參與合作社能提升農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為嗎？
——基于技術(shù)服務(wù)的中介與社會規(guī)范的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

郭巖，汪興東, ，聶志平

（1. 江西農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，江西 南昌 330045；2. 江西農(nóng)業(yè)大學(xué) 江西省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，江西 南昌 330045；3. 江西農(nóng)業(yè)大學(xué) 人文與公共管理學(xué)院，江西 南昌 330045）

1 問題的提出

化肥、農(nóng)藥的過量施用及廢棄資源的不當(dāng)處理是當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境污染加劇的重要原因，為此，我國正掀起一場關(guān)于農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的綠色變革。近些年，中央一號文件反復(fù)強調(diào)推廣綠色生產(chǎn)方式，走鄉(xiāng)村綠色發(fā)展之路。但在此過程中，面源化學(xué)需氧量、總氮、總磷排放量仍較高，農(nóng)業(yè)面源污染問題未得到根本解決。農(nóng)戶作為綠色生產(chǎn)的直接主體，改變其固守傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為以及高耗費的農(nóng)資使用方式，增強其綠色生產(chǎn)行為選擇的自覺性與主動性，對于推動農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展以及鄉(xiāng)村生態(tài)振興具有重要的現(xiàn)實意義。

農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為選擇是基于自身資源稟賦，綜合考慮預(yù)期收益后做出的理性決策。諸多研究表明，盡管農(nóng)戶普遍認(rèn)同并接受綠色生產(chǎn)理念，但在宏觀上受政策約束[1]，微觀上受風(fēng)險認(rèn)知、土地產(chǎn)權(quán)、經(jīng)營預(yù)期[2]等因素影響，其綠色生產(chǎn)現(xiàn)狀并不樂觀，出現(xiàn)了綠色生產(chǎn)意愿與行為的悖離。相較于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，綠色生產(chǎn)行為選擇需要農(nóng)戶付出更高的交易與學(xué)習(xí)成本，對個體農(nóng)戶而言門檻仍然較高。因此，研究農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為僅從農(nóng)戶自身出發(fā)是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的。近年來，我國各類農(nóng)業(yè)合作社蓬勃發(fā)展，在彌補農(nóng)戶自身局限對農(nóng)業(yè)發(fā)展的消極影響方面發(fā)揮重要作用，學(xué)者們也對參與合作社與農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的關(guān)系進(jìn)行了諸多探討。合作社具有聯(lián)結(jié)農(nóng)戶的天然屬性，促進(jìn)農(nóng)業(yè)集約化與組織化生產(chǎn)的基本功能[3]，能夠通過農(nóng)資統(tǒng)一采購、農(nóng)業(yè)技術(shù)交流、農(nóng)產(chǎn)品集約化產(chǎn)銷[4]等方式，有效降低個體農(nóng)戶的生產(chǎn)成本，解決農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)獲取難題并緩解“小農(nóng)戶與大市場”的矛盾。同時，合作社的監(jiān)督激勵機制可以有效規(guī)范社員生產(chǎn)行為[5]，提高社員采納綠色生產(chǎn)方式的自覺性并增強其綠色生產(chǎn)行為穩(wěn)定性。

《全國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃（2015—2030 年）》明確提出，要發(fā)揮合作社等新型生產(chǎn)經(jīng)營主體在加強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力建設(shè)中的主力軍作用，意味著引導(dǎo)合作社助推農(nóng)戶進(jìn)行綠色生產(chǎn)被置于我國未來農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要位置。縱觀以往研究，學(xué)者們通過內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型、多元Logistic回歸、結(jié)構(gòu)方程模型等方法，對參與合作社與農(nóng)戶使用測土配方技術(shù)[6]、進(jìn)行生態(tài)耕種[7]、秸稈資源化利用[8]等行為進(jìn)行了充分探討，為后續(xù)研究奠定了理論基礎(chǔ)與分析依據(jù)。但綠色生產(chǎn)是一個連續(xù)性的過程，對單一角度的測度不足以代表農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的總體狀況，也易對參與合作社的影響效應(yīng)與影響機制產(chǎn)生評估誤差。同時，在以“地緣”“親緣”關(guān)系為主的我國農(nóng)村社會中，非正式制度豐富而正式制度相對缺失[9]，部分研究雖著眼于農(nóng)村地區(qū)非正式社會規(guī)范對農(nóng)戶行為的作用[10]，但將社會規(guī)范納入?yún)⑴c合作社與農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的關(guān)系研究中還不多見。

基于此，本文利用2021 年江西省“百村千戶”調(diào)查數(shù)據(jù)，以農(nóng)戶產(chǎn)中、產(chǎn)后四類綠色生產(chǎn)技術(shù)措施的采納與否綜合表征其綠色生產(chǎn)行為選擇，實證分析參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響機理。研究可能的邊際貢獻(xiàn)在于：首先，用多階段綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為進(jìn)行綜合衡量，以全面考察參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響；其次，以農(nóng)戶獲得的綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)為中介變量，為考察參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的驅(qū)動機制研究提供新的經(jīng)驗依據(jù)；最后，以社會規(guī)范為調(diào)節(jié)變量，將村級數(shù)據(jù)與個體數(shù)據(jù)相匹配，進(jìn)一步分析參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響邊界。

