蔬果合作社農產品品牌化與農戶農產品生產質量控制行為
——影響機制與效應測度

張益豐 呂成成 陸泉志

(南京林業大學 經濟管理學院，南京 210037)

中國政府非常強調全過程農產品質量安全和食品安全監管的重要性，提出發展綠色農產品、有機農產品和地理標志農產品，試行食用農產品達標合格證制度等一系列措施，確保國民“舌尖上的安全”。盡管政府已經出臺很多強力的農產品質量監管政策，但“瘦肉精”、“毒生姜”等惡性食品安全事件依然頻發，農產品農藥高殘留與化肥、添加劑等化學制劑濫用現象屢禁不止，可見我國農產品質量的全面提升，既需要依靠政府的強力監管，更需要通過優化農業組織結構來促進監管的落實。實現組織化生產、系統化運營與科學化管理，以新型農業經營主體建設來筑牢農產品質量安全防線，具有重大的現實意義與理論價值。

當前農產品質量安全的理論研究關注兩大重點問題：一是研究監管方法的優化，其中包括博弈論最優解分析、動態均衡分析，上述研究驗證了實施農產品質量安全的嚴格監管，對社會福利狀況具有帕累托改進。二是關注農產品質量安全與農業生產端的交互治理。包括小農生產狀態下的農產品質量監管條件及績效研究，農業企業對產品質量的控制、供應鏈治理與農產品質量關聯、以及合作社經營與農產品質量監管體系的交互影響。其中交互研究中細分為合作社內部信任機制問題，社員異質性問題對產品質量影響，合作社社會化服務對農產品質量影響。研究普遍認為合作社內部產前統一供應農資、產中田間生產流程指導、產后統一銷售等農業社會化服務是農產品質量安全提升的關鍵。還有研究認為，內部存在集體“搭便車”的問題導致合作社參與并未對農戶實施農產品質量控制行為產生顯著影響，甚至對農戶農藥用量具有激勵作用。

產生這一矛盾的根源以及如何規避上述問題的產生，前人給出了針對性的解決方案。首先需為合作社提供必要的技術培訓，改善合作社經營能力與提升農產品質量控制的技術保障。李昊等利用分位數回歸和傾向得分匹配分析農藥施用技術培訓對農藥過量施用的影響和因果效應，證明參加培訓導致經濟作物種植戶減少過量施用農藥。但上述研究存在以下缺陷：1)缺乏技術培訓類服務對農產品的生產流程管理與農產品質量的影響研究；2)對農產品質量的分析僅局限于個別指標(如化肥施用量、低殘農藥施用量等)，未考慮如生產中統一種苗、流程控制、銷售渠道優化等系列因素的綜合影響；3)相關研究主要基于傾向得分來進行技術培訓與質量關聯分析，不能有效解決由不可觀測變量引起的“隱性偏差”，采用工具變量估計、Heckman選擇模型或內生轉換模型將提升檢驗結果的可信度。

其次，厘清農產品品牌管理與農產品質量的關聯影響。王文龍認識到地理標志農產品質量控制能力存在不足，壯大農民合作社、行業協會的作用，加強合作社品牌營銷才能提高地理標志農產品品牌競爭力。Yin等也認為合作社發展自有農產品品牌將促進合作社生產的農產品質量。但相關研究僅針對參與合作社群體進行研究，存在選擇性偏差，無法比較參與合作社、參與異質性(如品牌社)合作社對農產品質量的差異化影響。最后前人未對合作社發展農產品自有品牌的意愿進行剖析，使得研究在構建“合作社自有品牌→形成治理→促進農產品質量提升”的邏輯上存在斷層。

本研究首先論述了合作社創立自主品牌在“合作社創立→促進農產品質量提升”之間的內在機理。其次研究農戶參與合作社行為、參與擁有(沒有)自有品牌的合作社行為對于農產品質量控制行為實施效果比較；最后分析合作社品牌建立與最終農產品質量提升的轉換機制，檢驗生產流程培訓在農產品質量提升演化過程中的關鍵作用；最后提出針對性的政策建議。本研究的論證結果將有助于解釋參與新型農業經營主體和形成農產品質量控制之間的內在機制，同時為政策實施提供實證依據。

1 理論分析與研究假說

計劃行為理論認為個人行為不僅受到行為意向的影響，還受到能力、機會以及資源稟賦等實際控制條件的制約，農戶實施農產品質量控制行為是基于“理性人”假設，在現有認知水平、資源稟賦約束下，尋求利益最大化的最終結果。既有研究也發現，農戶實施農產品質量控制行為會受到個體特征、家庭特征、市場特征、政府監管特征、農業產業組織等多種因素控制。

