石志恒 符 越

(1.蘭州財經大學 農林經濟管理學院,蘭州 730020;2.蘭州財經大學 經濟學院，蘭州 730020)

隨著我國農村經濟發展迅猛，農藥、地膜使用量在不斷擴大。作為重要的農業生產資料，農藥和地膜的使用能夠幫助農戶減少因病蟲草害所造成的經濟損失，提高農業生產效率。然而，化學農藥殘留和廢棄地膜成為了我國農業面源污染的主要來源。目前，我國單位面積平均化學農藥施用量高于世界平均水平2.5～5倍，農藥殘留污染面積達8 000萬hm2[1]。與此同時，我國地膜覆蓋面積和使用量一直位居世界第一，每年使用量超百萬噸，當季農膜回收率卻不足2/3，從“白色革命”到“白色污染”的殘膜治理迫在眉睫。農業農村部關于印發《農業綠色發展技術導則(2018—2030年)》的通知中提出，構建農業綠色發展技術體系是實施可持續發展戰略，破解我國農業農村資源環境突出問題的根本途徑。然而，農戶是綠色生產技術的直接采納主體，研究農戶綠色生產意愿與行為具有直接現實意義。

不少學者研究發現盡管農戶普遍認同并接受綠色生產的價值理念[2]，但卻因家庭特征[3]、土地產權[4]、獎懲政策[5]、社會規范[6]、價值認知[7]、經營預期[8]、風險認知[9]等因素在農業生產實踐中沒能實施綠色生產行為，即在推行綠色生產過程中農戶意愿與行為出現了悖離。基于我國人均耕地面積較少、小農戶普遍存在的特點，部分學者開始關注土地規模對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響，祝宏輝等[10]通過ISM集成分析方法實證分析出種植規模是深層次因素并且負向影響農戶生態農業技術使用意愿與行為的悖離，余威震等[11]則認為種植規模越大，采納綠色生產技術成本過高，進而限制實際采納行為，即種植規模正向影響農戶綠色生產意愿與行為的悖離。可見，學界關于土地規模對農戶綠色生產意愿與行為悖離影響的研究還未能得出一致結論，具體影響機制仍需進一步厘清。

據統計，2020年我國小農戶數量約有2.2億戶，預計到2030年有1.7億戶左右，到2050年仍將有1億戶左右[12]。可見，小農戶普遍并長期存在是我國農業生產經營的長期格局，如何在土地分散經營的基礎上發展綠色農業是亟待解決的重大時代課題。小農戶由于自身處于弱勢地位，風險承擔能力弱，而綠色農業發展是注入了技術、機械裝備、人才、信息等多種現代生產要素的高效發展，這些現代生產要素對傳統小農戶來說依然門檻較高[13]。因此，研究小農戶綠色生產意愿與行為的悖離僅僅從農戶自身出發是不夠的。近幾年，我國農業社會化服務組織迅速發展，社會化服務已經成為彌補小農戶自身局限對農業綠色生產發展產生負面作用的重要途徑。鐘麗娜等[14]認為小農戶與現代農業銜接的組織化路徑關鍵在于村級社會化服務組織統籌功能運作機制的激活，萬凌霄等[15]認為合作社對小農戶采用測土配方施肥技術的帶動效果相比其他農戶更加明顯，也有學者關于合作社對小農戶的帶動作用提出質疑，仝志輝等[16]認為專業合作社往往容易發展成“大農吃小農”的合作社，指出農村合作社的發展并不健康。楊高第等[17]認為社會化服務對農戶化肥投入量、農藥投入費用均產生顯著的負向影響。張笑寒等[18]構建龍頭企業、農民專業合作社、家庭農場三方演化博弈模型，結果表明農業產業化聯合體這一新型組織形式有利于促進綠色生產的推廣。劉帥等[19]認為農戶綠色生產行為不僅受個人和家庭因素的驅動，還是經營組織內部各方博弈的結果。

