張益豐 呂成成 陸泉志

(南京林業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，南京 210037)

中國政府非常強調(diào)全過程農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全和食品安全監(jiān)管的重要性，提出發(fā)展綠色農(nóng)產(chǎn)品、有機農(nóng)產(chǎn)品和地理標志農(nóng)產(chǎn)品，試行食用農(nóng)產(chǎn)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(jīng)出臺很多強力的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量監(jiān)管政策，但“瘦肉精”、“毒生姜”等惡性食品安全事件依然頻發(fā)，農(nóng)產(chǎn)品農(nóng)藥高殘留與化肥、添加劑等化學制劑濫用現(xiàn)象屢禁不止，可見我國農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的全面提升，既需要依靠政府的強力監(jiān)管，更需要通過優(yōu)化農(nóng)業(yè)組織結(jié)構(gòu)來促進監(jiān)管的落實。實現(xiàn)組織化生產(chǎn)、系統(tǒng)化運營與科學化管理，以新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體建設來筑牢農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全防線，具有重大的現(xiàn)實意義與理論價值。

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

產(chǎn)生這一矛盾的根源以及如何規(guī)避上述問題的產(chǎn)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(jīng)營能力與提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制的技術保障。李昊等利用分位數(shù)回歸和傾向得分匹配分析農(nóng)藥施用技術培訓對農(nóng)藥過量施用的影響和因果效應，證明參加培訓導致經(jīng)濟作物種植戶減少過量施用農(nóng)藥。但上述研究存在以下缺陷：1)缺乏技術培訓類服務對農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)流程管理與農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的影響研究；2)對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的分析僅局限于個別指標(如化肥施用量、低殘農(nóng)藥施用量等)，未考慮如生產(chǎn)中統(tǒng)一種苗、流程控制、銷售渠道優(yōu)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(zhì)量關聯(lián)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(nèi)生轉(zhuǎn)換模型將提升檢驗結(jié)果的可信度。

其次，厘清農(nóng)產(chǎn)品品牌管理與農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的關聯(lián)影響。王文龍認識到地理標志農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制能力存在不足，壯大農(nóng)民合作社、行業(yè)協(xié)會的作用，加強合作社品牌營銷才能提高地理標志農(nóng)產(chǎn)品品牌競爭力。Yin等也認為合作社發(fā)展自有農(nóng)產(chǎn)品品牌將促進合作社生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(zhì)性(如品牌社)合作社對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的差異化影響。最后前人未對合作社發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品自有品牌的意愿進行剖析，使得研究在構(gòu)建“合作社自有品牌→形成治理→促進農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量提升”的邏輯上存在斷層。

本研究首先論述了合作社創(chuàng)立自主品牌在“合作社創(chuàng)立→促進農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量提升”之間的內(nèi)在機理。其次研究農(nóng)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量提升的轉(zhuǎn)換機制，檢驗生產(chǎn)流程培訓在農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(jié)果將有助于解釋參與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和形成農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制之間的內(nèi)在機制，同時為政策實施提供實證依據(jù)。

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(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為是基于“理性人”假設，在現(xiàn)有認知水平、資源稟賦約束下，尋求利益最大化的最終結(jié)果。既有研究也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為會受到個體特征、家庭特征、市場特征、政府監(jiān)管特征、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)組織等多種因素控制。

合作社的生存與發(fā)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(yè)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(chǎn)專用性投資風險控制等的影響。合作社產(chǎn)品在市場上的適銷程度取決于合作社能否找到穩(wěn)定的原材料供應者與產(chǎn)品銷售方，建立起穩(wěn)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(chǎn)品可追溯的保障(提供完整質(zhì)檢報告、生產(chǎn)流程臺賬)，有助于尋找并穩(wěn)定客源，降低農(nóng)產(chǎn)品交易頻率，使銷售途徑得以順暢。