合作社的生存與發展，取決于其嵌入市場的能力，以及控制交易成本并獲得利潤的最大化的能力。Williamson認為企業交易成本的大小受到交易對象的不確定性、交易頻率、以及資產專用性投資風險控制等的影響。合作社產品在市場上的適銷程度取決于合作社能否找到穩定的原材料供應者與產品銷售方，建立起穩定的供銷渠道。合作社注冊商標并建立品牌管理意識，向下游廠商提供產品可追溯的保障(提供完整質檢報告、生產流程臺賬)，有助于尋找并穩定客源，降低農產品交易頻率，使銷售途徑得以順暢。

綜上，研究認為“農產品品牌化→市場占有率→產能提升”的最終能否實現對于農產品生產過程中規范運作和科學化管理提出了更高的要求，合作社農產品品牌化運營會“反向”激勵合作社強化對農產品生產流程的規范與科學種養標準的落實。通過向供應鏈前端的社員釋放強調生產質量的“置信威脅”，并通過為社員提供技術標準、種養流程控制來約束社員的生產行為，依靠合作社內部成員間的“相互監督”敦促社員遵循合作社的技術標準、生產工藝流程進行規范生產；而優質的社會化服務又進一步增加了社員的專有性資產(生產技能)，社員的生產效率得以提升(具體表現在社員生產出的農產品質量穩步提升)。合作社強調對生產流程(供應鏈前端)的農產品質量控制，也將自營產品與普通農戶生產的產品加以區分，借助合作社的規模優勢確立當地高質量農產品的質量“標桿”，提升了當地農產品的總體質量水平。

圖1 農產品質量控制行為流程Fig.1 Agriculture product quality control process

由此，本研究提出如下假說：

H：參加合作社與社員實施農產品質量控制行為存在因果關聯。

合作社一方面能組織社員進行生產流程培訓，督促社員按照合作社的生產規范進行標準化生產，通過外部管理加強社員實施農產品質量控制行為。同時農戶參與合作社，實現社員與合作社利益“激勵相容”，誘使社員接受合作社的生產培訓與質量監管，社員自覺增強農產品質量控制行為。最后合作社內部存在“相互監督”行為，限制個別人“質量違約”行為損害群體潛在利益行為的發生，因此內部約束行為促進社員增強對農產品質量控制行為的發生。

H：擁有自有農產品品牌的合作社比無自有農產品品牌的合作社更能顯著促進社員實施農產品質量控制行為。

缺乏自有農產品品牌的合作社一般對農產品質量監管不嚴格，流程管理相對松散，無法為社員提供全過程社會化服務，這造成“弱勢”合作社的市場競爭能力差，難以獲得品牌溢價，合作社的市場參與度低又進一步弱化社員對合作社的認同感，也降低了其提高農產品質量的積極性。

H：農業生產流程培訓是合作社促進社員實施農產品質量控制行為的重要渠道。擁有自有品牌的合作社在促進社員實施農產品質量控制行動時農業生產流程培訓的中介作用顯著，農業生產流程培訓在無自有品牌的合作社中對促進社員的農產品質量控制的中介效應不明顯。

合作社已成為提供農業社會化服務的主導力量，以種植技術培訓為代表的培訓服務成為合作社重點提供的社會化服務項目。研究表明加入合作社后社員參加種植技術培訓的次數明顯增加，生產流程培訓通過增進農戶對農產品質量安全的了解，提高農戶使用先進種植技術和管理方法的能力，強化農戶實施農產品質量控制的行為。本研究認為生產流程培訓是合作社促進參與社員實施農產品質量控制行為的重要手段。

實施農產品品牌化管理的合作社為確保農產品質量更愿意通過生產流程培訓來增強社員科學種養的技術能力，幫助社員熟悉科學化的先進管理流程并監督社員進行標準化科學生產。社員通過接受農業生產流程培訓來提高自身的經營能力與經營收益，使社員生產與合作社經營利益銜接更緊密。缺乏自有農產品品牌的合作社往往缺乏統一的質量標準，通常按照下游銷售商的收購標準來制定驗收標準，造成質量控制行為“漂移”，社員參與生產流程培訓轉化為穩定增收的比例較低，使參與者通過接受合作社“知識溢出”來增強其堅持高質量生產的動能不足。

2 數據描述與變量設定

2.1 數據來源

本研究使用的數據來源于課題組2020年1月在山東省煙臺市、淄博市與棗莊市3市9區進行的農業社會化服務與農業增效的田野調查。調查問卷采用分層抽樣方法進行，投放問卷1 350份，獲得有效問卷985份，有效率72.96%。其中合作社社員367戶，其中加入有自有農產品品牌的合作社社員共138戶，加入無農產品品牌的合作社社員229戶，非社員618戶(以下將有農產品自有品牌的合作社稱為品牌社，無農產品自有品牌的合作社稱為非品牌社)。

2.2 變量說明

2

.

