(nóng)民專業(yè)合作社在倉儲物流、農(nóng)業(yè)技術(shù)獲取、農(nóng)業(yè)物資采購、農(nóng)業(yè)產(chǎn)品銷售等方面具有比較優(yōu)勢，從而大幅度降低家庭農(nóng)業(yè)化肥農(nóng)藥使用量。王夢丹等［7］指出消費(fèi)者的綠色消費(fèi)偏好與生產(chǎn)補(bǔ)貼能夠有效促進(jìn)農(nóng)民專業(yè)合作社等經(jīng)營主體綠色生產(chǎn)意愿。夏雯雯等［8］指出通過對農(nóng)民專業(yè)合作社和家庭農(nóng)場經(jīng)營主體的培訓(xùn)，水稻種植戶對綠色生產(chǎn)的采納程度明顯提高。

綜上所述，現(xiàn)有研究已涉及農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶綠色生產(chǎn)的影響問題，為本研究奠定了基礎(chǔ)，但在影響機(jī)制以及實(shí)證檢驗(yàn)方面尚有進(jìn)一步研究的空間。本研究基于江漢平原水稻種植戶調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用二元Logit模型擬將水稻種植戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社與水稻綠色生產(chǎn)意愿納入同一分析框架內(nèi)，實(shí)證檢驗(yàn)水稻種植戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻綠色生產(chǎn)意愿的影響，并借助中介模型檢驗(yàn)水稻農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的調(diào)節(jié)作用，研究農(nóng)民專業(yè)合作社的作用機(jī)制，以期在新形勢下為農(nóng)民專業(yè)合作社參與水稻綠色生產(chǎn)的有關(guān)政策提供參考建議。

1 理論分析與研究假說

1.1 農(nóng)民專業(yè)合作社對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿的影響機(jī)理分析

基于種植戶的行為理論，水稻種植戶作為“理性經(jīng)濟(jì)人”是在考慮現(xiàn)存資源并根據(jù)自身偏好或需求展開合理決策，追求以最小的付出來贏得最大的收益，達(dá)到帕累托最優(yōu)，由此可見種植戶的行為是一種成本收益權(quán)衡后的綜合判斷，種植戶需要適宜的路徑通道或組織形式上的供給推動，農(nóng)民專業(yè)合作社將成為重要組織形式。農(nóng)民專業(yè)合作社作為以全體農(nóng)民為主體，所有成員共有、為所有成員服務(wù)、受所有成員控制的合作經(jīng)濟(jì)組織，其目的是通過弱勢群體的聯(lián)合行動，共同對抗其他強(qiáng)大市場主體而形成的共同體。因此，農(nóng)民專業(yè)合作社與水稻種植戶通過建立“共擔(dān)風(fēng)險、共享利益”的利益聯(lián)合機(jī)制，將種植戶協(xié)同于農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)產(chǎn)業(yè)鏈過程中是必然趨勢。

參與農(nóng)民專業(yè)合作社有助于形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，降低農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)成本［9］。與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)相比，綠色生產(chǎn)意味著更高的成本。農(nóng)民專業(yè)合作社可通過集體采購，發(fā)揮集體議價的優(yōu)勢，降低種植戶綠色要素費(fèi)用。其次，參與農(nóng)民專業(yè)合作社，有助于獲得社會學(xué)習(xí)效應(yīng)，提升種植戶環(huán)保意識［10］。知識匱乏與環(huán)保意識薄弱是中國種植戶未能綠色生產(chǎn)的重要原因之一。依托農(nóng)民專業(yè)合作社，種植戶之間可通過技能互補(bǔ)、模仿示范提升綠色生產(chǎn)意愿，促進(jìn)綠色生產(chǎn)行為轉(zhuǎn)變。

基于上述分析，提出假說H1：農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶水稻綠色生產(chǎn)意愿具有積極作用。