綜上，研究認為“農(nóng)產(chǎn)品品牌化→市場占有率→產(chǎn)能提升”的最終能否實現(xiàn)對于農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)過程中規(guī)范運作和科學化管理提出了更高的要求，合作社農(nóng)產(chǎn)品品牌化運營會“反向”激勵合作社強化對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)流程的規(guī)范與科學種養(yǎng)標準的落實。通過向供應鏈前端的社員釋放強調(diào)生產(chǎn)質(zhì)量的“置信威脅”，并通過為社員提供技術標準、種養(yǎng)流程控制來約束社員的生產(chǎn)行為，依靠合作社內(nèi)部成員間的“相互監(jiān)督”敦促社員遵循合作社的技術標準、生產(chǎn)工藝流程進行規(guī)范生產(chǎn)；而優(yōu)質(zhì)的社會化服務又進一步增加了社員的專有性資產(chǎn)(生產(chǎn)技能)，社員的生產(chǎn)效率得以提升(具體表現(xiàn)在社員生產(chǎn)出的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量穩(wěn)步提升)。合作社強調(diào)對生產(chǎn)流程(供應鏈前端)的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制，也將自營產(chǎn)品與普通農(nóng)戶生產(chǎn)的產(chǎn)品加以區(qū)分，借助合作社的規(guī)模優(yōu)勢確立當?shù)馗哔|(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量“標桿”，提升了當?shù)剞r(nóng)產(chǎn)品的總體質(zhì)量水平。

圖1 農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為存在因果關聯(lián)。

合作社一方面能組織社員進行生產(chǎn)流程培訓，督促社員按照合作社的生產(chǎn)規(guī)范進行標準化生產(chǎn)，通過外部管理加強社員實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為。同時農(nóng)戶參與合作社，實現(xiàn)社員與合作社利益“激勵相容”，誘使社員接受合作社的生產(chǎn)培訓與質(zhì)量監(jiān)管，社員自覺增強農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為。最后合作社內(nèi)部存在“相互監(jiān)督”行為，限制個別人“質(zhì)量違約”行為損害群體潛在利益行為的發(fā)生，因此內(nèi)部約束行為促進社員增強對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為的發(fā)生。

H：擁有自有農(nóng)產(chǎn)品品牌的合作社比無自有農(nóng)產(chǎn)品品牌的合作社更能顯著促進社員實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為。

缺乏自有農(nóng)產(chǎn)品品牌的合作社一般對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量監(jiān)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的積極性。

H：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)流程培訓是合作社促進社員實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行動時農(nóng)業(yè)生產(chǎn)流程培訓的中介作用顯著，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)流程培訓在無自有品牌的合作社中對促進社員的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制的中介效應不明顯。

合作社已成為提供農(nóng)業(yè)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(shù)明顯增加，生產(chǎn)流程培訓通過增進農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全的了解，提高農(nóng)戶使用先進種植技術和管理方法的能力，強化農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制的行為。本研究認為生產(chǎn)流程培訓是合作社促進參與社員實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為的重要手段。

實施農(nóng)產(chǎn)品品牌化管理的合作社為確保農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量更愿意通過生產(chǎn)流程培訓來增強社員科學種養(yǎng)的技術能力，幫助社員熟悉科學化的先進管理流程并監(jiān)督社員進行標準化科學生產(chǎn)。社員通過接受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)流程培訓來提高自身的經(jīng)營能力與經(jīng)營收益，使社員生產(chǎn)與合作社經(jīng)營利益銜接更緊密。缺乏自有農(nóng)產(chǎn)品品牌的合作社往往缺乏統(tǒng)一的質(zhì)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(zhì)量控制行為“漂移”，社員參與生產(chǎn)流程培訓轉(zhuǎn)化為穩(wěn)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(zhì)量生產(chǎn)的動能不足。

