合作社社員規范使用農藥的增收效應研究*
——來自四川省的證據

劉景政，傅新紅，劉宇熒，2※，鄧 茜

（1.四川農業大學管理學院，成都 611130；2.四川農業大學四川省農村發展研究中心，成都 611130；3.四川省農業宣傳中心，成都 610041）

0 引言

環境污染和食品安全問題已經成為全球農業可持續發展面臨的重要問題[1]。農藥的使用能夠在短時間內防治病蟲害，節約勞動力，提高農產品產量和“顏值”[2]。然而，農藥的過量施用不僅增加農戶的種植成本，還帶來環境污染、食品安全等問題，最終阻礙經濟增長，不利于可持續發展[3]。農藥施用規范性問題也因此受到社會各界的高度關注[4-7]。2019 年8 月農業農村部等聯合發布《食品安全國家標準食品中農藥最大殘留限量》，該標準涵蓋的農藥品種和數量均首次超過國際標準，標志著中國對農藥規范化使用的要求邁上新臺階。規范使用農藥，如使用低毒農藥、嚴格遵守農藥的標簽標注、農藥安全間隔期以及遵守所在農業生產組織的農藥使用要求等，能夠從源頭保護生態環境、提升農產品質量、保證食品安全[8]，不僅是轉變農業發展方式、發展綠色農業的關鍵環節，更是實現鄉村振興戰略的必由之路[9,10]。然而，增收是理性農戶持續規范使用農藥的重要前提，因此，探討規范使用農藥的經濟效益顯得十分必要。

目前，大多研究集中分析過量施用農藥、遵循農藥施用間隔期、無公害農藥使用等農藥施用行為的影響因素[1-2,9]。其中，有學者發現農業收入占比越高，農戶對農業的依賴性越強，因此越傾向于過量施用農藥[11]；同時也有學者指出高農業收入占比會提高農戶通過施用綠色農藥來提升農產品質量和農業收入的期望，因此其與過量施用農藥具有反向關系[5,12]。在少部分分析綠色生產技術經濟效益的文獻中，部分學者發現采用IPM 技術對農產品產量、凈收益和農業收入有顯著的正向影響[1,13]，但也有學者實證研究發現，農戶采納綠色防控技術對其收入的影響并不顯著[14]。可見，已有研究不僅缺乏對農戶規范使用農藥經濟效益的分析，而且關于農戶綠色生產行為能否提升其收入沒能達成一致意見。此外，據第三次農業普查數據顯示，目前中國小農戶的耕地面積占總耕地面積的70%，故而其農藥使用的規范化問題更為急迫，也決定著中國農業從業者規范使用農藥的整體水平。然而，由于缺乏規范使用農藥的意識、知識和動力[15]，小農戶難以自覺規范地使用農藥。作為輻射帶動全國半數農戶的農民專業合作社（以下簡稱“合作社”），承載著規范農戶生產經營行為的重要責任[16]。同時，不少合作社對農產品的生產過程作出了規范化要求[17]，其中也包括對農藥使用的要求。因此，為了確保社員能夠持續按照合作社要求進行農藥的施用，保證農業的可持續發展，有必要對按照合作社要求規范地使用農藥的經濟績效進行剖析。

雖然現有研究對農戶綠色生產行為的決定和影響因素進行了大量探討，也注意到農戶收入對農藥使用行為的影響，以及合作社對規范農戶生產行為的作用，但鮮有研究探討農藥施用的經濟效益，關于合作社規范農戶施用農藥所產生的經濟效益的研究更為缺乏，并且大多文獻忽略了行為與經濟效益之間的反向因果關系。基于此，在四川省果蔬種植合作社社員的494份實地調研數據基礎上，文章利用處理效應模型，以不遵守合作社的規定使用農藥的社員為參照組，在控制了由反向因果導致的內生性問題的情況下，分析規范使用農藥對社員農業收入的影響，并探討其影響路徑。以期為已有文獻從研究視角和方法上作出邊際貢獻，為推動農戶規范農藥使用的相關政策制定和落實提供決策參考。