已有文獻雖然表明農業社會化服務組織能夠在一定程度上引導農戶參與綠色生產，但仍存在一定拓展空間：首先，隨著社會化服務體系不斷完善，服務組織類型不斷增多，學界對不同類型社會化服務組織所發揮職能的研究還不夠。其次，培育規模農業主體最初是為了解決如何增產增收的問題，大多數研究忽略了土地規模在農業綠色發展中的作用，對土地規模在社會化服務組織對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響路徑中是否發揮調節效應的學術探索更為少見。最后，規模農戶由于形成規模效益，對社會化服務具有較高需求，是社會化服務組織的主要服務對象和受益方。小農戶卻不具備這方面素質，社會化服務組織能否打破小農戶資金、認知、社會資本不足的約束，緩解其綠色生產意愿與行為的悖離？因此，本研究立足不同土地規模下農戶生計分化的視角，將土地規模作為調節變量，把農戶樣本分為小農戶組和規模戶組，試圖探明社會化服務組織對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響以及土地規模在上述影響路徑中是否發揮調節效應，以期為實現農戶與現代綠色農業接軌提供有益建議。

1 理論基礎與研究假說

1.1 農戶綠色生產意愿與行為悖離的界定

依據聯合國環境署(United Nations Environment Programme，簡稱UNEP)界定，農業綠色生產是指以節能、降耗、減污為目標，以技術和管理為手段，實施農業生產全過程污染控制，使污染物產生量最少化的一種綜合措施。具體包括免耕、覆蓋作物耕作、施用無公害農藥、化肥、秸稈地膜處理等生產行為[20]。因此，本研究借鑒已有研究[1,6]，從技術采納與農田管理的角度將農戶綠色生產行為操作化為無公害農藥施用和地膜處理。意愿可以決定行為，但是意愿并非會轉化成相應的行為。農戶綠色生產意愿與行為的悖離是當期經濟利益與長期生態利益之間矛盾的體現，包括兩種模式：一是有綠色生產意愿而無綠色生產行為(簡稱“有意愿無行為”)，二是無綠色生產意愿卻有綠色生產行為(簡稱“無意愿有行為”)。筆者在本次農戶綠色生產意愿與行為的調查過程中，未發現“無意愿有行為”現象，且認識是行為的先導，對農戶“有意愿無行為”的現象分析能夠一定程度上剖析農戶意愿轉向行為過程中存在的阻礙，因此本研究將悖離現象界定為農戶思想上認為應該進行綠色生產，而行為上沒有進行綠色生產的現象。

1.2 土地規模對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響

土地屬于農業生產的載體因素，由于土地規模不同，農戶生產目標和要素投入偏好不盡相同。農業綠色生產行為必然受到土地規模這一重要物質資源變化的影響[21]。已有學者證明了不同土地規模農戶的綠色生產技術利用意愿具有明顯差異[22]，適度擴大土地規模不僅有利于農戶秸稈還田[23]，還能顯著提高規模農戶采取耕地質量保護措施的概率[24]。從經濟理性方面看，農戶采納無公害農藥需要承擔額外的經濟成本、學習成本以及農作物產量降低的風險，大規模農場有能力在初期將新技術投入部分土地中，其容錯率更高，后期技術施用的單位成本也更低[25]。土地規模較小的農戶普遍缺乏綠色生產認知，大多基于經驗而不是現代科學知識從事農業生產，出于規避經濟風險的考慮，其意愿難以轉化為行為。從社會理性方面看，土地規模增大有利于農戶社會資本的提升，使得土地初具規模的農戶相較于小農戶擁有更豐富的信息渠道，更愿意響應政府綠色號召，從而其無公害農藥施用意愿更可能轉化為行為。然而，土地規模對異質性綠色生產行為的影響可能不同，有學者認為土地規模與投入減量型生態生產行為呈U型關系，與技術采用型生態生產行為呈正比例關系[26]。從地膜回收環節來看，在當前農村勞動力流失嚴重的情況下，土地規模擴大可能會導致勞動力耗費增大，加大農戶地膜處理意愿與行為悖離發生概率。基于以上分析，提出假設：

土地規模會影響農戶綠色生產意愿與行為的悖離，但影響方向具有不確定性。(H1)

