张明月,郑 军**,赵晓颖
(1.山东农业大学经济管理学院 泰安 271018;2.山东科技大学财经学院 泰安 271019)
农业绿色生产是绿色发展的核心、首要环节与重要抓手,实现农业绿色发展,既是农业自身发展问题倒逼下的客观要求,也是提升农业质量、效益和竞争力的必由之路[1]。在多方努力下我国农业绿色生产取得了阶段性成果,但现实中不遵守农业绿色生产规程和标准的现象依旧存在,农业生产绿色转型任重道远[2]。为此,围绕农业绿色发展,学者们一直在探索有效的解决途径[3-4]。近几年我国农村出现农业产业化联合体这一新型组织形式,被认为是农村纵向产业融合的高级形态[5],有利于绿色生产的推广[6]。国家大力促进家庭农场发展合作经营,充分调动了家庭农场加入合作社的积极性[7]。研究也发现,家庭农场加入合作社有助于二者在生产经营过程中优势互补、和谐共生[8-9],促使家庭农场选择绿色生产行为[10-13];但也有研究发现,家庭农场并未与合作社形成合理分工、优势互补的关系[14],加入合作社的家庭农场绿色生产也并未达到理论预期[12]。那么,参与合作社能否促进家庭农场绿色生产? 在不同家庭农场间是否具有差异? 学术界对这些问题的关注略显不足,厘清这些问题,对推动家庭农场绿色生产以及农业现代化具有重要现实意义。
鉴于此,本文依托山东省422 家省级示范家庭农场的数据,运用排序选择模型和解释结构模型,实证分析加入合作社对家庭农场绿色生产的影响,并就影响家庭农场绿色生产的影响因素及其逻辑关系进行分析。本文的价值主要体现在以下3 个方面:1)以山东省422 家省级示范家庭农场作为样本,因示范家庭农场经营更为规范和稳定,对农业绿色生产更具示范和引导作用,研究也更具有价值。2)国内外学者已就家庭农场绿色生产展开了广泛研究,但鲜见以参与合作社为切入点进行的研究,本文重点关注了加入合作社与绿色生产的关系,有利于针对性提出家庭农场绿色生产的建议。3)已有研究多运用单一回归估计方法,本文将多元排序回归模型和解释结构模型结合使用,在识别出家庭农场绿色生产关键影响因素的基础上,进一步识别出影响因素间的逻辑关系。
1.1 加入合作社对家庭农场绿色生产的影响
家庭农场和合作社是推动农业农村现代化的重要力量[15],家庭农场加入合作社是顺应新型农业经营主体协同发展的重要表现[7],由于拥有更强的信息、资金和技术优势[16],家庭农场能更好地理解并执行绿色生产技术标准[17],以更低成本促成农业绿色生产[18]。本文在借鉴已有成果的基础上,首先对加入合作社与家庭农场绿色生产的影响机理进行分解(图1)。
图1 家庭农场加入合作社与其绿色生产关系图Fig.1 Relationship between family farms joining cooperatives and their green production
基于动力因素,加入合作社能够促进家庭农场绿色生产。一方面,加入合作社提高了家庭农场收入。居民对绿色农产品的需求不断增加[19],家庭农场会积极实施绿色生产以满足消费者偏好[20],但绿色农产品“柠檬市场”往往阻碍了农业绿色生产成功转型[6,21],合作社促进供需双方信息对称,为绿色农产品“优质优价”提供了可能[22]。合作社通过共同打造绿色品牌,发挥规模优势[6],提高了家庭农场对绿色农产品的价格预期[23]。另一方面,加入合作社降低了家庭农场绿色生产的成本。相比于普通农产品提供者,绿色农业的实践者往往投入更大、获利周期更长、市场风险更高[17],倘若绿色生产无法获得合理的经济回报,会导致绿色生产转型动力不足[24]。合作社与家庭农场通力合作,降低农户在要素投入以及生产过程中的交易成本和监管成本[6],将绿色生产技术、信息和知识传递给小农户,把农业绿色生产引向标准化[17],提升了家庭农场绿色生产的意愿[6]。
