盧瑜,向平安,余亮,王梓龍

(1.湖南女子學(xué)院商學(xué)院 長沙 410004;2.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)商學(xué)院 長沙 410028;3.湖南第一師范學(xué)院 長沙 410205;4.中國社會科學(xué)院 北京 100732)

中國農(nóng)業(yè)的快速發(fā)展和現(xiàn)代化進程給農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展帶來了系列問題和挑戰(zhàn),亟須轉(zhuǎn)變發(fā)展方式[1-2]。近年來,中央“一號文件”多次強調(diào)農(nóng)業(yè)的綠色化轉(zhuǎn)型,并提出“將發(fā)展有機農(nóng)業(yè)作為實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展和鄉(xiāng)村振興的重要落地舉措”。然而,盡管有機農(nóng)業(yè)充滿發(fā)展機遇,市場前景廣闊[3],較常規(guī)農(nóng)業(yè)更具盈利性[4],且具有一系列生態(tài)及社會可持續(xù)性效益[5],但我國有機農(nóng)地面積占農(nóng)地面積比例仍不到1.5%,農(nóng)戶轉(zhuǎn)型有機農(nóng)業(yè)的熱情并未與預(yù)期一致,仍然面臨系列障礙和挑戰(zhàn)[1,4]。在我國各地的有機農(nóng)業(yè)實踐中,“龍頭企業(yè)+農(nóng)戶” “龍頭企業(yè)+合作組織+農(nóng)戶”以及“龍頭企業(yè)+基地+農(nóng)戶”等契約模式已經(jīng)逐步發(fā)展成為中國有機農(nóng)業(yè)經(jīng)營管理的重要模式[4]。契約農(nóng)業(yè)作為一種制度安排,能夠降低交易成本及有機經(jīng)營風(fēng)險,提高有機農(nóng)業(yè)效益,已成為助推農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的有效手段[5]。然而,有關(guān)契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的實證研究還相當(dāng)缺乏。

鑒于此,本文基于湖南省湘西地區(qū)450 戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù),采用傾向得分匹配法建立反事實分析框架,實證檢驗契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響,并依據(jù)風(fēng)險態(tài)度、經(jīng)營規(guī)模、兼業(yè)化水平和有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知及地區(qū)來源等變量將農(nóng)戶進行分組,進一步探討契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的組間差異,揭示契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的異質(zhì)性,為公共部門有機農(nóng)業(yè)推廣政策的制定提供針對性及精細(xì)化的微觀證據(jù)。

1 研究方法、數(shù)據(jù)來源及變量選取

構(gòu)建準(zhǔn)自然試驗框架實證分析契約農(nóng)業(yè)對于農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響,選取農(nóng)業(yè)生態(tài)條件、氣候地理環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施條件和政府支持政策等外部環(huán)境因素較為同質(zhì)的地區(qū)作為調(diào)查區(qū)域,將參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶作為處理組,將未參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶作為對照組,并采用傾向得分匹配法(PSM)為處理組匹配最為同質(zhì)的對照組,構(gòu)建模型估計參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響。

1.1 模型設(shè)定

為度量參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響,本文構(gòu)建如下模型:

式中:Yi表示農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為,為0～1 變量;Di為是否參與契約農(nóng)業(yè)的虛擬變量,Di=1 表示農(nóng)戶契約農(nóng)業(yè),Di=0 表示農(nóng)戶未參與契約農(nóng)業(yè);δ表示參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為的影響程度;xi為其他解釋變量;β為其他解釋變量xi的系數(shù);ɑ為常數(shù)項;εi是隨機干擾項。

1.2 傾向得分匹配及平均處理效應(yīng)

農(nóng)戶選擇是否參與契約農(nóng)業(yè)受到了自身需求和資源稟賦的影響,存在自選擇偏誤,因此需采用傾向得分匹配法(PSM)構(gòu)建反事實分析框架,有效控制處理組和對照組在可觀測變量上的系統(tǒng)性差異。

首先,基于農(nóng)戶調(diào)查截面數(shù)據(jù)的匹配變量集采用Logit 模型對處理組虛擬變量Di(0～1)進行逐期回歸:

式中:xi為農(nóng)戶i的匹配協(xié)變量集,β0為常數(shù)項,β為各協(xié)變量的回歸系數(shù)。

然后,依據(jù)回歸系數(shù)β估計農(nóng)戶進入處理組的概率,得出農(nóng)戶i的傾向得分psi:

最后,基于傾向得分采用不同匹配方法執(zhí)行匹配,在對照組中為處理組尋找匹配對象;基于匹配結(jié)果測算參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的平均處理效應(yīng)(ATT):

式中:Y1i為參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納情況,Y0i中為未參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納情況。

