合作社何以促進農戶綠色生產?

陸泉志，張益豐

（南京林業大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210037）

一、引言與文獻綜述

農業綠色發展事關國家食物安全、資源安全和生態安全，農戶綠色生產行為轉變是實現農業綠色轉型戰略目標的關鍵。然而，推動農戶生產綠色轉型不能僅依靠政府參與，在“大國小農”的基本國情下，占絕對比例的小農戶才是農業生產經營最重要的微觀主體。誰來引領廣大農戶推進農業綠色發展？農民合作社作為當前提升農民組織化水平最為有效的經濟組織，被寄予諸多理想期盼。截至2021年底，我國合作社總數超過224 萬家，輻射帶動全國近一半的農戶，全國共有31.3 萬家合作社面向小農戶提供社會化服務，近16 萬家合作社取得注冊商標或農產品質量認證，合作經營在服務帶動農民和引領綠色生產方面的作用日益彰顯［1］。因此，審視并厘清合作社對農戶綠色生產行為的深層影響，對于加快轉變農業發展方式、保障農產品質量安全具有重要意義。

合作社能否有效引領廣大農戶進入農業綠色發展軌道？回顧文獻發現，學術界對此有著不同觀點。一種觀點認為，合作社可以有效促進農戶進行綠色生產。合作社具備天然的組織優勢，能夠有效提高小農組織化程度，通過技術服務供給、標準化生產、社員內部監督和集體懲罰等機制，促使農戶在綠色生產方面保持集體行動一致性［2］。合作社“按交易量（額）返還盈余”的收益分配制度使得社員個體利益目標與綠色生產之間構成正向關聯，進而形成良好的激勵相容機制，即合作社的超額利潤來源于高品質的綠色農產品，社員要獲取更多的盈余，必然需要進行綠色生產以確保農產品質量［3］。實證證據表明，參與合作社有助于增進農戶綠色生產意識并促使其向綠色生產行為轉化［4］，有效提升農戶采納有機土壤改良劑、減量施用農化產品等綠色生產行為的概率［5-6］。農社關系越緊密、合作社參與程度越深、能夠從合作社獲取經濟激勵及服務的農戶，所進行綠色生產的概率就越大［7］。另一種觀點則認為，合作社促進農戶進行綠色生產尚面臨諸多阻滯。第一，在當前合作社發展名實分離、質性漂移的環境下，我國合作社大多力量弱小，無力涉足有機食品等高品質農產品的生產。盡管諸多合作社申請了無公害農產品和綠色食品認證，但由于外部監管不嚴，合作社缺少動力促進農業生產綠色轉型［8］。第二，我國農戶經營規模小且農戶間異質性強，合作社又具有“準公共品”屬性，當單個社員采納綠色生產行為所支付的成本和預期回報之間無法實現平衡時，農戶“搭便車”的機會主義行為難以遏制，合作社易陷入“集體行動的困境”［9］。秦詩樂等［10］研究表明，當前合作社對小農戶吸納有限，技術指導與監督約束措施缺位，參與合作社對農戶農藥過量施用未能起到明顯的抑制作用。從農業生產者微觀角度來看，合作社對農戶綠色生產行為具有正向還是負向影響，并未達成共識，其原因可能在于合作社服務功能與收益分配制度實效運轉下組織與社員之間的互惠機制運轉不暢，因此對合作社促農“增綠”作用機制的深入剖析顯得尤為重要。

綜上所述，既往文獻從理論層面對合作社能否促進農戶綠色生產作了諸多頗有見地的論述，然而關于二者之間關系的實證研究依舊匱乏，少數研究量化分析合作社對綠色生產的影響，但其影響機理仍有待識別與拓展。此外，關于綠色生產的研究對象多為水稻、小麥等大田作物，以果蔬類經濟作物為研究對象的成果尚少。鑒于此，本文在刻畫農戶綠色生產行為采納水平的基礎上，從合作社服務功能視角實證考察參與合作社對農戶綠色生產行為的影響效應及其作用機理，以期為推動農戶生產綠色轉型和農村生態環境治理提供有益參考。