2 理論分析與研究假說

2.1 參與合作社與農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為

計劃行為理論認(rèn)為，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制共同決定了個體的行為意向[11]。農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營行為選擇首先受到行為態(tài)度的影響。我國農(nóng)戶具有較強異質(zhì)性，既包括鄉(xiāng)村精英、兼業(yè)農(nóng)民等認(rèn)知學(xué)習(xí)能力較強的群體，但更多的是受教育水平偏低、認(rèn)知學(xué)習(xí)能力較弱，將綠色生產(chǎn)視為新事物而不愿主動嘗試的普通農(nóng)戶。農(nóng)村雖是他們生于斯長于斯的家園，但受制于認(rèn)知局限，他們生態(tài)保護、綠色生產(chǎn)的意愿尚未得到質(zhì)的提升，在經(jīng)濟效益認(rèn)知影響下仍堅持高耗費、粗放型非綠色耕作[12]。而個體農(nóng)戶自身的局限性可以通過農(nóng)村自組織的合作社來彌補。合作社能夠通過自下而上的技術(shù)推廣以及集體采購的議價優(yōu)勢，降低參社農(nóng)戶綠色生產(chǎn)要素投入成本及生產(chǎn)風(fēng)險，穩(wěn)定參社農(nóng)戶經(jīng)營預(yù)期，促進(jìn)其采納綠色生產(chǎn)行為[4]。同時，合作社的激勵性規(guī)制能夠?qū)崿F(xiàn)生產(chǎn)行為控制權(quán)的讓渡，使參社農(nóng)戶接受合作社組織的綠色生產(chǎn)決策，進(jìn)而取得綠色生產(chǎn)的規(guī)模效益[13]。此外，合作社內(nèi)部監(jiān)督機制的存在能夠有效限制社員“質(zhì)量違約”等損害集體利益行為的發(fā)生，對產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行內(nèi)部約束，以取得市場溢價所產(chǎn)生的超額利潤，切實提高社員的經(jīng)濟收入[14]。因此，合作社在降低綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本以及提高經(jīng)濟收益方面具有雙重優(yōu)勢，能夠切實改變參社農(nóng)戶的生產(chǎn)行為態(tài)度。基于以上分析，提出假設(shè)：

H1：參與合作社有助于農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為。

2.2 參與合作社對農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為的驅(qū)動機制

合作社通過供給綠色生產(chǎn)相關(guān)技術(shù)與服務(wù)，增強參社農(nóng)戶的知覺行為控制，促進(jìn)其采納綠色生產(chǎn)行為。一方面，綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納能夠改善農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)、提升農(nóng)產(chǎn)品價格，合作社作為技術(shù)推廣的重要載體，是促進(jìn)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)的重要途徑[15]。同時，個體農(nóng)戶從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)向綠色生產(chǎn)需要付出一定的技術(shù)轉(zhuǎn)換成本，而綠色生產(chǎn)技術(shù)的準(zhǔn)公共物品特征使得技術(shù)采納的效益發(fā)生外溢而成本只能內(nèi)部消化。因此，需要公共部門通過財政補貼、轉(zhuǎn)移支付等手段降低農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)獲取成本，分擔(dān)農(nóng)戶生產(chǎn)轉(zhuǎn)型風(fēng)險[16]。但個體農(nóng)戶種植規(guī)模小，難以滿足優(yōu)惠政策和財政補貼的條件，而合作社能夠通過標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)降低政策補貼門檻[5]，緩解參社農(nóng)戶技術(shù)采納的流動性約束。另一方面，當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務(wù)體系不健全，合作社已成為提供農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的主導(dǎo)力量。其一，合作社提供的市場服務(wù)能夠?qū)崿F(xiàn)綠色農(nóng)產(chǎn)品精準(zhǔn)產(chǎn)銷對接，保障社員農(nóng)產(chǎn)品收購價格，并能通過規(guī)?；⒁?guī)范化生產(chǎn)優(yōu)勢改變個體農(nóng)戶在市場競爭中的弱勢地位，破解綠色農(nóng)產(chǎn)品“優(yōu)質(zhì)不優(yōu)價”的難題[17]。其二，合作社為社員提供綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)培訓(xùn)，彌補社員綠色生產(chǎn)能力上的不足，提升其農(nóng)地管理水平與生產(chǎn)效率，避免無效投入帶來的資源浪費[18]。其三，合作社顯著拓展社員信息渠道、豐富社員社會資本，減少了信息不對稱帶來的逆向選擇問題[19]。由此可見，合作社通過增加參社農(nóng)戶獲得的綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)切實減少其綠色生產(chǎn)行為采納的預(yù)期障礙，同時提升參社農(nóng)戶心理預(yù)期，顯著促進(jìn)其采納綠色生產(chǎn)行為，得到假設(shè)：