2 數(shù)據(jù)描述與變量設定

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)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(qū)進行的農(nóng)業(yè)社會化服務與農(nóng)業(yè)增效的田野調(diào)查。調(diào)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(nóng)產(chǎn)品品牌的合作社社員共138戶，加入無農(nóng)產(chǎn)品品牌的合作社社員229戶，非社員618戶(以下將有農(nóng)產(chǎn)品自有品牌的合作社稱為品牌社，無農(nóng)產(chǎn)品自有品牌的合作社稱為非品牌社)。

2.2 變量說明

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被解釋變量

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

由于農(nóng)產(chǎn)品在種苗選擇、生產(chǎn)流程、質(zhì)量驗收標準等方面存在差異，目前學術界對于農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全沒有統(tǒng)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全是一個抽象概念，農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全的提升是質(zhì)量安全意識提升、綠色生產(chǎn)行為控制、品牌銷售渠道優(yōu)化的綜合結(jié)果。鑒于此，本研究采用12個指標考察農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為，在根據(jù)層次分析法建立農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度。具體詳見表1?？偡謹?shù)提高，則農(nóng)戶種植農(nóng)產(chǎn)品精細化程度高，對于農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為的實施程度越高，農(nóng)戶生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量越好。

表1 農(nóng)戶的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)戶主觀質(zhì)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(nóng)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(nóng)藥(1=會;0=不會)0.1270.8460.361了解禁用農(nóng)藥的種類(1=是;0=否)0.050.7520.432農(nóng)戶客觀質(zhì)量實施維度Objective qualityimplementation di-mension of farmers0.415質(zhì)量實施行動0.232技術投入行動0.183在農(nóng)藥化肥使用方面使用生物農(nóng)藥或者物理防治等行為(1=有;0=無)0.0810.1690.375減少農(nóng)藥用量行為(1=有;0=無)0.0570.5310.499農(nóng)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(nóng)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(jié)水灌溉技術(1=有;0=無)0.0790.5550.497外部環(huán)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(nóng)產(chǎn)品銷售是否要通過農(nóng)藥殘留檢驗(1=有;0=無)0.1070.0770.267農(nóng)產(chǎn)品采用分級銷售(1=有;0=無)0.0620.6880.463農(nóng)產(chǎn)品通過電商銷售①(1=有;0=無)0.1150.0580.234

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核心解釋變量

首先，本研究關注農(nóng)戶參加合作社是否會影響農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為。因此選取“被調(diào)查戶是否加入農(nóng)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(nóng)產(chǎn)品商標/品牌”的兩元變量來評估合作社的農(nóng)產(chǎn)品品牌效應。另外本研究設計將生產(chǎn)流程培訓(包括生產(chǎn)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(chǎn)流程培訓促進農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為。

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控制變量

本研究將控制變量分為個人稟賦、家庭特征和區(qū)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(wǎng)時長；家庭特征包括家庭純農(nóng)收入、種植規(guī)模、貸款可得性、種植計劃；區(qū)位特征包括距鎮(zhèn)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(nóng)戶是否加入合作社，同時也影響農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為的實施。

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工具變量

由于本研究考察合作社參與對農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度的影響，這一現(xiàn)象可能存在反向因果問題。。本研究擬采用樣本農(nóng)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(fā)展“內(nèi)嵌”于鄉(xiāng)村發(fā)展中，村領導干部會比其他人對合作社的經(jīng)營情況了解更深入，農(nóng)戶憑借村兩委領導成員有近親關系，對合作社經(jīng)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(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度”進行簡單的Probit回歸與OLS回歸。回歸結(jié)果顯示，農(nóng)戶“是否有近親擔任村領導干部”對農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度影響不顯著，但對農(nóng)戶“是否加入合作社”在1%的水平上統(tǒng)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(tǒng)計詳見表2。