二、理論分析與研究假說

農民合作社作為互助性經濟組織，為成員提供服務既是合作社的組織宗旨，亦是其本質性規定之一。合作社的建立與運行必然有賴于其服務功能的支撐，合作社所承載的農資采購、產品銷售、技術指導、生產管理等多元服務功能是檢驗其是否有效服務“三農”的標準，農戶加入合作社的最終目的就是希望利用合作社的服務以獲取實際收益［11］。因此，揭示合作社對于農戶綠色生產行為的內在影響機理，必然需要在合作社多元服務功能供給情境下進行探討。

第一，參與合作社有助于實現規模經濟效應，降低農戶采納綠色生產要素的成本。相較于傳統農業耕作，綠色生產方式通常意味著更高的成本。以農業投入品為例，市面上商品有機肥、生物農藥等綠色農資種類繁多、用途各異，農資市場高度異質性使得農戶難以通過經驗積累科學合理地選購和使用各類環境友好型農資產品，過高的信息搜尋成本和采購費用會直接削弱農戶的綠色生產意愿［12］。由于合作社成員種植作物的相對同質性，合作社通過提供綠色生資、清潔生產技術等投入要素的統一采購服務，一方面可以發揮集體議價優勢，降低農戶的綠色要素購買費用［6］，另一方面從作業源頭對綠色要素投入及應用方式進行規制，有助于推動農業標準化生產進程，降低農戶的學習成本［13］?；诖?，提出第一個研究假說：

H1：參與合作社有利于降低農戶的綠色生產成本，從而促使農戶采納綠色生產行為。

第二，參與合作社有助于發揮質量溢價效應，增進綠色農產品的市場收益。農戶的綠色生產投入和學習成本需要市場回報作為激勵，但信息非對稱通常導致單個農戶難以向市場傳遞真實的農產品質量信息，由此引致“劣幣驅逐良幣”的“檸檬市場”普遍存在［14］。合作社通過提供產品銷售服務，不僅能夠提高農戶的市場議價能力，還可以實現產品質量可追溯，降低因產品質量不達標而引致的違約風險，促使農戶進行綠色生產［15］。更為重要的是，合作社通過對農產品進行質量分級和質量認證，既能向市場傳遞真實的質量“信號”，增進綠色農產品市場收益，也能為農戶提供質量溢價激勵。在盈余分配制度運轉順暢前提下①需要指出，假若合作社盈余分配制度得不到良好落實，普通成員未能充分獲取產品質量溢價，必然會在一定程度上影響農戶從事綠色生產、改進農產品質量的積極性。，“質優價高”的運行機制為綠色生產方式改進提供“持續動態的經濟激勵”［16］?；诖?，提出第二個研究假說：

H2：參與合作社有利于增進綠色農產品市場收益，從而激勵農戶采納綠色生產行為。

第三，參與合作社有助于獲得社會學習效應，提升農戶的綠色環保意識。知識技能匱乏和環境保護意識薄弱是我國農戶難以實施綠色生產的重要原因［17］，但當前鄉鎮公益性農技推廣機構集體“空轉”限制其培訓職能作用的良好發揮［18］。因此，合作社普遍會自發采用聘請農技專家、組建技術服務隊等形式向農戶提供技術培訓服務，以助力農戶破除“信息繭房”、加速綠色轉型。技術培訓具有參與門檻低、信息擴散效應和培訓規模效應明顯等優勢［19］，依托合作社這一具有較強社區親和力的本土社會網絡，社會學習更易引致同行在生產方式上形成“同群效應”［20］，農戶之間能夠通過技能互補、示范模仿、知識溢出等路徑提升綠色生產意識并促使其向綠色生產行為轉變，進而加速和強化綠色生產技術的擴散應用［21］?；诖?，提出第三個研究假說：

