加入農民專業合作社對水稻種植戶綠色生產意愿的影響

童彤 魏君英 何蒲明

摘要：基于江漢平原410份種植戶微觀調研數據，探討加入農民專業合作社對水稻種植戶綠色生產意愿的影響，并分析農業技術培訓在其中的中介作用。運用Logit模型與中介模型進行分析，采用KHB檢驗對總效應、直接效應和間接效應進行測算。結果表明，農民專業合作社對水稻種植戶綠色生產意愿在1%的顯著水平上發揮正向影響作用。技術培訓在農民專業合作社對水稻種植戶綠色生產意愿中發揮重要中介作用。參與農民專業合作社對水稻種植戶進行綠色生產意愿的總效應和直接效應分別為2.653、2.097，而通過農業技術培訓影響的間接效應為0.556，且分別在1%、1%、5%的顯著性水平上通過檢驗。加入農民專業合作社對水稻種植戶綠色生產采納意愿影響顯著，農業技術培訓發揮其部分中介作用。據此提出完善農民專業合作社組織的具體內容、規范綠色生產激勵和約束機制、建立健全農民專業合作社綠色生產引導體系以及構建水稻綠色發展系統性工程等政策建議。

關鍵詞：農民專業合作社； 綠色生產意愿； 水稻種植戶； 江漢平原

中圖分類號：F326.11 ? ? ? ? 文獻標識碼：A

文章編號：0439-8114（2023）11-0227-06

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2023.11.039 開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

The influence of joining farmers professional cooperatives on rice farmers green production intention： Based on the investigation of Jianghan Plain

TONG Tong， WEI Jun-ying， HE Pu-ming

（Hubei Rural Development Research Center， Yangtze University， Jingzhou ?434023，Hubei，China）

Abstract： Based on the micro-survey data of 410 farmers in Jianghan Plain， the influence of joining farmers professional cooperatives on rice farmers green production intention was discussed， and the mediating role of agricultural technology training was analyzed. Logit model and mediation model were used for analysis， and KHB test was used to measure the total effect， direct effect and indirect effect. The results showed that farmers professional cooperatives had a positive effect on the green production intention of rice farmers at a significant level of 1%. Technical training played an important mediating role in farmers professional cooperatives in influencing rice farmers willingness to green rice production. The total effect and direct effect of participation in farmers professional cooperatives on rice farmers green production willingness were 2.653 and 2.097， and the indirect effect through agricultural technology training was 0.556， which passed the test at the significant level of 1%， 1% and 5%， respectively. Participation in farmers professional cooperatives had a significant impact on rice farmers willingness to adopt green production， and agricultural technology training played a part of the intermediary role. According to this， some policy suggestions were put forward， such as perfecting the specific contents of farmers professional cooperatives， standardizing the incentive and constraint mechanism of green production， establishing and perfecting the green production guidance system of farmers professional cooperatives， and constructing the systematic project of rice green development.

Key words： farmers professional cooperatives； green production intention； rice farmer； Jianghan Plain

推進農業綠色發展是中國實現保護環境與經濟發展有機結合的必由之路，是推動農業供給側結構性改革的重要命題。當前中國糧食產量雖然連續7年保持穩定增長，總量穩定在6.5億t以上，但大量投入化學要素引發嚴重的生態環境危機，導致水體富養化嚴重、生物多樣性降低等一系列問題，嚴重制約著糧食生產的可持續發展，威脅糧食質量安全，因此，糧食生產綠色轉型迫在眉睫。中共十九大報告將生態文明提升至戰略地位，提出要走發展農業綠色發展道路，化解環境與資源的約束，加強對農業面源的污染防治。2022年的中央一號文件專門強調要開展綠色高質高效行動，著力提升綠色農業技術在糧食生產各環節的應用比例。因此，推進糧食生產綠色轉型，合理、有效、科學地引領綠色生產，事關國家糧食質量安全與農業生態環境安全及建設美麗鄉村的現實福祉。

