参与合作社能提升农户绿色生产行为吗？——基于技术服务的中介与社会规范的调节效应分析

郭岩，汪兴东, ，聂志平

（1. 江西农业大学 经济管理学院，江西 南昌 330045；2. 江西农业大学 江西省乡村振兴战略研究院，江西 南昌 330045；3. 江西农业大学 人文与公共管理学院，江西 南昌 330045）

1 问题的提出

化肥、农药的过量施用及废弃资源的不当处理是当前农业生产环境污染加剧的重要原因，为此，我国正掀起一场关于农业可持续发展的绿色变革。近些年，中央一号文件反复强调推广绿色生产方式，走乡村绿色发展之路。但在此过程中，面源化学需氧量、总氮、总磷排放量仍较高，农业面源污染问题未得到根本解决。农户作为绿色生产的直接主体，改变其固守传统的农业生产行为以及高耗费的农资使用方式，增强其绿色生产行为选择的自觉性与主动性，对于推动农业可持续发展以及乡村生态振兴具有重要的现实意义。

农户农业生产行为选择是基于自身资源禀赋，综合考虑预期收益后做出的理性决策。诸多研究表明，尽管农户普遍认同并接受绿色生产理念，但在宏观上受政策约束[1]，微观上受风险认知、土地产权、经营预期[2]等因素影响，其绿色生产现状并不乐观，出现了绿色生产意愿与行为的悖离。相较于传统农业生产，绿色生产行为选择需要农户付出更高的交易与学习成本，对个体农户而言门槛仍然较高。因此，研究农户绿色生产行为仅从农户自身出发是远远不够的。近年来，我国各类农业合作社蓬勃发展，在弥补农户自身局限对农业发展的消极影响方面发挥重要作用，学者们也对参与合作社与农户绿色生产行为的关系进行了诸多探讨。合作社具有联结农户的天然属性，促进农业集约化与组织化生产的基本功能[3]，能够通过农资统一采购、农业技术交流、农产品集约化产销[4]等方式，有效降低个体农户的生产成本，解决农户绿色生产技术获取难题并缓解“小农户与大市场”的矛盾。同时，合作社的监督激励机制可以有效规范社员生产行为[5]，提高社员采纳绿色生产方式的自觉性并增强其绿色生产行为稳定性。

《全国农业可持续发展规划（2015—2030 年）》明确提出，要发挥合作社等新型生产经营主体在加强农业生产能力建设中的主力军作用，意味着引导合作社助推农户进行绿色生产被置于我国未来农业发展的重要位置。纵观以往研究，学者们通过内生转换模型、多元Logistic回归、结构方程模型等方法，对参与合作社与农户使用测土配方技术[6]、进行生态耕种[7]、秸秆资源化利用[8]等行为进行了充分探讨，为后续研究奠定了理论基础与分析依据。但绿色生产是一个连续性的过程，对单一角度的测度不足以代表农户绿色生产行为的总体状况，也易对参与合作社的影响效应与影响机制产生评估误差。同时，在以“地缘”“亲缘”关系为主的我国农村社会中，非正式制度丰富而正式制度相对缺失[9]，部分研究虽着眼于农村地区非正式社会规范对农户行为的作用[10]，但将社会规范纳入参与合作社与农户绿色生产的关系研究中还不多见。

基于此，本文利用2021 年江西省“百村千户”调查数据，以农户产中、产后四类绿色生产技术措施的采纳与否综合表征其绿色生产行为选择，实证分析参与合作社对农户绿色生产行为的影响机理。研究可能的边际贡献在于：首先，用多阶段绿色生产技术的采纳对农户绿色生产行为进行综合衡量，以全面考察参与合作社对农户绿色生产行为的影响；其次，以农户获得的绿色生产技术或服务为中介变量，为考察参与合作社对农户绿色生产行为的驱动机制研究提供新的经验依据；最后，以社会规范为调节变量，将村级数据与个体数据相匹配，进一步分析参与合作社对农户绿色生产行为的影响边界。