1.3 農業社會化服務組織對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響

引導農戶采納綠色生產技術，除了從內部改變農戶的綠色認知、風險認知，從外部改善農戶所處的社交網絡，新型農業社會化服務組織愈來愈成為宣傳及提供綠色生產技術的中堅力量。農業社會化服務體系是指與農業相關的社會經濟組織，為滿足農業生產需要，為農業生產經營主體提供各種服務而形成的網絡體系。服務供給主體出于節約成本、響應綠色政策號召[27]、積累市場聲譽[28]、綠色農產品認證[29]等原因，能夠以組織行為價值溢出的方式降低農戶綠色生產意愿與行為悖離的概率。目前農業社會化服務經營主體趨于多元化，并各自發揮其優勢，形成廣泛的服務網絡。從服務供給角度來看，參照張紅宇等[30]觀點，認為社會化服務經營主體主要包括農業農村系統中從事技術推廣服務的政府組織，國有大型企業如中華供銷總社、民營企業如金豐公社以及從事專事服務的農村合作社等3類。

第一類是為實施政府農業政策而設立的機構，即政府社會化服務組織，具有一定公益性和權威性。憑借自身公益性的特點，使得一些小農戶也能夠零門檻參與到綠色生產進程中。政府社會化服務組織能夠整合體制內、外資源，統籌購置農用機械，有效組織和動員村莊精英示范綠色種植，極大提高自身服務能力，激活服務動能[14]。政府社會化服務組織能夠定期提供免費的綠色生產技術指導，提升農戶綠色認知深度與廣度，提高綠色生產技術可實施性。相較于其他組織，政府社會化服務組織對農戶綠色生產給予補貼與政策支持，挨家挨戶宣傳的綠色農業技術也更具有權威性與科學性，讓農戶信服，從而抑制農戶綠色生產意愿與行為的悖離。

第二類是為農業和農民服務的第三產業組織，通常以企業形式存在，即商業社會化服務組織。這類組織由市場主導，具有一定市場競爭性。隨著消費者對綠色農產品需求逐步上升，出現了扮演中介角色的商業社會化服務組織，負責連接農產品消費端和生產端，更好地保證綠色農產品質量。調研發現，有些農戶不是不愿意生產綠色產品，而是其生產的綠色產品沒有穩定銷售渠道而導致綠色產品賣不出綠色價格。有學者認為“龍頭企業+小農戶”能夠降低組織和交易成本[31]，商業社會化服務所形成的訂單農業能夠解決農戶經濟利益訴求，通過簽訂契約從而規避農戶所面臨的自然與市場風險。企業統一向簽訂訂單的農戶提供綠色生產要素以及整地、插秧、施藥、施肥、收割、還田等一系列綠色生產技術指導，促使農戶綠色生產意愿轉化為行為。此外，商業社會化服務還具有監督功能，企業會在產中定期實地核實農戶綠色生產情況，產后采用儀器對農產品進行綠色標準檢驗，農戶為了迎合市場優質農產品的需求和企業檢驗標準可能會“被迫”選擇更加綠色的生產方式。

第三類是由農戶自發形成的農村合作社。不同于政府、商業組織，農村合作社能夠充分表達社員的利益和意愿，調動農戶參與綠色生產的積極性與主動性，使得小農戶也能表達自身利益訴求。農村合作社的自發性與合作性能夠規避農戶在采納綠色生產技術過程中的風險，通過合作社統一分發無公害農藥、有機肥等綠色農資，提供統一播種、施肥、植保、處理地膜等服務從而引導入社農戶參與綠色生產。一方面，農村合作社是一個相對封閉的集體組織，社內村干部和專業大戶的模范作用不容小覷，能夠通過同群效應以及營造社內綠色生產氛圍來促使農戶采納綠色生產行為。另一方面，農村合作社的集體性解決了當前農業技術信息不對稱問題，綠色生產技術會在社員之間加速擴散而使得其綠色生產意愿與行為不容易發生悖離。基于以上分析，提出假設：

政府社會化服務組織能夠抑制農戶綠色生產意愿與行為的悖離(H2a)