水稻種植戶作為農業生產的微觀主體，是影響水稻綠色生產的關鍵所在。學界對種植戶綠色生產采納行為的影響因素進行了研討，主要基于以下2個視角開展。一是種植戶自身的稟賦特征，種植戶的身體狀況［1］、家庭經營規模、家庭勞動力數、耕地條件［2］等對種植戶技術采納程度有較為顯著的影響。二是外部環境因素，技術培訓［3］、政府激勵［4］、收入所得等外部因素是影響種植戶綠色生產技術采納的關鍵變量。可見，水稻綠色發展的關鍵在于水稻種植戶生產意愿與生產方式的綠色化。隨著研究不斷深入，組織與實施有效的綠色生產培訓成為熱門話題，部分學者開始將目光轉移到參與農民專業合作社對水稻種植戶綠色生產意愿采納的影響方面［5］。當前中國依法登記的農民專業合作社總量已超過221.7萬家，加入農民專業合作社的水稻種植戶已突破1億戶，因成員基數龐大以及輻射范圍廣泛而備受政策關注。在農民專業合作社蓬勃向好發展形勢下，參與農民專業合作社對水稻種植戶綠色生產意愿的影響問題值得進一步探討。對此，蔡榮等［6］指出農民專業合作社在倉儲物流、農業技術獲取、農業物資采購、農業產品銷售等方面具有比較優勢，從而大幅度降低家庭農業化肥農藥使用量。王夢丹等［7］指出消費者的綠色消費偏好與生產補貼能夠有效促進農民專業合作社等經營主體綠色生產意愿。夏雯雯等［8］指出通過對農民專業合作社和家庭農場經營主體的培訓，水稻種植戶對綠色生產的采納程度明顯提高。

綜上所述，現有研究已涉及農民專業合作社對水稻種植戶綠色生產的影響問題，為本研究奠定了基礎，但在影響機制以及實證檢驗方面尚有進一步研究的空間。本研究基于江漢平原水稻種植戶調研數據，運用二元Logit模型擬將水稻種植戶參與農民專業合作社與水稻綠色生產意愿納入同一分析框架內，實證檢驗水稻種植戶加入農民專業合作社對水稻綠色生產意愿的影響，并借助中介模型檢驗水稻農業技術培訓的調節作用，研究農民專業合作社的作用機制，以期在新形勢下為農民專業合作社參與水稻綠色生產的有關政策提供參考建議。

1 理論分析與研究假說

1.1 農民專業合作社對農業綠色生產意愿的影響機理分析

基于種植戶的行為理論，水稻種植戶作為“理性經濟人”是在考慮現存資源并根據自身偏好或需求展開合理決策，追求以最小的付出來贏得最大的收益，達到帕累托最優，由此可見種植戶的行為是一種成本收益權衡后的綜合判斷，種植戶需要適宜的路徑通道或組織形式上的供給推動，農民專業合作社將成為重要組織形式。農民專業合作社作為以全體農民為主體，所有成員共有、為所有成員服務、受所有成員控制的合作經濟組織，其目的是通過弱勢群體的聯合行動，共同對抗其他強大市場主體而形成的共同體。因此，農民專業合作社與水稻種植戶通過建立“共擔風險、共享利益”的利益聯合機制，將種植戶協同于農產品生產產業鏈過程中是必然趨勢。

參與農民專業合作社有助于形成規模經濟，降低農業綠色生產成本［9］。與傳統農業相比，綠色生產意味著更高的成本。農民專業合作社可通過集體采購，發揮集體議價的優勢，降低種植戶綠色要素費用。其次，參與農民專業合作社，有助于獲得社會學習效應，提升種植戶環保意識［10］。知識匱乏與環保意識薄弱是中國種植戶未能綠色生產的重要原因之一。依托農民專業合作社，種植戶之間可通過技能互補、模仿示范提升綠色生產意愿，促進綠色生產行為轉變。