1 模型構建與估計方法選擇

1.1 農戶規范使用農藥的決策邏輯

作為有限理性經濟人，農戶是否按照合作社的要求規范地使用農藥（以下簡稱規范使用農藥）是基于對規范使用農藥和不規范使用農藥預期收益的比較。假定社員追求利益最大化且風險中立，規范使用農藥的預期農業收入為DR

*，不規范使用農藥的預期農業收入為DN*。只有當規范使用農藥的預期農業收入大于不規范使用農藥的預期農業收入（DR*-DN*=Di*＞0）時，社員才會選擇規范使用農藥。雖然實踐中規范使用農藥和不規范使用農藥是一個復雜的決策過程，但基于實地調查發現，社員關于是否按照合作社要求規范地使用農藥的回答可以簡單分為規范使用農藥（Di=1）與不規范（Di=0）兩種，其中規范使用農藥是指按照合作社的規范和要求進行農藥施用，具體包含禁用高毒農藥、按照使用說明書進行農藥施用、控制施藥量以及按照農藥使用間隔期進行施用等。現實中社員規范使用農藥與不規范使用農藥的預期農業收入都是主觀的且無法觀測，因而農業收入差值（Di*）也是無法觀測的。借鑒已有研究思路[18]，該文借助下列模型（Latent Variable Model）來考察社員規范使用農藥的行為選擇為：

當社員i規范使用農藥時，Di=1；當社員i不規范使用農藥時，Di=0。根據已有關于合作社影響社員生產經營行為的相關文獻[1-3,19-20]，可以將Wi視為社員i的個人特征、家庭特征及所在合作社的特征等外生解釋變量，例如年齡、受教育水平、家庭外出打工人數、合作社規模等；γ是待估系數向量，ui是誤差項，代表無法觀測的影響因素，比如社員的內在能力。

根據奧爾森（Mancur Olsen）和奧斯特羅姆（Elinor Ostrom）的集體行動理論，可以判定農戶規范使用農藥是一種典型的集體行動。農戶規范使用農藥決策時往往傾向于“搭便車”，即在生產時，為了節約勞動力成本和農藥購買成本，傾向于不按照合作社的要求進行生產；銷售時，為了從合作社獲得產品溢價，傾向于將農產品交付給合作社。在監督、檢測缺位的情況下，合作社難以控制農戶規范使用農藥過程和農產品質量，最終影響合作社整體農產品質量以及銷售價格。為了長期穩定獲得產品溢價，在保證農產品質量和綠色農產品供給的動力驅使下，合作社往往會通過積極探索供給新技術、開展定期培訓、建立監督制度等強制方法，實施正面激勵與負面懲罰相結合的選擇性激勵制度，在合作社領導與社員之間建立可信承諾等一系列措施推動社員規范使用農藥，保證合作社持續供給綠色農產品的能力[21,22]。在此基礎上，為了能夠通過合作社銷售農產品、從合作社獲取成本較低的農業生產資料和技術指導，社員傾向于規范使用農藥。

1.2 規范使用農藥對農戶農業收入的影響

農戶規范使用農藥所產生的經濟效益一方面來自于農產品價值的提升，另一方面來自于合作社對實施了集體行動的社員持續提供的低價優質農資、前沿的生產技術和農產品銷售等服務。

