合作社對小農戶發展生態農業的影響

田偉 易向益 向平安

編者按：百年大黨，百年為農。近日，《農民日報》發表署名“仲農平”的文章《大轉折，中國命運百年逆襲——中國共產黨與中國農民》，文章指出：中國共產黨，自成立之日起，就和最廣大的勞苦大眾站在了一起。中國共產黨領導下的新中國，破除與重構了延續千年的治理體系，歷史性地賦權農民。廣大農民開始走向追尋自身主體性的道路，成為時代的主角。

毛澤東同志曾指出：“誰贏得了農民，誰就會贏得中國。誰解決了土地問題，誰就會贏得農民。”要想“贏得”農民，必須要振興鄉村。本刊持續推出“鄉村振興戰略”專題，本期邀請湖南大學商學院田偉副教授團隊就“合作社對小農戶發展生態農業的影響”、中國科學院農村發展研究所青年學者史潔瓊博士就“中國農產品加工業集聚的時空特征及其驅動因素”進行研討，現刊出有關成果。

摘 要：以湖南省298戶小農戶作為研究對象，運用傾向得分匹配法來評估其在發展生態農業過程中合作社的中介作用。結果顯示：不同匹配方法的平均處理效應為加入合作社比不加入的小農戶高23.7%的可能性。合作社在不同協變量的中介效應由強到弱依次為：認知能力、學歷程度、市場預期、政策感知、農業年收入，這說明合作社是穩定且有效的中介。因此建議：為了使鄉村振興戰略中扶持小農戶發展生態農業的指導意見盡快實施，應優先選擇自我發展能力強、整體素質較高的合作社作為扶持對象。以合作社為中介的小農戶生態轉型，為了實現可持續性和不可逆轉性，要以一定的市場需求為驅動。本文所得結論可為立志轉型的小農戶規避風險提供有價值的建議，并為農業部門制定相關的扶持政策提供一定的依據與參考。

關鍵詞：小農戶;合作社;生態農業;傾向得分匹配

基金項目：湖南省農業農村廳委托課題“開展柑橘生產銷售運行情況調查分析”（湘財農指〔2019〕35號）;湖南農業大學“雙一流”建設項目“影響農民從事生態農業的關鍵因子與激勵政策研究”（SYL201802027）。

[中圖分類號] F321.42 [文章編號] 1673-0186（2021）006-0053-013

[文獻標識碼] A ? ? [DOI編碼] 10.19631/j.cnki.css.2021.006.005

一、引言

黨的十八大以來，我國農業現代化取得了巨大的成就，不僅保障了農產品的有效供給，還實現了農民收入的穩步提升，農業生產條件和支撐體系得到極大改善。在取得巨大成就的同時也面臨一些新挑戰，主要體現在：農業資源趨緊、面源污染加劇、生態系統退化和農產品質量安全等問題[1]。為了尋求農業生產方式轉變的新思路和新路徑，使農業走上高質量發展的道路，中共中央國務院結合近期農村經濟社會發展的實際情況，提出把發展高效生態農業作為發展現代農業的具體實踐形式。近年來我國現代生態農業在技術模式、產業體系和發展機制上進行了積極的探索并取得了很大成績①，但應當認識到其中還存在一些問題，這些問題限制了生態農業的進一步發展，比較突出的是由于經濟效益不具備比較優勢，導致生產經營主體參與程度低，參與熱情不高[2]。與此同時，農村還有兩億多小農戶①，他們有豐富的生產經驗和土地、勞動力的優勢，但只是缺乏某方面專業的技術，如果把小農戶和其他經營主體通過某種形式聯合起來，把專業化、技術性要求高、有規模效應的環節交給這些組織，同時找到可靠的消費群體或需求渠道，小農戶參與生態農業或許大有可為。盡快將小農戶融入現代農業尤其是生態農業體系，不僅能滿足小農戶自身轉型的需要，又能擴大生態農業建設的主體力量，具有重要的社會意義、經濟意義和環境保護意義，這一想法在諸多政府文件和工作報告中正式提出②。作為鄉村振興戰略必須要解決的重大問題，小農戶參與生態農業是一項系統工程，涉及組織和參與的形式，利益分享機制的創新，社會化服務體系的建立等，只有相關的制度體系得到完善，才能真正全面地激發小農戶參與生態農業的內在動力[3]。

