合作社社會化服務對社員綠色防控技術采納的影響研究

〔摘要〕 如何充分發揮農民合作社社會化服務功能，帶動社員采納綠色防控技術，對于我國農民合作社轉型發展和推進農業可持續發展至關重要。文章通過構建“合作社社會化服務—信息獲取—綠色防控技術采納”的理論分析框架，基于四川省柑橘合作社社員的619份微觀調研數據，利用有序Probit模型和內生轉換回歸模型（ESR），探討了農民合作社社會化服務對社員綠色防控技術采納的影響，并進一步檢驗其作用機理。研究結果表明：（1）合作社社會化服務能夠顯著促進社員采納綠色防控技術。（2）不同類型的社會化服務效果存在異質性，合作社外部化服務能夠顯著促進社員采納綠色防控技術，但合作社內部化服務對社員綠色防控技術采納的影響并不顯著。（3）合作社社會化服務能夠幫助社員打破技術信息壁壘，從而促進社員采納綠色防控技術。因此，應持續推進合作社外部化服務，降低農業生產成本，實現優質優價；強化合作社內部化服務，建立可視化管理平臺，提高服務質量，開展有針對性的技術指導與培訓服務，解決農戶技術習得難問題；豐富信息渠道，拓展信息資源，構建信息平臺，強化合作社和社員之間的聯系。

〔關鍵詞〕 合作社；農業社會化服務；綠色防控技術；信息獲取

〔中圖分類號〕F306.6 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1008-0694（2024）02-0077-18

一、引言

黨的二十大報告指出要加快發展方式綠色轉型，2023年中央一號文件強調要推進農業綠色發展。杜三峽等（2021）提出，綠色防控技術是在“公共植保、綠色植保”的植保理念和“預防為主、綜合防治”的植保方針基礎上，以減少化學農藥用量為目的，為確保農作物生產安全、農產品質量安全和農業生態環境安全所采取有效控制農作物病蟲害的綠色生產行為〔1〕。第三次全國農業普查數據顯示，我國小農戶數量仍占農業經營主體的98%以上，小農戶經營耕地面積占總耕地面積的70%。因此，小農戶對綠色防控技術的普遍采納依舊是農業綠色發展的關鍵。易福南等（2022）、Burke等（2019）、佟大建等（2018）研究顯示〔2-4〕，囿于技術獲取成本高昂、技術習得難度較大、采納成效不顯著等因素，小農戶對綠色防控技術的采納率并不高。化解小農戶采納綠色防控技術的阻礙，成為農業綠色發展的重要課題。

孫頂強等（2019）提出，農業社會化服務通過采購農資、機械化作業、田間管理和銷售農產品等能夠有效緩解小農戶采納綠色生產技術規模不經濟的難題〔5〕。盧華等（2021）、余威震等（2021）和楊高第等（2020）分別從不同的綠色生產技術分析提出農業社會化服務能夠有效促進農戶采用病蟲害統防統治技術、測土配方施肥技術、減少農藥與化肥的用量等〔6-8〕。我國各級政府也出臺了一系列支持政策推動農業社會化服務的發展。2023年發布的中央一號文件指出，實施農業社會化服務促進行動。隨著農業社會化服務的深入推進，不同服務主體提供服務的效果差異值得關注。然而，已有研究尚未從組織制度差異剖析某類農業社會化服務組織提供的服務所帶來的綠色防控技術采納差異。

在眾多農業社會化服務組織中，農民合作社不僅在數量上占據絕對優勢，其覆蓋的小農戶也占全國農戶的50%以上資料來源：根據中國社會科學院農村發展研究所及國家統計局公開發布的相關數據計算所得。。中央一號文件多次強調要發揮農民合作社的社會化服務功能。龔繼紅等（2019）、萬凌霄等（2021）分別從農民合作社的組織功能和標準化水平探討加入農民合作社能否對農戶的綠色生產行為產生影響〔9-10〕。陸泉志等（2022）、鐘穎琦等（2016）和朱鵬等（2022）進一步提出農民合作社的集約化、規模化與組織化優勢有助于降低農戶的生產成本與風險、提高收益〔11-13〕，發揮促進農戶采納綠色生產技術的作用。然而，已有的研究缺乏將農民合作社視為社會化服務主體，剖析其影響社員采納綠色生產技術機理和效果。在農民合作社從量到質轉型的關鍵時期，有必要對其提供的社會化服務能否以及如何影響社員采納綠色防控技術進行深入分析。鑒于不同環節的農業社會化服務存在服務效果異質性，需要進一步分析農民合作社不同類型的社會化服務對社員綠色防控技術采納行為的影響差異。