1.3 數(shù)據(jù)來源及變量說明

1.3.1 樣本及數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)源于湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)新農(nóng)村發(fā)展研究院于2020 年6-8 月對湖南省湘西地區(qū)的保靖、藍山、古丈、永順和花垣等縣區(qū)所開展的農(nóng)戶實地調(diào)查。選擇上述縣區(qū)主要基于以下考慮: 其一,5 個縣區(qū)均位于湖南湘西地區(qū),生態(tài)環(huán)境優(yōu)良,有機農(nóng)業(yè)已成為5 縣區(qū)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要途徑,調(diào)查區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)規(guī)模化和產(chǎn)業(yè)化程度較高,“龍頭企業(yè)+基地+農(nóng)戶”型和“龍頭企業(yè)+合作社+農(nóng)戶”型的契約模式得到有效推廣,農(nóng)戶有條件選擇參與契約農(nóng)業(yè),且樣本區(qū)內(nèi)農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納較為集中,參與調(diào)查的農(nóng)戶能夠給予契約農(nóng)業(yè)參與及有機農(nóng)業(yè)采納決策方面充分及有效的信息,有利于分析在契約農(nóng)業(yè)可獲得的條件下農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)對其有機農(nóng)業(yè)采納行為的影響。其二,5 個縣區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)生態(tài)稟賦、氣候地理環(huán)境和基礎(chǔ)設(shè)施條件等方面較為相似,影響農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的外部環(huán)境因素較為同質(zhì),有利于構(gòu)建反事實分析框架。本次調(diào)查采用多階段分層抽樣與隨機抽樣相結(jié)合的方法: 首先結(jié)合自然生態(tài)條件、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和有機農(nóng)業(yè)發(fā)展水平在每個縣隨機抽取2 個鎮(zhèn),在每個鎮(zhèn)隨機抽取3 個村,最后依據(jù)村莊人口數(shù)量和有機農(nóng)業(yè)發(fā)展情況,在每個村隨機抽取4～8 個參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶及8～12 個未參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶,為保證問卷有效性,課題組在正式調(diào)查前選擇保靖縣開展預(yù)調(diào)查,并根據(jù)預(yù)調(diào)查反饋對問卷進行了修改。調(diào)查對象為直接進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策的家庭成員,調(diào)查內(nèi)容主要包括農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納、契約農(nóng)業(yè)參與、有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知和家庭基本特征等。此次調(diào)查共發(fā)放問卷480 份,回收有效問卷450 份,有效問卷率為93.75%,其中參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶問卷數(shù)量159 份,占總樣本的35.3%;普通農(nóng)戶問卷數(shù)量291 份,占總樣本的64.7%。

1.3.2 受訪農(nóng)戶情況

450 份有效問卷中,292 份來自古丈、藍山和保靖3 個國家有機產(chǎn)品認(rèn)證示范區(qū),158 份來自永順和花垣這兩個非示范創(chuàng)建區(qū)。從有機農(nóng)業(yè)采納情況看,采納有機農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶為246 戶,占比54.67%。159 位受訪農(nóng)戶參與了契約農(nóng)業(yè),占比34.2%。受訪農(nóng)戶從事茶葉、水果、水稻種植的分別占比65.11%、17.56%和17.3%。可見,近年湖南湘西地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和有機農(nóng)業(yè)推廣已然取得一定成效,契約農(nóng)業(yè)也在實踐中得到了一定推廣。受訪農(nóng)戶基本情況分析如下:

1)從農(nóng)戶社會人口學(xué)特征來看: 女性占32.9%,男性占67.1%;大專以上的受訪農(nóng)戶占15.8%,62.2%的受訪農(nóng)戶為初中以下文化程度,22.0%受訪農(nóng)戶文化程度為高中;受訪農(nóng)戶年齡均值為46.3 歲,以中年勞動力為主?？梢?受訪農(nóng)戶文化程度整體偏低,呈現(xiàn)老齡化傾向。

2)從農(nóng)戶家庭資源稟賦來看: 家庭勞動力數(shù)量均值為2.85;家庭經(jīng)營農(nóng)地面積均值為0.15 hm2,規(guī)模農(nóng)業(yè)經(jīng)營戶占比13.2%;受訪農(nóng)戶的家庭年收入均值為8.6 萬,其中66.6%的農(nóng)戶家庭年收入低于10萬元,農(nóng)業(yè)收入占家庭收入達60.0%以上的農(nóng)戶占45.1%。分散化、兼業(yè)化的農(nóng)戶通過契約農(nóng)業(yè)加入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈逐步走向?qū)I(yè)化、規(guī)?；?。

3)農(nóng)戶認(rèn)知及風(fēng)險態(tài)度。受訪農(nóng)戶風(fēng)險態(tài)度的均值為2.231,表明大多數(shù)農(nóng)戶風(fēng)險厭惡程度較高;受訪農(nóng)戶對有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知的均值為3.4162,表明大多數(shù)農(nóng)戶對有機農(nóng)業(yè)有一定認(rèn)知。

1.3.3 變量選取

被解釋變量。本文的被解釋變量為農(nóng)戶是否采納有機農(nóng)業(yè)的行為,本文所指有機農(nóng)業(yè)是指經(jīng)認(rèn)證的有機農(nóng)業(yè)[4],如受訪農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè),賦值為1;受訪農(nóng)戶未采納有機農(nóng)業(yè),賦值為0。