基于此，經過較長時間的調研和思考，筆者發現小農戶發展生態農業需要解決三個基本問題：第一，面對數量如此龐大的小農戶，究竟哪些小農戶可以作為扶持對象;第二，扶持小農戶可以依靠哪些經營主體作為中介力量，并以何種形式參與其中;第三，在市場接近飽和的情況下，小農戶提供的產品如何才能被消費者認可，使這種轉型保持可持續性、不會出現反復。現有文獻在研究小農戶如何發展生態農業的問題上還不多見，將合作社作為兩者中介的研究更處于理論探討階段，缺乏對三者關系及相互作用機理的實證研究，本文以湖南省內三個市區周邊鄉鎮的調查數據為來源，從個人特征、風險預期以及外部環境等因素出發運用傾向得分匹配法（PSM），引入中介效應模型實證合作社對小農戶選擇發展生態農業的影響。試圖為小農戶和現代農業的銜接、擴大生態農業的建設主體等現實問題的研究提供可靠的經驗參考，為“扶持小農戶發展生態農業”這一新思路的加快實施提出現實依據和政策建議。

二、數據來源和變量選擇

在具體的實證分析之前，本文對數據來源、相關概念界定以及變量選取進行基本描述。

（一）概念界定與數據來源

1971年，生態農業的概念首次由美國的土壤學家威廉姆·阿爾伯里奇提出，隨后許多學者在此觀點的基礎上提出了不同的替代模式，如有機農業、生物農業等。無論何種說法，生態農業強調的都是遵循自然法則，在維持生態環境的前提下發展農業生產。簡單來說，生態農業就是一種不使用化學農藥、不使用化學肥料、不使用人工激素的農業。由于對生態農業概念的界定比較嚴格，目前我國最接近生態農業技術標準的是“三品一標”安全農產品。

按照全國農業普查（2016）統計標準，小農戶界定為：種植業規模在50畝以下（一年兩熟）、生豬年出欄在200頭以下、雞鴨年出欄在10 000只以下、林地面積在500畝以下、淡水養殖面積在50畝以下的農戶。湖南省符合此標準的大約有1 368.51萬戶，其中普通小農戶占99.1%，達1 356.3萬戶，規模農業經營的有12.21萬戶①。截至2018年底，湖南省接近生態農業技術標準的“三品一標”農產品有效認證總數為3 944個，農業企業1 509家，生態種養示范性合作社385家，共涵蓋30多萬戶從事生態農業的小農，約占小農戶總體數量的2%。本文調研數據來自2019—2020年對長沙、瀏陽、寧鄉三個地區的小農戶的實地調研或電話采訪。

本次調研采取了隨機抽樣法，在每個地區分別選取了1～2個鄉鎮，每個鄉鎮隨機選取了2～3個自然村，每個村隨機選取30戶。調查共發放問卷305份，最終有效問卷為298份，其中參與生態農業項目的處理組141份， 未參與的控制組157份。

（二）變量選擇

根據生態農業的特點及實際調研的時間、精力和技術條件，需要確定對小農戶發展生態農業的行為決策有實際影響的代表性變量，并且這些變量與小農戶的個人情況相符。因此，在協變量的選取上，參考已有研究，從農戶個人特征（農業年收入、學歷程度、認知能力）、風險預期（市場預期、成本預期）、外部環境（鄰里效應、技術培訓、政策感知）三方面作為選擇依據。各變量的具體定義、均值和標準差如表1所示。