表2 描述性統(tǒng)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度Extent of application of agriculturalquality control practices by farmers農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(guī)模最大的農(nóng)作物種植年限/年20.9812.055日上網(wǎng)時長 Daily internet access每天通過智能手機上網(wǎng)時間/小時0.9401.660生產(chǎn)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(nóng)收入 Farm income2019年家庭務農(nóng)收入/萬元2.3934.320種植規(guī)模 Scale of cultivation2019年您家蔬果種植規(guī)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(chǎn)農(nóng)作物打算(1=退出生產(chǎn);2=縮減規(guī)模;3=穩(wěn)定規(guī)模;4=擴大規(guī)模)2.8920.681離鎮(zhèn)政府距離Distance to township government村莊離鎮(zhèn)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(zhuǎn)換對于農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量有正向促進作用，生鮮果品電商的發(fā)展對于生鮮果品質(zhì)量提升影響較大

2.3 描述性統(tǒng)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(nóng)戶各變量的均值差異。與未入社農(nóng)戶相比，入社社員、品牌社社員、非品牌社社員的質(zhì)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(nóng)戶)的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度。進一步分析社員(農(nóng)戶)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)戶產(chǎn)品質(zhì)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?shù)姆词聦嵐烙嫹椒▉硗瓿伞?/p>

表3 普通農(nóng)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(nóng)產(chǎn)品品牌的合作社社員(n=138)Members ofthe brandcooperative成為無農(nóng)產(chǎn)品品牌的合作社社員(n=229)Membersof thenon-brandcooperative未入社農(nóng)戶(n=618)Non-members差異1Difference 1差異2Difference 2差異3Difference 3農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(wǎng)時長Daily internet access1.2391.2931.2060.7630.476***0.531***0.444***生產(chǎn)流程培訓Production processmanagement training1.9702.6671.5500.8451.125***1.822***0.706***純農(nóng)收入Farm income3.3933.9023.0861.7991.593***2.102***1.286***種植規(guī)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(xù))

變量Variable入社社員(n=367)Membersof thecooperative成為有農(nóng)產(chǎn)品品牌的合作社社員(n=138)Members ofthe brandcooperative成為無農(nóng)產(chǎn)品品牌的合作社社員(n=229)Membersof thenon-brandcooperative未入社農(nóng)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(zhèn)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(nóng)戶比較的結(jié)果；差異2是品牌社社員和未入社農(nóng)戶比較的結(jié)果；差異3是非品牌社社員和未入社農(nóng)戶比較的結(jié)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(nèi)生轉(zhuǎn)換模型

本研究關注參與合作社對農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為的影響，需要解決兩個問題：首先農(nóng)戶參與合作社可能是異質(zhì)性農(nóng)戶自選擇的結(jié)果；其次可能存在反向因果問題。本研究參考Lokshin等提出的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型(Endogenous switching regression, ESR)來驗證合作社參與對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)戶加入合作社或品牌社的概率。農(nóng)戶參加合作社行為方程：

P

=

γZ

+

μ

(1)

農(nóng)戶加入品牌合作社行為方程：

P

′=

γZ

′+

μ

′

(2)

其次是對結(jié)果方程估計，即估計農(nóng)戶加入合作社以及加入的合作社有無品牌對農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為的影響。入社農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為結(jié)果方程：

Y

1=

β

X

+

δ

1

(3)

品牌社社員實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為結(jié)果方程：

Y

2=

β

X

+

δ

2

(4)

非品牌社社員實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為結(jié)果方程：

Y

3=

β

X

+

δ

3

(5)

未入社農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為結(jié)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(nóng)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(nóng)戶的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度；

β

、

β

、

β

和

β

分別為各式待估參數(shù)；

X

是影響農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(jié)果方程的隨機擾動項。

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

非品牌合作社對農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(chǎn)流程管理培訓為中介變量，分析生產(chǎn)流程管理培訓影響合作社促進社員實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為的內(nèi)在機制，建立如下結(jié)構(gòu)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(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度；

P

表示農(nóng)戶是否加入合作社；

M

為中介變量，表示農(nóng)戶接受生產(chǎn)流程管理類培訓次數(shù)；

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(shù)；

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(shù)