商業社會化服務組織能夠抑制農戶綠色生產意愿與行為的悖離(H2b)

農村合作社能夠抑制農戶綠色生產意愿與行為的悖離(H2c)

1.4 土地規模的調節效應

土地規模是刻畫農戶分化和生計策略差異的主要標準，社會化服務組織對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響作用很可能會因為農戶土地規模的差異而不同。前述分析了社會化服務組織能夠抑制農戶綠色生產意愿與行為的悖離，而土地規模能夠在這一過程中發揮調節效應，其調節效應體現在，規模經營效益的增加打破了農戶采納綠色生產技術的經濟和風險約束，社會化服務組織對農戶綠色生產意愿與行為悖離的抑制作用效果會因為土地規模擴大而強化；反之，如果農戶土地經營面積較小，即使社會化服務組織能夠促使農戶綠色生產意愿轉化成行為，農戶也會因為已有生產要素限制使得這一作用效果弱化。比如，相對集約、平整的土地更有利于無公害農藥噴灑以及地膜回收，土地規模過小使得農機運作成本升高，增加服務運作難度，導致社會化服務組織對悖離的影響作用發生變化。基于以上分析，提出假設：

土地規模在政府社會化服務組織對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響中發揮調節作用(H3a)

土地規模在商業社會化服務組織對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響中發揮調節作用(H3b)

土地規模在農村合作社對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響中發揮調節作用(H3c)

2 數據來源、變量選擇與研究方法

2.1 數據來源

本研究所用數據來源于課題組2019年7—12月在甘肅省白銀、定西、酒泉、平涼、天水和張掖市等6市內組織的農戶微觀調查，共計18個鄉鎮48村。樣本研究地區是征求相關領導和專家意見，綜合考慮各地農業基礎水平上選取具有典型性和代表性的地域。本調研采用分層抽樣方式，首先在每個市隨機抽取3個鄉鎮，其次在每個樣本鎮隨機抽取2～3個自然村，最后在每個自然村隨機抽取30～40戶農戶進行調研。課題組招募在校碩士研究生作為調查員，在調研之前進行統一培訓，對問卷中內容進行答疑和解釋，正式調研過程采用調查員與農戶面對面交流的方式，調查結束后對問卷進行自查、互查和集中檢驗，剔除不完整、邏輯前后不一致的問卷，獲得有效問卷1 100份，問卷有效率91.7%。調查內容主要包括：1)農戶關于無公害農藥、地膜處理、有機肥等綠色生產意愿與行為采納的狀況。2)社會化服務采納情況，如是否參加農村合作社，是否參與農業訂單、是否購買整地、施藥、收割服務等。3)農戶個人及家庭基本特征，如年齡、性別、受教育程度、家庭收入、勞動力人數等。4)農戶耕地特征，如土地經營面積、地塊數、土地離硬化道路遠近等。5)農村社會網絡、綠色技術補貼、政府管控和農戶風險承擔等問題。根據研究重點納入文中的問卷一共815份。

樣本特征：在納入文中研究的問卷中，男性受訪者占71.2%，女性受訪者占28.8%，主要原因是男性一般是家庭戶主并且在農業勞作中擔任主要角色，且女性受訪者參與本次調研的部分原因是其家庭戶主外出打工；調查訪問者年齡集中在35～50歲，占比為68.8%，可見中生代農戶是目前從事農業生產的主力軍，50～60歲的受訪者占比為18.9%，60歲以上的受訪者占比為6.0%，可見農村老齡化問題愈加嚴重；受教育程度普遍偏低，初中學歷以下的農戶占比為77.8%；生計方式為半農半工的農戶占比為53.2%，純農業種植的農戶占比為23.5%，養殖、種植結合的農戶占比為12.9%。