2

.

1

被解釋變量

本研究被解釋變量為農戶的農產品質量控制行為實施程度，本研究借鑒前人對農產品質量內涵的定義，即安全、營養、價值、包裝和生產過程5種屬性構成農產品質量的內涵，其實質是實施農產品質量控制行為。本研究將實施農藥化肥減量、回收農藥廢棄瓶、測土配方技術、農家肥使用情況、實施農產品農殘檢驗、農產品分級銷售、進行電商銷售等行為作為農產品質量控制行為的顯性行為。

由于農產品在種苗選擇、生產流程、質量驗收標準等方面存在差異，目前學術界對于農產品質量安全沒有統一量化指標，既有文獻采用單一指標、多指標和綜合指標認定等方式進行研究。本研究認為農產品質量安全是一個抽象概念，農產品質量安全的提升是質量安全意識提升、綠色生產行為控制、品牌銷售渠道優化的綜合結果。鑒于此，本研究采用12個指標考察農戶農產品質量控制行為，在根據層次分析法建立農產品質量判斷矩陣模型基礎上采用專家評分法計算權重，采用Mathematica軟件求解特征向量和特征值并計算權重，將各指標單項得分乘以各項指標的權重，加總得到農戶農產品質量控制行為實施程度。具體詳見表1。總分數提高，則農戶種植農產品精細化程度高，對于農產品質量控制行為的實施程度越高，農戶生產的農產品質量越好。

表1 農戶的農產品質量控制行為實施程度定義
Table 1 Determination of the extent of application of agricultural quality control practices by farmers

目標層 Target layer 權重Weight準則層Guidelinelayer權重Weight指標層(子指標說明)Indicator Layer (Sub-IndicatorDescription)權重Weight均值Mean標準差Standarddeviation農戶主觀質量安全維度Subjective quality andsafety dimensions offarmers0.301食品安全意識0.251種植安全知識0.05家人吃的蔬菜、糧食、水果等,種的時候會不會少用化肥,或者盡量用農家肥(1=會;0=不會)0.1240.8520.356家人吃的蔬菜、糧食、水果等,種的時候會不會少打農藥(1=會;0=不會)0.1270.8460.361了解禁用農藥的種類(1=是;0=否)0.050.7520.432農戶客觀質量實施維度Objective qualityimplementation di-mension of farmers0.415質量實施行動0.232技術投入行動0.183在農藥化肥使用方面使用生物農藥或者物理防治等行為(1=有;0=無)0.0810.1690.375減少農藥用量行為(1=有;0=無)0.0570.5310.499農藥瓶等廢棄物收回掩埋行為(1=有;0=無)0.0520.1750.380有無較多使用農家肥行為(1=有;0=無)0.0420.2600.439測圖配方施肥技術(1=有;0=無)0.1040.2950.456使用節水灌溉技術(1=有;0=無)0.0790.5550.497外部環境適應維度The externalenvironment adaptsto the dimension0.284市場驗收標準0.169營銷模式0.115農產品銷售是否要通過農藥殘留檢驗(1=有;0=無)0.1070.0770.267農產品采用分級銷售(1=有;0=無)0.0620.6880.463農產品通過電商銷售①(1=有;0=無)0.1150.0580.234

2

.

2

.

2

核心解釋變量

首先，本研究關注農戶參加合作社是否會影響農戶實施農產品質量控制行為。因此選取“被調查戶是否加入農民合作社”二元變量作為核心解釋變量。同時將 “加入合作社是否有自有農產品商標/品牌”的兩元變量來評估合作社的農產品品牌效應。另外本研究設計將生產流程培訓(包括生產技術培訓與田間/日常管理流程培訓)為中介變量，以分析合作社是否以及何種程度上通過生產流程培訓促進農戶實施農產品質量控制行為。

2

.

2

.