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(jié)果與分析

4.1 全樣本條件下的估計結(jié)果

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

ρ

、

ρ

顯著不為0(

ρ

為負

ρ

為正且均在1%統(tǒng)計顯著)，一方面說明數(shù)據(jù)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為更甚，相關系數(shù)的理論解釋詳見Ma等和Lokshin等的理論闡述。

比較表4發(fā)現(xiàn)，入社與未入社農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為的影響因素有差異，具體表現(xiàn)為兩點：

1)受教育年限、接受種植技術培訓次數(shù)，家庭純農(nóng)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(nóng)戶質(zhì)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(shù)相同、對家庭種植計劃相似的規(guī)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(zhì)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(guī)模變量對入社和未入社農(nóng)戶均有顯著負向影響(但系數(shù)均較小，分別為-0.000、-0.001)。這與江激宇等得出“種植規(guī)模與農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全控制意愿呈負相關”的研究結(jié)論一致。可能的原因是種植規(guī)模越大，農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為投入越多，農(nóng)戶更愿意按照以往經(jīng)驗進行生產(chǎn)。受制于家庭稟賦條件，大規(guī)模實行“精耕細作”難以實現(xiàn)，因而種植規(guī)模對小規(guī)模農(nóng)戶實施質(zhì)量安全控制行為具有負向影響。日上網(wǎng)時長對入社和未入社農(nóng)戶均有顯著正向影響，顯示從外部獲得知識是農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為的重要因素。

4.2 分樣本農(nóng)戶的估計結(jié)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(nóng)戶組成子樣本1和2，分別進行ESR擬合。實證結(jié)果分別見表4中的Model 2和3。Model 2估計結(jié)果顯示，行為方程與品牌社農(nóng)戶質(zhì)量控制行為實施程度結(jié)果方程誤差項的相關系數(shù)

ρ

顯著為負，說明加入品牌社的社員質(zhì)量控制行為實施程度高于顯著高于未入社農(nóng)戶質(zhì)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(jié)果顯示，盡管

ρ

為負但統(tǒng)計非顯著，但行為方程與未入社農(nóng)戶質(zhì)量控制行為實施程度結(jié)果方程誤差項的相關系數(shù)

ρ

顯著為正，既說明未入社農(nóng)戶更加實施質(zhì)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(jié)果可以看出，Model 2和3中未入社農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度結(jié)果方程的估計結(jié)果與全樣本擬合結(jié)果基本一致，而社員方面則表現(xiàn)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(guī)模對其實施質(zhì)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(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為，將年齡和種植規(guī)模導致質(zhì)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(zhì)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(nèi)部治理機制和提供全面生產(chǎn)流程培訓服務的經(jīng)濟社會組織，增強了農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全意識，使農(nóng)戶具備實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量行為的能力，在一定程度上保障了農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量。

4.3 合作社對農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度的平均處理效應。結(jié)果表明，加入合作社對社員農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施效應為0.623，而未參加合作社農(nóng)戶實施質(zhì)量控制行為的效應值為0.505。

表5 基于ESR模型的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(zhì)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(nóng)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度-未入社農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度)/未入社農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度]×100%。

同時加入品牌合作社對社員農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施效應為0.709，而未參加合作社農(nóng)戶實施質(zhì)量控制行為效應為0.443；最后加入非品牌合作社對社員農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施效應為0.356，而未參加合作社農(nóng)戶實施質(zhì)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(nóng)戶行為對農(nóng)戶實施質(zhì)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(tǒng)計水平上顯著。