H2：參與合作社通過增加農(nóng)戶獲得的綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)促進(jìn)其采納綠色生產(chǎn)行為。

2.3 社會規(guī)范的調(diào)節(jié)作用

我國農(nóng)戶深受傳統(tǒng)鄉(xiāng)土熟人社會差序格局的影響，這一格局為其相互間親疏關(guān)系遠(yuǎn)近以及信任關(guān)系的建立劃定了界限，并間接強化社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中農(nóng)戶的生產(chǎn)行為選擇。引導(dǎo)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為除關(guān)注個體層面的成本、收益與風(fēng)險預(yù)期外，社會規(guī)范的作用也不容忽視。一方面，社會規(guī)范是特定社會群體成員共有的行為準(zhǔn)則[20]，在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為選擇中起到引導(dǎo)與監(jiān)督作用，可以內(nèi)化為個體意識與主觀規(guī)范。同時，對農(nóng)業(yè)環(huán)境污染危害認(rèn)知的提升以及生態(tài)環(huán)境保護意識的形成是促進(jìn)農(nóng)戶選擇采納綠色生產(chǎn)行為的內(nèi)在動力，這一內(nèi)在動力需要社會規(guī)范的激活[21]。因此，社會規(guī)范在監(jiān)督激勵機制層面可以影響合作社所發(fā)揮的作用。另一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有明顯的開放性特征，社會規(guī)范可以為欲采取綠色生產(chǎn)的農(nóng)戶提供觀察與學(xué)習(xí)的機會，積累代替性經(jīng)驗[22]。同時，社會規(guī)范水平較高的村域易形成綠色生產(chǎn)的規(guī)模效應(yīng)與技術(shù)采納的溢出效應(yīng)，有助于降低農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為的預(yù)期障礙[23]，村莊的社會規(guī)范一定程度上代替了合作社的制度規(guī)范，從而削弱了參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響。故提出假設(shè)：

H3：社會規(guī)范負(fù)向調(diào)節(jié)了參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響，即社會規(guī)范水平越高，參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響越弱。

社會規(guī)范的調(diào)節(jié)作用是否對中介效應(yīng)產(chǎn)生影響仍值得進(jìn)一步探討。社會規(guī)范可以直接作用于人們心理層面的認(rèn)知活動[24]，促使人們在做出行為決策前衡量這一行為是否符合社會規(guī)范，依此形成內(nèi)在依社會規(guī)范行事的本能，進(jìn)而潛移默化地影響行為決策[25]。具體而言，技術(shù)服務(wù)中介了參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響，身處高社會規(guī)范村域的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)認(rèn)知較強，自然傾向于獲得更多綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)以降低進(jìn)行綠色生產(chǎn)的成本。而身處低社會規(guī)范村域的農(nóng)戶難以受到社會規(guī)范內(nèi)化效應(yīng)的影響，更依賴于合作社發(fā)揮作用促使其主動尋求綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)支持。因此，社會規(guī)范在參與合作社對技術(shù)服務(wù)的影響間，即中介效應(yīng)的前半路徑發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)作用?；诖?，提出假設(shè)：

H4：社會規(guī)范在參與合作社經(jīng)由增加農(nóng)戶獲得的綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)來促進(jìn)其采納綠色生產(chǎn)行為過程的前半路徑中發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即社會規(guī)范水平越高，技術(shù)服務(wù)的中介效應(yīng)越弱。

基于以上分析，構(gòu)建如下理論研究框架，如圖1所示。

圖1 理論研究框架圖

3 數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

3.1 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來自江西農(nóng)業(yè)大學(xué)與北京大學(xué)聯(lián)合完成的2021 年江西省“百村千戶”調(diào)研。通過分層隨機抽樣獲取樣本，具體為：根據(jù)2020 年江西省縣級行政區(qū)人均工業(yè)增加值進(jìn)行12 等分，隨機抽取了進(jìn)賢縣、萬安縣等12 個樣本縣級行政單位，每個樣本縣級行政單位以人均公共財政收入進(jìn)行3 等分，隨機抽取3 個樣本鎮(zhèn)級單位，每個樣本鎮(zhèn)級單位以地形及區(qū)域分布進(jìn)行3 等分，隨機抽取3 個樣本行政村，每個樣本行政村以等距步長及村小組、自然村區(qū)域分布進(jìn)行3 等分，隨機抽取10 個樣本農(nóng)戶家庭進(jìn)行入戶調(diào)查，共獲得108 個樣本行政村及1 080 個樣本戶數(shù)據(jù)。在樣本選擇與實證分析過程中，基于研究主題對數(shù)據(jù)進(jìn)行了相關(guān)處理：一是將村級數(shù)據(jù)與個體數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配合并；二是篩除數(shù)據(jù)中的缺失值、異常值以及回答為“不清楚”“不知道”等樣本，共保留有效樣本899 份。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是指以節(jié)能、降耗、減污為目標(biāo)，以現(xiàn)代化生產(chǎn)技術(shù)與管理手段為依托，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全過程污染控制的一種措施，具體包括有機肥投入、覆蓋作物耕作、秸稈地膜處理、優(yōu)化種植結(jié)構(gòu)等多樣化生產(chǎn)行為選擇。研究立足于江西省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實際情況，聚焦農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)采用、有機肥施用、秸稈還田及地膜回收行為，以農(nóng)戶對上述四種行為的采納與否作為農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度的表征。問卷中上述四種綠色生產(chǎn)行為均為二分類變量，若采納，則賦值為1，否則賦值為0。基于此，從數(shù)量方面考察農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為選擇，即將農(nóng)戶采納上述綠色生產(chǎn)行為項數(shù)進(jìn)行加總，得到農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度，作為本研究的被解釋變量。