綜上所述，現有研究顯示合作社對農戶綠色生產和采納綠色防控技術具有促進作用，但仍有進一步研究的空間。一是在評估合作社對社員綠色生產技術采納時，缺乏對其社會化服務功能的深入剖析；二是在評估農業社會化服務對農戶采納綠色生產技術影響時，缺乏將不同類型社會化服務產生的服務效果異質性納入考察范圍內。本文基于四川省柑橘合作社社員的619份微觀調研數據，首先，采用有序Probit模型分析合作社社會化服務對社員綠色防控技術采納的影響，并使用內生轉換回歸模型控制其可能存在的內生性問題，通過變換模型進行穩健性檢驗。其次，分析合作社不同類型的服務對社員綠色防控技術采納的影響。再次，探究信息獲取在合作社社會化服務影響社員綠色防控技術采納的中介作用。最后，提出對策建議，以期提升合作社的服務水平，加快綠色防控技術在農戶中的普及，為推進農業綠色發展提供參考。

二、理論分析與研究假說

1.合作社社會化服務與社員綠色防控技術采納行為

依據農戶行為理論可知，農戶作出選擇必然是為了實現效用最大化。就采納綠色防控技術決策而言，社員的效用最大化取決于技術采納前后的收入或風險的比較。黃炎忠等（2020）和薛志強等（2023）提出綠色防控技術作為一門新的生產技術，具有正外部性強、前期技術裝備投入大等特點〔14-15〕。囿于采納能力、管理能力、銷售能力等，社員采納綠色防控技術的成本和風險較高，同時其收益還面臨著較大的不確定性。曹鐵毅等（2023）證實農業社會化服務能夠通過服務的規模經濟為農戶使用新技術提供便利，同時新技術的使用也可以降低生產成本和風險〔16〕。然而，張哲晰等（2023）認為農業社會化服務業面臨著供需匹配度不高的問題〔17〕，楊子等（2019）也提出農業社會化服務的交易成本較高〔18〕。

秦利等（2017）提出作為農業社會化服務主體，農民合作社的服務對象以自家社員為主〔19〕。此外，章德賓等（2017）從分析社員與農民合作社具有天然的“血緣”關系出發，提出合作社能夠更好地捕捉社員的服務需求，獲得社員的信任，實現更低的服務成本〔20〕。一方面，合作社能夠通過提供農資購買、市場信息、農產品銷售等服務發揮連接社員和其他經濟組織或市場的橋梁作用，即為社員提供外部化服務。另一方面，合作社能夠直接向社員提供生產管理服務、技術指導與培訓等，即為社員提供內部化服務。

就外部化服務而言，合作社能夠通過以下三個維度的服務提升社員采納綠色防控技術的可能性。第一，合作社通常具有把控和甄別農業投入品質量的信息優勢，同時能夠通過集體行為獲得物美價廉的農資。相較于社員獨自購買生產資料而言，一方面，合作社提供的農資購買服務能夠彌補農戶識別優質綠色防控生產資料的能力缺失，保證社員使用綠色防控技術的防控效果；另一方面，Long等（2016）和朱哲毅等（2016）認為農戶通過合作社社會化服務以服務規模經營的方式購買農業生產技術，能夠降低農戶獲取技術的成本和市場風險〔21-22〕。第二，張露等（2019）提出合作社通常具有較強的市場信息采集與甄別能力〔23〕。合作社作為社員與市場的橋梁，能夠為社員提供市場信息服務。一方面，社員能夠通過市場信息服務了解市場對綠色農產品的支付意愿；另一方面，劉森揮等（2019）的研究也證實合作社有利于讓市場相信社員提供的是綠色農產品，并愿意為其支付更高的價格，最終形成對社員采納綠色防控技術的激勵〔24〕。第三，合作社通常擁有下游市場資源，能夠通過農產品銷售服務為社員解決農產品銷路問題。一方面，合作社通過提供穩定的銷售渠道，為社員采納綠色防控技術、生產綠色農產品解決優質優價的后顧之憂；另一方面，蔡榮等（2019）和Hueth等（1999）認為合作社提供銷售服務的同時，通常會對社員的生產過程進行管控，這能夠倒逼社員采納綠色防控技術等綠色生產技術〔25-26〕。