（三）被解釋變量

文中所提生態農業主要是指參與生產符合“三品一標”標準的農產品生產的現代化農業。將此定義作為被解釋變量，參與生產“三品一標”農產品的賦值為1，沒有參與的賦值為0。

（四）解釋變量

小農戶的生產轉型活動是一個復雜的決策過程，其行為的改變來自內部和外部兩種力量的驅動[4]，內部因素取決于農戶的個人特征、經濟效益的預期以及生產成本的預期;外部因素來主要是鄰里效應、技術培訓、政策感知等，具體影響因素分為以下幾類：

1.農戶個人特征

個人特征主要考慮發展生態農業所需具備的個人條件，如農業年收入、學歷程度以及認知能力。首先，根據理性小農學派的相關理論，農戶的行為決策是理性的[5]。因此，當收入較低時，理性假設會促使小農戶盡可能去獲得更多的農業收益，從而具備一定的轉型動力;其次，學歷程度對于農戶的判斷與決策能力也有一定影響。一直以來，小農的文化程度普遍較低，而生態農業是聚集了不同學科知識、相關技術和經驗的現代農業，如果小農戶把發展生態農業作為一個學習和實踐的過程，學歷程度越高的小農戶，在傳統農業向生態農業的認知轉變上將更加順利;最后，由于生態農業有較為嚴格的技術標準，需要具備較強的信息收集和溝通能力，因此其行為決策也受到認知能力的影響[6]。

2.風險預期

生態農業同樣受到自然風險和市場風險的影響。一方面生態農業節省了化肥、農藥，除草劑等生產資料的支出，但需要對傳統農業的生產設施進行改造，而且投入的勞動量也相對較多，因此前期投入生產成本較高，這將使小農戶謹慎地估算投入成本。此外相比目前市場上流通的普通農產品，現有生態農產品在價格和渠道上都沒有優勢，消費者對于生態農產品的接受還需要一個過程，在“銷路不暢會導致虧損”的心理預期下，小農戶對于發展生態農業也會更加慎重[7]。

3.外部環境

傳統農業向生態農業的轉型不僅是生產方式的轉變，更重要的是人的思想和觀念的轉變，因此它的普及和推廣離不開外部環境的影響。在我國農村地區，鄰里之間的頻繁接觸走動，每家每戶之間的口口相傳已經成為最主要的信息流動方式之一，是小農戶最容易接受的信息傳播路徑[8-10]。周圍鄰居的成功經驗可為小農戶們的行為選擇提供參照，鄰里效應作為一種簡單直接且高效的交流傳播方式，對于小農戶的行為決策具有重要影響[11-12]。其次，各種技術培訓可以使小農戶更全面了解生態農業技術，既使小農戶了解未來農業的發展方向，又能提供適合當地的生態種養殖項目的技術資料，為小農戶發展生態農業提供有效的技術支持。最后，由于小農戶同時也是消費者，通過政策宣傳和引導，可以提高小農戶的環境保護意識和生態認知水平，幫助他們認識到生態農業對提高自身的健康水平也相當有益。因此將鄰里效應、技術培訓以及政策感知作為外部環境的三個主要因素。

三、研究方法與模型設計

在前文對數據來源、變量選取等進行具體描述后，本文通過Logit回歸進行傾向得分匹配的估計，利用傾向得分匹配（PSM）計算出平均處理效應，驗證合作社是否為推動小農戶發展生態農業的有效中介，并結合中介效應及相關檢驗得出合作社影響程度的強弱。

（一）Logit回歸分析法

為估計參加合作社對于小農戶發展生態農業的影響，本文構建了小農戶發展生態農業的基本模型，表達式為：

Yi=α+δDi+βXi+εi（1）

在（1）式中，Yi 表示小農戶發展生態農業的趨勢，Di表示是否參加合作社，δ表示參加合作社對小農戶發展生態農業的影響程度，Xi為其他解釋變量，β為解釋變量的系數，α為常數項，εi是隨機干擾項。