在農產品價值提升方面，規范使用農藥不僅能夠通過降低農藥的使用量來節約生產成本，還能夠通過降低農藥殘留提升農產品質量來提升農產品價值。由于小農戶普遍缺乏契約精神，若社員農戶能夠找到比合作社更好的銷售渠道，他們在銷售環節將不實施集體行動，即該社員農戶不將自家農產品銷售或交付給合作社。此種情境，只可能發生在社員能夠找到更優的銷售渠道。因此，此時社員規范使用農藥所帶來的農產品質量提升，能夠得到市場價格的補償，即實現農產品價格的提升、經濟效益的實現。反之，若社員在銷售環節實施了集體行動，合作社可以通過集體行動實現交易成本的降低和銷售價格的提升，若農戶能夠按照合作社要求進行生產，合作社通常會以高于市場價的價格收購農戶的農產品，或者幫助農戶找到價格更優的銷售渠道，進而降低農戶的市場搜尋等交易成本、提升農戶的銷售收入[23]。另一方面，合作社作為農戶自己的組織，通常能夠通過集體行動為農戶提供生產信息、優質優價的農資和免費高效的農業技術培訓，降低農戶生產信息不對稱等導致的交易成本和進行規范使用農藥所產生的生產成本，最終實現農戶凈收入的增加[17,24]。根據已有研究成果可知，農業收入還受到年齡等個體特征、耕地面積等家庭特征以及所在合作社的組織特征的影響[16,20,25]。故而社員農業收入水平Yi與規范使用農藥行為選擇Di的關系可簡化表達方程式為：

式（2）中，被解釋變量Yi表示社員農業收入水平，Xi是個人特征（年齡、受教育水平、參與技術培訓次數）、家庭特征（家庭自有耕地、外出打工人數、本人在合作社中的身份）、合作社特征（成立時間、人員規模、政府財政扶持）等外生解釋變量，β和δ是待估系數，μi是隨機誤差項。

1.3 估計方法選擇

為了實現分析社員是否規范使用農藥對其農業收入水平的影響這一研究目標，需要對式（2）進行估計。式（2）中，如果反映社員是否規范使用農藥的變量（D）i是外生的，則可以直接使用普通最小二乘法（OLS）來分析規范使用農藥對于社員農業收入水平的影響。然而，作為一種行為決策，如前文所述，社員是否規范使用農藥是由其個人以及家庭情況、合作社特征等多方面因素共同決定的，而并非是隨機選擇的結果，即社員選擇規范或不規范使用農藥，是一種自選擇行為。此外，式（1）中誤差項（u）i和式（2）中誤差項（μ）i各自包含的不可觀測信息可能同時影響社員使用農藥的行為決策和農業收入水平，導致兩個誤差項存在相關性，即corr(ui，μi)≠0。此時使用OLS 估計式（2），所得到的估計系數是有偏的。例如，農業收入高于平均水平的社員，可能自身綜合素質就高，對綠色生產和規范使用農藥所帶來的正向影響具有更充分的認識，從而更傾向于規范使用農藥。此時，規范使用農藥對于社員農業收入水平的影響將被高估。另一方面，農業收入低于平均水平的社員，在通過合作社降低成本、提高銷售價格的驅動下，可能更傾向于規范使用農藥。在這種情況下，規范使用農藥對于社員農業收入水平的影響將被低估。因此，需要選擇適當的估計方法克服選擇性偏差帶來的估計偏誤問題，以便幫助更好地理解社員規范使用農藥的行為對于其農業收入水平的影響。

在處理通過非試驗研究得到的調查數據時，能夠控制選擇性偏差的計量方法常常被用到，例如傾向得分匹配（PSM）方法、逆概率加權（IPWRA）、處理效應模型等。如前所述，可觀測和不可觀測變量可能同時影響著社員規范使用農藥的行為和農業收入水平，而PSM 和IPWRA 僅能控制由可觀測變量導致的選擇性偏差問題。因此，考慮到社員是否按照合作社要求進行農藥施用存在自選擇和內生性問題，該文使用處理效應模型（Treatment effect model，TEM）對其農業增收效應進行考察。