基于上述分析，提出假說H1：農民專業合作社對水稻種植戶水稻綠色生產意愿具有積極作用。

1.2 技術培訓對農業綠色生產意愿的中介效應分析

技術培訓指在生產技術、業務技能方面進行的培訓，如前文所述，參與農民專業合作社可有效提升種植戶自身知識結構水平，樹立保護環境意識，構建綠色生產意愿。大量研究證實技術培訓對綠色生產意愿具有顯著影響［11］。一方面，種植戶提高對綠色生產技術本身的掌握程度，即通過農業技術培訓獲得對綠色生產大體的認知，了解綠色生產運作流程，從而對綠色生產開展帶來重要影響。另一方面，技術培訓具有參與門檻低、信息擴散快、培訓效應明顯等優勢，在依托農民專業合作社這一類極具社會親和力的本土網絡時，更易在生產方式上形成“同群效應”。由此可見，種植戶加入農民專業合作社有助于提升綠色生產意愿，而農民專業合作社技術培訓有助于促進其參與綠色生產。邏輯推導可得，種植戶加入農民專業合作社可通過技術培訓的中介作用促進種植戶綠色生產意愿發展。

基于上述分析，提出假說H2：技術培訓在農民專業合作社對水稻種植戶水稻綠色生產意愿發展中發揮重要中介作用。

2 數據說明、變量選擇與模型設定

2.1 數據說明

中國是世界水稻第一生產大國、第一消費大國，然而近年來在水稻種植中對化肥的投入程度日益倍增，對生態環境造成嚴重污染。本研究選擇長江經濟帶重要的糧食主產區江漢平原展開調查。

數據來源于農業綠色生產課題研究《鄉村振興戰略下小農戶糧食生產綠色轉型的動力機制與政策設計研究——以江漢平原為例》于2022年7—8月在江漢平原對水稻種植戶進行的綠色生產專項調查，調查區域基本覆蓋江漢平原大部分縣（市、區）。按照分層抽樣、隨機抽樣的方式開展，首先在每個縣（市、區）根據水稻生產、經濟發展情況各選擇2個鄉鎮，然后在鄉鎮隨機選取2～3個村，最后在每個村隨機選取10戶左右水稻種植戶（為提高調研效率與效用，對沒有進行水稻生產的種植戶排除在備選樣本之外）。本次調查回收問卷共計410份，剔除數據缺失與前后內容不一致的部分后，獲得有效樣本數量372份，有效率達90.73%。

調查水稻種植戶的基本特征：從性別上來看，女性占65.4%，男性占34.6%，表明目前農田的經營管理者主要由女性組成，而男性大多選擇外出務工；從年齡結構上來看，有62.3%的水稻種植戶年齡在46～60歲，可見農村老齡化的問題日趨加重；從家庭務農人數上來看，有44.3%的水稻種植戶家庭務農人數為1人，52.7%的水稻種植戶家庭務農人數為2人，水稻種植戶家庭務農人數3人及以上的占比為2.95%，說明被調查的水稻種植戶家庭務農人數普遍偏低。樣本中被調查的水稻種植戶能夠較好地反映當地農業的實際情況，具有較好的代表性。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量 意愿主要指個人對事物所產生的看法或思考，并因此產生的個人主觀思維。因此將水稻種植戶是否愿意綠色生產作為被解釋變量，來源于問卷中的“您是否愿意進行綠色生產”選項，將“是”賦值為1，“否”賦值為0（表1）。

2.2.2 解釋變量 由于本研究重點關注農民專業合作社參與情況，因此將種植戶是否參與農民專業合作社作為核心解釋變量，來源于問卷中的“您是否參加了農民專業合作社”選項，將“是”賦值為1，“否”賦值為0（表1）。

2.2.3 中介變量 水稻種植戶主要通過參與多種農業技術培訓，獲得農業技術的相關知識以及規范農業生產要求。因此將農業技術培訓作為中介變量，來源于問卷中的“您是否認為農業技術培訓對綠色生產有作用”選項，將“是”賦值為1，“否”賦值為0（表1）。