由于被解釋變量“是否發展生態農業”為二分變量，故適合采用二元Logit模型進行傾向得分匹配的估計，來解釋個人特征、風險預期、外部環境等方面中各影響因素與小農戶發展生態農業之間的相關性。該方法不僅可在樣本內進行預測，且可以進一步計算出各變量的邊際效應。其具體公式為：

在（2）式中：P（Xi）表示小農戶發展生態農業的概率，Xi為影響農戶選擇發展生態農業的因素，i為解釋變量的數量，范圍為1-8;Di為0～1分布的處理變量，當D=1時表示小農戶參加合作社，反之為不參加;β為解釋變量的回歸系數;exp為各因素對小農戶發展生態農業起到的邊際影響。

（二）傾向得分匹配法（PSM）

傾向得分匹配法（PSM）最早由 Rosenbaum和Rubin提出[13]。經過不斷發展被廣泛運用于醫學、公共衛生、經濟學等領域，該方法基于反事實框架推導，用于推斷某一事件發生與沒有發生的不同結果和影響，能夠較好地解決傳統回歸分析中遺漏變量和內生性問題。未來PSM將被運用于更多情形，如自變量為連續變量時[14]。

本文先將處理組與控制組進行匹配，剔除異常和極端數值的個體后，再計算平均處理效應（ATT）;最后進行平衡性檢驗，來考查匹配效果是否良好。計算平均處理效應的具體公式為[15]：

ATT=E[Y1i-Y0i|Di=1]

=E{E[Y1i-Y0i|Di=1，P（Xi）]}

=E{E[Y1i|Di=1，P（Xi）]-E[Y0i|Di=0，P（Xi）]Di=1}（3）

在（3）式中，E為期望值，Y1i代表發展生態農業的小農戶，Y0i代表沒有發展生態農業的小農戶，D代表小農戶是否參與合作社的處理變量（D=1為參加，D=0為沒有參加），P（Xi）為小農戶發展生態農業概率的傾向得分值。

以往的研究中，如果只用最小二乘法（OLS）進行估計，不能很好地解決選擇性偏誤[16]。所以本文選擇傾向得分匹配法（PSM）來估計參加合作社對于小農戶發展生態農業的影響。再依次用核匹配法、k近鄰匹配法、卡尺內一對四匹配法、半徑匹配法進行傾向得分匹配，得出平均處理效應[17-18]。

（三）中介效應

中介效應的發生機理為當自變量X對因變量Y產生影響，此時自變量X通過影響變量M來影響因變量Y，即變量M為中介變量，其具體公式為：

Y=cX+e1（4）

M=aX+e2（5）

Y=c'X+bM+e3（6）

上述公式中，X為自變量或不同協變量，M為中介變量（是否參加合作社），Y為因變量（是否選擇發展生態農業）。在（4）式中c為自變量X對因變量Y的總效應;（5）式中a為自變量X對中介變量M的效應;（6）式中b為中介變量M對因變量Y的效應; 是在控制了中介變量 M 的影響后， 自變量X對因變量Y的直接效應;e1～e3為回歸殘差。

上圖為本文的基本理論框架，其中路徑a為小農戶對于參加合作社的意愿估計;路徑b為小農戶自身對于發展生態農業的概率;路徑c為合作社在生態農業發展過程中的影響;路徑ac為合作社作為中介從農戶個人特征、風險預期以及外部環境對小農戶發展生態農業所起到的中介與整合的過程。

在現有的研究中，中介效應通常有四種方法進行檢驗：逐步回歸法;系數乘積檢驗法;差異系數檢驗法和Bootstrapping檢驗法。逐步回歸檢驗是最便于操作和理解的，但是存在檢驗力低的明顯缺陷，很難檢驗出中介效應的顯著性。系數乘積法和差異系數法比逐步回歸法精確且具有較高的統計效力，但依舊存在類似的缺陷。