基于压力因素,加入合作社会促进家庭农场绿色生产。一方面,加入合作社增加了对家庭农场的监督约束。合作社通过标准化生产对农业生产过程进行监督,控制要素投入来影响农户生产行为[25],倒逼家庭农场采纳绿色生产。为达到较高的产品品质,合作社不断提升农业生产环节的管理标准,将绿色生产技术进行推广应用[26]。另一方面,合作社会处罚家庭农场的违约行为。合作社与家庭农场作为联合体,通过稳定契约安排与紧密利益链接,促使农场和合作社形成了风险共担、利益共享的利益共同体[5]。作为合作社成员,家庭农场如有不按标准生产情况,视为违约,一旦出现行为违规影响产品质量与品质,合作社将依据规定进行惩罚,情节严重的成员将被踢出合作社,不再享受联合体内部之间享受的各种优惠[27]。
根据上述分析,家庭农场加入合作社可为其绿色生产提供便利,同时合作社还会增加对家庭农场的监督约束,从而会促进家庭农场绿色生产。基于此,提出如下假设:
H1: 家庭农场加入合作社会促进家庭农场绿色生产行为。
1.2 其他因素对家庭农场的影响
家庭农场经营者的相关特征(人力资本、年龄、风险偏好、性别、是否习惯运用移动网络)与农场应用绿色生产技术之间密切相关[11]。如有研究发现,相对于一般农业经营主体而言,进行绿色生产的家庭农场负责人相对年轻,受教育水平更高,拥有良好的环保、健康和市场意识[13]。同时,家庭农场的户主特征(如年龄)还会显著影响其是否选择加入合作社[7,12]。基于此,提出如下假设:
H2: 家庭农场主的基本特征会影响其绿色生产行为。
家庭农场的基本特征也会影响其生产决策。程玲娟等[28]研究发现,示范农场对家庭农场绿色生产行为具有显著影响。家庭农场的经营规模与化肥使用强度存在U 型关系,即在到达一定规模之前,经营规模扩大会使得家庭农场化肥使用强度明显降低[29]。因此,家庭农场适度规模经营才是更适宜、更合意的生产经营方式[7],而且家庭农场的地权稳定对其绿色生产行为有显著的促进作用[16]。另外,农场纯收入、耕地质量、机械化适应度、“三品一标”认证等也对其绿色生产有显著影响[22]。基于此,提出如下假设:
H3: 家庭农场的经营特征会影响其绿色生产行为。
还有研究表明,农场绿色生产不仅受到负责人个体特征、农场生产经营特征等内生因素影响,也会受到政府绿色生产补贴特征、监管者质量管控特征等外生因素影响[13]。如郭田雨等[30]研究发现农业培训对家庭农场参与绿色生产行为具有促进作用。也有学者从计划行为理论角度进行研究发现,家庭农场亲环境生产行为意愿受主观规范、行为态度、感知行为控制、感知价值等前置因素影响[31]。基于此,提出如下假设:
H4: 家庭农场的其他特征也会影响其绿色生产行为。
2.1 数据来源
本文数据来源于山东农业大学经济管理学院2019 年7-8 月对山东省省级示范家庭农场的问卷调查。本次问卷调查由山东农业大学“三农省情调研中心”(山东省唯一的“三农”领域重点新型智库)发起,依托山东省农业农村厅省级家庭农场评估项目,并依托当地农业部门协助,调查范围不仅覆盖山东省16 个地市,且覆盖了山东省所有县(表1),保证了样本的代表性。本次调查主要分为两个阶段: 第1阶段为网络预调查,提前联系各农场主进行网络问卷填写,回收各农场主的问卷;第2 阶段为实地调研,由专门培训的调查员对农场实地考察,修订完善网络调查问卷。调查问卷共选取了422 家省级示范家庭农场,其中因数据质量问题剔除无效样本1 家,样本数量剩余421 家。
表1 数据来源区域及家庭农场数量分布Table 1 Data source areas and quantity distribution of family farms