2.2.4 控制變量 借鑒已有研究［8-11］，選取以下4個控制變量。性別（c1）、務農人數（c3）：農業勞動人員的性別及人數可反映該地區在農業生產過程中的勞動力水平，進而影響綠色生產意愿，因此將其作為影響綠色生產意愿的重要變量。年齡（c2）可在一定程度上反映該地區農業老齡化程度，農業老齡化程度越高，加入農民專業合作社進行農業綠色生產的意愿越強烈。政府補貼（c4）以提供財政捐助以及對價格、收入方面的支持為主。實施政府補貼政策力度越大，該地區實現農業綠色生產意愿越高（表1）。

2.3 模型設定

2.3.1 二元Logit模型 檢驗水稻種植戶參與農民專業合作社對綠色生產意愿是否有促進作用。水稻種植戶對水稻綠色生產意愿只存在“愿意”和“不愿意”2種選擇，屬于離散選擇問題，因而采用二元Logit模型進行估計，建立回歸模型。

Z=f（y=1|Xi）=1/（1+e（-y）） ? ? ? ? ? ? （1）

式中，Z代表水稻種植戶愿意進行綠色生產的概率；y代表水稻種植戶綠色生產意愿，y=1表示水稻種植戶愿意進行綠色生產，y=0則相反；Xi表示第i個水稻種植戶是否參與農民專業合作社。關系表達式如下。

Yi=μ0+γ1Xi+γ2Ci+αi ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

式中，Ci為影響第i個水稻種植戶綠色生產意愿的控制變量；μ0、γ1、γ2為待估計參數；αi為第i個水稻種植戶的隨機擾動項，將式（1）、式（2）進行轉換，得到模型表達式如下。

ln（P/（I-P））=μ0+γ1Xi+γ2Ci+αi ? ?（3）

式中，Ci為影響第i個水稻種植戶綠色生產意愿的控制變量；μ0、γ1、γ2為待估計參數；αi為第i個水稻種植戶的隨機擾動項。

2.3.2 中介效應檢驗模型 檢驗農業技術培訓的中介效應。通過驗證農業技術培訓的中介效應，可以揭示水稻種植戶參與農民專業合作社對綠色生產意愿的作用路徑。參考逐步回歸方法［12］，構建回歸方程如下。

Y=β1+cX+α2 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （4）

M=β2+aX+α3 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（5）

Y=β3+c′X+bM+α4 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（6）

式（4）至式（6）中，X為自變量水稻種植戶是否參與農民專業合作社；M為中介變量農業技術培訓；Y為因變量是否愿意綠色生產；β1、β2、β3為常數項；α2、α3、α4為回歸殘差項；c為X影響Y的總效應；c′為控制了中介變量M后，X對Y的直接效應；a、b表示經過中介變量M的中介效應。

由于Y為二分類變量，式（4）和式（6）采用Logit模型，式（5）采用線性回歸模型，導致中介變量的系數因方程（4）和方程（6）的尺度不同而無法進行比較，因而應用Karlson Holm Breen創建的KHB模型測驗總效應、直接效應和間接效應。首先假設變量X通過中介變量M對Y產生影響，Y′為不可觀測變量。

Y′= [ωR]+[ρR]X+[δR]C+α5 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （7）

Y′= [ωR]+[ρF]X+[τFM+δF]C+α6 ? ? ? ? ? ? ? ? （8）

Y′為不可觀測的二分類變量，

[Y=1，if Y≥εY=0，if Y<ε]

式中，ε為門檻值；C表示其他控制變量；[ωR]為常數項；[ρR]、[ρF]為自變量X對因變量的直接影響效應；[δF]、[δR]、[τF]為控制變量的待估系數；α5、α6為隨機誤差項。