2.2 變量選擇及說明

2.2.1被解釋變量

經前述分析，本研究從技術采納與農田管理的角度將農戶綠色生產行為操作化為無公害農藥施用和地膜處理。由于本研究只研究農戶綠色生產有意愿無行為的悖離狀況，參照郭清卉等[32]觀點，首先將無意愿施用無公害農藥、處理地膜的農戶樣本剔除，剔除后農戶樣本數為815份。其次分別將愿意且已經在農業生產中施用無公害農藥、處理地膜的個案賦值為0，表明農戶無公害農藥施用、地膜處理意愿與行為沒有發生悖離，將愿意卻沒有在農業生產中施用無公害農藥、處理地膜的個案賦值為1，表明農戶無公害農藥施用、地膜處理意愿與行為發生了悖離。即本研究的被解釋變量為無公害農藥施用意愿與行為的悖離(Y1)和地膜處理意愿與行為的悖離(Y2)。

2.2.2核心解釋變量

本研究核心解釋變量主要包括社會化服務組織和土地規模兩大類。結合前述分析，本研究將社會化服務組織分為3類：政府社會化服務組織、商業社會化服務組織、農村合作社，分別用“是否加入政府社會化服務組織”(X1)、“是否加入商業社會化服務組織”(X2)、“是否加入農村合作社”(X3)等三個指標來測度。本研究主要通過區分小農戶和規模戶來說明土地規模對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響差異，陳潔等[33]認為，從全國范圍來看種植大戶的土地規模面積不得低于2 hm2。本研究結合甘肅省農戶種植實際情況，選取土地規模(X4)作為核心解釋變量，將經營土地面積2 hm2以下的種植戶作為小農戶，賦值為0，將經營土地面積2 hm2及以上的種植戶作為規模戶，賦值為1。

2.2.3控制變量

首先，根據農業經濟學常用研究范式將農戶個體特征包含年齡對數處理(X5)、性別(X6)、是否為村干部(X7)、受教育程度(X8)，家庭特征包含家庭勞動力人數(X9)，生產經營特征包含務農時間占比(X10)、土地距硬化道路遠近(X11)同時納入控制變量進行驗證。其次，已有研究表明農戶綠色認知程度[11](X12)、社會網絡[34](X13)、政府管控[35](X14)、綠色農業補貼[36](X15)、風險承擔能力[37](X16)會對農戶綠色生產行為造成顯著性影響，本研究鑒于估計結果的準確性將其納入控制變量。表1為模型中變量定義及描述性統計情況。

表1 變量定義及描述性統計Table 1 Variable definition and descriptive statistics

表1(續)

2.3 模型估計方法

農戶無公害農藥施用以及地膜處理的意愿與行為是否發生悖離是個典型二元決策問題，因此本研究采用二元Logit回歸模型對導致悖離現象產生的原因進行分析。具體回歸模型設定如下：

(1)

式中：Yi為被解釋變量(i=1，2)，分別表示農戶無公害農藥施用和地膜處理意愿與行為是否發生悖離，Svc為解釋變量社會化服務組織，包括是否參加政府社會化服務組織、是否參加商業社會化服務組織和是否參加農村合作社，Land為調節變量土地規模，包括小農戶組和規模戶組，Xn則表示控制變量，N為控制變量的個數，εi為服從正態分布的干擾項，β0為截距。

2.4 不同土地規模下農戶綠色生產意愿與行為的悖離

為了驗證小農戶、規模戶的綠色生產意愿與行為悖離是否存在差異性，本研究借助SPSS 22.0軟件對不同規模組的農戶無公害農藥施用和地膜處理意愿與行為的悖離進行Pearson卡方檢驗。結果如表2所示，小農戶組無公害農藥施用意愿與行為發生悖離的占比為38.0%，而規模戶組的悖離占比為24.8%。小農戶組地膜處理意愿與行為發生悖離的占比為24.6%，而規模戶組的悖離占比為20.5%。無公害農藥施用樣本組間差異卡方值通過1%統計水平的顯著檢驗。由此可見，小農戶和規模戶施用無公害農藥具有顯著差異，且小農戶組無公害農藥施用意愿與行為發生悖離的概率高于規模組。地膜處理樣本組間差異卡方值沒能通過檢驗，表明兩組之間不存在顯著性差異。