3.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為參與合作社。將問卷中“是否為農(nóng)業(yè)合作社成員”題項操作化為參與合作社，若參與，則賦值為1，否則賦值為0。

3.2.3 中介變量

中介變量為技術(shù)服務(wù)。農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟人，獲取更高經(jīng)濟收益是其進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為選擇的首要動力。以往研究表明，合作社通過提供各類綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)與服務(wù)實現(xiàn)節(jié)約成本、溢價激勵與風(fēng)險共擔(dān)，降低綠色生產(chǎn)預(yù)期阻礙，提升農(nóng)戶行為能力，促進(jìn)其采納綠色生產(chǎn)行為。為此，將農(nóng)戶獲得的綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)作為參與合作社到綠色生產(chǎn)行為間的中介變量，取值為實際獲得綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)的項數(shù)。

3.2.4 調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量為社會規(guī)范。同一群體農(nóng)戶間基于個體稟賦差異，會做出不同的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為選擇，而社會規(guī)范作為群體成員共享的信念，對農(nóng)戶個體的生產(chǎn)決策產(chǎn)生重要影響。由于社會規(guī)范是一種難以直接觀測的潛變量，以往研究中既有學(xué)者通過因子分析等方法對其各方面的指標(biāo)進(jìn)行測度[26]，也有學(xué)者直接根據(jù)情景變化設(shè)置量表或具體題項對其進(jìn)行衡量[27]?；谶@些測量方式，本研究選擇農(nóng)村中社會規(guī)范的重要表現(xiàn)形式——村規(guī)民約來表征。村規(guī)民約是村民進(jìn)行自我管理、自我教育、自我約束的行為規(guī)范，內(nèi)容涵蓋鄉(xiāng)村社會治理、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)范、生態(tài)環(huán)境保護等多個方面[28]。諸多學(xué)者在研究中對村規(guī)民約的類型進(jìn)行了劃分，并證實不同類型村規(guī)民約對促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿的作用力不同：村規(guī)民約越具體，對農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為的引導(dǎo)作用越強[29]。當(dāng)村規(guī)民約以章節(jié)條款為表現(xiàn)形式并有具體獎懲措施為支撐時，其規(guī)范農(nóng)戶行為的作用力將大大增加?；诖耍x取村級數(shù)據(jù)中“村規(guī)民約是否有獎懲措施”來表征社會規(guī)范，若有，則賦值為1，否則賦值為0。

3.2.5 工具變量

工具變量為村民參社率。已有研究表明，農(nóng)戶參與合作社能促進(jìn)其采納綠色生產(chǎn)行為，同時自身從事綠色生產(chǎn)的農(nóng)戶又會出于獲得更多技術(shù)與服務(wù)的目的選擇參與合作社，兩者間可能互為因果關(guān)系。此外，研究中不可避免地存在遺漏變量，故借鑒以往研究，選取村民參社率作為農(nóng)戶參與合作社的工具變量[30]，原因如下：第一，農(nóng)村地區(qū)“同群效應(yīng)”的存在決定了個體行為不僅受自身特征影響，也會受到群體內(nèi)部其他個體行為的影響。本村參與合作社的人數(shù)越多，農(nóng)戶自身參與合作社的可能性就越大，村民參社率滿足工具變量的相關(guān)性要求。第二，村民參社率屬于村居層面變量，與個體層面的綠色生產(chǎn)行為屬于不同觀測層次，難以直接影響農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)的行為選擇，符合工具變量的外生性要求。當(dāng)然，村民參社率是否為有效工具變量還有待進(jìn)一步檢驗。

3.2.6 控制變量

綠色生產(chǎn)是在多因素影響下，農(nóng)戶以家庭為單位做出的生產(chǎn)行為選擇。為此，參考以往相關(guān)研究，選定戶主個人特征（性別、年齡、受教育年限）、農(nóng)戶家庭特征（家庭規(guī)模、家庭耕地面積）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營狀況（未來五年是否務(wù)農(nóng)、農(nóng)業(yè)收入占比）等作為控制變量。所有的變量定義及賦值如表1 所示。