在二元Logit模型中，最終的直接效應（PF）和總效應（PR）分別表示如下。

PF= [ρFυF] ， PR= [ρRυR] ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （9）

式中，[υF]和[υR]為式（7）、式（8）的殘差標準誤，且[υF<υR]。因此，Logit模型中的間接效應表示如下。

PR - PF= [ρRυR] - [ρFυF] ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （10）

由式（10）可知，間接效應由[υF]和[υR]兩個規模參數決定，可通過測算中介變量（M）對核心變量（X）線性回歸的殘差來解決問題。

E=M-（a+bX） ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （11）

式中，a和b為線性回歸系數。將E代替M代入式（8），可得下式。

Y′=[ωR]+[ρR]X+[τRE+δR]C+α6 ? ? （12）

式中，[ωR]為殘差標準差；[ρR]為核心自變量的待估系數；[τF]、[δR]分別為中介變量與其他控制變量的待估系數。E和M的區別僅在于與X相關，因此式（8）和式（12）在估測時沒有區別，即[υR]=[υF]，[υR]為式（12）的殘差標準誤。

3 結果與分析

3.1 基準回歸檢驗

3.1.1 多重共線性檢驗 通過相關系數矩陣進行測算，因而得到平均方差膨脹因子（VIF）的數值均小于10，在可接受范圍之內，證明所有解釋變量間并不存在多重共線性，不會對接下來的實證分析導致嚴重偏差。

3.1.2 基準回歸分析 使用計量分析軟件Stata 15.0，構建農業綠色生產意愿影響因素模型。在不考慮中介效應的情況下，以水稻種植戶是否參與農民專業合作社為核心解釋變量，分別選取性別、年齡、務農人數、政府補貼與種糧收入作為控制變量，運用二元Logit模型對前文構建的假設H1進行分析。具體而言，加入核心解釋變量和控制變量后的結果如表2所示。

由表2可知，就參與農民專業合作社對水稻種植戶進行水稻綠色生產意愿的直接影響而言，在控制性別、年齡等變量的情況下，農民專業合作社對水稻種植戶水稻綠色生產意愿具有正向影響，在1%的顯著水平上正向影響水稻種植戶。這說明參與了農民專業合作社的水稻種植戶水稻綠色生產意愿較強，從而研究假設H1（農民專業合作社對水稻種植戶水稻綠色生產意愿呈積極作用）得到驗證。此結果與前文所推導的結果一致。

從控制變量的估計結果來看，水稻種植戶年齡、務農人數、政府補貼對水稻綠色生產意愿均通過顯著性檢驗。水稻種植戶年齡系數為負且在1%的水平上顯著，說明從事農業生產的水稻種植戶越年輕越容易采納水稻綠色生產，可能的原因是越年輕的水稻種植戶越想在農業生產上有所創新，比較能理解并接受綠色生產技術，也更易于在農民專業合作社不斷引導下采納綠色生產技術，達到增收的效果。水稻種植戶家庭務農人數在5%的水平上呈正向顯著，說明家庭務農人數越多，農業生產活動對家庭收入的占比越高，農業生產活動成為家庭收入的主要來源，因此更傾向于水稻綠色生產。政府補貼對水稻綠色生產產生的影響在1%的水平上正向顯著，說明政府補貼力度越大，越能激發水稻種植戶水稻綠色生產的積極性。

3.2 中介效應檢驗

為檢驗參與農民專業合作社對水稻種植戶進行綠色生產意愿的影響過程中農業技術培訓的中介傳導機制，本研究運用中介效應模型分別對核心解釋變量，核心解釋變量與控制變量，核心解釋變量與中介變量，核心解釋變量、中介變量及控制變量進行4次回歸，結果見表3。