3

控制變量

本研究將控制變量分為個人稟賦、家庭特征和區位特征3類。其中個體特征包括戶主性別、年齡、受教育年限、種植年限、日上網時長；家庭特征包括家庭純農收入、種植規模、貸款可得性、種植計劃；區位特征包括距鎮政府距離、有無快遞點。既有研究表明上述3類變量不僅影響農戶是否加入合作社，同時也影響農戶農產品質量控制行為的實施。

2

.

2

.

4

工具變量

由于本研究考察合作社參與對農戶農產品質量控制行為實施程度的影響，這一現象可能存在反向因果問題。。本研究擬采用樣本農戶“家族中是否有近親擔任村領導干部”作為其是否加入合作社的工具變量來解決反向因果問題。由于合作社發展“內嵌”于鄉村發展中，村領導干部會比其他人對合作社的經營情況了解更深入，農戶憑借村兩委領導成員有近親關系，對合作社經營狀況的了解程度可能會影響其加入合作社的意愿，但并不會直接影響農戶實施農產品質量控制行為。本研究將“家族中是否有近親擔任村領導干部”以及其他控制變量，分別對“是否加入合作社”與“農產品質量控制行為實施程度”進行簡單的Probit回歸與OLS回歸。回歸結果顯示，農戶“是否有近親擔任村領導干部”對農戶農產品質量控制行為實施程度影響不顯著，但對農戶“是否加入合作社”在1%的水平上統計顯著，因此上述工具變量設定有效。各變量的定義賦值及描述性統計詳見表2。

表2 描述性統計分析
Table 2 Descriptive statistics analysis

變量 Variable 變量說明Variable descriptions均值Mean標準差Standarddeviation農產品質量控制行為實施程度Extent of application of agriculturalquality control practices by farmers農產品質量控制效能0.4470.148是否加入合作社Whether or not joined in the cooperative1=是;0=否0.3730.484性別 Gender1=男;0=女0.8850.319年齡 Age歲59.419.893受教育年限 Education戶主上學年限/年7.8632.566種植年限 Years of cultivation種植規模最大的農作物種植年限/年20.9812.055日上網時長 Daily internet access每天通過智能手機上網時間/小時0.9401.660生產流程管理培訓Production process management training2019年你家共接受種植技術、管理方法等培訓/次1.2642.007純農收入 Farm income2019年家庭務農收入/萬元2.3934.320種植規模 Scale of cultivation2019年您家蔬果種植規模/公頃1.3665.601借款可得性Availability of borrowing受訪者需要借5萬塊錢,你覺得難度如何(1=很容易;2=有一點,但不大;3=有難度;4=很難;5=借不到)2.8140.898種植計劃Planting plan家庭今后種植生產農作物打算(1=退出生產;2=縮減規模;3=穩定規模;4=擴大規模)2.8920.681離鎮政府距離Distance to township government村莊離鎮政府的距離/km4.6603.688有無快遞點 Is there a courier station村莊有無快遞點(1=有;0=無)0.3940.489工具變量Instrumental variable家族中有人擔任村領導干部嗎(1=是;0=否) 0.1730.378

① 采用該指標的主要原因源于有研究提出電商銷售模式轉換對于農產品質量有正向促進作用，生鮮果品電商的發展對于生鮮果品質量提升影響較大

2.3 描述性統計

表3列出入社社員、品牌社社員、非品牌社社員與未入社農戶各變量的均值差異。與未入社農戶相比，入社社員、品牌社社員、非品牌社社員的質量控制行為實施程度更高，且在1%顯著性水平下顯著，可見加入合作社明顯提高社員(農戶)的農產品質量控制行為實施程度。進一步分析社員(農戶)農產品質量控制行為實施程度的均值可知，差異1～3明顯不同，初步認為合作社有無品牌可能對農戶產品質量安全控制行為的實施存在影響，精準的量化還需要科學嚴謹的反事實估計方法來完成。

表3 普通農戶與社員特征的均值差異
Table 3 Mean differences in characteristics of general farmers and cooperative members