就內部化服務而言，合作社能夠通過以下兩個維度的服務提升社員采納綠色防控技術的可能性。第一，合作社擁有技術服務隊，能夠通過標準化生產管理服務為社員提供全程或半程生產管理。Kirezieva等（2016）認為技術服務隊緩解了社員面臨的綠色防控技術難習得的難題〔27〕，萬凌霄等（2021）認為技術服務隊可以通過技術直接輸出的方式讓社員采納綠色防控技術〔28〕。第二，合作社通過技術指導與培訓服務，有效緩解社員采納綠色生產技術面臨的人力資本和信息約束。耿宇寧等（2017）認為合作社能夠提供關于綠色防控技術使用的政策支持、必備技能以及使用效果的培訓〔29〕。絕大多數社員都是風險規避型，他們在不了解的情況下，通常會采取消極應對的辦法，即不采納綠色防控技術。鄭適等（2018）發現合作社提供的技術指導與培訓服務能夠通過提升社員對綠色防控技術的掌握程度〔30〕，降低社員由于技術不熟而造成損失的生產風險，進而促進社員對其的采納；張夢玲等（2023）則提出合作社提供的技術指導與培訓服務能夠通過提升社員對綠色防控技術效果的了解程度，降低社員采納綠色防控技術可能會面臨的市場風險，最終促進社員對綠色防控技術的采納〔31〕。

綜上，本文提出假說H1。

H1：合作社社會化服務會促進社員的綠色防控技術采納。

H1a：合作社外部化服務會促進社員的綠色防控技術采納。

H1b：合作社內部化服務會促進社員的綠色防控技術采納。

2.信息獲取的中介作用

劉錚等（2018）根據現代決策理論，認為信息是個體行為決策的關鍵因素〔32〕。張益等（2019）和Genius等（2014）認為獲取關于綠色防控技術的系列信息是農戶采納綠色防控技術的前提〔33-34〕。眾多學者認為農民合作社絕大多數社員都是分散經營的小農戶，他們掌握著極為有限的市場、技術、政策信息等，例如張華等（2023）、徐清華等（2022）、陳翔宇等（2021）〔35-37〕。囿于市場信息的匱乏，社員采納綠色防控技術不僅需要付出更高的生產資料購買成本，面臨著極高的生產風險，還面臨著極高的銷售不確定性，這些都將對社員采納綠色防控技術造成嚴重阻礙。

合作社提供的服務分別包括農資統購、市場信息和農產品銷售等外部化服務以及生產管理、技術指導和培訓等內部化服務。袁雪霈等（2018）認為合作社社會化服務能夠有效緩解農戶面臨的信息不對稱問題〔38〕。具體而言，通過使用合作社提供的外部化服務，社員能夠充分了解市場對綠色防控技術的需要，以及低價高效的綠色防控生產資料購買信息。這有利于降低社員采納綠色防控技術的生產成本、生產風險和市場風險，促進社員對綠色防控技術的采納。通過使用合作社提供的內部化服務，社員能夠充分掌握綠色防控技術的使用技能、使用效果和政府支持政策等信息。社員對上述信息的掌握，能夠有效避免由于技術不熟而導致采納新技術面臨的減產問題等。因此，使用合作社社會化服務可以提高農戶對于綠色防控技術相關信息的獲取和掌握，進而促進其采納綠色防控技術。由此，本文提出假說H2。