TEM 由兩個階段組成，第一階段是選擇方程即式（1）的回歸，分析社員是否規范使用農藥的決定因素；第二階段是收入方程即式（2）的回歸，測度社員規范使用農藥對農業收入水平的影響。為了保證模型的可識別性，選擇方程至少需要一個有效工具變量。工具變量應當在影響社員規范使用農藥的選擇的同時，不影響其農業收入水平。該文采用社員的鄰居（或親友）是否規范使用農藥作為回歸方程的工具變量。需要說明的是，根據同群效應（Peer Effects）可知，社員的生產行為通常受到鄰居及親友的影響[26]；與此同時，社員的鄰居及親友的生產行為并不會直接影響社員農業收入。為了檢驗工具變量的有效性，可以把“鄰居（或親友）是否規范使用農藥”和其他變量一起，分別對“規范使用農藥”以及社員農業收入進行簡單的Probit 回歸和OLS 回歸。結果顯示，“鄰居（或親友）是否規范使用農藥”對社員農業收入不存在顯著影響，但對社員是否規范使用農藥的影響在5%的水平上顯著。因此，判斷“鄰居（或親友）是否規范使用農藥”是一個有效的工具變量。

TEM 估計結果直接反映了規范使用農藥對農戶農業收入影響的邊際效應，即規范使用農藥從0變到1時，合作社社員農業收入變化情況。要考察規范使用農藥對社員農業收入的整體影響，可以利用TEM 估計系數計算規范使用農藥對農業收入影響的平均處理效應（ATE），計算過程為：

式（3）中，E(Yi|Di=1)表示規范使用農藥社員的農業收入，E(Yi|Di=0)表示不規范使用農藥社員的農業收入。

2 數據來源、變量選擇及描述性統計

2.1 數據來源

四川是農業大省，位于長江上游，其農藥的規范使用不僅關系到本地區的生態環境和農產品消費者的身體健康，還影響著長江中下游地區人們的生產生活用水安全。據統計，2018 年底，四川的種植類合作社占總數的45%左右，同時，四川果蔬種植面積占總耕地面積的45%左右，產值占農業總產值的40.86%。2019 年7 月課題組對四川果蔬種植類合作社社員進行一對一、面對面的問卷調查。調研基于多階段分層抽樣與隨機抽樣相結合的方法，首先按照經濟發展水平和果蔬產地分布，在四川五大經濟區抽取成都平原經濟區、川南經濟區、川東北經濟區作為主要的調研區域；其次，在選取的三大經濟區中以果蔬種植業的發展水平為依據選取1～3 個地級市；再次，在每個地級市內以合作社發展水平為依據抽取2～5個縣（區），并根據農口部門提供的合作社名單，在每個縣（區）隨機抽取2～6個果蔬合作社；最后，根據合作社提供的社員信息，在每個合作社內采取隨機和典型抽樣相結合的方式抽取4～8位社員。共發放問卷520份，剔除漏答關鍵變量及嚴重錯誤信息的問卷后，最終獲得有效問卷494份，問卷有效率為95%。

2.2 變量選擇

為研究社員規范使用農藥對農業收入水平的具體影響，該文計量模型的變量選擇如下。

（1）被解釋變量。該文的被解釋變量是社員農業收入水平。考慮到在調查過程中，農民在收入問題上可能會存在隱瞞真實收入的動機[27]；而社員各類收入的結構又較為復雜[28]，想要準確地對社員農業收入進行衡量比較困難。借鑒已有文獻，采用社員2018 年（調研實施的前一年）種植的主要農產品平均每畝收入來代表其農業收入水平[24]。

（2）核心解釋變量。該文關注規范使用農藥對社員農業收入的影響。就單個社員而言，規范使用農藥可以表現為按照使用說明書進行農藥的施用、使用低毒農藥和在恰當的時間使用農藥等。結合調研發現，大多數合作社都針對農藥使用的幾個方面給出了嚴格的規范要求。為了統一測量口徑，該文主要關注社員是否遵守合作社關于農藥使用的規定產生的經濟后果，因此，通過詢問“是否嚴格按照合作社的農藥使用規定進行農藥施用”來具體考察社員是否規范使用農藥。需要說明的是，為了控制受訪者出于顧慮而刻意隱瞞導致的數據偏差，在調研時一方面承諾問卷信息高度保密，且只用于學術研究，另一方面不要求受訪者提供其真實姓名。