2 理论分析与研究假说

2.1 参与合作社与农户绿色生产行为

计划行为理论认为，行为态度、主观规范、知觉行为控制共同决定了个体的行为意向[11]。农户生产经营行为选择首先受到行为态度的影响。我国农户具有较强异质性，既包括乡村精英、兼业农民等认知学习能力较强的群体，但更多的是受教育水平偏低、认知学习能力较弱，将绿色生产视为新事物而不愿主动尝试的普通农户。农村虽是他们生于斯长于斯的家园，但受制于认知局限，他们生态保护、绿色生产的意愿尚未得到质的提升，在经济效益认知影响下仍坚持高耗费、粗放型非绿色耕作[12]。而个体农户自身的局限性可以通过农村自组织的合作社来弥补。合作社能够通过自下而上的技术推广以及集体采购的议价优势，降低参社农户绿色生产要素投入成本及生产风险，稳定参社农户经营预期，促进其采纳绿色生产行为[4]。同时，合作社的激励性规制能够实现生产行为控制权的让渡，使参社农户接受合作社组织的绿色生产决策，进而取得绿色生产的规模效益[13]。此外，合作社内部监督机制的存在能够有效限制社员“质量违约”等损害集体利益行为的发生，对产品质量进行内部约束，以取得市场溢价所产生的超额利润，切实提高社员的经济收入[14]。因此，合作社在降低绿色农业生产成本以及提高经济收益方面具有双重优势，能够切实改变参社农户的生产行为态度。基于以上分析，提出假设：

H1：参与合作社有助于农户采纳绿色生产行为。

2.2 参与合作社对农户采纳绿色生产行为的驱动机制

合作社通过供给绿色生产相关技术与服务，增强参社农户的知觉行为控制，促进其采纳绿色生产行为。一方面，绿色生产技术的采纳能够改善农产品品质、提升农产品价格，合作社作为技术推广的重要载体，是促进农户采纳绿色生产的重要途径[15]。同时，个体农户从传统农业生产转向绿色生产需要付出一定的技术转换成本，而绿色生产技术的准公共物品特征使得技术采纳的效益发生外溢而成本只能内部消化。因此，需要公共部门通过财政补贴、转移支付等手段降低农户绿色生产技术获取成本，分担农户生产转型风险[16]。但个体农户种植规模小，难以满足优惠政策和财政补贴的条件，而合作社能够通过标准化生产降低政策补贴门槛[5]，缓解参社农户技术采纳的流动性约束。另一方面，当前我国农业生产社会化服务体系不健全，合作社已成为提供农业社会化服务的主导力量。其一，合作社提供的市场服务能够实现绿色农产品精准产销对接，保障社员农产品收购价格，并能通过规模化、规范化生产优势改变个体农户在市场竞争中的弱势地位，破解绿色农产品“优质不优价”的难题[17]。其二，合作社为社员提供绿色农业生产培训，弥补社员绿色生产能力上的不足，提升其农地管理水平与生产效率，避免无效投入带来的资源浪费[18]。其三，合作社显著拓展社员信息渠道、丰富社员社会资本，减少了信息不对称带来的逆向选择问题[19]。由此可见，合作社通过增加参社农户获得的绿色生产技术或服务切实减少其绿色生产行为采纳的预期障碍，同时提升参社农户心理预期，显著促进其采纳绿色生产行为，得到假设：

H2：参与合作社通过增加农户获得的绿色生产技术或服务促进其采纳绿色生产行为。

2.3 社会规范的调节作用

我国农户深受传统乡土熟人社会差序格局的影响，这一格局为其相互间亲疏关系远近以及信任关系的建立划定了界限，并间接强化社会关系网络中农户的生产行为选择。引导农户采纳绿色生产行为除关注个体层面的成本、收益与风险预期外，社会规范的作用也不容忽视。一方面，社会规范是特定社会群体成员共有的行为准则[20]，在农户绿色生产行为选择中起到引导与监督作用，可以内化为个体意识与主观规范。同时，对农业环境污染危害认知的提升以及生态环境保护意识的形成是促进农户选择采纳绿色生产行为的内在动力，这一内在动力需要社会规范的激活[21]。因此，社会规范在监督激励机制层面可以影响合作社所发挥的作用。另一方面，农业生产具有明显的开放性特征，社会规范可以为欲采取绿色生产的农户提供观察与学习的机会，积累代替性经验[22]。同时，社会规范水平较高的村域易形成绿色生产的规模效应与技术采纳的溢出效应，有助于降低农户采纳绿色生产行为的预期障碍[23]，村庄的社会规范一定程度上代替了合作社的制度规范，从而削弱了参与合作社对农户绿色生产行为的影响。故提出假设：