核心解釋變量。核心解釋變量是農(nóng)戶是否參與契約農(nóng)業(yè)的虛擬變量Di,若農(nóng)戶參與了契約農(nóng)業(yè),Di取值為1,若農(nóng)戶未參與契約農(nóng)業(yè),則Di取值為0。本文契約農(nóng)業(yè)是指農(nóng)戶與企業(yè)或中介組織簽訂契約生產(chǎn)合同,龍頭企業(yè)或中介組織為農(nóng)戶提供生產(chǎn)資料以及技術(shù)服務(wù)和管理服務(wù),且按合同約定收購農(nóng)產(chǎn)品,而農(nóng)戶按照合同進行有機生產(chǎn)的一種農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式。

控制變量?，F(xiàn)有大量研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的個體特征、資源稟賦、有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知和風(fēng)險態(tài)度等因素都會對其有機農(nóng)業(yè)采納行為產(chǎn)生影響。因此,在實證分析模型中加入一組控制變量。其中,選取戶主年齡、文化程度和性別表征農(nóng)戶個體特征[6-8];選取家庭實際經(jīng)營農(nóng)地面積、家庭年收入和家庭勞動力人數(shù)表征農(nóng)戶的資源稟賦[9-10];農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知及風(fēng)險態(tài)度參考現(xiàn)有文獻的量表進行測度[11-12]。國家有機產(chǎn)品認(rèn)證示范創(chuàng)建區(qū)項目對于農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為也具有促進效用[11],因此在控制變量中加入農(nóng)戶是否來自示范創(chuàng)建區(qū)的虛擬變量。

匹配協(xié)變量。農(nóng)戶的性別、年齡、受教育程度、風(fēng)險態(tài)度、經(jīng)營規(guī)模、家庭人口數(shù)量、兼業(yè)化程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗以及是否來自國家有機產(chǎn)品認(rèn)證示范區(qū)等變量對其參與契約農(nóng)業(yè)[13-24]及有機農(nóng)業(yè)采納[6-12]都具有重要影響,因此借鑒現(xiàn)有研究,選取戶主性別、年齡、文化程度、風(fēng)險偏好程度、家庭實際經(jīng)營農(nóng)地面積、家庭勞動力人數(shù)、農(nóng)業(yè)收入占家庭收入的比例、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限和地區(qū)虛擬變量等多個變量作為匹配協(xié)變量集。

2 實證結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計

各變量分組描述性統(tǒng)計的結(jié)果如表1 所示,從均值上判斷,參與契約農(nóng)業(yè)農(nóng)戶(處理組)和未參與契約農(nóng)業(yè)農(nóng)戶(對照組)除在家庭勞動力人數(shù)和戶主性別兩個特征變量上的差異不顯著,其余特征變量均存在顯著組間差異,其中處理組的有機農(nóng)業(yè)采納、文化程度、家庭年收入、有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知和經(jīng)營規(guī)模均優(yōu)于對照組。戶主年齡、農(nóng)業(yè)經(jīng)驗和家庭勞動力人數(shù)均低于對照組,處理組相較對照組的風(fēng)險厭惡程度更高。在兼業(yè)化程度方面,處理組的專業(yè)化程度相比對照組更高,且更多處理組樣本來自于國家有機產(chǎn)品認(rèn)證示范區(qū)。綜上,將參與了契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶和未參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納情況進行簡單比較,可以看出參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶更多地從常規(guī)農(nóng)業(yè)向有機農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型,但簡單比較所發(fā)現(xiàn)的現(xiàn)象無法準(zhǔn)確估計參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響,更不能檢驗二者之間的因果關(guān)聯(lián),因此需要采用傾向得分匹配法構(gòu)建反事實分析框架來予以識別和評估。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計Table 1 Descriptive statistics for variable