變量Variable入社社員(n=367)Membersof thecooperative成為有農產品品牌的合作社社員(n=138)Members ofthe brandcooperative成為無農產品品牌的合作社社員(n=229)Membersof thenon-brandcooperative未入社農戶(n=618)Non-members差異1Difference 1差異2Difference 2差異3Difference 3農產品質量控制行為實施程度The extent ofapplication ofagricultural qualitycontrol practicesby farmers0.4470.5260.4480.4280.049***0.098***0.020***性別 Gender0.9210.9350.9130.8640.057***0.071***0.049**年齡 Age57.4757.5457.4260.57-3.107***-3.029***-3.154***受教育年限 Education8.3468.4138.3067.5760.770***0.837***0.730***種植年限Years of cultivation19.8720.3419.5821.65-1.779**-1.307-2.064**日上網時長Daily internet access1.2391.2931.2060.7630.476***0.531***0.444***生產流程培訓Production processmanagement training1.9702.6671.5500.8451.125***1.822***0.706***純農收入Farm income3.3933.9023.0861.7991.593***2.102***1.286***種植規模Scale of cultivation40.77025.97049.688.46132.306***17.513*41.221***借款可得性Availability ofborrowing2.6352.7032.5942.921-0.286***-0.218**-0.327***

表3(續)

變量Variable入社社員(n=367)Membersof thecooperative成為有農產品品牌的合作社社員(n=138)Members ofthe brandcooperative成為無農產品品牌的合作社社員(n=229)Membersof thenon-brandcooperative未入社農戶(n=618)Non-members差異1Difference 1差異2Difference 2差異3Difference 3種植計劃Planting plan3.0053.0802.9612.8250.180***0.254***0.135**離鎮政府距離Distance to townshipgovernment3.9983.6094.2335.053-1.055***-1.444***-0.820***有無快遞點Is there a courierstation0.4800.4130.5200.3430.137***0.0700.177***家里有無村干部There are no villageleaders in the family0.2450.2460.2450.1290.116***0.117***0.115***

注：***、**分別表示1%、5%顯著性水平；差異1是入社社員和未入社農戶比較的結果；差異2是品牌社社員和未入社農戶比較的結果；差異3是非品牌社社員和未入社農戶比較的結果。
Note: ***, ** represent the significance levels of 1% and 5%, respectively; Difference 1 is the result of the comparison between the members of the cooperative and the non-members; the difference 2 is the result of the comparison between the members of brand cooperative and the non-members; and the difference 3 is the result of the comparison between the members of non-brand cooperative and the non-members.

3 計量模型設計

3.1 內生轉換模型

本研究關注參與合作社對農戶實施農產品質量控制行為的影響，需要解決兩個問題：首先農戶參與合作社可能是異質性農戶自選擇的結果；其次可能存在反向因果問題。本研究參考Lokshin等提出的內生轉換模型(Endogenous switching regression, ESR)來驗證合作社參與對農產品質量控制程度的提升效應。

ESR模型分兩階段進行估計。首先對行為方程的估計，采用Probit模型估計農戶加入合作社或品牌社的概率。農戶參加合作社行為方程：

P

=

γZ

+

μ

(1)

農戶加入品牌合作社行為方程：

P

′=

γZ

′+

μ

′

(2)

其次是對結果方程估計，即估計農戶加入合作社以及加入的合作社有無品牌對農戶實施農產品質量控制行為的影響。入社農戶實施農產品質量控制行為結果方程：

Y

1=

β

X

+

δ

1

(3)

品牌社社員實施農產品質量控制行為結果方程：

Y

2=

β

X

+

δ

2

(4)

非品牌社社員實施農產品質量控制行為結果方程：

Y

3=

β

X

+

δ

3

(5)

未入社農戶實施農產品質量控制行為結果方程：

Y

4=

β

X

+

δ

4

(6)

式(1)和(2)中：

P

、

P

′分別表示是否加入合作社和品牌社的二元選擇變量；

Z

和

Z

′分別表示影響農戶加入合作社和品牌社的可觀測因素；

μ

和

μ

′為隨機擾動項。式(3)～(6)中，

Y

1、

Y

2、

Y

3和

Y

4分別表示入社社員、加入品牌社社員、加入非品牌社社員和未入社農戶的農產品質量控制行為實施程度；

β

、

β

、

β

和

β

分別為各式待估參數；

X

是影響農戶農產品質量控制行為實施程度的影響因素；

δ

1、

δ

2、

δ

3和

δ

4為各結果方程的隨機擾動項。

利用其估計系數計算農民合作社提升農戶農產品質量控制行為實施程度的平均處理效應(ATE)，從整體上考察農民合作社對農戶農產品質量控制行為實施的提升效應。

非品牌合作社對農戶農產品質量控制行為實施的提升效應：

ATE=

E

(

Y

|

P

=1)-

E

(

Y

|

P

=0)

(7)

品牌合作社對農戶農產品質量控制行為實施的提升效應：

ATE′=

E

(

Y

′|

P

′=1)-

E

(

Y

|

P

=0)

(8)