H3：社会规范负向调节了参与合作社对农户绿色生产行为的影响，即社会规范水平越高，参与合作社对农户绿色生产行为的影响越弱。

社会规范的调节作用是否对中介效应产生影响仍值得进一步探讨。社会规范可以直接作用于人们心理层面的认知活动[24]，促使人们在做出行为决策前衡量这一行为是否符合社会规范，依此形成内在依社会规范行事的本能，进而潜移默化地影响行为决策[25]。具体而言，技术服务中介了参与合作社对农户绿色生产行为的影响，身处高社会规范村域的农户绿色生产认知较强，自然倾向于获得更多绿色生产技术或服务以降低进行绿色生产的成本。而身处低社会规范村域的农户难以受到社会规范内化效应的影响，更依赖于合作社发挥作用促使其主动寻求绿色生产技术或服务支持。因此，社会规范在参与合作社对技术服务的影响间，即中介效应的前半路径发挥负向调节作用。基于此，提出假设：

H4：社会规范在参与合作社经由增加农户获得的绿色生产技术或服务来促进其采纳绿色生产行为过程的前半路径中发挥负向调节作用，即社会规范水平越高，技术服务的中介效应越弱。

基于以上分析，构建如下理论研究框架，如图1所示。

图1 理论研究框架图

3 数据来源、变量选取与模型选择

3.1 数据来源

本研究数据来自江西农业大学与北京大学联合完成的2021 年江西省“百村千户”调研。通过分层随机抽样获取样本，具体为：根据2020 年江西省县级行政区人均工业增加值进行12 等分，随机抽取了进贤县、万安县等12 个样本县级行政单位，每个样本县级行政单位以人均公共财政收入进行3 等分，随机抽取3 个样本镇级单位，每个样本镇级单位以地形及区域分布进行3 等分，随机抽取3 个样本行政村，每个样本行政村以等距步长及村小组、自然村区域分布进行3 等分，随机抽取10 个样本农户家庭进行入户调查，共获得108 个样本行政村及1 080 个样本户数据。在样本选择与实证分析过程中，基于研究主题对数据进行了相关处理：一是将村级数据与个体数据进行匹配合并；二是筛除数据中的缺失值、异常值以及回答为“不清楚”“不知道”等样本，共保留有效样本899 份。

3.2 变量选取

3.2.1 被解释变量

绿色农业生产是指以节能、降耗、减污为目标，以现代化生产技术与管理手段为依托，实现农业生产全过程污染控制的一种措施，具体包括有机肥投入、覆盖作物耕作、秸秆地膜处理、优化种植结构等多样化生产行为选择。研究立足于江西省农业生产实际情况，聚焦农户节水技术采用、有机肥施用、秸秆还田及地膜回收行为，以农户对上述四种行为的采纳与否作为农户绿色生产行为采纳程度的表征。问卷中上述四种绿色生产行为均为二分类变量，若采纳，则赋值为1，否则赋值为0。基于此，从数量方面考察农户的绿色生产行为选择，即将农户采纳上述绿色生产行为项数进行加总，得到农户绿色生产行为采纳程度，作为本研究的被解释变量。

3.2.2 核心解释变量

核心解释变量为参与合作社。将问卷中“是否为农业合作社成员”题项操作化为参与合作社，若参与，则赋值为1，否则赋值为0。

3.2.3 中介变量

中介变量为技术服务。农户作为理性经济人，获取更高经济收益是其进行农业生产行为选择的首要动力。以往研究表明，合作社通过提供各类绿色农业生产技术与服务实现节约成本、溢价激励与风险共担，降低绿色生产预期阻碍，提升农户行为能力，促进其采纳绿色生产行为。为此，将农户获得的绿色生产技术或服务作为参与合作社到绿色生产行为间的中介变量，取值为实际获得绿色生产技术或服务的项数。

3.2.4 调节变量

调节变量为社会规范。同一群体农户间基于个体禀赋差异，会做出不同的农业生产行为选择，而社会规范作为群体成员共享的信念，对农户个体的生产决策产生重要影响。由于社会规范是一种难以直接观测的潜变量，以往研究中既有学者通过因子分析等方法对其各方面的指标进行测度[26]，也有学者直接根据情景变化设置量表或具体题项对其进行衡量[27]。基于这些测量方式，本研究选择农村中社会规范的重要表现形式——村规民约来表征。村规民约是村民进行自我管理、自我教育、自我约束的行为规范，内容涵盖乡村社会治理、农业生产规范、生态环境保护等多个方面[28]。诸多学者在研究中对村规民约的类型进行了划分，并证实不同类型村规民约对促进农户绿色生产意愿的作用力不同：村规民约越具体，对农户采纳绿色生产行为的引导作用越强[29]。当村规民约以章节条款为表现形式并有具体奖惩措施为支撑时，其规范农户行为的作用力将大大增加。基于此，选取村级数据中“村规民约是否有奖惩措施”来表征社会规范，若有，则赋值为1，否则赋值为0。