1.2 技術(shù)培訓(xùn)對農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿的中介效應(yīng)分析

技術(shù)培訓(xùn)指在生產(chǎn)技術(shù)、業(yè)務(wù)技能方面進(jìn)行的培訓(xùn)，如前文所述，參與農(nóng)民專業(yè)合作社可有效提升種植戶自身知識結(jié)構(gòu)水平，樹立保護(hù)環(huán)境意識，構(gòu)建綠色生產(chǎn)意愿。大量研究證實(shí)技術(shù)培訓(xùn)對綠色生產(chǎn)意愿具有顯著影響［11］。一方面，種植戶提高對綠色生產(chǎn)技術(shù)本身的掌握程度，即通過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)獲得對綠色生產(chǎn)大體的認(rèn)知，了解綠色生產(chǎn)運(yùn)作流程，從而對綠色生產(chǎn)開展帶來重要影響。另一方面，技術(shù)培訓(xùn)具有參與門檻低、信息擴(kuò)散快、培訓(xùn)效應(yīng)明顯等優(yōu)勢，在依托農(nóng)民專業(yè)合作社這一類極具社會親和力的本土網(wǎng)絡(luò)時，更易在生產(chǎn)方式上形成“同群效應(yīng)”。由此可見，種植戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社有助于提升綠色生產(chǎn)意愿，而農(nóng)民專業(yè)合作社技術(shù)培訓(xùn)有助于促進(jìn)其參與綠色生產(chǎn)。邏輯推導(dǎo)可得，種植戶加入農(nóng)民專業(yè)合作社可通過技術(shù)培訓(xùn)的中介作用促進(jìn)種植戶綠色生產(chǎn)意愿發(fā)展。

基于上述分析，提出假說H2：技術(shù)培訓(xùn)在農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶水稻綠色生產(chǎn)意愿發(fā)展中發(fā)揮重要中介作用。

2 數(shù)據(jù)說明、變量選擇與模型設(shè)定

2.1 數(shù)據(jù)說明

中國是世界水稻第一生產(chǎn)大國、第一消費(fèi)大國，然而近年來在水稻種植中對化肥的投入程度日益倍增，對生態(tài)環(huán)境造成嚴(yán)重污染。本研究選擇長江經(jīng)濟(jì)帶重要的糧食主產(chǎn)區(qū)江漢平原展開調(diào)查。

數(shù)據(jù)來源于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)課題研究《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下小農(nóng)戶糧食生產(chǎn)綠色轉(zhuǎn)型的動力機(jī)制與政策設(shè)計(jì)研究——以江漢平原為例》于2022年7—8月在江漢平原對水稻種植戶進(jìn)行的綠色生產(chǎn)專項(xiàng)調(diào)查，調(diào)查區(qū)域基本覆蓋江漢平原大部分縣（市、區(qū)）。按照分層抽樣、隨機(jī)抽樣的方式開展，首先在每個縣（市、區(qū)）根據(jù)水稻生產(chǎn)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況各選擇2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，然后在鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選取2～3個村，最后在每個村隨機(jī)選取10戶左右水稻種植戶（為提高調(diào)研效率與效用，對沒有進(jìn)行水稻生產(chǎn)的種植戶排除在備選樣本之外）。本次調(diào)查回收問卷共計(jì)410份，剔除數(shù)據(jù)缺失與前后內(nèi)容不一致的部分后，獲得有效樣本數(shù)量372份，有效率達(dá)90.73%。