2.2 傾向得分匹配結(jié)果

2.2.1 農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)決策的Logit 模型估計

為了給處理組匹配對照組,采用Logit 模型估計農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的概率,估計結(jié)果如表2 所示。結(jié)果顯示: 戶主年齡、性別、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗和家庭勞動力數(shù)量對農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的決策影響均不顯著,而農(nóng)戶的文化程度、風(fēng)險態(tài)度、經(jīng)營規(guī)模、兼業(yè)化程度和是否來自示范創(chuàng)建區(qū)5 個變量對于農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)的可能性均有顯著影響。其中,戶主文化程度的系數(shù)為正,且在P<0.05 的水平顯著,表明戶主文化程度正向影響農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)決策,文化程度越高的農(nóng)戶,越可能參與契約農(nóng)業(yè);當(dāng)農(nóng)戶文化程度越高,其對通過契約模式銜接農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的重要性認(rèn)知更深入,越傾向于參與契約農(nóng)業(yè)[25]。風(fēng)險態(tài)度的系數(shù)為正,且在P<0.01 的水平顯著,表明越厭惡風(fēng)險的農(nóng)戶,越可能參與契約農(nóng)業(yè);由于契約農(nóng)業(yè)降低成本的同時確保收益,風(fēng)險厭惡程度高的農(nóng)戶更加愿意參與契約農(nóng)業(yè)[18]。經(jīng)營規(guī)模的系數(shù)大于零,且在P<0.01 的水平顯著,即農(nóng)戶家庭經(jīng)營農(nóng)地面積越大,其參與契約農(nóng)業(yè)的可能性越高,可能的原因是:隨著經(jīng)營規(guī)模的擴大,農(nóng)戶對資金、技術(shù)和市場信息等服務(wù)的需求亦不斷提高,而農(nóng)戶由于自身稟賦約束,需要通過契約合作以獲取資金、技術(shù)和市場等方面資源以支持其擴大經(jīng)營規(guī)模[23,26]。兼業(yè)化程度的系數(shù)為正，同樣在P<0.01 的水平顯著,說明專業(yè)戶更加可能參與契約農(nóng)業(yè),可能的原因是: 專業(yè)戶對有機農(nóng)業(yè)的接受程度更高,有機農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型需求更強烈,更加可能擴大有機經(jīng)營面積和提高有機生產(chǎn)的專業(yè)化程度[11],一方面,這需要借助契約模式獲得更多資源和機會;另一方面專業(yè)戶由于規(guī)模大、投入高、產(chǎn)量大,可能面臨更高風(fēng)險,更需要依靠契約模式降低成本和經(jīng)營風(fēng)險[18,27-28]。是否來自國家有機產(chǎn)品認(rèn)證示范創(chuàng)建區(qū)的系數(shù)同樣顯著為正,表明來自國家有機產(chǎn)品認(rèn)證示范創(chuàng)建區(qū)的農(nóng)戶更能采用契約農(nóng)業(yè),可能的原因是: 示范創(chuàng)建區(qū)的有機生產(chǎn)已經(jīng)形成了一定規(guī)模,且都在幾種本地優(yōu)勢產(chǎn)品上形成了一個或多個成熟的有機產(chǎn)、供、銷產(chǎn)業(yè)鏈,有機農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展水平相對較高,有更多龍頭企業(yè)和中介組織給農(nóng)戶提供各類合作契約[4,11]。

表2 估算傾向得分的Logit 模型逐期回歸結(jié)果(2013-2016 年)Table 2 Results of the Logit models for propensity score matching from 2013 to 2016

2.2.2 匹配質(zhì)量檢驗

依據(jù)回歸系數(shù)矩陣β,采用式(3)計算出每個樣本農(nóng)戶的傾向得分值,為確保分析結(jié)果的可靠性,本文采取最近鄰匹配、卡尺匹配、核匹配、局部線性回歸和樣條匹配5 種方法,其中最近鄰匹配,由于樣本容量不大,采取一對二匹配(k=2)?？ǔ咂ヅ鋾r,得到傾向得分的標(biāo)準(zhǔn)差為0.27,因此選取卡尺范圍為0.07。

傾向得分的共同取值結(jié)果顯示,本文使用的4 種匹配方法均僅損失12 個樣本,其中,對照組的291 個樣本共有283 個樣本在共同取值范圍內(nèi),處理組的159 個樣本共155 個樣本進入了共同取值范圍,處理組和對照組的傾向得分有足夠多的重合區(qū)域,匹配效果好。

由表3 可以看出,PseudoR2值由匹配前0.261 顯著下降到匹配后0.004～0.014;LR 統(tǒng)計量由匹配前162.50 顯著下降到匹配后的2.34～8.59;匹配協(xié)變量聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果的P值由0 變?yōu)?.13～0.80,匹配前在P<0.01 的水平顯著,匹配后在P<0.1 的水平下拒絕原假設(shè),表明匹配后處理組和對照組不存在顯著差異。匹配后較匹配前處理組和對照組的總體偏誤顯著降低,其中均值偏差由匹配前的67.20 顯著下降至4.90～10.00,中位數(shù)偏差也由匹配前64.00 降至2.50～9.60。綜上,傾向得分匹配有效改善了處理組和對照組的可比性。

表3 基于不同匹配方法的平衡性檢驗結(jié)果Table 3 Balance checking results of different score matching methods

2.3 參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的平均處理效應(yīng)

由表4 可知,采用不同匹配方法估計參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響結(jié)果具有一致性,平均處理效應(yīng)(ATT)均在P<0.01 水平顯著。參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶如果沒有參與契約農(nóng)業(yè),其采納有機農(nóng)業(yè)的可能性為23%～32%;而參與契約農(nóng)業(yè)后,其采納有機農(nóng)業(yè)可能性達77%,采納可能性顯著提高45%～54%,表明契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納具有顯著正向影響。