Bootstrapping檢驗法以研究樣本作為抽樣總體，采用放回取樣，從研究樣本中反復抽取一定數量的樣本（本文設定為500次），通過平均每次抽樣得到的參數作為最后的估計結果。Bootstrapping不需要分布假設所以避免了系數乘積檢驗違反分布假設的問題，而且不依賴標準誤，避免了不同標準誤公式產生的結果不一致的問題。溫忠麟，葉寶娟的模擬研究發現，與其他中介效應檢驗方法相比，Bootstrapping具有較高的統計效力，是目前公認的可以取代 Sobel 方法來直接檢驗系數乘積的方法[19]。

因此利用Bootstrapping 法將小農戶是否參與合作社作為中介變量，以是否發展生態農業作為因變量，再優選匹配不同的協變量，然后計算出中介效應數值且檢驗中介效應是否成立，最后進一步分析合作社在各協變量中的影響作用。

四、實證結果分析

在對實證研究方法的特點和運用進行具體描述后，再對不同協變量影響小農戶發展生態農業的邊際效應、是否參與合作社的平均處理效應及其中介作用進行計算和具體分析，并對實證結果展開相關穩定性檢驗。

（一）小農戶參加生態農業的傾向得分值估計

本文運用Stata 16.0軟件估計得出小農戶參與生態農業的傾向得分值。進一步求出各協變量的邊際效應并對其影響做出具體分析，模型中包括農業年收入、學歷程度、市場預期等8個協變量。估計結果如表2所示。

從表2中可以看出，除成本預期外其他因素均對小農戶這一行為具有顯著影響。具體分析可得：

從個人特征來看，農業年收入、學歷程度、認知能力對小農戶發展生態農業具有顯著的正向影響：這說明農業收入比重越大的小農戶，一方面會更重視轉型升級帶來的收入預期，另一方面所能承擔起額外生產成本的能力越強，因此收入較高的小農戶發展生態農業的概率比普通小農戶高22.1%;其次學歷程度越高的小農戶，自身所具備的知識素養相對越高，對新事物的理解與認識更加全面和深刻，所以發展生態農業的概率比一般小農戶高13.5%;最后，認知能力較強的小農戶能更快速地接受和認識生態理念及技術，因此發展生態農業的概率比相對較弱者高5.7%。

從風險預期來看，市場預期對于小農戶參加合作社有一定的正向影響。對小農戶而言，市場風險同樣是農業生產最大的風險，如果提前覺察到這種風險，就會事先對銷售市場進行規劃，從而減小滯銷的風險。因此市場預期較高的小農戶發展生態農業的概率比沒有預期者高7.4%。

從外部環境來看，當周圍的鄰居、農戶都發展生態農業時，部分小農戶由于擔心市場需求量飽和以及產品同質化，可能對發展生態農業持觀望態度，不愿輕易從眾嘗試。因此在這種情況下，強鄰里效應會使小農戶獨自發展生態農業的概率比弱效應低12.8%;其次技術培訓對于小農戶參加合作社有較強的吸引力，或是這些培訓項目提供了較為實用的農業生產理論和技術，對實際生產具有一定幫助，因此接受技能培訓較多的小農戶發展生態農業的概率比較少者高12.7%。最后，主動關注和了解國家生態政策的小農戶，由于能更加及時了解與生態農業相關的信息和政策，具有一定的敏感性和目標性，因此發展生態農業的概率比較低者高9.3%。

（二）傾向得分匹配的估計結果

為研究不同實驗組參加合作社后發展生態農業的期望值，文中運用核匹配、k近鄰匹配、卡尺內一對四匹配和半徑卡尺匹配四種方法測算了平均處理效應（ATT）。具體結果如表3所示。