調(diào)查水稻種植戶的基本特征：從性別上來看，女性占65.4%，男性占34.6%，表明目前農(nóng)田的經(jīng)營管理者主要由女性組成，而男性大多選擇外出務(wù)工；從年齡結(jié)構(gòu)上來看，有62.3%的水稻種植戶年齡在46～60歲，可見農(nóng)村老齡化的問題日趨加重；從家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)上來看，有44.3%的水稻種植戶家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)為1人，52.7%的水稻種植戶家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)為2人，水稻種植戶家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)3人及以上的占比為2.95%，說明被調(diào)查的水稻種植戶家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)普遍偏低。樣本中被調(diào)查的水稻種植戶能夠較好地反映當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)的實(shí)際情況，具有較好的代表性。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量 意愿主要指個人對事物所產(chǎn)生的看法或思考，并因此產(chǎn)生的個人主觀思維。因此將水稻種植戶是否愿意綠色生產(chǎn)作為被解釋變量，來源于問卷中的“您是否愿意進(jìn)行綠色生產(chǎn)”選項(xiàng)，將“是”賦值為1，“否”賦值為0（表1）。

2.2.2 解釋變量 由于本研究重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)民專業(yè)合作社參與情況，因此將種植戶是否參與農(nóng)民專業(yè)合作社作為核心解釋變量，來源于問卷中的“您是否參加了農(nóng)民專業(yè)合作社”選項(xiàng)，將“是”賦值為1，“否”賦值為0（表1）。

2.2.3 中介變量 水稻種植戶主要通過參與多種農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，獲得農(nóng)業(yè)技術(shù)的相關(guān)知識以及規(guī)范農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要求。因此將農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)作為中介變量，來源于問卷中的“您是否認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)對綠色生產(chǎn)有作用”選項(xiàng)，將“是”賦值為1，“否”賦值為0（表1）。

2.2.4 控制變量 借鑒已有研究［8-11］，選取以下4個控制變量。性別（c1）、務(wù)農(nóng)人數(shù)（c3）：農(nóng)業(yè)勞動人員的性別及人數(shù)可反映該地區(qū)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的勞動力水平，進(jìn)而影響綠色生產(chǎn)意愿，因此將其作為影響綠色生產(chǎn)意愿的重要變量。年齡（c2）可在一定程度上反映該地區(qū)農(nóng)業(yè)老齡化程度，農(nóng)業(yè)老齡化程度越高，加入農(nóng)民專業(yè)合作社進(jìn)行農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的意愿越強(qiáng)烈。政府補(bǔ)貼（c4）以提供財(cái)政捐助以及對價格、收入方面的支持為主。實(shí)施政府補(bǔ)貼政策力度越大，該地區(qū)實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿越高（表1）。

2.3 模型設(shè)定

2.3.1 二元Logit模型 檢驗(yàn)水稻種植戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社對綠色生產(chǎn)意愿是否有促進(jìn)作用。水稻種植戶對水稻綠色生產(chǎn)意愿只存在“愿意”和“不愿意”2種選擇，屬于離散選擇問題，因而采用二元Logit模型進(jìn)行估計(jì)，建立回歸模型。

Z=f（y=1|Xi）=1/（1+e（-y）） ? ? ? ? ? ? （1）

式中，Z代表水稻種植戶愿意進(jìn)行綠色生產(chǎn)的概率；y代表水稻種植戶綠色生產(chǎn)意愿，y=1表示水稻種植戶愿意進(jìn)行綠色生產(chǎn)，y=0則相反；Xi表示第i個水稻種植戶是否參與農(nóng)民專業(yè)合作社。關(guān)系表達(dá)式如下。

Yi=μ0+γ1Xi+γ2Ci+αi ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

式中，Ci為影響第i個水稻種植戶綠色生產(chǎn)意愿的控制變量；μ0、γ1、γ2為待估計(jì)參數(shù)；αi為第i個水稻種植戶的隨機(jī)擾動項(xiàng)，將式（1）、式（2）進(jìn)行轉(zhuǎn)換，得到模型表達(dá)式如下。

ln（P/（I-P））=μ0+γ1Xi+γ2Ci+αi ? ?（3）

式中，Ci為影響第i個水稻種植戶綠色生產(chǎn)意愿的控制變量；μ0、γ1、γ2為待估計(jì)參數(shù)；αi為第i個水稻種植戶的隨機(jī)擾動項(xiàng)。