此次调研的基本数据特征主要分为2 个部分(表2): 第1 部分是家庭农场主个人特征,主要包括家庭农场主性别、年龄、受教育程度等。其中,农场主以男性为主,占样本总量的79.10%;农场主年龄为20～79 岁,平均49 岁,集中在40～60 岁,占样本总量的78.14%;农场主学历水平相对较高,以高中或中专生为主,占样本总量的44.66%。第2 部分为家庭农场基础条件特征,主要包括家庭农场经营年限、生产规模、劳动力数量等。其中,57.01%的家庭农场经营年限在5～7 年,最短3 年,最长12 年,平均7 年,表明示范家庭农场的经营年限相对较长;农场土地经营面积以13.33～33.33 hm2居多,占样本总量的39.19%,平均26.77 hm2,比较符合家庭农场的最优生产规模;接近70%的农场农业劳动力数量集中在10 人以下,表明除家庭劳动力之外,多数家庭农场采用了雇工,且雇工数量规模小,符合家庭农场“家庭式”经营特征。
表2 家庭农场样本的基本特征Table 2 Basic characteristics of the sampled family farms
2.2 变量设置
2.2.1 被解释变量
绿色生产行为是指在农业生产投入过程中自觉地进行减量化、再利用、低污染的农业经营模式[32]。家庭农场绿色生产行为包含多种,参考蔡荣等[12]、闫阿倩等[33]的研究,在选取被解释变量时充分考虑家庭农场产前、产中、产后全过程,最终选取深松耕作、秸秆还田、测土配方施肥、节水灌溉、病虫害绿色防控、施用有机肥、水肥一体化、回收农药废弃物、畜禽养殖废弃物生态处理9 类行为作为绿色生产的代表。在变量题项设置时,采用二分类变量,采纳了绿色生产行为的为1,未采纳的设置为0。最后,采用累加方式将农场9 类行为中的采纳数量作为被解释变量,采纳数量越多,意味着家庭农场在产前、产中、产后全过程对绿色生产的关注度越高,绿色生产行为意向越明显,绿色生产自觉性更强,大概率上来讲其绿色生产的可能越大。
2.2.2 核心解释变量
本文的核心解释变量为家庭农场是否参与合作社。调查发现,在421 家示范家庭农场中有125 家参与了合作社,占29.69%;另外296 家未参与合作社,占70.31%。
2.2.3 控制变量
已有诸多研究表明,家庭农场主的个体特征、农场的基本特征、经营特征等对其绿色生产具有显著影响[12,19]。基于现有研究,本文选取家庭农场主的性别、年龄、受教育程度为个体特征变量;农场经营类型、经营年限、土地面积、劳动力数量为农场基本特征变量;产品是否有质检、有追溯、有质量认证为农场经营特征变量;是否参加过培训、绿色生产意愿、绿色农产品销售难易为农场认知变量。具体变量定义及数据特征详见表3。
表3 家庭农场绿色生产相关变量定义及数据特征Table 3 Definition and data characteristics of variables related to green production in family farms
2.3 模型选择
2.3.1 多元排序选择模型(ODM 模型)
本文被解释变量为绿色生产行为的加总数量,有多种选择且不同选择之间有一定的级别,亦采用多元排序选择模型(Ordered Dependent Model,简称ODM)。设有一个不可观测的潜在变量一个可观测的yi,则:
式中:xi是影响潜变量的一组解释变量,β为未知系数,μ是独立同分布的随机变量,yi可以通过按下式得到:
式中:r0＜r1＜r2＜···＜rJ-1为待估参数。设μ的分布函数为Φ(x),可以得到如下的概率:
式中:r1、r2、r3、···、rJ-1是未知的,需要和参数及回归系数一起估计。
2.3.2 解释结构模型(ISM 模型)
解释结构模型(ISM 模型)是美国J.华费尔教授于1973 年为分析复杂的社会经济系统而开发的一种方法,可用来分析因素间的逻辑关系。具体步骤为:
1)构造约束因素间的逻辑关系。其中M表示行要素直接或间接影响列要素,N表示列要素直接或间接影响行要素。
2)根据不同因素间的逻辑关系构建邻接矩阵Bij,定义如下:
即若在Bij中的第i行第j列元素Bij=1,则表明因素i对因素j有影响;若Bij=0,则表明两因素之间没有关系。
3)构建可达矩阵K。反映各因素经过一定的路径可到达的程度。K由下式计算:
式中:I为单位矩阵,2≤λ≤x,矩阵幂运算中采用布尔运算法则(即0+0=0,1+0=1,0×0=0,0×1=0,1×0=0,1×1=1)。
4)确定最高层因素。将可达矩阵K分成可达集S(Pi)和先行集T(Pi),其中,S(Pi) 表示可达矩阵中从因素Pi出发可以到达的全部因素的集合,T(Pi)表示可达矩阵中可以到达因素Pi的全部因素的集合,即:
式中,kij、kji均是可达矩阵K的因素。满足下式的因素即为最高层因素:
5)确定其他层次因素。从原可达矩阵K中删除F1中因素对应的行与列,得到矩阵F′,对F′重复上述操作,得到位于第二层F2的因素。以此类推,得到位于所有层的因素。
6)确定因素的层级结构。根据Fi的要素顺序得到可达矩阵,即骨干矩阵G,用有向边连接相邻层次间及同一层次的要素,得到约束因素间的关联关系及层次结构。
3.1 家庭农场绿色生产行为的统计结果分析
通过加入合作社对家庭农场绿色生产影响的统计分析发现(表4),在9 种绿色生产行为中,采纳率最高的3 类绿色生产行为是施用有机肥(74.35%)、节水灌溉(68.17%)、深松耕作(65.80%)。采纳率最低的3 类绿色生产行为是畜禽养殖废弃物生态处理(26.84%)、回收农药包装废弃物(41.81%)和水肥一体化(47.27%)。另外,参与合作社的家庭农场采纳绿色生产数量均值(5.56)明显高于未参与合作社的家庭农场(4.84),这表明参与合作社有利于家庭农场绿色生产。
表4 加入合作社对家庭农场绿色生产的影响定量分析Table 4 Quantitative analysis of the influence of joining cooperatives on green production of family farms
从参与合作社对家庭农场绿色生产行为的影响看,除深松耕作、秸秆还田2 类行为之外,加入合作社的农场采纳绿色生产的比例均明显高于未加入合作社的农场。其中,测土配方施肥高13.32%,节水灌溉高17.96%,病虫害绿色防控高10.23%,施用有机肥高12.59%,水肥一体化高14.69%,回收农药包装废弃物高9.95%,畜禽养殖废弃物生态处理高0.51%。进一步分析发现,家庭农场在合作社中的地位又会影响其绿色生产行为,在合作社中领办人的农场参与绿色生产的比例又明显高于是普通社员的农场。其中,深松耕作高13.70%,秸秆还田高12.36%,病虫害绿色防控高4.39%,回收农药包装废弃物高10.58%,畜禽养殖废弃物生态处理高13.11%。这充分显示参与合作社有利于家庭农场绿色生产。
3.2 家庭农场绿色生产行为的回归结果分析
本文采用Stata16.0 软件,运用极大似然法进行模型回归(表5)。首先在控制其他因素的条件下,对家庭农场加入合作社与绿色生产行为的影响进行单独回归,得到模型1。在此基础上,将控制变量纳入,得到模型2。然后,依据相伴概率值,采用反向筛选法,逐步剔除不显著因素,再重新拟合回归,直到所保留的解释变量都能通过10%的显著性检验为止,得到模型3。另外,将家庭农场参与合作社的情况根据是否参与、普通社员身份、领办人身份进一步回归得到模型4,发现作为合作社领办人身份的农场绿色生产行为更显著,可能的解释是,作为领办人的农场往往需要肩负合作社的更多责任,也往往具有带头示范作用,可能会更多采用绿色生产行为。