如表3結果顯示：核匹配、k近鄰匹配、卡尺匹配和半徑卡尺匹配的平均處理效應分別為0.277、0.220、0.223、0.229，且均在1%水平上顯著。

由此可見，不同匹配方法得出的平均處理效應差異不大，該種差異出現的原因是不同的方法在匹配后共同范圍中的微小區別，從而導致匹配時不同組的樣本數量出現一定的損失，使數值出現幅度不大的波動。從總體上看，四種匹配方法的結果與顯著性大致相似，因此運算結果是穩健的，表明運用傾向匹配得分來研究合作社對小農戶參加生態農業的影響是可行的。這一結果顯示，處理組比控制組的小農戶選擇發展生態農業的平均概率高23.7%，說明參與合作社對發展生態農業的中介效應明顯。

（三）傾向得分匹配的平衡性檢驗

在實驗的設計中，協變量是一個獨立變量（解釋變量），不為實驗者所操縱，但仍影響實驗結果。因此，為了有效控制該種影響，得到處理組與控制組在匹配后的誤差削減情況，從個人特征、風險預期、外部環境三個主要方面引入對小農戶發展生態農業具有影響的不同協變量，并利用Pstest法對兩組數據的匹配結果以及匹配質量進行平衡性檢驗。具體結果如表4所示。

表4的結果為匹配前后各項協變量標準偏誤削減情況對比，具體分析如下。

現有研究認為，當標準偏誤越低時，則匹配效果越好[20-21]，其結果也越可靠。而在加入不同協變量后，標準偏誤控制在20%之內則說明匹配效果良好[22]。

從上表中可以發現，在匹配之后所有協變量的標準偏誤都降到了20%以下，除市場預期、成本預期和技術培訓外，其余協變量的標準偏誤皆控制在10%以下。因此，可以看出處理組與控制組之間誤差削減情況良好，兩組間的個體差異得到有效控制。

在標準誤偏差得到有效降低后，利用Pstest平衡檢驗的方法可進一步檢驗兩組數據在匹配后各項參數的變化幅度。表5列出了匹配前后各項數據結果的對比。可以看出，偽R值由匹配前的0.114下降到了匹配后的0.011，表明在匹配后可能造成選擇性誤差的混淆變量①對于平均處理效應所提供的新影響大幅減少到0.1以下[23];匹配前似然比在1%水平上顯著，而在匹配后不顯著，表明在匹配后，處理組與控制組的差異不再明顯。通過傾向得分匹配，找到了與處理組參加合作社的小農戶群體特征相似，但沒有參加合作社的控制組小農戶樣本，兩組數據間的擬合程度較好[24];標準誤偏差均值和中位數值有了明顯的下降，說明處理組與控制組在匹配后縮小了個體差異，樣本數據被有效降低了離散程度且更為集中;線性指數均值的標準差B值在匹配后也低于25%，說明所有協變量在整體上達到平衡[25]。綜上所述，數據樣本在經過匹配后，各協變量間比較平衡，該匹配有效通過了平衡性檢驗。

（四）合作社的中介效應及檢驗

為了得出合作社是否為小農戶在發展生態農業過程中是有效的中介組織，文章采用Bootstrapping法進行中介效應的計算和檢驗，當置信區間不包含零時則中介效應成立①。

如表6所示，對在結果顯著且符合置信區間不包含零的協變量如：農業年收入、學歷程度、認知能力、市場預期和政策感知等進行具體討論。可以看出，合作社影響了小農戶發展生態農業行為決策，其中介效應均在10%水平下表現顯著，合作社對各協變量影響小農戶發展生態農業的中介效應由強到弱依次為：認知能力23.3%、學歷程度22.4%、市場預期20.1%、政策感知17.9%、農業年收入12%。