式(7)和(8)中：

E

(

Y

|

P

=1)表示如果所有受訪者都加入非品牌社時，預期的農產品質量控制行為實施程度；

E

(

Y

′|

P

′=1)表示如果所有受訪者都加入品牌社時，預期的農產品質量控制行為實施程度；

E

(

Y

|

P

=0)表示如果所有受訪者都不加入合作社時，預期的農產品質量控制行為實施程度。

3.2 中介效應模型

在機制分析部分，本研究借助中介效應模型，以生產流程管理培訓為中介變量，分析生產流程管理培訓影響合作社促進社員實施農產品質量控制行為的內在機制，建立如下結構方程：

Y

=

α

P

+

α

C

+

ε

1

(9)

M

=

α

P

+

α

C

+

ε

2

(10)

Y

=

α

P

+

α

M

+

α

C

+

ε

3

(11)

式中：

Y

表示農戶農產品質量控制行為實施程度；

P

表示農戶是否加入合作社；

M

為中介變量，表示農戶接受生產流程管理類培訓次數；

C

表示除種植技術培訓外的一系列控制變量；

α

為待估參數；

ε

為殘差項。參考溫忠麟等提出的中介效應檢驗步驟，

α

、

α

、

α

均顯著時，表明種植技術培訓的中介效應顯著。若

α

顯著，

α

、

α

至少有一個不顯著時，借助Bootstrap法檢驗系數

α

和

α

是否顯著不為0(即即是否強烈拒絕

H

=

α

、

α

=0)，顯著時存在中介效益。

4 實證結果與分析

4.1 全樣本條件下的估計結果

表4中的Model 1呈現全樣本農戶質量控制行為實施程度的ESR模型估計結果。農戶加入合作社的行為方程及其農產品質量控制行為實施程度結果方程的聯合似然比通過檢驗(LR值為19.91)，表明社員與未入社農戶存在異質性。行為方程與農戶農產品質量控制行為實施程度結果方程誤差項的相關系數

ρ

、

ρ

顯著不為0(

ρ

為負

ρ

為正且均在1%統計顯著)，一方面說明數據存在自選擇偏誤問題，本研究計量模型采用ESR模型合理。同時也表明存在社員實施農產品質量控制行為更甚，相關系數的理論解釋詳見Ma等和Lokshin等的理論闡述。

比較表4發現，入社與未入社農戶實施農產品質量控制行為的影響因素有差異，具體表現為兩點：

1)受教育年限、接受種植技術培訓次數，家庭純農收入、借款可得性、種植計劃，村莊有無快遞點均顯著影響未入社農戶質量控制行為實施程度，但對社員的影響不顯著。存在差異的原因大致有兩點：一是社員具有相似的個人稟賦和家庭特征，例如受教育年限相仿、接受種植技術培訓次數相同、對家庭種植計劃相似的規劃等；二是合作社能為社員提供全程技術指導等一系列社會化服務，其質量控制行為的實施不易受到個人稟賦與家庭特征的影響。

2)種植規模變量對入社和未入社農戶均有顯著負向影響(但系數均較小，分別為-0.000、-0.001)。這與江激宇等得出“種植規模與農戶農產品質量安全控制意愿呈負相關”的研究結論一致。可能的原因是種植規模越大，農戶實施農產品質量控制行為投入越多，農戶更愿意按照以往經驗進行生產。受制于家庭稟賦條件，大規模實行“精耕細作”難以實現，因而種植規模對小規模農戶實施質量安全控制行為具有負向影響。日上網時長對入社和未入社農戶均有顯著正向影響，顯示從外部獲得知識是農戶實施農產品質量控制行為的重要因素。

4.2 分樣本農戶的估計結果

考慮到合作社有無品牌的影響，將加入品牌合作社的社員和加入無品牌合作社的社員分別與未入社農戶組成子樣本1和2，分別進行ESR擬合。實證結果分別見表4中的Model 2和3。Model 2估計結果顯示，行為方程與品牌社農戶質量控制行為實施程度結果方程誤差項的相關系數