表5 加入合作社对家庭农场绿色生产影响的排序回归结果Table 5 Sorting regression results of the influence of joining cooperatives on green production of family farms
考虑到各模型表示的含义非常一致,下文的讨论将重点以模型3 为主。模型3 的似然比LR (Likelihood Ratio)统计值为87.30,对应的P值为0.000,且似然比指数准R2为0.0481,具有统计学意义。另外,为了检验模型的稳健性,同时采用排序Probit 模型进行回归,发现回归结果没有明显变化。
模型1 的估计结果表明,在控制其他变量的情况下,加入合作社在1%的水平上显著正向影响家庭农场绿色生产,影响系数为0.554,这表明家庭农场加入合作社能够显著增加其绿色生产的可能。对家庭农场不同绿色生产行为的回归(表6)分析发现,加入合作社在1%的水平上显著正向影响家庭农场节水灌溉、施用有机肥和水肥一体化行为,影响系数分别为0.912、0.723 和0.592;在5%的水平上显著正向影响测土配方施肥和病虫害绿色防控,影响系数为0.548 和0.440;在10%的显著性水平上影响家庭农场回收农药废弃物,影响系数为0.406;而对农场深松耕作、秸秆还田和畜禽养殖废弃物生态处理的影响不显著。
表6 加入合作社对家庭农场不同绿色生产行为的回归分析Table 6 Regression analysis of joining cooperatives on different green production behaviors of family farms
模型3 表明,将其他控制变量纳入后,部分变量也会影响家庭农场绿色生产。其中,农场主个体特征对其绿色生产影响不显著,这可能与样本均为省级示范家庭农场有关,省级示范家庭农场主尽管有个体特征的差异,但往往拥有相对较高的管理经营水平,由此对绿色生产的影响不明显。从家庭农场的基本特征来看,农场经营类型在1%的显著性水平上负向影响农场绿色生产,影响系数为-0.252。考虑经营类型的异质性,进一步对不同经营类型的农场回归发现(表7),加入合作社对粮食和蔬菜类家庭农场的绿色生产显著,显著性水平均为5%,影响系数分别为0.902 和0.756,而对水果、畜禽养殖等其他类农场则不显著。可能的解释是,粮食类家庭农场一般为大规模种植,对深松耕作、秸秆还田等绿色生产服务的需求更高,加入合作社之后可以更好地利用社会化服务,促进农场绿色生产。对于蔬菜类家庭农场而言,绿色生产一般属于劳动密集型行为,加入合作社可以获得相应配套服务,促进农场绿色生产。另外,家庭农场的劳动力数量在5%的显著性水平正向影响其绿色生产,影响系数为0.019,表明家庭农场劳动力数量越多,农场越愿意绿色生产。可能的解释是,农场的病虫害绿色防控、畜禽养殖废弃物发酵等绿色生产行为需耗费较多劳动力,因而受劳动力数量影响较大。为了更进一步分析劳动力数量对农场绿色生产行为的影响,对不同劳动力数量的农场进一步回归(表7)发现,加入合作社对中等规模(10～20 人)的家庭农场参与绿色生产显著,而对小规模(10 人以下)及大规模(20 人以上)家庭农场的行为影响不显著。
表7 不同特征的家庭农场加入合作社对绿色生产行为的回归分析Table 7 Regression analysis on green production behavior of family farms with different characteristics joining cooperatives