H2：信息獲取在合作社社會化服務與社員綠色防控技術采納關系中起中介作用。

基于此，本文提出合作社社會化服務對社員綠色防控技術采納機理及作用路徑的研究框架（

詳見圖1）。

三、數據來源、變量選取與模型設定

1.數據來源

本文的數據來源于課題組2021年7-8月對四川省柑橘種植合作社社員的實地調研。選擇四川省柑橘種植合作社及其社員作為研究樣本的原因是：第一，選擇種植特定作物的合作社及其社員進行研究可以有效降低產業異質性的影響。四川地處長江上游，是晚熟柑橘主產區，其柑橘種植面積及產量均位列全國前茅。第二，作為四川省重要的經濟作物，柑橘通常是其種植戶的主要收入來源。然而，由于柑橘病蟲害種類眾多，對病蟲害的安全有效控制成為柑橘種植戶的利益增長點。因此，柑橘種植戶有足夠的內在動力更新其生產種植技術。第三，四川省的綠色防控技術推廣情況較好，在2007-2020年累計綠色防控技術推廣面積達3.46億畝，帶動四川省綠色防控覆蓋率提高了26個百分點資料來源：四川省農村科技發展中心對四川主要害蟲綠色防控技術體系構建和應用評價結果，http：//scnckj.org.cn/scnckj/announcement/20210329/37620.html。。因此，選擇四川省柑橘種植合作社及其社員作為研究樣本，具有一定的代表性和典型性。

本次調研根據四川省柑橘產地分布情況，選取成都平原經濟區、川南經濟區和川東北經濟區采用分層隨機抽樣的方式進行抽樣調查。在上述3個經濟區中，根據柑橘種植面積和產量選取2-3個樣本市，每個市根據產量選取1-2個樣本區（縣），每個樣本區（縣）隨機選取6-8個柑橘類合作社，并在每個合作社隨機選取7-10名社員。調研組通過對合作社的理事長及社員進行面對面問卷調查，最終獲得有效社員問卷619份。

2.變量選擇與描述性統計

（1）被解釋變量。被解釋變量為社員綠色防控技術采納程度。結合田路等（2022）學者的研究結果〔39〕和四川省柑橘病蟲害的綠色防控技術中綜合運用農業防治、生物防治、理化誘控和藥劑防治等的現狀資料來源：四川農村日報，柑橘病蟲害全程綠色防控技術，https：//scnongye.scol.com.cn/web/detail.aspx？id=38470#：～：text。，最終在理化誘控、生物防治、生態調控、科學用藥4個維度，各選擇兩種代表性技術作為綠色防控技術集。具體包括物理誘殺、昆蟲信息素誘控、生物農藥、人工釋放天敵、抗病蟲品種、生草覆蓋、精準配藥、遵守農藥安全間隔期。在數據處理方面，首先以二元變量的形式表征各項技術的采納情況，然后將這8項技術的采納情況加總，最后得到0-8中的某一數值，以表征社員對綠色防控技術的采納程度。

（2）核心解釋變量。核心解釋變量為社員是否使用合作社提供的社會化服務。只要使用了合作社提供的社會化服務就賦值為1，否則為0。在區分合作社不同類型的社會化服務時分別用“是否使用合作社農資服務、銷售服務等外部化服務”表征合作社外部化服務，若使用了賦值為1，否則為0；用“是否使用合作社技術服務、生產管理服務等內部化服務”表征合作社內部化服務，若使用了賦值為1，否則為0。

（3）控制變量。基于農戶行為理論，借鑒國內外相關文獻，如Kabir等（2015）、Korir等（2015）、王學婷等（2021）、Irawan（2016）、喻永紅等（2012）、黃炎忠等（2018）、于艷麗等（2019）〔40-46〕，從戶主特征、家庭經營特征、認知特征、政府規制特征等方面引入控制變量。其中，戶主特征包括戶主年齡、受教育程度；家庭經營特征包括家庭總收入、家庭勞動力、種植規模；認知特征包括對綠色生產行為的生態價值認知以及經濟價值認知；政府規制特征包括政府監督和政府宣傳。

（4）工具變量。分析合作社社員參加合作社的社會化服務對綠色防控技術的采納影響中可能存在一些內生性問題。第一，模型很難控制所有影響農戶采納綠色防控技術的因素，因而可能存在由于遺漏變量導致的內生性問題。第二，使用合作社社會化服務是社員的自選擇行為，故可能存在著樣本自選擇的問題。因此，本文選擇內生轉換模型控制可能產生的內生性問題。其中，選擇一個合適的工具變量是前提。依據周慧穎等（2019）的研究結果可知〔47〕，社員對理事長的信任程度會直接影響社員是否使用合作社社會化服務，但并不會對社員采納綠色防控技術的決策產生直接影響。因此，選取“理事長信任度”作為工具變量滿足相關性和外生性的條件。