3.2.5 工具变量

工具变量为村民参社率。已有研究表明，农户参与合作社能促进其采纳绿色生产行为，同时自身从事绿色生产的农户又会出于获得更多技术与服务的目的选择参与合作社，两者间可能互为因果关系。此外，研究中不可避免地存在遗漏变量，故借鉴以往研究，选取村民参社率作为农户参与合作社的工具变量[30]，原因如下：第一，农村地区“同群效应”的存在决定了个体行为不仅受自身特征影响，也会受到群体内部其他个体行为的影响。本村参与合作社的人数越多，农户自身参与合作社的可能性就越大，村民参社率满足工具变量的相关性要求。第二，村民参社率属于村居层面变量，与个体层面的绿色生产行为属于不同观测层次，难以直接影响农户采纳绿色生产的行为选择，符合工具变量的外生性要求。当然，村民参社率是否为有效工具变量还有待进一步检验。

3.2.6 控制变量

绿色生产是在多因素影响下，农户以家庭为单位做出的生产行为选择。为此，参考以往相关研究，选定户主个人特征（性别、年龄、受教育年限）、农户家庭特征（家庭规模、家庭耕地面积）、农业生产经营状况（未来五年是否务农、农业收入占比）等作为控制变量。所有的变量定义及赋值如表1 所示。

表1 变量定义及其描述性统计

3.3 样本描述

由表1 可知，农户绿色生产行为采纳程度均值为0.407、参与合作社均值为0.036，表明样本农户绿色生产行为采纳程度较低，且合作社的参与水平也不高。个人特征方面，样本农户以男性为主，平均年龄为60 岁，平均受教育年限为6.6 年；家庭特征方面，样本农户平均家庭成员数量为4 人，平均耕地面积为15 亩；农业生产经营状况方面，超过一半的样本农户未来五年仍继续务农，但农业收入占比均值仅为23%，说明样本农户以二兼农户为主，非农收入在家庭收入中占比较大。配对样本t 检验显示，参与合作社与未参与合作社的样本农户在绿色生产各环节技术的采纳及总体采纳程度上均存在显著差异。与未参社的农户相比，参社农户采纳绿色生产行为的总体概率高32.3%，可以初步判断参与合作社能够促进农户绿色生产行为的采纳。

3.4 模型选择

3.4.1 基准回归

由于被解释变量为连续型变量，故使用最小二乘法构建参与合作社对农户绿色生产行为影响机理的基准回归模型。具体模型设定如下：

式中：Yi为被解释变量，表示农户i绿色生产行为的采纳程度；Xi为核心解释变量，表示农户i参与合作社的情况；Ci表示一系列影响农户绿色生产行为采纳程度的控制变量，涵盖个人、家庭、生产经营状况等层面；c0为常数项，c1、c2为待估参数，εi为随机扰动项。

3.4.2 倾向得分匹配

由于农户自身存在资源禀赋的差异，其绿色生产行为并非随机产生，简单以最小二乘法估计农户参与合作社对其绿色生产行为的影响可能会忽视由农户自选择偏差导致的内生性问题。倾向得分匹配法能够通过构建“反事实”框架有效控制样本的自选择偏差，使得参与合作社农户与未参与合作社农户绿色生产行为选择处于均衡可比的状态。首先，用倾向匹配得分P(Zi)作为农户参与合作社的概率依据进行估计。具体模型设定如下：

式中：Zi为匹配变量，X=1 表示参与合作社，X=0 表示未参与合作社。将参社农户与未参社农户进行匹配，匹配后处理组样本的平均处理效应（ATT）代表参与合作社对农户绿色生产行为的影响效应，表达式如下：