表1 變量定義及其描述性統(tǒng)計

3.3 樣本描述

由表1 可知，農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度均值為0.407、參與合作社均值為0.036，表明樣本農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度較低，且合作社的參與水平也不高。個人特征方面，樣本農(nóng)戶以男性為主，平均年齡為60 歲，平均受教育年限為6.6 年；家庭特征方面，樣本農(nóng)戶平均家庭成員數(shù)量為4 人，平均耕地面積為15 畝；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營狀況方面，超過一半的樣本農(nóng)戶未來五年仍繼續(xù)務(wù)農(nóng)，但農(nóng)業(yè)收入占比均值僅為23%，說明樣本農(nóng)戶以二兼農(nóng)戶為主，非農(nóng)收入在家庭收入中占比較大。配對樣本t 檢驗顯示，參與合作社與未參與合作社的樣本農(nóng)戶在綠色生產(chǎn)各環(huán)節(jié)技術(shù)的采納及總體采納程度上均存在顯著差異。與未參社的農(nóng)戶相比，參社農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為的總體概率高32.3%，可以初步判斷參與合作社能夠促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的采納。

3.4 模型選擇

3.4.1 基準(zhǔn)回歸

由于被解釋變量為連續(xù)型變量，故使用最小二乘法構(gòu)建參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響機理的基準(zhǔn)回歸模型。具體模型設(shè)定如下：

式中：Yi為被解釋變量，表示農(nóng)戶i綠色生產(chǎn)行為的采納程度；Xi為核心解釋變量，表示農(nóng)戶i參與合作社的情況；Ci表示一系列影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度的控制變量，涵蓋個人、家庭、生產(chǎn)經(jīng)營狀況等層面；c0為常數(shù)項，c1、c2為待估參數(shù)，εi為隨機擾動項。

3.4.2 傾向得分匹配

由于農(nóng)戶自身存在資源稟賦的差異，其綠色生產(chǎn)行為并非隨機產(chǎn)生，簡單以最小二乘法估計農(nóng)戶參與合作社對其綠色生產(chǎn)行為的影響可能會忽視由農(nóng)戶自選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。傾向得分匹配法能夠通過構(gòu)建“反事實”框架有效控制樣本的自選擇偏差，使得參與合作社農(nóng)戶與未參與合作社農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為選擇處于均衡可比的狀態(tài)。首先，用傾向匹配得分P(Zi)作為農(nóng)戶參與合作社的概率依據(jù)進(jìn)行估計。具體模型設(shè)定如下：

式中：Zi為匹配變量，X=1 表示參與合作社，X=0 表示未參與合作社。將參社農(nóng)戶與未參社農(nóng)戶進(jìn)行匹配，匹配后處理組樣本的平均處理效應(yīng)（ATT）代表參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響效應(yīng)，表達(dá)式如下：

式中：Y1為參社農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為；Y0為未參社農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為。

3.4.3 中介效應(yīng)模型

為檢驗參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響路徑，借鑒溫忠麟等[31]的中介效應(yīng)分析法，構(gòu)建中介效應(yīng)模型：

式（4）分析了核心解釋變量對中介變量的影響；式（5）分析了核心解釋變量與中介變量對被解釋變量的影響，其中：Yi、Xi分別表示農(nóng)戶i綠色生產(chǎn)行為與參與合作社的情況；Mi為中介變量，表示農(nóng)戶i獲得的綠色生產(chǎn)技術(shù)服務(wù)；Ci表示一系列影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的控制變量，包括個人、家庭、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營狀況等；a0、b0為常數(shù)項，a1、a2、b1、b2、c′為待估參數(shù)，e1、e2為回歸參差。在逐步回歸中，中介效應(yīng)是否顯著，需滿足以下條件：式（1）中核心解釋變量對被解釋變量的總效應(yīng)c1顯著；式（4）中核心解釋變量對中介變量的效應(yīng)a1顯著；式（5）中中介變量對被解釋變量的效應(yīng)b1顯著。

3.4.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為檢驗社會規(guī)范在農(nóng)戶參與合作社到綠色生產(chǎn)采納程度間的調(diào)節(jié)作用，引入?yún)⑴c合作社與社會規(guī)范的交互項。由于核心自變量與調(diào)節(jié)變量均為類別變量，故采取帶交互作用的雙因素方差分析，交互效應(yīng)即為調(diào)節(jié)效應(yīng)[32]。方差分析主要用來討論不同試驗因素對結(jié)果的影響是否存在差異性，帶交互作用的雙因素方差分析需要分別檢驗因素A、因素B、因素A 與因素B 的交互作用是否顯著[33]，本研究表現(xiàn)為分析參與合作社與社會規(guī)范及其交互項對綠色生產(chǎn)行為采納程度是否有顯著影響。同時，借鑒PREACHER 等[34]、HAYES[35]提出的調(diào)節(jié)中介效應(yīng)檢驗法，分析中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)間的關(guān)系。具體模型設(shè)定如下：