ρ

顯著為負，說明加入品牌社的社員質量控制行為實施程度高于顯著高于未入社農戶質量控制行為，同樣表明有必要糾正由自選擇引起的選擇性偏誤。Model 3估計

結果顯示，盡管

ρ

為負但統計非顯著，但行為方程與未入社農戶質量控制行為實施程度結果方程誤差項的相關系數

ρ

顯著為正，既說明未入社農戶更加實施質量控制行為實施程度較低，也表明有必要糾正由不可觀測變量引起的自選擇性偏誤。表明用ESR模型估計子樣本1和2是合宜的。

從表4估計結果可以看出，Model 2和3中未入社農戶農產品質量控制行為實施程度結果方程的估計結果與全樣本擬合結果基本一致，而社員方面則表現迥異。具體而言，在Model 2中加入品牌社的社員戶主的年齡、種植規模對其實施質量控制行為不再具有顯著影響。這可能是由于品牌社提供更加全面的社會化服務培訓，促進農戶實施農產品質量控制行為，將年齡和種植規模導致質量控制行為實施的差異性削弱。而Model 3中加入非品牌社的社員受教育年限和種植技術培訓對其實施質量控制行為具有顯著正向影響。由此可見，品牌社作為具有相對完善的內部治理機制和提供全面生產流程培訓服務的經濟社會組織，增強了農戶農產品質量安全意識，使農戶具備實施農產品質量行為的能力，在一定程度上保障了農產品質量。

4.3 合作社對農戶農產品質量控制行為實施的平均處理效應分析

表5給出全樣本、子樣本1、2基于ESR模型獲得的合作社對農戶農產品質量控制行為實施程度的平均處理效應。結果表明，加入合作社對社員農產品質量控制行為實施效應為0.623，而未參加合作社農戶實施質量控制行為的效應值為0.505。

表5 基于ESR模型的農產品質量控制行為實施程度的平均處理效應
Table 5 Average treatment effects of the degree of implementation of agricultural quality control behaviors based on ESR model

質量控制行為實施程度Extent of application of agri-foodquality control practices by farmers全樣本Full sample子樣本1(品牌社)Subsample 1(Brand cooperative)子樣本2(非品牌社)Subsample 2(Non-brand cooperative)社員Cooperative member0.623(0.002)0.709(0.003)0.448(0.002)未入社農戶Non-members of the cooperative0.505(0.003)0.443(0.002)0.443(0.002)平均處理效應ATEAverage treatment effect0.118***(0.003)0.266***(0.004)0.005***(0.003)變化/%① Variation23.3760.051.13①變化(%)=[(入社社員農產品質量控制行為實施程度-未入社農戶農產品質量控制行為實施程度)/未入社農戶農產品質量控制行為實施程度]×100%。

同時加入品牌合作社對社員農產品質量控制行為實施效應為0.709，而未參加合作社農戶實施質量控制行為效應為0.443；最后加入非品牌合作社對社員農產品質量控制行為實施效應為0.356，而未參加合作社農戶實施質量控制行為效應為0.443。分別加入合作社、品牌社、非品牌社的農戶行為對農戶實施質量控制行為影響的平均處理效應(ATE)分別為0.118、0.266 和0.005，且估計值均在1%統計水平上顯著。

從質量控制行為實施程度的變化上看，在控制可觀測變量和不可觀測變量的情況下，加入合作社、品牌社和非品牌社，分別使社員(農戶)質量控制行為實施程度提升23.37%、60.05%和1.13%。結論表明，加入合作社確實能促進農戶實施農產品質量控制行為。而與加入非品牌社相比，加入品牌社促進社員實施農產品質量控制行為更顯著。假設1與2均成立。

4.4 機制分析

上述證實加入合作社確實促進社員實施農產品質量控制行為，但分析過程并沒有說明變量之間的影響機制。研究將借助中介效應分析來進一步揭示因果關系背后的內在傳導機制。生產流程培訓是合作社提供的一項核心社會化服務，同時也是農戶農產品質量控制行為實施程度提高的重要原因。據此，本研究以生產流程培訓作為中介變量，探討生產流程培訓作為合作社提升農戶農產品質量控制行為實施程度的傳導中介作用。

中介效應模型估計結果見表6。結果表明，在全樣本和子樣本1分析過程中，生產流程培訓均通過中介效應檢驗，該路徑的中介效應在合作社影響農戶農產品質量控制行為實施程度的總效應中占比分別為26.51%、17.93%。生產流程培訓路徑的中介效應在子樣本1中占比較低的原因可能是，擁有自有品牌的合作社，其生產流程管理相對規范。出于品牌維護目的，合作社更注重對社員的營銷培訓、金融服務等領域提供社會化服務，致使該路徑的中介作用弱化。反觀生產流程培訓在加入沒有自有農產品品牌合作社時，影響社員(農戶)質量控制行為的中介效應在子樣本2中盡管不顯著(第一階段檢測未通過統計檢驗，但中介效應/總效益卻較高(中介效應/總效益=0.328×0.011/0.005=72.16%)，說明隱含的中介影響較大，其可能的原因是沒有自有品牌的合作社的管理相對不規范，未形成統一的質量驗收標準或者經營受采購商收購標準影響較大，對入社社員生產的流程管理不重視；同時培訓后對社員執行生產標準的監管不夠，造成培訓效果并未有效傳導到社員對農產品質量有效控制行為上。作者認為，強調對非品牌社的生產過程的控制與監督(如強調生產中種苗統一、流程統一、農資統一、使用方法統一)而不是強調培訓的作用，這將成為缺乏品牌建設合作社提升農產品質量的當務之急。假設3成立。