H3：參與合作社有利于提升農戶的綠色環保意識，從而推動農戶采納綠色生產行為。

第四，參與合作社有助于接受組織規制與管理，規范農戶的農業生產方式。農業粗放生產是造成生態環境惡化的重要原因，風險規避型農戶為了追求收益確定性，甚至會過量施用農業化學投入品以降低因病害、蟲害等風險導致的產量損失［22］。在實踐中，合作社一方面通過制定作物標準化生產技術規程、建立生產記錄檔案、強化植保作業流程控制、嚴把農產品質量檢測等系列舉措，以指令性的組織規范手段對農戶生產行為進行強力外部規制；另一方面，合作社成員內部監督和社區互動有助于形成積極的示范性規范，進而引導農戶從粗放農業向綠色農業轉型與變遷［23-24］?；诖?，提出第四個研究假說：

H4：參與合作社有利于規范農戶的農業生產方式，從而引導農戶采納綠色生產行為。

以上分析表明，參與合作社有利于降低綠色生產成本、增進產品市場收益、提升綠色環保意識、規范農業生產方式，從而促使農戶進行綠色生產?；诖?，提出第五個研究假說：

H5：參與合作社對農戶綠色生產行為具有正向影響。

三、數據來源、變量選取與模型選擇

（一）數據來源

本文數據來源于2020年1月對山東省棗莊市、淄博市和煙臺市的果蔬種植戶進行的實地調研。問卷調查采用分層抽樣與隨機抽樣相結合的方法，共獲得種植戶樣本1 311 份。選取果蔬種植戶作為研究對象的理由如下：第一，山東省是果蔬種植大省，果蔬種植的農藥化肥“濫用”情況不容樂觀，農戶的綠色生產行為直接關系果蔬農產品質量安全；第二，相較于糧食作物，果蔬作物的經營規模普遍更細碎化，農產品供應鏈協同度較強，其生產更有賴于合作社多元服務供給；第三，在我國農產品類專業合作社中，果蔬類合作社的所占比例最高，農戶參與度較強，對果蔬種植戶進行研究更具有針對性。本文在選定變量后，刪除數據缺失、有誤的樣本，并對農業收入和經營規模變量進行雙邊1%“截尾”處理，最終獲得932個有效樣本。

（二）變量選取

1.解釋變量 本文核心解釋變量為農戶是否參與合作社。若農戶參與合作社，賦值為1；否則為0。

2.被解釋變量 本文依據農業農村部“藥肥雙減”污染防治目標，以化肥、農藥減量化施用為出發點，參考王學婷等［25］的研究，選取施用商品有機肥、測土配方施肥、農藥減量化施用、農資廢棄物回收、生物農藥防控等5 項綠色生產行為。為了體現農戶在參與綠色生產方面的努力程度，借鑒楊志海［26］的量化方法，以農戶所采納的綠色生產行為數量總和表征其采納水平。表1結果顯示，參與合作社的農戶比未參與合作社的農戶更大程度地實施綠色生產行為，其采納水平的均值分別為1.56 和1.15。進一步統計發現，采納1 項綠色生產行為的農戶所占比例最大，為50.43%；采納2 項、3 項、4 項和5 項的農戶所占比例分別為20.82%、7.19%、3.22%和0.9%；未采納任何綠色生產行為的農戶所占比例為17.49%。值得注意的是，至少采納1 項綠色生產行為的農戶所占比例為82.51%，總樣本農戶的綠色生產行為采納水平均值為1.31，表明樣本地區農戶采納綠色生產行為的比例雖高，但總體采納水平尚處低位。

表1 綠色生產行為均值比較

3.控制變量 參考前人研究［6，26-27］，從農戶個體特征、家庭稟賦、農業生產經營狀況和村莊外部環境等方面選取控制變量。在農戶個體特征層面引入受訪戶主的性別、年齡、受教育年限、健康狀況以及政治面貌；家庭稟賦層面引入家庭農業收入、勞動力數量和社會關系；農業生產經營狀況層面引入經營規模、擴張意愿、種植經驗和產業類型；村莊環境層面引入鎮政府距離、村莊地形和物流便捷程度。