2.4 參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的組間差異

城鎮(zhèn)化和工業(yè)化發(fā)展使我國原本相對勻質(zhì)的農(nóng)戶分化成高度異質(zhì)性的群體,樣本農(nóng)戶在風(fēng)險態(tài)度、經(jīng)營規(guī)模、兼業(yè)化程度、有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知度和地區(qū)來源等方面均存在顯著差異,因此,本文依據(jù)風(fēng)險偏好類型、家庭實際經(jīng)營農(nóng)地面積、農(nóng)業(yè)收入占家庭收入的比率、有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知度和是否來自有機產(chǎn)品認(rèn)證示范創(chuàng)建區(qū)共5 個變量將農(nóng)戶進行分組,進一步分析參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的組間差異。

2.4.1 參與契約農(nóng)業(yè)對不同風(fēng)險態(tài)度農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響

本文按照風(fēng)險偏好程度將農(nóng)戶分為風(fēng)險偏好、風(fēng)險中性和風(fēng)險厭惡3 組,不同組別農(nóng)戶ATT 的估計結(jié)果如表5 所示。結(jié)果顯示,ATT 值均在P<0.01的水平顯著,且結(jié)果相近。進一步分析可知,對于風(fēng)險偏好農(nóng)戶而言,參與契約農(nóng)業(yè)與若未參與契約的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高13%～19%;對于風(fēng)險中性農(nóng)戶而言,參與契約農(nóng)業(yè)與若未參與契約農(nóng)業(yè)的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高34%～38%;而對于風(fēng)險厭惡的農(nóng)戶來說,參與契約農(nóng)業(yè)與未參與契約農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高46%～49%?？梢?參與契約農(nóng)業(yè)對風(fēng)險厭惡農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納的正向影響最為顯著。造成以上結(jié)果的原因可能是契約農(nóng)業(yè)對于風(fēng)險厭惡型農(nóng)戶在降低有機生產(chǎn)經(jīng)營風(fēng)險上的邊際效應(yīng)更為顯著。

表5 參與契約農(nóng)業(yè)對不同風(fēng)險態(tài)度農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響Table 5 Treatment effect of participation in contract agriculture on the organic agriculture adoption of farmers with different risk attitude

2.4.2 參與契約農(nóng)業(yè)對不同規(guī)模農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響

本文借鑒已有學(xué)者的做法按照家庭實際經(jīng)營農(nóng)地面積1.33 hm2將農(nóng)戶分為規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶和小規(guī)模農(nóng)戶兩組[15],兩組農(nóng)戶 ATT 的估計結(jié)果如表6 所示。結(jié)果顯示,基于不同匹配方法估計得到ATT 值相近,且均在P<0.01 水平通過顯著性檢驗。從ATT 值可以看出,對于規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶,參與了契約農(nóng)業(yè)與未參與契約的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高34%～39%;而對于小規(guī)模農(nóng)戶而言,參與契約農(nóng)業(yè)與未參與契約農(nóng)業(yè)的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性顯著提高56%～57%?？梢?參與契約農(nóng)業(yè)對小規(guī)模農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的促進作用相較規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶而言更為顯著。

表6 參與契約農(nóng)業(yè)對不同規(guī)模農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響Table 6 Treatment effect of participation in contract agriculture on the organic agriculture adoption of farmers with different scales

2.4.3 參與契約農(nóng)業(yè)對不同兼業(yè)水平農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響

農(nóng)戶兼業(yè)化是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的普遍現(xiàn)象[26],據(jù)全國農(nóng)村固定觀察點監(jiān)測數(shù)據(jù)顯示,兼業(yè)農(nóng)戶占比高達 32.2%。本文借鑒現(xiàn)有文獻的做法按照農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比例20%將農(nóng)戶分為專業(yè)戶和兼業(yè)戶兩組[25],兩組農(nóng)戶ATT 的估計結(jié)果如表7 所示。結(jié)果顯示,基于5 種匹配方法估計得到ATT 均在P<0.01 水平通過顯著性檢驗,且取值接近。其中,對于兼業(yè)戶,參與契約農(nóng)業(yè)與若未參與契約的農(nóng)戶情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高了43%～49%;而對于專業(yè)戶而言,參與契約農(nóng)業(yè)與若未參與契約農(nóng)業(yè)的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高57%～60%。可見,契約農(nóng)業(yè)更能促進專業(yè)戶的有機農(nóng)業(yè)采納。

表7 參與契約農(nóng)業(yè)對不同兼業(yè)水平農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響Table 7 Treatment effect of participation in contract agriculture on the organic agriculture adoption of farmers with different part-time work levels

2.4.4 參與契約農(nóng)業(yè)對不同認(rèn)知水平農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的異質(zhì)性

本文借鑒已有文獻[23]的做法依據(jù)有機農(nóng)業(yè)個體認(rèn)知程度的均值將農(nóng)戶分為高認(rèn)知度和低認(rèn)知度兩組,兩組農(nóng)戶ATT 的估計結(jié)果如表8 所示。結(jié)果顯示,基于5 種不同匹配方法估計得到ATT 均在P<0.01的水平下通過顯著性檢驗,從ATT 取值進一步分析可知,低認(rèn)知農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)與未參與契約的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高41%～47%;高認(rèn)知農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè)與未參與契約的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性僅提高27%～29%。可見,契約農(nóng)業(yè)對有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知水平較低的農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的正向作用更大。