具體分析可知，認知能力越強、學歷越高和對市場預期越高的小農戶，參加合作社的動力越強烈，也能借助這一平臺更好了解生態農業技術，強化了其實現生態轉型的意愿;學歷程度越高、參與合作社的動機也越強烈，更有魄力將生態種養殖的技術和理論應用于生產實際;從市場預期的影響來看，合作社可對市場需求的信息進行分析，在此基礎上指導小農戶規避市場風險;從政策感知的影響來看，對生態農業政策領會比較深刻的小農戶，更有可能通過合作社去爭取更多的財力、技術和信息支持。農業年收入越高的小農戶，也有較強的加入合作社的意愿，可能是合作社可以幫助他們統一進行產品推廣和生產資料采購及改善了農業基礎設施，這些優勢比單個小農戶獨立發展生態農業更有保障。

五、結論與政策建議

本文基于298份實地調查數據，運用Logit模型估計傾向得分值，分析了影響小農戶發展生態農業的主要因素，利用傾向得分匹配法（PSM）和中介效應探究了合作社是否能成為小農戶發展生態農業的有效中介，以此得出以下結論與政策建議：

第一，通過分析邊際效應可以看出，小農戶發展生態農業受個人特征和資源稟賦、風險預期、外部客觀環境等多方面因素不同程度的影響。因此需要整合運用不同的激勵方法與手段，包括自我認知、社會學習、風險意識等在內的綜合素質越高，則小農戶自我發展能力越強，因此，全面提升小農戶綜合素質是促進小農戶和現代農業有機銜接的根本。

第二，平均處理效應表明參加合作社的小農戶更有可能去選擇發展生態農業，這說明合作社的確是影響小農戶發展生態農業的有效中介。小農戶要主動積極地以合作社的形式參與到生態農業的產業體系，以“抱團”的形式發展生態農業，盡可能規避風險，并且通過合作社的資源與渠道，解決在生產和銷售上的困難。在發展合作社上，也應該優先扶持“生態型”合作社的發展，政府等在政策和資金技術等方面應該為合作社與小農戶提供便利與支持。

第三，合作社對不同協變量有明顯的中介效應，可以看出合作社在發揮自身功能的同時，也起到了提供平臺與渠道的作用。因此，合作社要吸收更多在認知能力、學歷程度、市場預期、政策感知等協變量得分較高的小農戶加入，提供有針對性的幫助與扶持，解決小農戶在發展生態農業時所面臨的困難與窘境。

第四，生態農業發展至今，在理論體系和配套技術上不斷成熟完善，逐漸成為我國現代農業發展的主要趨勢。在對現有生態農業支持體系之外，還可以考慮對“生態型合作社”和“生態小農”進行身份的確認，在其產品貼上生態標簽，既使小農戶等經營主體具有自我認同感，又可以使這類生態農產品更容易獲得市場的認可和消費者的青睞。有市場需求的不斷驅動，才能使小農戶的生態轉型保持可持續性和不可逆轉性。

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Abstract： Taking 298 small farmers in Hunan Province as the research object， the propensity score matching method is used to evaluate the intermediary role of cooperatives in the development of ecological agriculture. The results show that the average treatment effect of different matching methods is 23.7% more likely to join the cooperative than the small farmers who do not join. The intermediary effects of different covariates of cooperatives in order from strong to weak are： cognitive ability， degree of education， market expectations， policy perception， and annual agricultural income. This shows that cooperatives are stable and effective intermediaries. Therefore， it is recommended that， in order to implement the guidelines for supporting small farmers to develop ecological agriculture in the rural revitalization strategy as soon as possible， priority should be given to cooperatives with strong self-development capabilities and high overall quality as the support objects. In order to achieve sustainability and irreversibility， the ecological transformation of small farmers with cooperatives as an intermediary must be driven by a certain market demand. The conclusions of this article can provide valuable suggestions for smallholder farmers who are determined to transform themselves to avoid risks， and provide a certain basis and reference for the agricultural sector to formulate relevant support policies.

Key Words： small farmers;cooperatives;ecological agriculture;propensity score matching