（3）控制變量。在處理效應模型中，選擇方程與結果方程中的控制變量基本一致[1]。基于前文理論分析，并借鑒現有文獻[18,29-30]，該文將影響社員農業收入水平的因素同時也作為選擇方程中的控制變量，具體分為以下幾類：一是戶主或社員家庭“主事人”的個人特征，包括年齡、受教育程度以及培訓次數。二是家庭特征，包括耕地面積、外出務工人數以及在合作社的身份。三是所在合作社的特征，包括合作社成立時間、示范等級以及接受政府財政扶持情況。

2.3 描述性統計

各變量的具體定義與描述性統計結果見表1。統計結果表明，約有54.9%的社員選擇按照合作社要求規范使用農藥。受訪者的平均年齡約為56歲。社員平均受教育年限為7.2年，絕大多數的受教育程度在小學及以上，其中僅有12.3%的社員受教育程度為高中及以上，表明社員受教育程度普遍不高。樣本社員中有62.7%的家庭中有成員外出打工，表明大多數社員的家庭會有人選擇從事非農產業以增加家庭收入。被調查社員中，參加過3 次及以上合作社技術培訓的社員占53.57%，沒有參加過技術培訓的社員占6.77%，不同社員的農業技術培訓參與度存在一定的差異。經農業部門認定的示范合作社約占樣本總數的89.7%，其中，縣級、市級、省級和國家級示范社分別占示范合作社的8.1%、26.7%、45.3%、19.9%。另外，有48.2%的合作社于2018年接受過政府的財政資金扶持。

表1 變量定義與描述性統計

表2 給出了“規范”與“不規范”使用農藥的兩組樣本社員各項變量的均值。對比發現，除農業收入、培訓次數、耕地面積、外出務工人數、所在合作社的示范等級及其所接受的政府財政扶持情況在統計意義上存在顯著性差異外，控制組（不規范使用農藥）與實驗組（規范使用農藥）樣本社員的各項變量的均值基本相同。這表明從統計意義上來講，可以將不規范使用農藥的社員作為規范使用農藥社員的對照組進行模擬估計，再次證明該樣本數據符合TEM 使用的基本要求。此外，該文的工具變量——鄰居（或親友）是否規范使用農藥在兩組樣本社員中也存在著統計意義上的差異，且在1%的水平上顯著。需要特別說明的是，與不規范使用農藥的社員相比，規范使用農藥社員的農業收入高出1 893.70元，在10%的水平上顯著，這表明規范使用農藥可能會影響社員的農業收入水平。然而，簡單的均值比較只能粗略地反映規范與不規范使用農藥的兩類社員在農業收入水平上的差別，并不能排除其他因素對其農業收入水平的影響。為了更準確地分析規范使用農藥對農業收入水平的影響，需要進行TEM估計。

表2 規范與不規范使用農藥樣本社員有關變量的均值差異

3 實證分析結果及分析

借助Stata13.0計量分析軟件，得到表3所示的TEM 估計結果。Wald內生性檢驗在1%的顯著性水平上拒絕了選擇方程和收入方程相互獨立的原假設。殘差相關系數ρ為負且通過顯著性檢驗，說明存在負向的選擇性偏差，即農業收入低于平均水平的社員更傾向于在使用農藥時遵守合作社的使用規范。這是合理的，可能的原因是農業收入更低的社員其生產經營能力更弱，更傾向于依靠合作社進行農資的購買或農產品的銷售。為了能夠從合作社購買農資或通過合作社銷售農產品，該類社員更愿意遵從合作社的指示進行農藥的使用。因此，用TEM對樣本數據進行估計是合適的。