式（6）分析了調(diào)節(jié)變量對中介效應(yīng)前半路徑的影響；式（7）分析了調(diào)節(jié)變量對中介效應(yīng)后半路徑的影響；式（8）分析了調(diào)節(jié)變量同時對中介效應(yīng)前后兩段路徑的影響。其中：Yi、Xi分別表示農(nóng)戶i綠色生產(chǎn)行為與參與合作社的情況；Mi為中介變量，表示農(nóng)戶i獲得的綠色生產(chǎn)技術(shù)服務(wù)；Zi為調(diào)節(jié)變量，表示農(nóng)戶i所處村域社會規(guī)范的強度；θ0、ω0、δ0為常數(shù)項，θ1～θ4、ω1～ω4、δ1～δ5為待估參數(shù)，μi、τi、φi為誤差項。

此外，參考張郁等[36]的分組回歸法，用社會規(guī)范的均值加減標(biāo)準(zhǔn)差作為分組標(biāo)準(zhǔn)，劃分高社會規(guī)范、社會規(guī)范均值與低社會規(guī)范組，通過Bootstrap 法檢驗有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。

4 結(jié)果與分析

4.1 參與合作社對農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為的影響

多重共線性檢驗結(jié)果顯示，所有變量中方差膨脹因子VIF 最大為1.25，小于邊際值10，表明模型沒有顯著的多重共線性問題?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果如表2 所示。其中模型（1）僅考慮參與合作社與農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的單變量關(guān)系；模型（2）控制了其他可能影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的變量。在所有回歸結(jié)果中，參與合作社變量的系數(shù)均為正，且在5%水平上通過顯著性檢驗，說明參與合作社正向影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為選擇，假設(shè)H1 得到驗證。同時，據(jù)模型（2）結(jié)果可知，參與合作社的農(nóng)戶較未參與合作社的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度提高26.8%。性別、家庭規(guī)模、家庭耕地面積、未來五年是否務(wù)農(nóng)、農(nóng)業(yè)收入占比均對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為具有顯著正向影響，但年齡、受教育程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響不顯著。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4.2 內(nèi)生性討論

4.2.1 傾向得分匹配

是否參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合作社可能存在自選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，使用傾向得分匹配法（PSM）能夠有效緩解這一問題帶來的不利影響。表3 分別為半徑匹配與核匹配的估計結(jié)果，ATT 值均在5%水平上通過顯著性檢驗且差值不大，說明參與合作社確實可以顯著促進(jìn)農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為，再次對假設(shè)H1 進(jìn)行驗證。從匹配后均值來看，參與合作社農(nóng)戶與未參與合作社農(nóng)戶相比，綠色生產(chǎn)行為采納程度提高30.5%，較基準(zhǔn)回歸而言進(jìn)一步提高，樣本的自選擇偏差得到有效控制。

表3 參與合作社對農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為的PSM估計結(jié)果

4.2.2 共同支撐域與平衡性檢驗

為保證傾向得分匹配的有效性，匹配過程需滿足共同支撐域假設(shè)，即共同支撐域面積越廣，參與匹配的樣本量損失越少，匹配效果越佳。統(tǒng)計顯示，匹配后的樣本數(shù)量為844，其中處理組與控制組共55 個樣本農(nóng)戶未找到匹配對象，樣本損失量為6.12%，匹配效果較理想。

為考察傾向得分匹配是否較好地平衡了原樣本數(shù)據(jù)，需要進(jìn)行平衡性檢驗。若匹配后大多數(shù)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對值小于10%，且t 檢驗結(jié)果不拒絕處理組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，則認(rèn)為PSM 估計結(jié)果通過了平衡性檢驗，匹配質(zhì)量較好。由于篇幅有限，在此僅以半徑匹配為例，展示參與合作社對農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為PSM 估計的平衡性檢驗結(jié)果，其他PSM 估計均通過平衡性檢驗。具體結(jié)果如表4 所示。

表4 協(xié)變量平衡性檢驗結(jié)果

4.3 驅(qū)動機制分析

前文已證實參與合作社有助于提高農(nóng)戶對綠色生產(chǎn)行為的采納程度，但這一影響效果的驅(qū)動機制更值得關(guān)注。結(jié)合理論分析，借助逐步回歸法[32]構(gòu)建中介效應(yīng)模型來分析參與合作社能否通過增加農(nóng)戶獲得的綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)來影響農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為選擇。模型（3）單獨將參與合作社與技術(shù)服務(wù)進(jìn)行回歸；模型（4）將參與合作社與技術(shù)服務(wù)同時對綠色生產(chǎn)行為進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5 所示。在模型（3）中，自變量與中介變量有顯著的正相關(guān)關(guān)系。模型（4）表明，參與合作社仍在1%水平上顯著正向影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為，但系數(shù)從0.268減小到0.240，且技術(shù)服務(wù)系數(shù)在1%水平上通過顯著性檢驗。根據(jù)中介變量判斷標(biāo)準(zhǔn)，在參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響過程中，技術(shù)服務(wù)具有部分中介效應(yīng)，占比約為10.43%，即參與合作社切實增加了農(nóng)戶獲得的綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)項數(shù)，進(jìn)而促進(jìn)其選擇采納綠色生產(chǎn)，假設(shè)H2 得到驗證。同時，通過Bootstrap法進(jìn)一步檢驗，結(jié)果顯示置信區(qū)間不包括0，中介效應(yīng)顯著。