4.排他性約束變量 本文選取“鄰居是否為社員”作為排他性約束變量，以克服可能存在的內生性問題。根據社會網絡理論，鄰居是否為合作社成員對農戶是否選擇參與合作社具有重要影響，但該因素通常不會直接影響農戶的綠色生產行為，對農戶綠色生產行為而言是外生因素。具體的變量說明與描述性統計如表2所示。

表2 變量說明與描述性統計

（三）模型選擇

1.內生處置效應模型（TEM） 是否參與合作社是農戶有意識“自選擇”的結果，其參與行為受自身特質及家庭資源等條件綜合影響而非隨機發生。因此，采用內生處置效應模型實證研究參與合作社對農戶綠色生產行為采納水平的影響，以克服因不可觀測變量影響而引致的“隱性偏誤”［28］。內生處置效應模型由兩階段組成，第一階段選擇方程（是否參與合作社）設置如下：

式（1）中，Coopi表示農戶的合作社參與行為，若農戶參與合作社，則Coopi為1，否則為0；Xi表示影響農戶參與行為的各項變量；μi為隨機擾動項；Ii表示排他性約束變量，以保證模型可識別。

第二階段結果方程（綠色生產行為采納水平）設置如下：

式（2）中，Greeni表示農戶綠色生產行為采納水平；Ci表示影響農戶綠色生產行為采納水平的各項變量；εi為隨機擾動項。

為了考察參與合作社對農戶綠色生產行為采納水平的整體影響，進一步計算參與合作社對農戶綠色生產行為采納水平的全樣本平均處理效應（ATE）：

式（3）中，E(Yi|Coopi= 1)表示假如所有樣本農戶均參與合作社，預期的綠色生產行為采納水平；E(Yi|Coopi= 0)表示假如所有樣本農戶均未參與合作社，預期的綠色生產行為采納水平。

2.KHB 方法 為了考察合作社對農戶綠色生產的影響機制，采用Kohler等［29］開發的KHB 方法估計中介效應，設置線性回歸模型如下：

式（4）中，Z為中介變量，C為控制變量。Coop 可通過影響Z來間接影響被解釋變量Green，在此假設下，待估參數β1為變量Coop對Green的直接效應，為進一步計算總效應β2，構建簡化模型如下：

四、結果與分析

（一）TEM估計結果分析

本文依次采用OLS模型、OLogit模型和內生處置效應模型進行估計，表3展示了各項模型的估計結果。OLS模型和OLogit模型的估計結果顯示，在未考慮內生性的情況下，參與合作社對農戶綠色生產采納水平的影響為正，且在1%的水平上顯著，表明在其他條件不變時，參與合作社有助于促進農戶進行綠色生產。

表3 中內生處置效應模型的估計結果顯示，選擇方程和結果方程的殘差相關性系數在給定的統計水平上顯著，表明樣本存在一定程度的“自選擇”偏誤，有不可觀測因素同時影響農戶的合作社參與行為和綠色生產行為，未糾正的選擇性效應可能會帶來有偏誤的估計結果，因此采用內生處置效應模型是恰當的。

表3 合作社參與對綠色生產行為影響的估計結果

通過合作社參與行為的選擇方程估計結果可知，除鄰居是否參與合作社這一工具變量外，合作社參與行為受到農戶經營規模、社會關系、村莊物流便捷度的顯著影響。具體而言，在其他條件不變時，經營規模更大、社會關系更強、物流便捷度更高的農戶更傾向于參與合作社。隨著生產規模擴大、社會資本“加持”以及物流條件改善，農戶對參與合作社“抱團發展”獲得規模經濟以及提高市場議價能力有著更為強烈的現實期盼。