从家庭农场的经营特征来看,农场产品原产地可追溯在5%显著性水平正向影响其绿色生产,影响系数为0.382,可能的原因是,原产地追溯增加了农场产品生产过程的监管,从而促进其绿色生产。样本交叉分析也发现,299 家可实现产品原产地追溯的农场中有199 家(66.56%)采纳了5 种以上绿色生产行为,而未实现产品原产地追溯的农场这一比例仅为50%。农场产品质量认证在5%显著性水平正向影响家庭农场绿色生产,影响系数为0.338,这表明“三品一标”不仅能实现“优质优价”,还通过认证倒逼农场主养成绿色生产意识,规范其生产行为[22],数据也显示,在226 家拥有“三品一标”的农场中,有148 家(65.49%)采纳了5 种以上绿色生产行为,而没有“三品一标”的农场这一比例仅为52.82%。
从家庭农场的认知特征来看,绿色生产认知在1%显著性水平正向影响家庭农场的绿色生产,作用系数为0.756,这表明绿色生产培训会改变农场主的认知,进而改变农场主的行为。数据统计也发现,212 家接受过绿色生产培训的农场中有147 家(69.34%)采纳了5 种以上绿色生产行为,而没接受过培训的农场这一比例仅为49.76%。绿色生产意愿对家庭农场绿色生产影响显著,显著性水平达1%,作用系数为0.539,可见,意愿是农场主行为改变的关键变量,调查也发现,在421 家示范家庭农场中,愿意绿色生产的家庭农场有394 家,其中有242 家参与了5项以上绿色生产行为,占61.42%,而没有绿色生产意愿的农场这一比例仅为33.33%,这表明有绿色生产意愿会促进农场绿色生产。
3.3 家庭农场绿色生产显著性影响因素之间的结构解析
根据前文的回归分析,得出影响家庭农场绿色生产的7 个主要因素,在课题组人员对要素间的逻辑关系进行分析并咨询征求有关专家学者和部门管理者建议的基础上,最终达成一致看法,确定了7 个要素之间的逻辑关系如图2 所示。其中,M表示行要素直接或间接影响列要素,N表示列要素直接或间接影响行要素。
图2 家庭农场参与绿色生产影响因素间的逻辑关系Fig.2 Logical relationship among influencing factors of family farm participation in green production
根据不同因素间的逻辑关系和公式(4)～(7),借助Matlab7.0 软件,得到各层因素,L1={S0},L2={S7},L3={S3、S6},L4={S2、S4、S5},L5={S1},并根据各层因素,得到骨干矩阵(图3)。
图3 家庭农场参与绿色生产影响因素间的骨干矩阵Fig.3 Backbone matrix of influencing factors of family farm participation in green production
根据骨干矩阵得到家庭农场参与绿色生产影响因素间的关联关系及层级结构(图4),可以发现,所有影响因素间的关系结构可以分为5 层,下一层因素影响上一层因素。
图4 家庭农场参与绿色生产的影响因素的解释结构模型Fig.4 Explanatory structural model of influencing factors of family farm participation in green production
1)表层直接因素。绿色生产意愿是影响家庭农场绿色生产的表层直接因素。不难理解,意愿是行为的原动力,家庭农场首先得有绿色生产的意愿,才能绿色生产。但有绿色生产意愿不一定有绿色生产行为,在有参与意愿的家庭农场中,还有12.69%的农场仅仅只参与了2 项绿色生产行为,表明农场从绿色意愿转化为行动还有一定距离。