2.3.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的中介效應(yīng)。通過驗(yàn)證農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的中介效應(yīng)，可以揭示水稻種植戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社對綠色生產(chǎn)意愿的作用路徑。參考逐步回歸方法［12］，構(gòu)建回歸方程如下。

Y=β1+cX+α2 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （4）

M=β2+aX+α3 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（5）

Y=β3+c′X+bM+α4 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（6）

式（4）至式（6）中，X為自變量水稻種植戶是否參與農(nóng)民專業(yè)合作社；M為中介變量農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)；Y為因變量是否愿意綠色生產(chǎn)；β1、β2、β3為常數(shù)項(xiàng)；α2、α3、α4為回歸殘差項(xiàng)；c為X影響Y的總效應(yīng)；c′為控制了中介變量M后，X對Y的直接效應(yīng)；a、b表示經(jīng)過中介變量M的中介效應(yīng)。

由于Y為二分類變量，式（4）和式（6）采用Logit模型，式（5）采用線性回歸模型，導(dǎo)致中介變量的系數(shù)因方程（4）和方程（6）的尺度不同而無法進(jìn)行比較，因而應(yīng)用Karlson Holm Breen創(chuàng)建的KHB模型測驗(yàn)總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。首先假設(shè)變量X通過中介變量M對Y產(chǎn)生影響，Y′為不可觀測變量。

Y′= [ωR]+[ρR]X+[δR]C+α5 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （7）

Y′= [ωR]+[ρF]X+[τFM+δF]C+α6 ? ? ? ? ? ? ? ? （8）

Y′為不可觀測的二分類變量，

[Y=1，if Y≥εY=0，if Y<ε]

式中，ε為門檻值；C表示其他控制變量；[ωR]為常數(shù)項(xiàng)；[ρR]、[ρF]為自變量X對因變量的直接影響效應(yīng)；[δF]、[δR]、[τF]為控制變量的待估系數(shù)；α5、α6為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在二元Logit模型中，最終的直接效應(yīng)（PF）和總效應(yīng)（PR）分別表示如下。

PF= [ρFυF] ， PR= [ρRυR] ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （9）

式中，[υF]和[υR]為式（7）、式（8）的殘差標(biāo)準(zhǔn)誤，且[υF<υR]。因此，Logit模型中的間接效應(yīng)表示如下。

PR - PF= [ρRυR] - [ρFυF] ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （10）

由式（10）可知，間接效應(yīng)由[υF]和[υR]兩個規(guī)模參數(shù)決定，可通過測算中介變量（M）對核心變量（X）線性回歸的殘差來解決問題。

E=M-（a+bX） ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （11）

式中，a和b為線性回歸系數(shù)。將E代替M代入式（8），可得下式。

Y′=[ωR]+[ρR]X+[τRE+δR]C+α6 ? ? （12）

式中，[ωR]為殘差標(biāo)準(zhǔn)差；[ρR]為核心自變量的待估系數(shù)；[τF]、[δR]分別為中介變量與其他控制變量的待估系數(shù)。E和M的區(qū)別僅在于與X相關(guān)，因此式（8）和式（12）在估測時沒有區(qū)別，即[υR]=[υF]，[υR]為式（12）的殘差標(biāo)準(zhǔn)誤。

3 結(jié)果與分析

3.1 基準(zhǔn)回歸檢驗(yàn)

3.1.1 多重共線性檢驗(yàn) 通過相關(guān)系數(shù)矩陣進(jìn)行測算，因而得到平均方差膨脹因子（VIF）的數(shù)值均小于10，在可接受范圍之內(nèi)，證明所有解釋變量間并不存在多重共線性，不會對接下來的實(shí)證分析導(dǎo)致嚴(yán)重偏差。