（5）中介變量。為了探究合作社社會化服務對社員綠色防控技術采納行為的影響機理，本文選擇“信息獲取”作為中介變量，以“了解綠色防控技術相關信息的豐富程度（1-5）”來衡量（詳見表1）。

3.模型構建

（1）有序Probit模型。由于被解釋變量為社員采納綠色防控技術的程度，取值為0、1、2、3、4、5、6、7、8，存在明顯的遞進關系，因此，采用有序Probit模型進行估計。具體形式如下：

Adoption*=αservice+βX+ε（1）

其中，Adoption*為不可觀測的潛變量，service為合作社社會化服務變量，X為控制變量，α、β為待估系數，ε為服從標準正態分布的擾動項。可觀測的農戶綠色防控技術采納程度變量Adoption和不可觀測的潛變量Adoption*之間存在以下關系。

其中，ri分別是社員綠色防控技術采納行為變量的未知分割點，且r0＜r1＜r2……＜r7。由此得到社員未采納，以及綠色防控技術采納程度為0、1、2……7、8時的概率，分別為：

P（Adoption=0｜X）=Φ（r0-αservice-βX）

P（Adoption=i｜X）=Φ（ri-αservice-βX）-Φ（ri-1-αservice-βX）（3）

其中，i為1、2、3……8，Φ為標準正態分布的累計密度函數。與二元Probit模型一樣，有序Probit模型參數也將采用極大似然估計法進行估計。

（2）內生轉換回歸模型。針對由社員個體異質性造成的樣本選擇性偏差和遺漏變量導致的內生性問題，學界多采用工具變量法（Instrument Variable Method，IV）和傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）。雖然工具變量法能夠解決遺漏變量的內生性問題，但是無法解決農戶在選擇社會化服務過程中的自選擇問題；PSM法僅考慮了可觀測變量對社員使用合作社社會化服務決策的影響，卻忽視了不可觀測變量的影響。此外，傾向得分匹配法不能解決由反向因果帶來的內生性問題。因此，本文采用Lokshin等（2004）提出的內生轉換回歸（Endogenous Switching Regression，ESR）模型估計社員使用合作社社會化服務對綠色防控技術采納的影響效應〔48〕。ESR模型的優勢在于兩個方面：第一，控制了社員使用合作社社會化服務的自選擇和內生性問題，同時考慮了可觀測變量和不可觀測變量的影響；第二，能夠實現反事實估計，使用完全信息最大似然估計能夠控制有效信息的遺漏問題，估計結果有更高的可信性。

基于以上分析，按照社員是否使用合作社社會化服務構建決策方程，將總體樣本分成使用組和未使用組，對比分析使用合作社社會化服務對社員綠色防控技術采納行為的影響。然而，在現實中，同一社員僅能呈現一種選擇結果。因此，對于同一社員而言，使用（Ai=1）與不使用（Ai=0）合作社社會化服務的結果不能被同時觀測到。ESR模型通過構建反事實框架以彌補上述不足，同時估計以下3個方程進行實現。

社員使用合作社社會化服務的決策方程：

Ai=γZi+μi（4）

社員采納綠色防控技術的結果方程：

Yi1=βi1Xi+εi1Ai=1（5）

Yi0=βi0Xi+εi0Ai=0（6）

方程（4）中，Zi表示可觀測的影響社員是否使用合作社社會化服務的因素；μi是誤差項，表示不可觀測的影響因素。方程（5）和（6）分別表示處理組（使用組）和控制組（未使用組）的社員綠色防控技術采納方程，其中，Yi1和Yi0分別表示社員使用和未使用合作社社會化服務兩個樣本組的社員對綠色防控技術的采納程度，Xi是一系列影響社員綠色防控技術采納的因素，εi1和εi0均表示結果方程的誤差項。