表2 不同土地規模下農戶綠色生產意愿與行為的悖離Table 2 Contradiction between green production intention and behavior of farmers under different land scale

3 結果與分析

3.1 土地規模和農業社會化服務組織對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響

首先對樣本進行多重共線性檢驗，所有變量中方差膨脹因子VIF最大的數值為1.275，遠小于10，表明模型構建良好，沒有多重共線性問題。其次采用SPSS 22.0軟件對815個愿意施用無公害農藥和處理地膜的農戶樣本分別進行回歸分析，結果如表3所示。

3.1.1土地規模的影響

根據表3的結果，模型1中土地規模變量系數為-1.056且在1%的水平上顯著，表明土地規模越大，農戶無公害農藥施用意愿與行為悖離發生概率越小。模型2中土地規模變量系數為-0.208但不顯著，可能的原因是雖然土地規模增大使得農戶資本稟賦增加，且政府對地膜回收的管控較為嚴格，但是土地規模增大致使地膜回收的勞動耗費增加，因此回歸結果綜合表現為土地規模對農戶地膜處理意愿與行為的悖離不造成顯著性影響。至此，H1部分得證。

表3 基準回歸模型Table 3 Benchmark regression model

3.1.2社會化服務組織的影響

首先看模型1，政府社會化服務組織變量系數為-1.496且在1%的水平上顯著，商業社會化服務組織變量系數為-0.512且在1%的水平上顯著，表明政府和商業社會化服務組織對農戶無公害農藥施用意愿與行為的悖離起抑制作用。其次看模型2，政府社會化服務組織變量系數為-0.873且在1%的水平上顯著，商業社會化服務組織變量系數為-0.323 且在10%的水平上顯著，表明加入政府和商業社會化服務組織的農戶地膜處理意愿與行為發生悖離的可能性更小。農村合作社變量在模型1和2中均沒有顯著性影響。

3.1.3控制變量的影響

首先看模型1，年齡對數處理在5%的水平上負向影響農戶無公害農藥施用意愿與行為的悖離，表明農戶年齡越大，越愿意將無公害農藥施用意愿轉化為行為。可能的原因是農戶年齡越大，種植經驗越豐富，懂得施用無公害農藥有利于來年的土壤修復。社會網絡、農業綠色補貼均顯著負向影響農戶無公害農藥施用意愿與行為的悖離，說明社會網絡中信息傳遞和經濟補貼刺激是農戶無公害農藥施用意愿轉化成行為的動因。其次綜合模型1與模型2，務農時間占比在1%的水平上正向增加農戶無公害農藥施用、地膜處理意愿與行為悖離發生的概率，可能的原因是務農時間占比越高，農戶的非農收入越低，資本稟賦的限制使其對無公害農藥施用和地膜處理的成本較為敏感，因此不愿意進行綠色生產。綠色認知程度和政府管控均顯著抑制農戶無公害農藥施用和地膜處理意愿與行為的悖離，根據推拉理論的觀點，內部綠色認知的推力和外部政府管控的拉力均能促使農戶綠色生產意愿轉化為實際行動。

3.2 內生性討論

農戶加入農村社會化服務組織屬于農戶的自選擇問題，使得前述模型可能存在自選擇偏差導致的內生性問題，使用PSM(傾向得分匹配法)能夠有效解決這一問題。表4和5為最近鄰匹配法、半徑匹配法的估計結果。值得一提的是，與基準回歸不同，消除了可能影響農戶選擇是否加入農村合作社的影響因素后，加入農村合作社的農戶無公害農藥施用意愿與行為悖離的可能性下降10.7%(半徑匹配法)，地膜處理意愿與行為悖離的可能性下降8%左右。結果表明，不同類型社會化服務組織對農戶綠色生產意愿與行為悖離均具有顯著負向影響。至此，H2a、H2b和H2c得證。

表4 社會化服務組織對農戶無公害農藥施用意愿與行為悖離的PSM估計結果Table 4 PSM estimation results of social service organizations on the conflict between farmers’willingness to use pollution-free pesticides and their behaviors