3.1.2 基準(zhǔn)回歸分析 使用計(jì)量分析軟件Stata 15.0，構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿影響因素模型。在不考慮中介效應(yīng)的情況下，以水稻種植戶是否參與農(nóng)民專業(yè)合作社為核心解釋變量，分別選取性別、年齡、務(wù)農(nóng)人數(shù)、政府補(bǔ)貼與種糧收入作為控制變量，運(yùn)用二元Logit模型對前文構(gòu)建的假設(shè)H1進(jìn)行分析。具體而言，加入核心解釋變量和控制變量后的結(jié)果如表2所示。

由表2可知，就參與農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶進(jìn)行水稻綠色生產(chǎn)意愿的直接影響而言，在控制性別、年齡等變量的情況下，農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶水稻綠色生產(chǎn)意愿具有正向影響，在1%的顯著水平上正向影響水稻種植戶。這說明參與了農(nóng)民專業(yè)合作社的水稻種植戶水稻綠色生產(chǎn)意愿較強(qiáng)，從而研究假設(shè)H1（農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶水稻綠色生產(chǎn)意愿呈積極作用）得到驗(yàn)證。此結(jié)果與前文所推導(dǎo)的結(jié)果一致。

從控制變量的估計(jì)結(jié)果來看，水稻種植戶年齡、務(wù)農(nóng)人數(shù)、政府補(bǔ)貼對水稻綠色生產(chǎn)意愿均通過顯著性檢驗(yàn)。水稻種植戶年齡系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著，說明從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的水稻種植戶越年輕越容易采納水稻綠色生產(chǎn)，可能的原因是越年輕的水稻種植戶越想在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上有所創(chuàng)新，比較能理解并接受綠色生產(chǎn)技術(shù)，也更易于在農(nóng)民專業(yè)合作社不斷引導(dǎo)下采納綠色生產(chǎn)技術(shù)，達(dá)到增收的效果。水稻種植戶家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)在5%的水平上呈正向顯著，說明家庭務(wù)農(nóng)人數(shù)越多，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動對家庭收入的占比越高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動成為家庭收入的主要來源，因此更傾向于水稻綠色生產(chǎn)。政府補(bǔ)貼對水稻綠色生產(chǎn)產(chǎn)生的影響在1%的水平上正向顯著，說明政府補(bǔ)貼力度越大，越能激發(fā)水稻種植戶水稻綠色生產(chǎn)的積極性。

3.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)參與農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)意愿的影響過程中農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的中介傳導(dǎo)機(jī)制，本研究運(yùn)用中介效應(yīng)模型分別對核心解釋變量，核心解釋變量與控制變量，核心解釋變量與中介變量，核心解釋變量、中介變量及控制變量進(jìn)行4次回歸，結(jié)果見表3。

由表3可知，對核心解釋變量、核心解釋變量與控制變量進(jìn)行2次回歸，結(jié)果顯示參與農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶進(jìn)行技術(shù)培訓(xùn)有正向影響，在1%的顯著水平上通過回歸檢驗(yàn)。對核心解釋變量與中介變量，核心解釋變量、中介變量、控制變量三者進(jìn)行2次回歸，結(jié)果依然顯示參與農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶進(jìn)行技術(shù)培訓(xùn)有正向影響，且系數(shù)從1.241增長到2.097，在1%的顯著水平上顯著。因此，根據(jù)中介變量的標(biāo)準(zhǔn)判斷，參與農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)意愿的影響過程中，農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)具有中介效應(yīng)，該結(jié)論證實(shí)了假說H2。即證明水稻種植戶參與農(nóng)民專業(yè)合作社通過進(jìn)行農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，間接促進(jìn)了農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿的發(fā)展。水稻種植戶在參與農(nóng)民專業(yè)合作社進(jìn)行的農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)過程中不斷意識到綠色生產(chǎn)的必要性，并學(xué)會綠色生產(chǎn)技能，進(jìn)而增強(qiáng)了農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿。