3.1 規范使用農藥對社員農業收入的影響分析

TEM 估計結果表明，在其他情況不變的情況下，與“不規范使用農藥”的社員相比，“規范使用農藥”的社員農業收入水平更高，且在1%的水平上顯著。也就是說，按照合作社的要求規范地使用農藥能夠有效提高社員的農業收入。這與朱淀等[6]的研究結論相似。朱淀等[6]指出，蘇南水稻種植中農藥的邊際生產率近乎為0，農藥施用已經過量，減少農藥投入能夠增加水稻種植戶的農業純收入。當社員選擇按照合作社要求規范使用農藥時，嚴格控制農藥用量將顯著降低農藥這一重要投入品的生產成本和人工管理成本；同時，社員收獲的農產品農殘更少、品質更優，合作社將會按照承諾以更高的價格進行收購[21]，最終使得社員獲得更高的農業收入。因此，規范使用農藥與社員農業收入之間存在正相關關系。

為了進一步獲得規范使用農藥對社員農業收入影響的平均處理效應（ATE），該文將利用表3 中變量的估計系數和式（3）來進行估算。

表3 規范使用農藥對社員農業收入影響的估計

3.2 規范使用農藥對社員農業收入影響的平均處理效應

基于TEM 估計結果，可以預測規范使用農藥和不規范使用農藥兩種條件下社員的平均農業收入水平，進而測算規范使用農藥的平均處理效應，結果見表4。

表4結果表明，“規范”和“不規范”使用農藥的社員平均農業收入分別為14 412.00元和12 936.28元，規范使用農藥對社員農業收入的ATE 為1 475.72 元，且在1%的水平上顯著。從平均農業收入水平的變化來看，在控制了可觀測因素和不可觀測因素的情況下，規范使用農藥將導致社員農業收入水平顯著提升10.24%。

表4 規范使用農藥對社員農業收入的平均處理效應

已有研究表明，合作社的領導人、理事、監事等核心成員的農產品安全生產認知普遍高于普通社員，特別是合作社創辦者，存在以身作則帶動其他社員規范生產的內在動機，選擇規范使用農藥的可能性更大[21]；此外，核心社員與普通社員在自然資源、人力資源、資金資源和社會資源等方面均存在異質性，規范使用農藥的增收效果也可能存在差異[22]。基于此，該文進一步考察規范使用農藥這一行為對不同身份社員農業收入的影響，將社員按照在合作社中的身份分為兩類，分別考察規范使用農藥對其農業收入影響的平均處理效應。

表5所展示的估計結果表明，核心社員的平均農業收入水平普遍低于普通社員。這可能是由于核心社員所擁有的資金、人力資本和社會資本等稀缺要素更加豐富[31]，在非農業活動中投入的時間和要素更多，農業收入占家庭總收入的比重相對較低。此外，估計結果顯示，規范使用農藥的平均處理效應對于不同身份的社員均為正值。具體來看，對普通社員而言，相較于不規范使用農藥，規范使用農藥能夠將其農業收入提升11.46%；同時，對核心社員而言，相對于不規范使用農藥，按照合作社的要求規范使用農藥會使社員的農業收入水平提高6.30%。這表明，通過督促社員規范使用農藥來實現社員增收是合作社發揮增收功能的一個有效渠道。需要強調的是，調動普通社員規范使用農藥的積極性，讓其按照合作社的要求規范使用農藥更能夠實現合作社促農增收的作用。