通過綠色生產采納行為的結果方程估計結果可知，合作社參與行為在1%的水平上通過顯著性檢驗，且影響方向為正，說明與未參與合作社的農戶相比，參與合作社對農戶綠色生產行為采納水平的提升具有積極作用。從控制變量估計結果來看，戶主年齡、受教育年限、政治面貌、家庭農業收入、物流便捷度、種植經驗等變量均對農戶綠色生產采納水平有顯著的影響。具體而言，在其他條件不變時，黨員身份、受教育年限越長、家庭農業收入越高、物流便捷度較高以及種植經驗豐富的農戶，其綠色生產行為采納水平更高。因此，應注重發揮農民黨員、“知識農人”、種植大戶等群體在引領綠色生產方面的先鋒模范作用。但年齡越大的農戶其綠色生產行為采納水平反而降低，可能的原因是，“老人農業”通常并不以利潤最大化為經營導向，更注重獲得生存保障，對綠色生產技術采納的概率不高也與直覺較為吻合。

（二）平均處理效應分析

表4展示了參與合作社對綠色生產行為采納水平的平均處理效應，ATE估計值為0.304，且在1%的水平上顯著。從綠色生產行為采納水平的變化情況來看，參與合作社可以使預期的農戶綠色生產行為采納水平提高25.57%。上述結論表明，合作社具有顯著的促農“增綠”效應，H5得以驗證。

表4 參與合作社對農戶綠色生產行為的平均處理效應

（三）穩健性檢驗

1.更換模型 本文進一步采用擴展逆概率加權法（AIPW）、逆向概率加權回歸調整法（IPWRA）、傾向得分匹配法（PSM）進行穩健性檢驗，測算參與合作社對農戶綠色生產行為采納水平的平均處理效應。表5顯示，采用AIPW、IPWRA 和PSM 3種估計方法得到的ATE 估計值較為接近。上述結果進一步證實前文研究結論，即參與合作社有助于農戶綠色生產行為采納水平的提升。

2.替換被解釋變量 參考楊彩艷等［30］的研究，以“是否采納綠色生產行為”作為被解釋變量進行回歸，用“0”表示農戶未采納任何一項綠色生產行為，用“1”表示至少采納綠色生產行為中的一項。由于被解釋變量為二分變量，故采用內生處理Probit 模型（ETP）進行估計①ETP與TEM的原理大致相同，此處不再展開說明。。表5 ETP 模型報告了參與合作社對農戶綠色生產行為采納決策的平均處理效應，ATE 估計值為0.146，且在1%的水平上顯著。其含義是，假若所有農戶均參與合作社，則農戶至少采納任意一項綠色生產行為的概率將提高14.6%，回歸結果再次證實合作社的促農“增綠”效應是穩健可信的。

表5 穩健性檢驗

（四）機制分析

從降低生產成本、增進市場收益、提升綠色意識、規范生產方式等4個方面，考察合作社促進農戶綠色生產行為的影響機制?；贙HB方法的估計結果如表6所示。

表6 影響機制分析：基于KHB方法的估計結果

合作社能否有效克服綠色技術采納的高成本門檻是農戶心系的重點問題。本文采用“每公頃農資支出”來表征農戶的生產成本，驗證參與合作社能否通過發揮規模優勢、降低生產成本影響農戶綠色生產行為采納。從驗證結果看，生產成本的間接效應在5%的水平上顯著，系數符號為負，這表明參與合作社能夠通過降低農業生產成本間接提高農戶的綠色生產行為采納水平，H1得以驗證。