傳統(tǒng)的中間效應(yīng)檢驗(yàn)多適用于線性模型，而無法檢驗(yàn)非線性模型（如二元Logit模型），為進(jìn)一步探究中介效應(yīng)的作用力大小以及檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，運(yùn)用KHB模型［13］對參與農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)意愿的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)測算。該檢驗(yàn)方法能夠有效分解線性與非線性回歸的中介效應(yīng)，并且基于多維中介變量，得到中介變量的中介貢獻(xiàn)比例，具有更高的準(zhǔn)確率［14］。

由表4可知，參與農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)意愿的總效應(yīng)為2.653，在1%的顯著水平上通過檢驗(yàn)，其中直接效應(yīng)為2.097，而通過農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)影響的間接效應(yīng)為0.556，二者分別在1%和5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)。因此，KHB檢驗(yàn)結(jié)果與前文作用方向、顯著性情況均基本一致，表明中間效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果較為穩(wěn)健。

4 小結(jié)與政策啟示

4.1 小結(jié)

基于2022年7—8月在江漢平原對水稻種植戶進(jìn)行的綠色生產(chǎn)專項(xiàng)調(diào)查，運(yùn)用二元Logit回歸模型以及中介效應(yīng)的方法，分析參與農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶水稻綠色生產(chǎn)意愿的影響，得到如下研究結(jié)論。

1）參與農(nóng)民專業(yè)合作社對水稻種植戶水稻綠色生產(chǎn)意愿具有正向促進(jìn)作用。相比于獨(dú)立的小農(nóng)生產(chǎn)，農(nóng)民專業(yè)合作社直接在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中規(guī)范、引導(dǎo)水稻種植戶，并對其水稻綠色生產(chǎn)意愿具有顯著的促進(jìn)作用。

2）農(nóng)民專業(yè)合作社可通過技術(shù)培訓(xùn)的部分中介作用促進(jìn)水稻種植戶水稻綠色生產(chǎn)意愿發(fā)展。提高水稻種植戶農(nóng)業(yè)技術(shù)水平，進(jìn)一步驗(yàn)證了“農(nóng)民專業(yè)合作社-技術(shù)-行為”的作用路徑，即農(nóng)民專業(yè)合作社通過對水稻種植戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，間接地促進(jìn)了水稻種植戶水稻綠色生產(chǎn)意愿發(fā)展。

4.2 政策啟示

1）完善農(nóng)民專業(yè)合作社培訓(xùn)管理體系，推動農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型。研究表明，參與農(nóng)民專業(yè)合作社的水稻種植戶對水稻綠色生產(chǎn)意愿更強(qiáng)烈。農(nóng)民專業(yè)合作社應(yīng)依據(jù)水稻綠色生產(chǎn)技術(shù)與形式的更迭，對培訓(xùn)課程進(jìn)行豐富、創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)水稻生產(chǎn)技術(shù)多元化培訓(xùn)。例如實(shí)施集中培訓(xùn)、下田示范、參觀調(diào)研等，提高水稻種植戶生態(tài)認(rèn)知水平，促進(jìn)水稻種植戶之間互助、交流、學(xué)習(xí)，推動農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型。

2）合理引導(dǎo)水稻綠色生產(chǎn)技術(shù)，構(gòu)建綠色發(fā)展系統(tǒng)性工程。研究表明，農(nóng)民專業(yè)合作社通過對水稻種植戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，間接地促進(jìn)了水稻種植戶水稻綠色生產(chǎn)意愿發(fā)展。發(fā)揮農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)示范效應(yīng)，了解水稻種植戶家庭的真實(shí)需求，進(jìn)而提高水稻種植戶對農(nóng)民專業(yè)合作社組織的參與程度。利用農(nóng)民專業(yè)合作社平臺，在水稻綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，建立覆蓋產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后全產(chǎn)業(yè)鏈的技術(shù)體系。