式中：Y1为参社农户绿色生产行为；Y0为未参社农户绿色生产行为。

3.4.3 中介效应模型

为检验参与合作社对农户绿色生产行为的影响路径，借鉴温忠麟等[31]的中介效应分析法，构建中介效应模型：

式（4）分析了核心解释变量对中介变量的影响；式（5）分析了核心解释变量与中介变量对被解释变量的影响，其中：Yi、Xi分别表示农户i绿色生产行为与参与合作社的情况；Mi为中介变量，表示农户i获得的绿色生产技术服务；Ci表示一系列影响农户绿色生产行为的控制变量，包括个人、家庭、农业生产经营状况等；a0、b0为常数项，a1、a2、b1、b2、c′为待估参数，e1、e2为回归参差。在逐步回归中，中介效应是否显著，需满足以下条件：式（1）中核心解释变量对被解释变量的总效应c1显著；式（4）中核心解释变量对中介变量的效应a1显著；式（5）中中介变量对被解释变量的效应b1显著。

3.4.4 调节效应检验

为检验社会规范在农户参与合作社到绿色生产采纳程度间的调节作用，引入参与合作社与社会规范的交互项。由于核心自变量与调节变量均为类别变量，故采取带交互作用的双因素方差分析，交互效应即为调节效应[32]。方差分析主要用来讨论不同试验因素对结果的影响是否存在差异性，带交互作用的双因素方差分析需要分别检验因素A、因素B、因素A 与因素B 的交互作用是否显著[33]，本研究表现为分析参与合作社与社会规范及其交互项对绿色生产行为采纳程度是否有显著影响。同时，借鉴PREACHER 等[34]、HAYES[35]提出的调节中介效应检验法，分析中介效应与调节效应间的关系。具体模型设定如下：

式（6）分析了调节变量对中介效应前半路径的影响；式（7）分析了调节变量对中介效应后半路径的影响；式（8）分析了调节变量同时对中介效应前后两段路径的影响。其中：Yi、Xi分别表示农户i绿色生产行为与参与合作社的情况；Mi为中介变量，表示农户i获得的绿色生产技术服务；Zi为调节变量，表示农户i所处村域社会规范的强度；θ0、ω0、δ0为常数项，θ1～θ4、ω1～ω4、δ1～δ5为待估参数，μi、τi、φi为误差项。

此外，参考张郁等[36]的分组回归法，用社会规范的均值加减标准差作为分组标准，划分高社会规范、社会规范均值与低社会规范组，通过Bootstrap 法检验有调节的中介效应。

4 结果与分析

4.1 参与合作社对农户采纳绿色生产行为的影响

多重共线性检验结果显示，所有变量中方差膨胀因子VIF 最大为1.25，小于边际值10，表明模型没有显著的多重共线性问题。基准回归结果如表2 所示。其中模型（1）仅考虑参与合作社与农户绿色生产行为的单变量关系；模型（2）控制了其他可能影响农户绿色生产行为的变量。在所有回归结果中，参与合作社变量的系数均为正，且在5%水平上通过显著性检验，说明参与合作社正向影响农户绿色生产行为选择，假设H1 得到验证。同时，据模型（2）结果可知，参与合作社的农户较未参与合作社的农户绿色生产行为采纳程度提高26.8%。性别、家庭规模、家庭耕地面积、未来五年是否务农、农业收入占比均对农户绿色生产行为具有显著正向影响，但年龄、受教育程度对农户绿色生产行为影响不显著。

表2 基准回归结果

4.2 内生性讨论

4.2.1 倾向得分匹配

是否参与农业生产合作社可能存在自选择偏差导致的内生性问题，使用倾向得分匹配法（PSM）能够有效缓解这一问题带来的不利影响。表3 分别为半径匹配与核匹配的估计结果，ATT 值均在5%水平上通过显著性检验且差值不大，说明参与合作社确实可以显著促进农户采纳绿色生产行为，再次对假设H1 进行验证。从匹配后均值来看，参与合作社农户与未参与合作社农户相比，绿色生产行为采纳程度提高30.5%，较基准回归而言进一步提高，样本的自选择偏差得到有效控制。

表3 参与合作社对农户采纳绿色生产行为的PSM估计结果

4.2.2 共同支撑域与平衡性检验

为保证倾向得分匹配的有效性，匹配过程需满足共同支撑域假设，即共同支撑域面积越广，参与匹配的样本量损失越少，匹配效果越佳。统计显示，匹配后的样本数量为844，其中处理组与控制组共55 个样本农户未找到匹配对象，样本损失量为6.12%，匹配效果较理想。