表5 參與合作社對農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為影響的機制分析

4.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

為了驗證社會規(guī)范在參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響中的調(diào)節(jié)作用，借鑒溫忠麟等[32]、黃伯強等[33]提出的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗方法，采取帶交互作用的雙因素方差分析，分別檢驗參與合作社與社會規(guī)范以及兩者的交互項對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為是否具有顯著影響，結(jié)果如表6 所示。參與合作社以及參與合作社與社會規(guī)范的交互項均在1%水平上顯著正向影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為，但社會規(guī)范的單一作用不顯著，可能是由于顯著的交互作用掩蓋了社會規(guī)范的作用機制[37]。同時，參與合作社與社會規(guī)范的交互作用小于參與合作社的單一作用，說明社會規(guī)范負(fù)向調(diào)節(jié)參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響，假設(shè)H3 得到驗證。

表6 有交互效應(yīng)的雙因素方差分析結(jié)果

為進(jìn)一步細(xì)致探討社會規(guī)范在中介路徑中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，參考PREACHER 等[34]、HAYES[35]提出的調(diào)節(jié)中介效應(yīng)檢驗方法，構(gòu)建模型（5），對解釋變量與調(diào)節(jié)變量以及兩者的交互項進(jìn)行回歸，考察調(diào)節(jié)變量對中介效應(yīng)前半路徑的影響；模型（6）對中介變量與調(diào)節(jié)變量以及兩者的交互項進(jìn)行回歸，考察調(diào)節(jié)變量對中介效應(yīng)后半路徑的影響；模型（7）同時對解釋變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量以及其交互項進(jìn)行回歸，考察調(diào)節(jié)變量同時對中介效應(yīng)前后兩段路徑的影響，結(jié)果見表7。調(diào)節(jié)變量顯著負(fù)向調(diào)節(jié)了自變量與中介變量之間的關(guān)系，對中介效應(yīng)后半路徑?jīng)]有顯著影響。假設(shè)H4 得到驗證。

表7 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

基于上述分析，用Bootstrap 法檢驗有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。以社會規(guī)范的均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差為分組標(biāo)準(zhǔn)，分別對低社會規(guī)范、社會規(guī)范均值與高社會規(guī)范組技術(shù)服務(wù)的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表8 所示。在參與合作社影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的過程中，技術(shù)服務(wù)的中介效應(yīng)因社會規(guī)范水平的不同而有所差異。技術(shù)服務(wù)的中介效應(yīng)在高社會規(guī)范組顯著，在低社會規(guī)范組以及社會規(guī)范均值組均不顯著?？赡艿脑蚴?；高社會規(guī)范組農(nóng)戶在信息流動機制與互動學(xué)習(xí)機制影響下形成了綠色生產(chǎn)認(rèn)知[38]，對降低農(nóng)業(yè)環(huán)境污染水平有更強的責(zé)任感與使命感，且對綠色生產(chǎn)的預(yù)期經(jīng)濟效益評估較樂觀，傾向于獲取更多綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)；低社會規(guī)范組農(nóng)戶本身綠色生產(chǎn)知識水平較低，環(huán)境保護責(zé)任意識不強，不太會主動尋求綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)支持。

表8 Bootstrap法調(diào)節(jié)中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

4.5 工具變量檢驗

在考察參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度的影響時，可能存在遺漏變量或雙向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。參考劉同山等[30]的研究，將“村民參社率”作為農(nóng)戶“參與合作社”的工具變量，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。為確保工具變量選取有效性，進(jìn)行弱工具變量檢驗以及豪斯曼檢驗。弱工具變量檢驗結(jié)果顯示，Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量為128.44，遠(yuǎn)大于5%偏誤水平下的臨界值16.38，說明不存在弱工具變量的問題。同時，豪斯曼檢驗結(jié)果顯示，兩個回歸的系數(shù)存在顯著系統(tǒng)性差異，P值＜0.01，拒絕所有解釋變量均為外生變量的原假設(shè)，印證了本研究引入工具變量的必要性。工具變量檢驗結(jié)果如表9 所示。