表5 社會化服務組織對農戶地膜處理意愿與行為悖離的PSM估計結果Table 5 PSM estimation results of social service organizations on farmers’ willingness to mulch treatment and behavior deviation

為了考察傾向得分匹配是否較好地平衡了原樣本數據，需要進行平衡性檢驗。與匹配前相比，匹配后多數變量的標準化偏差絕對值小于20%，且匹配后多數變量t檢驗結果不拒絕實驗組與控制組無系統差異的原假設(P>0.05)，因而說明PSM結果通過了平衡性檢驗，匹配質量較好。基于文章篇幅限制，本研究僅展示出以最近鄰匹配法為例，社會化服務組織對農戶無公害農藥施用意愿與行為悖離的PSM估計結果的平衡性檢驗，其他PSM估計結果均通過平衡性檢驗。(表6)

表6 最近鄰匹配法平衡性檢驗Table 6 Balance test of the nearest neighbor matching method

3.3 土地規模的調節效應

為了進一步檢驗土地規模在不同類型社會化服務組織對農戶無公害農藥施用(模型3)和地膜處理(模型4)意愿與行為悖離的影響中是否存在調節效應，本研究以土地規模為界限設定對照組，將樣本分為小農戶組和規模戶組，通過兩組變量回歸系數大小、方向、顯著性進行檢驗分析[38]。分析前，已對自變量、控制變量進行中心化處理。

表7 調節效應回歸結果(模型3)Table 7 Regression results of moderating effect (Model 3)

表8 調節效應回歸結果(模型4)Table 8 Regression results of moderating effect (Model 4)

在模型3中，政府社會化服務組織變量在小農戶組和規模戶組中分別通過1%和5%水平的檢驗，系數均為負值。且相較于小農戶組，變量在規模戶組中系數絕對值更大，即政府社會化服務組織對規模戶無公害農藥意愿與行為悖離的抑制作用更大。商業社會化服務組織變量在小農戶組和規模戶組中均通過5%水平的檢驗，且在規模戶組中系數絕對值更大，這表明商業社會化服務組織對規模戶無公害農藥施用意愿與行為悖離的抑制作用比小農戶大。隨著土地規模增大，政府和商業社會化服務組織對農戶無公害農藥施用意愿與行為悖離的負向影響被強化，即土地規模在政府和商業社會化服務組織對農戶無公害農藥施用意愿與行為悖離的影響路徑中均發揮正向調節效應。

在模型4中，政府和商業社會化服務組織變量在小農戶組中分別通過1%和10%水平的檢驗且系數均為負，在規模戶組中均沒有通過檢驗，表明政府和商業社會化服務組織能夠促使小農戶地膜處理意愿轉化為行為，而對規模戶影響不顯著。隨著土地規模增大，政府和商業社會化服務組織對農戶地膜處理意愿與行為悖離的負向影響逐漸被弱化，具體表現為系數不顯著，表明土地規模在政府和商業社會化服務組織對農戶地膜處理意愿與行為悖離的影響路徑中均發揮顯著負向調節效應。

在模型3和4中，農村合作社變量在小農戶組中和規模戶組中均沒有通過檢驗，表明土地規模在上述影響路徑中不發揮調節效應。至此，H3a、H3b得證，H3c不得證。可以看出由于綠色生產類型不同，土地規模在上述影響路徑中發揮調節效應的方向不同。可能的原因是相對于無公害農藥施用，地膜處理需要耗費大量勞動力，土地規模增大意味著處理地膜的勞動力消耗增加。從當前農村勞動力結構分布來看，農村勞動力向城市轉移降低了農村勞動力絕對數量，使得農業勞動力出現供給缺口。然而，政府和商業社會化服務組織當前服務重心可能趨向于滿足農戶專業技術需求，沒有解決當前農村勞動力不足的問題。隨著土地規模擴大，地膜處理勞動量的增加與農村勞動力短缺不匹配，表現為政府和商業社會化服務組織對農戶地膜處理意愿與行為悖離的抑制作用弱化甚至不顯著。