为考察倾向得分匹配是否较好地平衡了原样本数据，需要进行平衡性检验。若匹配后大多数变量的标准化偏差绝对值小于10%，且t 检验结果不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，则认为PSM 估计结果通过了平衡性检验，匹配质量较好。由于篇幅有限，在此仅以半径匹配为例，展示参与合作社对农户采纳绿色生产行为PSM 估计的平衡性检验结果，其他PSM 估计均通过平衡性检验。具体结果如表4 所示。

表4 协变量平衡性检验结果

4.3 驱动机制分析

前文已证实参与合作社有助于提高农户对绿色生产行为的采纳程度，但这一影响效果的驱动机制更值得关注。结合理论分析，借助逐步回归法[32]构建中介效应模型来分析参与合作社能否通过增加农户获得的绿色生产技术或服务来影响农户的绿色生产行为选择。模型（3）单独将参与合作社与技术服务进行回归；模型（4）将参与合作社与技术服务同时对绿色生产行为进行回归，结果如表5 所示。在模型（3）中，自变量与中介变量有显著的正相关关系。模型（4）表明，参与合作社仍在1%水平上显著正向影响农户绿色生产行为，但系数从0.268减小到0.240，且技术服务系数在1%水平上通过显著性检验。根据中介变量判断标准，在参与合作社对农户绿色生产行为的影响过程中，技术服务具有部分中介效应，占比约为10.43%，即参与合作社切实增加了农户获得的绿色生产技术或服务项数，进而促进其选择采纳绿色生产，假设H2 得到验证。同时，通过Bootstrap法进一步检验，结果显示置信区间不包括0，中介效应显著。

表5 参与合作社对农户采纳绿色生产行为影响的机制分析

4.4 调节效应分析

为了验证社会规范在参与合作社对农户绿色生产行为影响中的调节作用，借鉴温忠麟等[32]、黄伯强等[33]提出的调节效应检验方法，采取带交互作用的双因素方差分析，分别检验参与合作社与社会规范以及两者的交互项对农户绿色生产行为是否具有显著影响，结果如表6 所示。参与合作社以及参与合作社与社会规范的交互项均在1%水平上显著正向影响农户绿色生产行为，但社会规范的单一作用不显著，可能是由于显著的交互作用掩盖了社会规范的作用机制[37]。同时，参与合作社与社会规范的交互作用小于参与合作社的单一作用，说明社会规范负向调节参与合作社对农户绿色生产行为的影响，假设H3 得到验证。

表6 有交互效应的双因素方差分析结果

为进一步细致探讨社会规范在中介路径中的调节效应，参考PREACHER 等[34]、HAYES[35]提出的调节中介效应检验方法，构建模型（5），对解释变量与调节变量以及两者的交互项进行回归，考察调节变量对中介效应前半路径的影响；模型（6）对中介变量与调节变量以及两者的交互项进行回归，考察调节变量对中介效应后半路径的影响；模型（7）同时对解释变量、中介变量、调节变量以及其交互项进行回归，考察调节变量同时对中介效应前后两段路径的影响，结果见表7。调节变量显著负向调节了自变量与中介变量之间的关系，对中介效应后半路径没有显著影响。假设H4 得到验证。

表7 有调节的中介效应检验结果

基于上述分析，用Bootstrap 法检验有调节的中介效应。以社会规范的均值加减一个标准差为分组标准，分别对低社会规范、社会规范均值与高社会规范组技术服务的中介效应进行检验，结果如表8 所示。在参与合作社影响农户绿色生产行为的过程中，技术服务的中介效应因社会规范水平的不同而有所差异。技术服务的中介效应在高社会规范组显著，在低社会规范组以及社会规范均值组均不显著。可能的原因是；高社会规范组农户在信息流动机制与互动学习机制影响下形成了绿色生产认知[38]，对降低农业环境污染水平有更强的责任感与使命感，且对绿色生产的预期经济效益评估较乐观，倾向于获取更多绿色生产技术或服务；低社会规范组农户本身绿色生产知识水平较低，环境保护责任意识不强，不太会主动寻求绿色生产技术或服务支持。