2)中层间接因素。家庭农场绿色生产认知、劳动力数量、经营类型、产品能否原产地追溯和质量认证5 个因素是影响其绿色生产的中层间接因素。计划行为理论认为主观认知会影响个体行为意愿,家庭农场主观上有绿色生产认知才能形成绿色生产意愿,并进一步影响其行为。而进一步分析发现,农场绿色生产认知又受产品原产地追溯和产品质量认证两因素影响,原因在于农场的产品如果是“三品一标”或者能够做到原产地可追溯,家庭农场会因产后端的约束而在主观上更重视绿色生产,从而倒逼其绿色生产。从劳动力数量来看,绿色生产大多需要耗费更多劳动力投入,劳动力数量充足强化农场绿色生产意愿,反之劳动力匮乏会制约其开展绿色生产。而劳动力数量又会受到农场经营类型影响,粮食类家庭农场,以大田种植为主,机械化水平高,相对节约劳动力,而蔬菜、水果等则为劳动密集型,农场往往需要大量劳动力。
3)深层根源因素。是否加入合作社作为深层根源因素,通过影响农场产品原产地追溯和质量认证最终影响家庭农场绿色生产。显然,合作社作为同类农产品的联合者,往往会统一进行产地追溯和质量认证,为了维护合作社整体形象会加强对成员的管理和监督,加入合作社的农场,无形中会受到合作社的行为约束,促使自身行为趋于规范。
综上所述,以上7 个影响因素既独立发挥作用,又相互关联,形成完整的家庭农场参与绿色生产影响因素链条。加入合作社作为深层根源因素直接影响家庭农场产品原产地追溯和质量认证,并进而沿着“家庭农场绿色生产认知”→“绿色生产意愿”→“绿色生产行为”的正向传导关系,从源头上影响家庭农场绿色生产。
本文依托山东省“三农省情调研中心”422 家省级示范家庭农场的数据,运用排序选择模型和解释结构模型,实证分析加入合作社对家庭农场绿色生产的关系,并就家庭农场绿色生产的异质性及影响因素的层级结构进行分析。研究发现,第一,加入合作社有利于家庭农场绿色生产,定量分析发现加入合作社的家庭农场绿色生产比例明显高于未加入合作社的农场。第二,从异质性分析发现,在合作社中是领办人地位的农场绿色生产比例明显高于是普通社员的农场;加入合作社对粮食和蔬菜类家庭农场的绿色生产显著,而对水果、畜禽养殖等其他类农场则不显著;加入合作社对中等规模(10～20 人)农场绿色生产显著,而对小规模(10 人以下)及大规模(20 人以上)农场的行为影响不显著。第三,家庭农场加入合作社后,采纳率最高的3 类绿色生产行为是施用有机肥(74.35%)、节水灌溉(68.17%)、深松耕作(65.80%),采纳率最低的3 类绿色生产行为是畜禽养殖废弃物生态处理(26.84%)、回收农药废弃物(41.81%)和水肥一体化(47.27%)。第四,从回归方程的估计结果看,家庭农场加入合作社能够显著增加其绿色生产的可能。将其他控制变量纳入后,家庭农场经营类型、劳动力数量、产品质量认证、原产地可追溯、绿色生产认知和意愿均对其绿色生产有影响。第五,解释结构模型分析发现,加入合作社作为深层根源因素直接影响家庭农场产品原产地追溯、产品质量认证,并进而沿着“家庭农场绿色生产认知”→“绿色生产意愿”→“绿色生产行为”的正向传导关系,从源头上影响家庭农场绿色生产。
根据以上研究结论,提出如下对策建议: 一是鼓励家庭农场加入合作社,重视农场的异质性,支持家庭农场领办合作社,特别是粮食类、蔬菜类农场加入合作社,促进中等规模(10～20 人)农场加入合作社,增加合作社对家庭农场的监督约束,规范农场绿色生产行为。二是重视家庭农场绿色生产行为选择的偏好性。优先推广家庭农场愿意接受的施用有机肥、节水灌溉、深松耕作等行为,然后再推广畜禽养殖废弃物生态处理、回收农药废弃物等低接受率的行为。三是借助合作社对农场的监督,增加农场主绿色生产方面的培训,加快产品质量认证和原产地可追溯,提高农场绿色生产认知,从而提升其绿色生产意愿,并最终促成绿色生产行为。
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