表6 生產流程管理培訓機制的估計結果
Table 6 Estimated outcomes of training mechanisms for planting techniques

變量 Variable 全樣本 Full sample子樣本1 Subsample 1子樣本2 Subsample 2質量控制行為實施程度The extentofapplicationofagriculturalqualitycontrolpractices生產流程管理培訓Produc-tionprocessmanage-menttraining質量控制行為實施程度The extentof app-lication ofagriculturalqualitycontrolpractices質量控制行為實施程度The extentof app-lication ofagriculturalqualitycontrolpractices生產流程管理培訓Produc-tionprocessmanage-menttraining質量控制行為實施程度The extentofapplicationofagri-foodqualitycontrolpractices質量控制行為實施程度The extentofapplicationofagri-foodqualitycontrolpractices生產流程管理培訓Produc-tionprocessmanage-menttraining質量控制行為實施程度Theextent ofapplicationofagri-foodqualitycontrolpractices合作社Cooperative0.031***(0.010)0.791***(0.129)0.023**(0.010)0.070***(0.014)1.484***(0.176)0.058***(0.014)0.005(0.011)0.328**(0.127)0.001(0.011)生產流程管理培訓Production processmanagement training0.010***(0.002)0.008***(0.003)0.011***(0.003)控制變量 Control控制控制控制控制控制控制控制控制控制樣本量 Number985985985756756756847847847Adj R20.1130.1550.1290.1430.1970.1520.090.1420.102Sobel檢驗Sobel-test|Z|=3.56>0.97,中介效應顯著|Z|=2.81>0.97,中介效應顯著中介效應不顯著中介效應Mediating effects中介效應/總效應=26.51%中介效應/總效應=17.93%

5 研究結論與政策啟示

本研究利用ESR模型實證檢驗了加入合作社對農戶實施質量控制行為的影響，借助中介效應模型分析了生產流程管理培訓在參與合作社與農戶質量控制行為效果之間的中介效應。研究結果表明：加入合作社顯著提高農戶質量控制行為的實施程度。加入品牌合作社更能夠提升農戶質量控制行為的實施程度。具體而言，加入品牌合作社可以使農戶質量控制行為實施程度提升60.05%，而加入非品牌合作社僅能使農戶質量控制行為實施程度提升1.13%。生產流程培訓是合作社促進農戶實施農產品質量控制行為的重要渠道，且在不同級別的合作社中其中介作用占比不同。具體而言，生產流程培訓能夠解釋合作社提升農戶質量控制行為實施程度總效應的26.51%；而在品牌社中，其解釋力度降為17.93%，說明品牌社也關注通過其他培訓或者社會化服務項目來加強對農戶的生產質量控制影響。但是沒有注冊自有商標的普通合作社，由于對社員生產管理和質量的監管均不強，要改善社員對農產品質量控制就需要強化流程管理的執行力度。基于上述研究結論，本研究提出以下政策建議：

首先，各級政府應當圍繞農產品質量安全來強化合作社質量工程建設。突出合作社在引領農戶形成規模化生產與科學的流程管理的積極作用，將合作社這一新型農業經營主體打造成為農產品質量安全生產的“橋頭堡”。

其次，鼓勵和引導合作社品牌化經營。我國的農產品品牌建設不僅應強調“三品一標”農產品品牌建設，更要引導合作社/家庭農場/企業開展自有品牌建設，以品牌建設來“牽引”普通農戶重視農產品質量安全，自覺實施質量控制行為。

最后，支持和鼓勵合作社強化生產流程培訓。各級政府和有關部門針對性地增加對合作社提供農業生產過程中種植技術和田間管理培訓的獎勵力度。尤其是對非品牌社而言，通過強化生產端的規范管理與培訓指導，促進廣大農戶能將按規范生產落實到農業生產的每個細節，將幫助弱小合作社提高農產品質量。