表8 Bootstrap法调节中介效应检验结果

4.5 工具变量检验

在考察参与合作社对农户绿色生产行为采纳程度的影响时，可能存在遗漏变量或双向因果关系导致的内生性问题。参考刘同山等[30]的研究，将“村民参社率”作为农户“参与合作社”的工具变量，并进行标准化处理。为确保工具变量选取有效性，进行弱工具变量检验以及豪斯曼检验。弱工具变量检验结果显示，Cragg-Donald Wald F 统计量为128.44，远大于5%偏误水平下的临界值16.38，说明不存在弱工具变量的问题。同时，豪斯曼检验结果显示，两个回归的系数存在显著系统性差异，P值＜0.01，拒绝所有解释变量均为外生变量的原假设，印证了本研究引入工具变量的必要性。工具变量检验结果如表9 所示。

模型（8）为基于两阶段最小二乘法（2SLS）的估计结果。在第一阶段的内生变量回归中，“村民参社率”变量的估计系数为正，且在1%水平上通过显著性检验，表明工具变量与内生解释变量具有强相关性。在第二阶段的主效应回归中，纠正内生性问题后，参与合作社对绿色生产行为采纳程度的回归系数为正，且在1%水平上通过显著性检验，表明基准回归结果是稳健的。同时，模型（8）中主效应回归系数相较基准回归模型进一步扩大，表明由于内生性的存在，参与合作社对农户绿色生产行为采纳程度的影响被低估。模型（9）～（11）分别对应模型（3）、模型（4）、模型（7），对中介效应以及调节中介效应的稳健性进行检验。结果表明，技术服务仍起部分中介作用，占总效应比重为15.2%，中介效应分析结果稳健；调节变量与工具变量的交互项以及调节变量与中介变量的交互项对因变量的回归结果与模型（7）基本保持一致，有调节的中介效应分析结果同样稳健。假设H1、H2、H3、H4 仍然成立。

5 主要结论与政策建议

基于2021 年江西省“百村千户”调查数据，运用最小二乘法（OLS）以及倾向得分匹配（PSM）法实证分析参与合作社对农户采纳绿色生产行为的影响，并结合中介、调节效应模型，探讨了参与合作社对农户绿色生产行为选择影响效果的驱动机制以及社会规范在其中的调节作用。

研究结果表明：参与合作社有助于提升农户绿色生产行为，与未参社农户相比，参社农户绿色生产行为采纳程度提高30.5%，讨论内生性后，结果仍具有稳健性。进一步机制分析发现，参与合作社通过增加农户获得的绿色生产技术或服务促进其采纳绿色生产行为。技术服务在参与合作社影响农户采纳绿色生产行为过程中发挥部分中介作用，中介效应占比为10.43%。另外，社会规范在参与合作社经由增加农户获得的绿色生产技术或服务来促进其采纳绿色生产行为过程的前半路径中发挥负向调节作用，且在此过程中技术服务的中介效应因社会规范水平的不同而有所差异：技术服务的中介效应在高社会规范组显著，在低社会规范组以及社会规范均值组均不显著。

基于上述研究结论，提出以下政策建议：

（1）重视合作社在助推农户采纳绿色生产行为中的作用，大力支持并规范合作社的发展。通过实现内部标准化管理，避免出现合作社职能单一、运行低效等问题，将财政补贴与政策资源集中于真正服务农民的合作社组织，切实发挥合作社的绿色生产示范与辐射作用。同时，基于合作社的组织与制度优势，敦促其积极提供生产技术培训、绿色农资采购、农田管理指导等技术或服务，精准对接个体农户生产需求，以期形成以合作社为载体的农业生产社会化服务体系。并要鼓励个体农户加入合作社，加强合作社与社员的利益联结，提升绿色农业生产内部动力。

（2）全方位激活农村社会规范水平，运用社会规范手段优化农户绿色生产行为。一方面，通过对采纳绿色生产行为的农户进行鼓励来树立绿色生产方向标，并利用新媒体平台，通过喜闻乐见、通俗易懂的方式向农户传递绿色生产知识，提升农户绿色生产认知。同时，鼓励种植大户及村两委带头践行绿色农业生产，利用农村熟人社会网络加强生产互动，扩大同群效应对农户行为的影响。另一方面，村规民约自上而下于乡土社会中产生，自身具有较强合理性与可行性，群众基础扎实，在优化农户绿色生产行为时要充分考虑村规民约作用的发挥。具体而言，应基于各地禀赋差异，将“生产废弃物处理奖励惩罚榜”等具体规范纳入村规民约范畴，引导农户自觉践行绿色生产理念，降低政策执行成本，推进乡村生态振兴。