表8 參與契約農(nóng)業(yè)對不同認(rèn)知水平農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響Table 8 Treatment effect of participation in contract agriculture on the organic agriculture adoption of farmers with different organic agriculture cognition

2.4.5 參與契約農(nóng)業(yè)對不同地區(qū)農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響

本文依據(jù)農(nóng)戶是否來自有機產(chǎn)品認(rèn)證示范創(chuàng)建區(qū)將農(nóng)戶分為示范創(chuàng)建區(qū)農(nóng)戶和非示范創(chuàng)建區(qū)農(nóng)戶兩組,基于5 種不同匹配方法對不同組別農(nóng)戶ATT的估計結(jié)果如表9 所示。結(jié)果顯示,ATT 值均大于零,且在P<0.01 的水平通過顯著性檢驗。其中,對于來自國家有機產(chǎn)品認(rèn)證示范區(qū)的農(nóng)戶,參與了契約農(nóng)業(yè)與若未參與契約的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性提高49%～54%;而對于非示范創(chuàng)建區(qū)的農(nóng)戶來說,參與契約農(nóng)業(yè)與若未參與契約農(nóng)業(yè)的情況相比,有機農(nóng)業(yè)采納的可能性僅提高15%～25%?？梢?契約農(nóng)業(yè)對于來自示范創(chuàng)建區(qū)農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的促進作用更為顯著。

表9 參與契約農(nóng)業(yè)對不同地區(qū)農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響Table 9 Treatment effect of participation in contract agriculture on the organic agriculture adoption of farmers from different regions

3 討論與分析

3.1 參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響

本文實證分析結(jié)果顯示參與契約農(nóng)業(yè)顯著促進了農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納,對這一結(jié)果的解釋是契約農(nóng)業(yè)能夠通過改善績效、降低風(fēng)險及保障產(chǎn)品質(zhì)量3 條途徑促進農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè),具體而言:

其一,契約農(nóng)業(yè)可以通過生產(chǎn)端和銷售端兩條途徑改善農(nóng)戶有機生產(chǎn)經(jīng)營績效。根據(jù)理性選擇理論,經(jīng)濟績效是影響農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納決策的首要因素。已有研究顯示大量農(nóng)戶因資金約束、高認(rèn)證成本、技術(shù)障礙等原因而對常規(guī)生產(chǎn)方式產(chǎn)生路徑依賴。農(nóng)戶參與契約農(nóng)業(yè),一方面從生產(chǎn)端通過簽訂生產(chǎn)合同獲得契約組織在有機生產(chǎn)基地的建設(shè),有機產(chǎn)品的認(rèn)證以及有機生產(chǎn)技術(shù)上的投入支持,解決了資金、技術(shù)和信息約束,降低農(nóng)戶轉(zhuǎn)型有機農(nóng)業(yè)的投入門檻及轉(zhuǎn)型成本[13,19]。另一方面從銷售端通過與企業(yè)或中介組織簽訂銷售合同鎖定銷售收入,農(nóng)戶只需依據(jù)生產(chǎn)合同按照有機生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)進行生產(chǎn),企業(yè)對產(chǎn)品按照銷售合同進行收購[18,22]。綜上,契約農(nóng)業(yè)通過改善績效正向激勵農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)。

其二,契約農(nóng)業(yè)降低了有機生產(chǎn)經(jīng)營風(fēng)險。農(nóng)戶通過參與契約農(nóng)業(yè),與上下游主體建立了“風(fēng)險共擔(dān)、利益共享”機制,降低了交易成本,規(guī)避、分散了風(fēng)險,龍頭企業(yè)和中介組織提供的有機生產(chǎn)技術(shù)指導(dǎo)培訓(xùn)、市場信息和信貸等支持[24,28],降低了農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的搜尋學(xué)習(xí)成本及應(yīng)用風(fēng)險,提高其有機農(nóng)業(yè)采納的信心,增強農(nóng)戶采納的可能性。