ESR模型的估計分為兩個階段，第一階段采用極大似然法對決策方程（Probit模型）進行回歸，第二階段將第一階段得出的逆米爾斯比率和誤差項的協方差代入結果方程得到參數的一致估計。此外，還可以計算實際情況和反事實情況下社員是否使用合作社社會化服務的綠色防控技術采納程度期望值，進而估算處理組的平均處理效應（Average Treatment Effect on the Treated，ATT），即社員使用合作社社會化服務的綠色防控技術采納程度與反事實（未使用合作社社會化服務）的綠色防控技術采納程度之間的差異；同時，也可以估算出對照組平均處理效應（Average Treatment Effect on the Untreated，ATU），即未使用合作社社會化服務的社員綠色防控技術采納程度與反事實（使用合作社社會化服務）綠色防控技術采納程度之間的差異，其計算公式分別為：

ATT=E［Yi1｜A=1］-E［Yi0｜A=1］（7）

ATU=E［Yi1｜A=0］-E［Yi0｜A=0］（8）

四、回歸結果與分析

1.主效應分析

（1）合作社社會化服務對綠色防控技術采納的基準回歸結果。運用Stata15軟件對模型進行處理，考慮到模型可能存在異方差，實證結果均匯報經過Robust命令校準的穩健標準誤。同時，各變量間的方差膨脹因子均小于3，不存在多重共線性問題。由表2可知，從OLS回歸和有序Probit模型結果來看，無論是OLS回歸還是有序Probit模型都運行良好。R2或Pseudo R2值逐步提高，F值或LR卡方值均在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗。變量的影響方向和顯著性水平在各列沒有顯著變化，表明模型估計結果具有較強的穩健性。

OLS和Probit回歸結果均顯示，合作社提供的社會化服務至少在5%的統計水平上顯著提升了社員綠色防控技術采納程度，加入控制變量后，結論依然成立。這表明合作社社會化服務對社員綠色防控技術采納有顯著正向影響，假說H1得到驗證。進一步看，依據有序Probit模型第（2）列結果可知，使用合作社服務的社員比未使用合作社服務的社員的綠色防控技術采納程度顯著高出25.2%。可能的原因是：一方面，使用合作社的社會化服務有利于社員降低綠色防控技術的成本、風險，從而激勵社員采納綠色防控技術；另一方面，合作社提供的社會化服務不僅提高了農戶對于綠色防控技術信息辨識度，還緩解了技術獲取難的問題，從而有利于社員采納綠色防控技術。

（2）內生性檢驗。前文提出合作社社會化服務對綠色防控技術采納具有顯著正向影響，但是該結果可能受到內生性的影響。表3報告了內生轉換模型的估計結果，其中“理事長信任度”的估計系數表明，該變量對社員使用合作社社會化服務有顯著影響。使用合作社社會化服務影響社員綠色防控技術采納程度的工具變量模型（IV-2SLS）估計結果顯示，第一階段F值為18.471＞10。根據經驗準則表明，該工具變量不是弱工具變量。表3還報告了合作社社會化服務決策模型與社員綠色防控技術采納程度結果模型聯立估計的誤差項相關系數（ρ0和ρ1）及方程獨立性檢驗值（LR值）等結果。ρ1在5%的統計水平上顯著，說明社員綠色防控

技術采納程度可能存在樣本選擇性偏誤，即是否參加合作社社會化服務是社員依據參加前后自身效用預期變化做出的“自我選擇”。該模型的LR值為2.72，在10%的統計水平上拒絕了決策方程和結果方程相互獨立的原假設；模型擬合優度檢驗在1%水平上顯著。因此，本文采用的ESR模型是合適的。

由表4可知，ATT估計值為0.402，在1%的統計水平上顯著。其含義是，使用合作社服務的社員綠色防控技術采納程度比這些社員沒有使用合作社服務（反事實）的綠色防控技術采納程度提高了40.2%。ATU估計值為1.321，在1%的統計水平上顯著。其含義是，未使用合作社服務的社員使用合作社服務時（反事實）的綠色防控技術采納程度比沒有使用合作社服務的社員的綠色防控技術采納程度提高了132.1%。這進一步驗證了假說H1。