“優質優價”是農產品銷售市場有效性的重要體現，有助于推動農戶在經濟收益提升和綠色生產方式轉變之間形成正向關聯。本文通過題項“是否對農產品進行質量分級銷售”來表征農戶的市場收益②選用“主營農產品銷售額”來表征農戶的市場收益，估計結果也支持參與合作社對市場收益有顯著的提升作用。，質量分級作為傳遞產品質量信號、實現質量溢價的重要途徑，農戶采取分級銷售通常意味著更高的價格預期和市場潛在收益［31］。從驗證結果看，市場收益的間接效應在1%的水平上顯著，系數符號為正，這意味著參與合作社能夠通過增進農產品市場收益間接提高農戶的綠色生產行為采納水平，H2得以驗證。

農戶綠色環保意識提升為農戶轉變生產經營方式提供內生動力。本文選擇題項“農戶對農殘危害的了解程度”來表征綠色意識①問卷采用李克特5 級量表測量，1 表示完全不了解，2 表示不太了解，3 表示有所了解，4 表示比較了解，5 表示非常了解，數值越大表示認知程度越高。，驗證參與合作社能否通過緩解信息約束、提升綠色環保意識影響農戶綠色生產行為采納。從驗證結果看，綠色意識的間接效應在5%的水平上顯著，系數符號為正，這意味著參與合作社能夠通過提升綠色環保意識間接提高農戶的綠色生產行為采納水平，H3得以驗證。

農戶生產行為通常受到組織正式規范和非正式準則的約束，參與合作社有助于緩解組織成員在行動上的偏好分歧和目標不一致［32］。本文采用“是否按照技術規程施用農藥”來表征農戶生產方式，驗證參與合作社能否通過增強集體行動一致性、規范農業生產方式影響農戶綠色生產行為采納。從驗證結果看，生產方式的間接效應在1%的水平上顯著，系數符號為正，這意味著參與合作社能夠通過規范農業生產方式間接提高農戶的綠色生產行為采納水平，H4得以驗證。

五、主要結論與政策建議

基于山東省932 份果蔬種植戶調研數據，運用內生處置效應模型（TEM）和KHB 方法，實證分析參與合作社對農戶綠色生產行為的影響效應及作用機制。研究結果表明：總體來看，樣本農戶采納綠色生產行為的比例較高，但采納水平尚處低位；合作社具有顯著的促農“增綠”效應，參與合作社對農戶的綠色生產采納行為和采納水平均具有積極影響，與全部不參與合作社相比，假若樣本農戶全部參與合作社，其至少采納任意一項綠色生產行為的概率可以提高14.6%，預期的整體綠色生產采納水平可以提高25.57%；合作社之所以能促進農戶綠色生產，是因為合作社能夠通過規模經濟、質量溢價、社會學習和組織規制等多種機制，有效降低綠色生產成本、增進綠色產品市場收益、提升綠色生產意識和規范綠色生產方式。無論是否參與合作社，受教育年限、政治面貌、種植經驗、家庭農業收入、物流便捷度等因素對農戶綠色生產行為具有顯著的促進作用，而老齡化對農戶綠色生產行為具有顯著的抑制作用。

基于上述研究結論，提出如下政策建議：第一，繼續積極引導和鼓勵農戶參與和組建合作社。一方面通過合作社幫助小農戶有效對接市場，避免綠色有機農產品“質優價高”的市場機制失靈；另一方面通過合作社幫助小農戶有效對接政府，確?？茖W種植理念和綠色農業技術在農業實踐中順利推廣。第二，推動農戶綠色生產離不開完善的激勵機制和約束機制。確保盈余分配制度落到實處，鼓勵合作社在盈余分配時實施二次返利，讓“綠色收益”切實惠及農戶；同時，通過強化產出控制和增加懲罰功能提升農戶的違約成本，以底線機制倒逼農戶遵循合作社的綠色生產規范。第三，合作社促農“增綠”機制的良好運行離不開合作社多元服務的有效供給，必須重視和強化合作社服務功能。第四，注重發揮農民黨員、種植大戶等群體在綠色生產過程中的引領帶動作用；還需針對勞動力老齡化的現實狀況創新宣傳方式，避免老年農民因信息壁壘或風險規避心理而降低對綠色生產行為的采納意愿。