3.4 社會化服務組織對小農戶綠色生產意愿與行為悖離的緩解作用

在模型3和4小農戶組中，政府社會化服務組織變量系數均為負值并通過1%水平的檢驗，表明政府社會化服務組織能夠緩解小農戶無公害農藥施用和地膜處理意愿與行為的悖離。商業社會化服務組織變量系數在模型3中通過5%水平的檢驗，在模型4中通過10%水平的檢驗，系數均為負，表明商業社會化服務組織能夠降低小農戶無公害農藥施用和地膜處理意愿與行為悖離發生的概率。農村合作社變量系數在兩組中均沒有通過檢驗，表明農村合作社組織不能夠顯著緩解小農戶無公害農藥施用和地膜處理意愿與行為的悖離。可能的原因是一些合作社沒有實現標準化管理，不能夠有效規避小農戶面臨的綠色種植風險，甚至一些合作社已經發展成“大農吃小農”的形式主義組織，對于小農戶綠色生產的帶動力不夠顯著。值得一提的是，對比商業社會化服務組織，政府社會化服務組織對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響系數、顯著性都更高。由此可見，政府社會化服務組織能夠通過公益技術培訓手段，發揮集體統籌職能，更大程度上緩解小農戶綠色生產意愿與行為的悖離。

3.5 穩健性檢驗

為了保證模型1和2結果的穩定性，本研究采用Bootstrap方法重復抽樣1 000次對樣本進行再回歸，模型估計結果如表9所示，Bootstrap方法下無公害農藥施用和地膜處理意愿與行為悖離的Logit回歸結果均與普通Logit回歸結果基本一致，表明土地規模、社會化服務組織對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響結果較為穩健。

表9 Bootstrap方法下穩健性檢驗結果Table 9 Robustness test results under Bootstrap method

4 結論及建議

1)農戶綠色生產意愿與行為存在悖離現象，且不同土地規模下農戶綠色生產意愿與行為的悖離存在差異性。具體表現為小農戶組無公害農藥施用意愿與行為的悖離發生率為38.0%，而規模戶組為24.8%；小農戶組地膜處理意愿與行為的悖離發生率為24.6%，而規模戶組為20.5%。2)土地規模負向影響農戶無公害農藥施用意愿與行為的悖離，對農戶地膜處理意愿與行為悖離的影響不顯著。3)不同類型社會化服務組織均能顯著抑制農戶綠色生產意愿與行為的悖離。4)在政府社會化服務組織和商業社會化服務組織對農戶綠色生產意愿與行為悖離的影響路徑中，土地規模的調節效應方向因綠色生產行為類型不同而有所差異，在無公害農藥施用環節發揮顯著正向調節效應，在地膜處理環節發揮顯著負向調節效應。5)社會化服務組織能夠顯著緩解小農戶綠色生產意愿與行為的悖離，其中政府社會化服務組織影響力度最強，商業社會化服務組織次之，農村合作社最弱。

根據以上研究，本研究得到的政策啟示：1)應進一步加快農地流轉，針對不同綠色生產行為，促進土地適度規模化經營。2)政府社會化服務組織的統籌協調是抑制農戶綠色生產意愿與行為悖離的關鍵，應加強政府社會化服務組織的建設，保障政府綠色農資供應，提高政府綠色生產指導水平。發揮村級組織統籌協調的功能，利用政府的權威性和公益性實現小農戶與綠色農業有機銜接。3)商業社會化服務組織應加強綠色生產監管，完善綠色農產品交付檢驗標準，通過訂單農業、農機租賃等途徑帶動小農戶進行綠色生產。4)政府應重新整頓農村合作社，實現合作社內標準化管理，敦促合作社統一提供綠色農資產品、植保和統防統治服務，營造良好綠色氛圍，打造社內共同意識，避免“大農吃小農”的現象發生。5)在我國小農戶普遍存在的基礎上，各類型社會化服務組織應聯合起來，建立和完善社會化服務主體與小農戶的各類利益聯結機制，針對小農戶和規模戶綠色發展所產生的不同社會化服務需求，定制適合小農戶和規模戶的產前、產中和產后各類服務，推動農戶綠色生產意愿轉化為行為。