（3）穩健性檢驗。為了檢驗ESR模型的穩定性，本文借助PSM模型進行穩健性檢驗。首先對使用和不使用合作社社會化服務的樣本進行傾向值匹配，通過一系列影響社員綠色防控技術采納的因素建立Logit模型，然后根據模型結果估計出社員使用合作社社會化服務的傾向值，并在此基礎上進行匹配。結果如表5所示，在消除了樣本間可觀測的系統性差異后，最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配ATT至少在5%的統計水平上顯著；其ATT數值分別為0.572、0.498和0.587。雖然在不同匹配方法之下，ATT的顯著性與數值略有差異，但足以說明使用合作社社會化服務對社員采納綠色防控技術具有顯著正向影響。

相較于內生轉換模型，傾向得分匹配的ATT平均值高了0.15。這可能是因為傾向得分匹配法僅糾正可觀測變量的選擇性偏誤，因此對社員綠色防控技術采納的正向影響存在一定程度的高估。但該結果仍然證實合作社社會化服務對綠色防控技術采納的顯著正向影響是穩健、可信的。

2.影響機理分析

（1）不同類型服務的調節分析。分析合作社不同類型的社會化服務對社員綠色防控技術采納的影響時，分別將外部化服務和內部化服務納入有序Probit模型，結果如表6的第2列和第3列所示。整體來看，無論是外部化服務還是內部化服務的有序Probit模型均運行良好。Pseudo R2值分別為0.076、0.073，LR卡方值均在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗。

然而，外部化服務和內部化服務對社員綠色防控技術采納的影響存在差異。外部化服務的系數是0.291，且在1%的統計水平上顯著。說明合作社外部化服務顯著提升了社員綠色防控技術采納程度，本文假說H1a得到驗證。這與蔡書凱（2013）的研究結論一致〔49〕。可能的解釋是合作社通過對社員提供外部化服務為社員采納綠色防控技術提供了便利，提升了社員對綠色防控技術的可獲得性；合作社銷售服務有利于優質農產品認證并實現優質優價，增強了社員采納綠色防控技術的預期與信心，有利于促進社員采納綠色防控技術。合作社內部化服務的系數是0.139，但沒有通過顯著性檢驗。說明合作社內部化服務對社員綠色防控技術采納程度影響不顯著，這與儲成兵（2015）、楊興杰等（2020）的研究結論相悖〔50-51〕，假說H1b不成立。可能的原因如下：一是不少合作社受限于自身財力、管理能力等條件約束，合作社內部化服務沒有真正落到實處，技術培訓、生產管理等服務流于形式。因而造成合作社內部化服務效果不佳，農戶難以掌握綠色防控技術以致采納程度不高，這與陳吉平等（2022）的推論一致〔52〕。二是部分綠色防控技術處于推廣應用初期，合作社提供的技術培訓與指導等內部化服務還無法顯著提升小農戶的管理能力。同時，采用該類技術后的農產品的市場價格也無法體現優質優價。董瑩等（2019）也提出采納綠色防控技術的額外成本將主導農戶的要素投入決策，使其綠色防控技術采納程度較低〔53〕。

（2）信息獲取的中介效應分析。為探究合作社社會化服務對社員綠色防控技

術采納行為的影響機理，本文采用逐步回歸法分析信息獲取在合作社社會化服務與社員綠色防控技術采納行為關系中的中介效應。由表7第3列可知，合作社社會化服務對信息獲取具有顯著正向影響。表明合作社社會化服務可以有效緩解技術的信息壁壘，農戶能夠獲取和掌握更多的技術信息和資源。由表7第4列可知，在基準回歸模型中加入信息獲取變量后，合作社社會化服務與信息獲取均對社員綠色防控技術采納程度，至少在10%的統計水平上具有顯著正向影響，且合作社社會化服務的系數由基準回歸中的0.252降為0.186。這說明信息獲取在合作社社會化服務促進社員綠色防控技術采納方面具有部分中介效應，即社員通過使用合作社社會化服務能夠有效提高社員對綠色防控技術的相關信息了解的豐富度，進而促進社員采納綠色防控技術。可能的原因是合作社能夠有效緩解社員所面臨的市場、技術、政策等信息不對稱。合作社不僅可以通過農資購買、產品銷售等服務提供市場信息，還能通過生產管理、技術指導和培訓提供綠色防控技術信息以及宣傳政策信息，擴大社員的信息渠道，有效避免技術不成熟和采用技術后難以實現優質優價等問題。因此，采用合作社社會化服務有利于提高社員對信息的獲取，進而促進其采納綠色防控技術。由此，假說H2得以驗證。