由表3可知，對核心解釋變量、核心解釋變量與控制變量進行2次回歸，結果顯示參與農民專業合作社對水稻種植戶進行技術培訓有正向影響，在1%的顯著水平上通過回歸檢驗。對核心解釋變量與中介變量，核心解釋變量、中介變量、控制變量三者進行2次回歸，結果依然顯示參與農民專業合作社對水稻種植戶進行技術培訓有正向影響，且系數從1.241增長到2.097，在1%的顯著水平上顯著。因此，根據中介變量的標準判斷，參與農民專業合作社對水稻種植戶進行綠色生產意愿的影響過程中，農業技術培訓具有中介效應，該結論證實了假說H2。即證明水稻種植戶參與農民專業合作社通過進行農業技術培訓，間接促進了農業綠色生產意愿的發展。水稻種植戶在參與農民專業合作社進行的農業技術培訓過程中不斷意識到綠色生產的必要性，并學會綠色生產技能，進而增強了農業綠色生產意愿。

傳統的中間效應檢驗多適用于線性模型，而無法檢驗非線性模型（如二元Logit模型），為進一步探究中介效應的作用力大小以及檢驗結果的穩健性，運用KHB模型［13］對參與農民專業合作社對水稻種植戶進行綠色生產意愿的總效應、直接效應和間接效應測算。該檢驗方法能夠有效分解線性與非線性回歸的中介效應，并且基于多維中介變量，得到中介變量的中介貢獻比例，具有更高的準確率［14］。

由表4可知，參與農民專業合作社對水稻種植戶進行綠色生產意愿的總效應為2.653，在1%的顯著水平上通過檢驗，其中直接效應為2.097，而通過農業技術培訓影響的間接效應為0.556，二者分別在1%和5%的顯著性水平上通過檢驗。因此，KHB檢驗結果與前文作用方向、顯著性情況均基本一致，表明中間效應的檢驗結果較為穩健。

4 小結與政策啟示

4.1 小結

基于2022年7—8月在江漢平原對水稻種植戶進行的綠色生產專項調查，運用二元Logit回歸模型以及中介效應的方法，分析參與農民專業合作社對水稻種植戶水稻綠色生產意愿的影響，得到如下研究結論。

1）參與農民專業合作社對水稻種植戶水稻綠色生產意愿具有正向促進作用。相比于獨立的小農生產，農民專業合作社直接在農業生產過程中規范、引導水稻種植戶，并對其水稻綠色生產意愿具有顯著的促進作用。

2）農民專業合作社可通過技術培訓的部分中介作用促進水稻種植戶水稻綠色生產意愿發展。提高水稻種植戶農業技術水平，進一步驗證了“農民專業合作社-技術-行為”的作用路徑，即農民專業合作社通過對水稻種植戶進行農業技術培訓，間接地促進了水稻種植戶水稻綠色生產意愿發展。

4.2 政策啟示

1）完善農民專業合作社培訓管理體系，推動農業綠色轉型。研究表明，參與農民專業合作社的水稻種植戶對水稻綠色生產意愿更強烈。農民專業合作社應依據水稻綠色生產技術與形式的更迭，對培訓課程進行豐富、創新，實現水稻生產技術多元化培訓。例如實施集中培訓、下田示范、參觀調研等，提高水稻種植戶生態認知水平，促進水稻種植戶之間互助、交流、學習，推動農業綠色轉型。

2）合理引導水稻綠色生產技術，構建綠色發展系統性工程。研究表明，農民專業合作社通過對水稻種植戶進行農業技術培訓，間接地促進了水稻種植戶水稻綠色生產意愿發展。發揮農業綠色生產技術示范效應，了解水稻種植戶家庭的真實需求，進而提高水稻種植戶對農民專業合作社組織的參與程度。利用農民專業合作社平臺，在水稻綠色生產轉型的關鍵時期，建立覆蓋產前、產中、產后全產業鏈的技術體系。

3）加強農業綠色生產補貼。加大國家財政投入，制定綠色生產補貼政策。重視水稻種植戶利益保護，建立起農民專業合作社與成員的利益共同體，提升成員的參與感與獲得感，促進水稻種植戶從傳統生產種植向綠色生產經營轉移，實現綠色生產目標。

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