從質(zhì)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(nóng)戶)質(zhì)量控制行為實施程度提升23.37%、60.05%和1.13%。結(jié)論表明，加入合作社確實能促進農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(nèi)在傳導機制。生產(chǎn)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(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制行為實施程度提高的重要原因。據(jù)此，本研究以生產(chǎn)流程培訓作為中介變量，探討生產(chǎn)流程培訓作為合作社提升農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(jié)果見表6。結(jié)果表明，在全樣本和子樣本1分析過程中，生產(chǎn)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(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(chǎn)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(chǎn)流程管理相對規(guī)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(chǎn)流程培訓在加入沒有自有農(nóng)產(chǎn)品品牌合作社時，影響社員(農(nóng)戶)質(zhì)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(tǒng)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(guī)范，未形成統(tǒng)一的質(zhì)量驗收標準或者經(jīng)營受采購商收購標準影響較大，對入社社員生產(chǎn)的流程管理不重視；同時培訓后對社員執(zhí)行生產(chǎn)標準的監(jiān)管不夠，造成培訓效果并未有效傳導到社員對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量有效控制行為上。作者認為，強調(diào)對非品牌社的生產(chǎn)過程的控制與監(jiān)督(如強調(diào)生產(chǎn)中種苗統(tǒng)一、流程統(tǒng)一、農(nóng)資統(tǒng)一、使用方法統(tǒng)一)而不是強調(diào)培訓的作用，這將成為缺乏品牌建設合作社提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的當務之急。假設3成立。

表6 生產(chǎn)流程管理培訓機制的估計結(jié)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(zhì)量控制行為實施程度The extentofapplicationofagriculturalqualitycontrolpractices生產(chǎn)流程管理培訓Produc-tionprocessmanage-menttraining質(zhì)量控制行為實施程度The extentof app-lication ofagriculturalqualitycontrolpractices質(zhì)量控制行為實施程度The extentof app-lication ofagriculturalqualitycontrolpractices生產(chǎn)流程管理培訓Produc-tionprocessmanage-menttraining質(zhì)量控制行為實施程度The extentofapplicationofagri-foodqualitycontrolpractices質(zhì)量控制行為實施程度The extentofapplicationofagri-foodqualitycontrolpractices生產(chǎn)流程管理培訓Produc-tionprocessmanage-menttraining質(zhì)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(chǎn)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(jié)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(nóng)戶實施質(zhì)量控制行為的影響，借助中介效應模型分析了生產(chǎn)流程管理培訓在參與合作社與農(nóng)戶質(zhì)量控制行為效果之間的中介效應。研究結(jié)果表明：加入合作社顯著提高農(nóng)戶質(zhì)量控制行為的實施程度。加入品牌合作社更能夠提升農(nóng)戶質(zhì)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(nóng)戶質(zhì)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(nóng)戶質(zhì)量控制行為實施程度提升1.13%。生產(chǎn)流程培訓是合作社促進農(nóng)戶實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)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(chǎn)流程培訓能夠解釋合作社提升農(nóng)戶質(zhì)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(nóng)戶的生產(chǎn)質(zhì)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(chǎn)管理和質(zhì)量的監(jiān)管均不強，要改善社員對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量控制就需要強化流程管理的執(zhí)行力度?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，本研究提出以下政策建議：

首先，各級政府應當圍繞農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全來強化合作社質(zhì)量工程建設。突出合作社在引領農(nóng)戶形成規(guī)?；a(chǎn)與科學的流程管理的積極作用，將合作社這一新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體打造成為農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全生產(chǎn)的“橋頭堡”。

其次，鼓勵和引導合作社品牌化經(jīng)營。我國的農(nóng)產(chǎn)品品牌建設不僅應強調(diào)“三品一標”農(nóng)產(chǎn)品品牌建設，更要引導合作社/家庭農(nóng)場/企業(yè)開展自有品牌建設，以品牌建設來“牽引”普通農(nóng)戶重視農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全，自覺實施質(zhì)量控制行為。

最后，支持和鼓勵合作社強化生產(chǎn)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)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(chǎn)端的規(guī)范管理與培訓指導，促進廣大農(nóng)戶能將按規(guī)范生產(chǎn)落實到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的每個細節(jié)，將幫助弱小合作社提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量。