本文同時還采用了Bootstrap檢驗方法檢驗中介模型。根據Bootstrap在95%的置信區間水平抽樣500次的檢驗結果，信息獲取在合作社社會化服務影響社員綠色防控技術采納中的中介效應顯著。中介效應大小為0.101，占總效應比重為23.22%，驗證假說H2的穩健性。

五、結論與建議

1.主要結論

本文基于四川省柑橘合作社社員的619份微觀調研數據，借助有序Probit和內生轉換回歸模型，實證分析了合作社社會化服務對社員綠色防控技術采納行為的影響，進一步探究了合作社內部化服務和外部化服務對社員綠色防控技術采納行為影響的差異，并分析信息獲取的中介作用。主要研究結論如下：

一是合作社社會化服務對社員綠色防控技術采納行為有顯著正向影響。相較于未使用合作社社會化服務的社員而言，使用合作社社會化服務的社員采納綠色防控技術的可能性更大。這意味著，為了推動農業綠色發展，需要鼓勵社員使用農業社會化服務。同時，合作社也需要完善相應的服務。

二是對于合作社不同服務類型而言，合作社外部化服務對社員綠色防控技術采納行為有顯著正向影響，而合作社內部化服務對社員綠色防控技術采納行為的影響不顯著。這意味著合作社不僅需要加強其農資統購、市場信息、農產品銷售等外部化服務，還需要加強合作社內部的管理和監督，防止內部化服務流于形式，降低了內部化服務的效率。同時，還需進一步提升合作社內部化服務的能力，推動社員采納綠色防控技術，助力農業綠色發展。

三是信息獲取在合作社社會化服務對社員綠色防控技術采納行為的影響中起中介作用，即社員可以通過使用合作社社會化服務獲取綠色防控技術的相關信息，促進社員采納綠色防控技術。這意味著合作社需要增加信息源，保障社員能夠獲得充足的市場、技術、政策等信息，是促進社員采納綠色防控技術的有效渠道。

2.對策建議

基于以上結論，為了進一步推動農業綠色發展，提出以下對策建議：

首先，持續推進合作社外部化服務。第一，對于合作社的農資統購服務，可以從價格上降低社員生產成本。同時，合作社應該加強農資的質量監管，解決社員在識別綠色防控生產資料（如生物農藥、抗病蟲品種、黑光燈等農資）時的能力缺失問題。第二，對于合作社的農產品銷售服務，合作社可對采用綠色防控技術的農產品進行質量檢測，并對質量差異的農產品開通不同的銷售渠道，實現農產品優質優價，推動社員采納綠色防控技術的內生循環。

其次，進一步強化合作社內部化服務。第一，對于合作社生產管理服務，可以建立可視化管理平臺，詳細記錄合作社管理的位置、面積、具體管理時間節點等信息，讓社員可隨時查看和掌握合作社的服務質量。同時，該平臺的建立還有利于對農產品的質量進行監管。第二，針對合作社的技術指導與培訓服務，加大新技術引進和新人才的提供，對內部培訓人員及時更新其綠色防控知識，也可外聘專家為社員進行技術指導和培訓，為農戶提供全程化、精準化和個性化技術服務以及強化培訓后的現場指導和監督，使農戶學有所獲、學以致用。

最后，豐富合作社和農戶的信息獲取。第一，合作社應拓展政府、企業、交易商等資源，通過加入相關協會、交流群等開辟網絡信息資源，豐富合作社自身的信息渠道。第二，構建信息平臺，將所獲得市場、技術、政策等信息采用易于理解的方式錄入平臺，使得社員可根據自身需求在平臺檢索信息。第三，強化合作社與社員間的聯系，在服務過程中向社員傳遞信息，使得信息能夠充分滲透到社員，解決社員信息不對稱問題。

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