其三,契約農(nóng)業(yè)改善了有機產(chǎn)品質(zhì)量監(jiān)督,確保了有機溢價。有機農(nóng)業(yè)禁止使用任何化學(xué)投入品(化學(xué)農(nóng)藥、除草劑、化肥、抗生素、生長激素等)及轉(zhuǎn)基因種子,有機產(chǎn)品是純天然、無污染和安全營養(yǎng)的產(chǎn)品,可改善人體健康,有機產(chǎn)品價格通常較常規(guī)產(chǎn)品存在一定溢價。消費環(huán)節(jié)由于信息不對稱,實現(xiàn)有機溢價需獲得有機認(rèn)證,這要求初級產(chǎn)品必須符合有機認(rèn)證標(biāo)準(zhǔn),因此,為避免農(nóng)戶不按照契約組織要求進行有機生產(chǎn),一方面契約組織會對生產(chǎn)基地進行凈化以達到有機標(biāo)準(zhǔn)要求,并在提供有機生產(chǎn)技術(shù)指導(dǎo)及信息咨詢等服務(wù)的同時,宣傳有機生產(chǎn)思想,導(dǎo)入有機生產(chǎn)要素進行有機生產(chǎn)的標(biāo)準(zhǔn)化管理[13-14]。另一方面,契約組織統(tǒng)一商標(biāo)品牌并進行有機認(rèn)證,定價收購農(nóng)戶產(chǎn)品,為維護自身品牌、商標(biāo)信譽及追求社會正向評價,契約組織通過對農(nóng)戶有機生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)、有機質(zhì)量檢測與處罰等措施督促其按照有機生產(chǎn)規(guī)范和有機產(chǎn)品質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)進行有機標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)[19]。綜上,契約組織通過貫穿產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后的生產(chǎn)質(zhì)量管理方面的契約安排,從源頭上確保了有機產(chǎn)品質(zhì)量,確保了有機溢價,而當(dāng)溢價能夠?qū)崿F(xiàn)時,與常規(guī)農(nóng)業(yè)相比,有機農(nóng)業(yè)的利潤和收益成本分別高22%～35%和20%～24%[4,6],從而促進農(nóng)戶由常規(guī)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向有機農(nóng)業(yè)。

3.2 參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的異質(zhì)性

本文研究發(fā)現(xiàn)參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響存在異質(zhì)性。具體而言:

1)契約農(nóng)業(yè)對風(fēng)險厭惡型農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納影響更為顯著。已有研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)戶理性決策是在追求利潤最大化的同時追求風(fēng)險最小化[18]。由于可能面臨產(chǎn)量、價格以及交易不確定性等多種風(fēng)險,風(fēng)險厭惡的農(nóng)戶可能不愿意采納有機農(nóng)業(yè),即使從長期來看會降低風(fēng)險或提高生產(chǎn)力或收入[4]。盡管,有機農(nóng)戶的風(fēng)險厭惡程度低于常規(guī)農(nóng)戶[6],當(dāng)風(fēng)險超出規(guī)避范圍一定程度,農(nóng)戶不會產(chǎn)生采納有機農(nóng)業(yè)的動機[6,8]。契約農(nóng)業(yè)是引導(dǎo)風(fēng)險厭惡型農(nóng)戶采納技術(shù)的重要介質(zhì),是農(nóng)戶較為有效的風(fēng)險管理工具,當(dāng)風(fēng)險沖擊發(fā)生時,契約農(nóng)業(yè)可以降低有機農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)風(fēng)險和銷售風(fēng)險,可以有效保護農(nóng)戶利益[17-18]。因此,契約農(nóng)業(yè)對風(fēng)險厭惡型農(nóng)戶采納有機農(nóng)業(yè)的帶動效果更顯著。

2)契約農(nóng)業(yè)更能促進小規(guī)模農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納。近年來,隨著政府在有機農(nóng)業(yè)宣傳及相關(guān)補貼政策的引導(dǎo),部分農(nóng)戶尤其小規(guī)模農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知水平不斷提高,但這部分農(nóng)戶因成本和技術(shù)方面的原因,從常規(guī)農(nóng)業(yè)向有機農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變存在阻礙,即使少數(shù)農(nóng)戶轉(zhuǎn)向有機農(nóng)業(yè),但持續(xù)性較差[15]。小規(guī)模農(nóng)戶的要素稟賦、信息獲取及對接市場的能力均較差[26],契約組織不僅能夠為其提供各類有機生產(chǎn)要素,且通過全程化服務(wù)供給有效緩解了小農(nóng)戶的資金、信息與技術(shù)約束[17],并提高其進入市場的能力,增強其有機農(nóng)業(yè)采納動力,保障其有機農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的穩(wěn)定性與持續(xù)性,因此契約農(nóng)業(yè)對小規(guī)模農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的促進作用更顯著。

3)契約農(nóng)業(yè)對專業(yè)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響更為顯著。這一研究結(jié)論和譚永風(fēng)等[14]認(rèn)為契約農(nóng)業(yè)更能促進散養(yǎng)戶的綠色養(yǎng)殖轉(zhuǎn)型的結(jié)論相反?？赡艿慕忉屖? 一方面,兼業(yè)戶參與契約農(nóng)業(yè)的意愿低,契約農(nóng)業(yè)促進其向有機農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的邊際效應(yīng)相對有限;另一方面,由于政府政策的規(guī)?；檬沟闷跫s組織偏好選擇與專業(yè)大戶合作[28],因此對兼業(yè)化散戶的影響受到限制。

4)契約農(nóng)業(yè)對低認(rèn)知水平農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的促進更為顯著。可能的解釋是: 有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知度較低的農(nóng)戶通常缺乏相關(guān)有機生產(chǎn)經(jīng)營的信息和知識,而契約合作中龍頭企業(yè)或中介組織則可以通過有機認(rèn)證宣傳和有機生產(chǎn)技術(shù)指導(dǎo)等方式提高農(nóng)戶對于有機農(nóng)業(yè)的認(rèn)知[17-18,20],對于其轉(zhuǎn)型有機農(nóng)業(yè)的邊際帶動效應(yīng)較高認(rèn)知水平的農(nóng)戶更顯著。