模型（8）為基于兩階段最小二乘法（2SLS）的估計結(jié)果。在第一階段的內(nèi)生變量回歸中，“村民參社率”變量的估計系數(shù)為正，且在1%水平上通過顯著性檢驗，表明工具變量與內(nèi)生解釋變量具有強相關(guān)性。在第二階段的主效應(yīng)回歸中，糾正內(nèi)生性問題后，參與合作社對綠色生產(chǎn)行為采納程度的回歸系數(shù)為正，且在1%水平上通過顯著性檢驗，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。同時，模型（8）中主效應(yīng)回歸系數(shù)相較基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)一步擴大，表明由于內(nèi)生性的存在，參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度的影響被低估。模型（9）～（11）分別對應(yīng)模型（3）、模型（4）、模型（7），對中介效應(yīng)以及調(diào)節(jié)中介效應(yīng)的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗。結(jié)果表明，技術(shù)服務(wù)仍起部分中介作用，占總效應(yīng)比重為15.2%，中介效應(yīng)分析結(jié)果穩(wěn)?。徽{(diào)節(jié)變量與工具變量的交互項以及調(diào)節(jié)變量與中介變量的交互項對因變量的回歸結(jié)果與模型（7）基本保持一致，有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析結(jié)果同樣穩(wěn)健。假設(shè)H1、H2、H3、H4 仍然成立。

5 主要結(jié)論與政策建議

基于2021 年江西省“百村千戶”調(diào)查數(shù)據(jù)，運用最小二乘法（OLS）以及傾向得分匹配（PSM）法實證分析參與合作社對農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為的影響，并結(jié)合中介、調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，探討了參與合作社對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為選擇影響效果的驅(qū)動機制以及社會規(guī)范在其中的調(diào)節(jié)作用。

研究結(jié)果表明：參與合作社有助于提升農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為，與未參社農(nóng)戶相比，參社農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為采納程度提高30.5%，討論內(nèi)生性后，結(jié)果仍具有穩(wěn)健性。進(jìn)一步機制分析發(fā)現(xiàn)，參與合作社通過增加農(nóng)戶獲得的綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)促進(jìn)其采納綠色生產(chǎn)行為。技術(shù)服務(wù)在參與合作社影響農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為過程中發(fā)揮部分中介作用，中介效應(yīng)占比為10.43%。另外，社會規(guī)范在參與合作社經(jīng)由增加農(nóng)戶獲得的綠色生產(chǎn)技術(shù)或服務(wù)來促進(jìn)其采納綠色生產(chǎn)行為過程的前半路徑中發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)作用，且在此過程中技術(shù)服務(wù)的中介效應(yīng)因社會規(guī)范水平的不同而有所差異：技術(shù)服務(wù)的中介效應(yīng)在高社會規(guī)范組顯著，在低社會規(guī)范組以及社會規(guī)范均值組均不顯著。

基于上述研究結(jié)論，提出以下政策建議：

（1）重視合作社在助推農(nóng)戶采納綠色生產(chǎn)行為中的作用，大力支持并規(guī)范合作社的發(fā)展。通過實現(xiàn)內(nèi)部標(biāo)準(zhǔn)化管理，避免出現(xiàn)合作社職能單一、運行低效等問題，將財政補貼與政策資源集中于真正服務(wù)農(nóng)民的合作社組織，切實發(fā)揮合作社的綠色生產(chǎn)示范與輻射作用。同時，基于合作社的組織與制度優(yōu)勢，敦促其積極提供生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)、綠色農(nóng)資采購、農(nóng)田管理指導(dǎo)等技術(shù)或服務(wù)，精準(zhǔn)對接個體農(nóng)戶生產(chǎn)需求，以期形成以合作社為載體的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務(wù)體系。并要鼓勵個體農(nóng)戶加入合作社，加強合作社與社員的利益聯(lián)結(jié)，提升綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)內(nèi)部動力。

（2）全方位激活農(nóng)村社會規(guī)范水平，運用社會規(guī)范手段優(yōu)化農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為。一方面，通過對采納綠色生產(chǎn)行為的農(nóng)戶進(jìn)行鼓勵來樹立綠色生產(chǎn)方向標(biāo)，并利用新媒體平臺，通過喜聞樂見、通俗易懂的方式向農(nóng)戶傳遞綠色生產(chǎn)知識，提升農(nóng)戶綠色生產(chǎn)認(rèn)知。同時，鼓勵種植大戶及村兩委帶頭踐行綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，利用農(nóng)村熟人社會網(wǎng)絡(luò)加強生產(chǎn)互動，擴大同群效應(yīng)對農(nóng)戶行為的影響。另一方面，村規(guī)民約自上而下于鄉(xiāng)土社會中產(chǎn)生，自身具有較強合理性與可行性，群眾基礎(chǔ)扎實，在優(yōu)化農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為時要充分考慮村規(guī)民約作用的發(fā)揮。具體而言，應(yīng)基于各地稟賦差異，將“生產(chǎn)廢棄物處理獎勵懲罰榜”等具體規(guī)范納入村規(guī)民約范疇，引導(dǎo)農(nóng)戶自覺踐行綠色生產(chǎn)理念，降低政策執(zhí)行成本，推進(jìn)鄉(xiāng)村生態(tài)振興。