表5 規范使用農藥對不同身份的合作社社員農業收入水平影響的平均處理效應

3.3 其他變量對規范使用農藥及社員農業收入的影響

關于規范使用農藥的其他影響因素，控制社員基本特征、家庭因素以及合作社基本情況等因素后，鄰居（或親友）規范使用農藥對社員規范使用農藥有正向影響，且在1%的水平上顯著，這進一步印證了社員在農藥施用時確實存在“從眾”現象，這表明在促進社員集體行動過程中不能忽視社員間的相互影響和示范效應。家庭外出打工人數對社員規范使用農藥有負向影響，且在1%的水平上顯著，原因可能在于外出打工人數越多，家庭日常從事農業的勞動力數量越少，為免除農作物被害蟲侵擾，勞動力的短缺與經濟利益驅動社員增加農藥使用量，一次性消滅病蟲害[4]。這表明合作社在規范社員農藥使用時，需要加大對兼業農戶的監管力度。社員技術培訓對規范使用農藥有正向影響，且在5%水平上顯著。一般情況下，參與技術培訓的社員對于農藥使用的流程、要求以及高毒農藥的危害等相關知識更為了解[32]，因而會選擇規范使用農藥。這表明要加強對社員關于農藥使用規范的培訓以及不規范使用農藥后果的知識普及。

關于社員農業收入的其他影響因素，“合作社接受政府財政扶持”對社員農業收入有正向影響，且在1%的水平上顯著，這表明所在合作社受到政府財政扶持的社員農業收入水平相對更高，其原因可能在于接受政府財政扶持的合作社在生產資料購買、生產技術培訓和指導、高質量農產品銷售渠道等方面具有相對優勢，更可能通過降低生產成本、交易成本，提高銷售價格來保障社員農業收入的增加。“社員受教育年限”對社員農業收入有負向影響，且在10%的水平上顯著，這意味著受教育水平較高的社員所獲得的農業收入相對較低。原因可能在于，盡管教育能夠通過發揮生產效應增加農戶收入，但這種效應并不高[33]；同時，為提升家庭收入，擁有高學歷的社員更可能獲取非農就業機會，更傾向于從事非農活動，而對農業生產的人力、物力投入較少，農業收入反而相對較低。

4 結論與政策建議

在農藥濫用日益嚴重，而農戶按標進行農藥施用動力不足的現實背景下，運用處理效應模型，對四川省合作社社員494份調查數據進行分析，探究社員按照合作社的要求進行農藥的施用對其農業收入的影響。模型檢驗發現，如果不考慮規范使用農藥的內生性問題，將會導致樣本選擇偏差，高估規范使用農藥對農業收入的影響。估計結果表明，規范使用農藥對于合作社社員的農業收入水平具有顯著的提升作用，具體來講，按照合作社的要求規范使用農藥的社員農業收入比不規范使用農藥的社員高出10.24%。此外，這種正向影響在普通社員中力度更大。同時，估計結果指出，對社員進行技術培訓能夠有效提高社員按照合作社的規范來使用農藥的水平；受到過政府財政支持的合作社，其社員更傾向于規范使用農藥。

上述結論意味著，在合作社所有可選的促農增收措施中，推動社員、尤其是普通社員規范使用農藥，大力發展綠色生產是一條值得引起重視的路徑。通過以上分析，得到以下幾點政策啟示。

（1）合作社不僅要完善包含低毒農藥等綠色農資統一購買、綠色生產技術培訓、農藥使用要求等在內的綠色生產制度，還應通過內部的選擇性激勵機制、監管機制、可信承諾等推動社員按照合作社要求進行規范生產，特別是制定引導普通社員參與合作社的激勵制度，進而實現農產品質量和生態環境的雙重發展。

（2）建立并完善農業技術培訓制度，推動構建由政府、合作社以及其他社會化服務組織組成的農業技術培訓體系，加強對社員農藥施用的相關知識培訓和技術指導，提升社員對農藥規范施用的意識和重視程度。

（3）完善鼓勵合作社帶動社員實施綠色生產的相關制度設計，為銷售能力較強、內部管理制度更規范以及能夠實實在在為社員提供服務的合作社提供相應的項目傾斜和資金扶持。