3）加強(qiáng)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)補(bǔ)貼。加大國家財(cái)政投入，制定綠色生產(chǎn)補(bǔ)貼政策。重視水稻種植戶利益保護(hù)，建立起農(nóng)民專業(yè)合作社與成員的利益共同體，提升成員的參與感與獲得感，促進(jìn)水稻種植戶從傳統(tǒng)生產(chǎn)種植向綠色生產(chǎn)經(jīng)營轉(zhuǎn)移，實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)目標(biāo)。

參考文獻(xiàn)：

［1］ 劉 可，齊振宏，黃煒虹.資本稟賦異質(zhì)性對農(nóng)戶生態(tài)生產(chǎn)行為的影響研究——基于水平和結(jié)構(gòu)的雙重視角分析［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2019，29（2）：87-96.

［2］ 李兆亮，羅小鋒，丘雯文.經(jīng)營規(guī)模、地權(quán)穩(wěn)定與農(nóng)戶有機(jī)肥施用行為——基于調(diào)節(jié)效應(yīng)和中介效應(yīng)模型的研究［J］.長江流域資源與環(huán)境，2019，28（8）：1918-1928.

［3］ 崔 民，張濟(jì)舟，夏顯力.參與培訓(xùn)對農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為的影響——基于生態(tài)認(rèn)知的中介效應(yīng)和遮掩效應(yīng)［J］.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2021，35（11）：38-46.

［4］ 王桂霞，楊義風(fēng).農(nóng)戶有機(jī)肥替代化肥技術(shù)采納行為決定：市場驅(qū)動還是政府激勵？——基于農(nóng)戶分化視角［J］.農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2021（4）：102-110.

［5］ 朱 鵬，鄭 軍，張明月，等.參加合作社能否促進(jìn)糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為？——基于內(nèi)生動力和外部約束視角［J］.世界農(nóng)業(yè)，2022（11）：71-82.

［6］ 蔡 榮，汪紫鈺，錢 龍，等.加入合作社促進(jìn)了家庭農(nóng)場選擇環(huán)境友好型生產(chǎn)方式嗎？——以化肥、農(nóng)藥減量施用為例［J］.中國農(nóng)村觀察，2019（1）：51-65.

［7］ 王夢丹，杜建國，許玲燕.考慮農(nóng)產(chǎn)品綠色度的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體治污策略選擇［J］.科技管理研究，2020，40（16）：206-214.

［8］ 夏雯雯，杜志雄，郜亮亮.家庭農(nóng)場經(jīng)營者應(yīng)用綠色生產(chǎn)技術(shù)的影響因素研究——基于三省 452個家庭農(nóng)場的調(diào)研數(shù)據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)縱橫，2019（6）：101-108.

［9］ 陸泉志，張益豐.合作社多元社會化服務(wù)的社員增收效應(yīng)——基于山東省農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)的“反事實(shí)”估計(jì)［J］.西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2022，22（1）：129-140.

［10］ 崔 民，張濟(jì)舟，夏顯力.參與培訓(xùn)對農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為的影響——基于生態(tài)認(rèn)知的中介效應(yīng)和遮掩效應(yīng)［J］.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2021，35（11）：38-46.

［11］ 羅 磊，唐露菲，喬大寬，等.農(nóng)民合作社培訓(xùn)、社員認(rèn)知與綠色生產(chǎn)意愿［J］.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2022，43（9）：79-89.

［12］ 溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展［J］.心理科學(xué)進(jìn)展，2014，22（5）：731-745.

［13］ KARLSON K B，BREEN R，HOLM A. Total， direct， and indirect effects in logit and probit models［J］.Sociological methods & research，2013，42（2）：164-191.

［14］ 宋 健，劉志強(qiáng).中國老年人的婚姻狀況與教育的影響——基于CLASS三期調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.人口研究，2020，44（2）：44-59.