5)契約農(nóng)業(yè)對來自國家有機產(chǎn)品認(rèn)證示范創(chuàng)建區(qū)的農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響更為顯著。國家有機產(chǎn)品認(rèn)證示范區(qū)通常已經(jīng)在有機產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面形成了一定的規(guī)模和集聚優(yōu)勢,農(nóng)戶有更多機會觀察得到有機農(nóng)業(yè)的成功實踐案例[12],且多數(shù)示范創(chuàng)建區(qū)有機農(nóng)業(yè)已經(jīng)在某一個或幾個當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)品方面形成了較為完備的有機產(chǎn)業(yè)鏈,產(chǎn)業(yè)鏈上的龍頭企業(yè)和中介組織能夠為農(nóng)戶提供更多契約合作機會,所以契約農(nóng)業(yè)對于示范創(chuàng)建區(qū)農(nóng)戶的影響較為顯著。

4 結(jié)論及啟示

本文構(gòu)建反事實分析框架,基于2020 年湖南省湘西地區(qū)農(nóng)戶的入戶調(diào)查數(shù)據(jù),實證研究契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納的影響及其異質(zhì)性,豐富了農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納行為領(lǐng)域的研究,對于推進有機農(nóng)業(yè)發(fā)展具有現(xiàn)實意義。具體研究結(jié)論為: 1)平均處理效應(yīng)分析結(jié)果顯示,參與契約農(nóng)業(yè)顯著促進了農(nóng)戶的有機農(nóng)業(yè)采納。2)異質(zhì)性分析結(jié)果顯示,契約農(nóng)業(yè)對于來自國家有機產(chǎn)品示范創(chuàng)建區(qū)、有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知度低、風(fēng)險厭惡、小規(guī)模和專業(yè)戶的有機農(nóng)業(yè)采納的正向促進作用更為顯著。

上述研究結(jié)論蘊含的政策啟示如下: 第一,提高農(nóng)戶契約農(nóng)業(yè)參與率。政府可加強“龍頭企業(yè)+基地+農(nóng)戶” “龍頭企業(yè)+中介組織+農(nóng)戶”及其相應(yīng)的擴展契約模式的宣傳與推廣,讓農(nóng)戶充分認(rèn)知有機生產(chǎn)經(jīng)營的多種契約合作模式的特點及優(yōu)勢,推動農(nóng)戶與有機產(chǎn)業(yè)鏈的有效銜接。第二,考慮到參與契約農(nóng)業(yè)對農(nóng)戶有機農(nóng)業(yè)采納影響的異質(zhì)性,政府應(yīng)結(jié)合不同農(nóng)戶的稟賦約束、風(fēng)險態(tài)度、有機農(nóng)業(yè)認(rèn)知等差異,發(fā)展適合不同類別農(nóng)戶的有機生產(chǎn)經(jīng)營的契約合作模式。比如“龍頭企業(yè)+農(nóng)戶”的模式則重點關(guān)注專業(yè)戶和規(guī)模經(jīng)營戶,因為專業(yè)戶和規(guī)模經(jīng)營戶通常在契約合作中具有比較強的談判能力,且政府政策的規(guī)模偏好導(dǎo)致龍頭企業(yè)更加愿意選擇專業(yè)大戶進行合作。而“龍頭企業(yè)+合作組織+農(nóng)戶”模式應(yīng)重點關(guān)注稟賦約束較強的小規(guī)模農(nóng)戶,“龍頭企業(yè)+農(nóng)戶”的模式雖然能夠有效解決小農(nóng)戶和大市場之間的矛盾,但在該模式中單個小農(nóng)戶不具備有利的談判地位,難以擁有主動權(quán),契約合作關(guān)系較為松散,違約率高[29];合作組織的介入可以將眾多分散的小農(nóng)戶聯(lián)合形成大規(guī)模的統(tǒng)一經(jīng)營體,降低生產(chǎn)、交易成本及各類經(jīng)營風(fēng)險[30],實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品的有機標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn),保障有機產(chǎn)品的質(zhì)量,有利于穩(wěn)定契約關(guān)系。“龍頭企業(yè)+基地+農(nóng)戶”的契約農(nóng)業(yè)模式應(yīng)重點關(guān)注兼業(yè)農(nóng)戶,因為兼業(yè)化農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)的意愿更強[29],龍頭企業(yè)獲得土地使用權(quán)后通過合同方式與農(nóng)戶建立契約關(guān)系,建立有機生產(chǎn)基地,帶動農(nóng)戶從事有機農(nóng)業(yè)。第三,考慮到契約農(nóng)業(yè)對有機產(chǎn)品認(rèn)證示范區(qū)農(nóng)戶的影響更顯著,政府應(yīng)進一步加大國家有機產(chǎn)品認(rèn)證示范區(qū)的創(chuàng)建力度。