張征華，邱 暉，劉 力，賴京毅

（江西農業(yè)大學經濟管理學院，江西 南昌 330045）

一、引言與文獻綜述

推行農業(yè)綠色發(fā)展是優(yōu)先發(fā)展農業(yè)農村、全面推進鄉(xiāng)村振興、加快農業(yè)農村現(xiàn)代化的重要內容，也是貫徹綠色新發(fā)展理念、著力解決突出環(huán)境問題的重要舉措。自2013 年起，中央一號文件連續(xù)10 年聚焦于農業(yè)綠色發(fā)展，也相繼出臺多項政策和文件加快推進農業(yè)綠色發(fā)展從“量”變到“質”變。綠色農業(yè)是現(xiàn)代農業(yè)的發(fā)展方向，農民是綠色農業(yè)的重要發(fā)展主體。近年來，農民通過采納新技術、發(fā)展新業(yè)態(tài)、建立新組織（如農民專業(yè)合作社、家庭農場等），在種、養(yǎng)、加等傳統(tǒng)領域尋求突破實現(xiàn)農業(yè)內創(chuàng)業(yè)，取得了顯著的經濟效益。然而，農業(yè)創(chuàng)業(yè)與環(huán)境保護之間的矛盾依舊尖銳。在生態(tài)和市場的雙重作用下，綠色與創(chuàng)業(yè)相結合而形成的“綠色創(chuàng)業(yè)”成為農業(yè)綠色發(fā)展的最佳選擇。由此，“綠色創(chuàng)業(yè)”也成為業(yè)界關注熱點。截至2021 年4 月底，全國依法登記的農民合作社達到225.9 萬家，入社農戶成員數(shù)約1.22 億戶，普通農戶成員比例達95.4%，農民合作社已成為我國新型農業(yè)經營主體中發(fā)展速度最快、數(shù)量最多、覆蓋農戶最廣的組織形式，農民合作社綠色創(chuàng)業(yè)問題尤其值得關注。

關于綠色創(chuàng)業(yè)的相關研究最早源于20 世紀70 年代西方發(fā)達國家無節(jié)制地發(fā)展工業(yè)經濟給自然環(huán)境造成極大的破壞。在此背景下，不少學者對綠色創(chuàng)業(yè)內涵、影響因素等開展深入研究。關于綠色創(chuàng)業(yè)內涵，國內外學者從不同視角進行界定。Cohen 和Winn［1］認為綠色創(chuàng)業(yè)是創(chuàng)業(yè)者將其綠色價值觀與經濟發(fā)展、社會公平和環(huán)境保護綜合在一起，通過發(fā)現(xiàn)、創(chuàng)造和利用機會，把潛在的綠色產品和服務鏈變?yōu)楝F(xiàn)實存在的過程。Dean 和Mc Mullen［2］認為綠色創(chuàng)業(yè)是發(fā)現(xiàn)、評估和利用有損于可持續(xù)發(fā)展的市場失靈的經濟機會的過程。Nelson 和Sumesh［3］認為綠色創(chuàng)業(yè)包含綠色輸入物流、綠色生產、綠色輸出物流、綠色營銷和綠色服務。Ripsas［4］認為綠色創(chuàng)業(yè)是企業(yè)綠色輸入、綠色生產、綠色輸出、綠色營銷等一系列的綠色化運營。黃美靈［5］認為綠色創(chuàng)業(yè)是個人或企業(yè)在政府政策支持引導下以利潤為驅動實現(xiàn)經濟、生態(tài)、社會三重效應的行為。李華晶和邢曉東［6］認為綠色創(chuàng)業(yè)是識別、把握創(chuàng)業(yè)機會，整合企業(yè)資源，采用創(chuàng)新性手段以開發(fā)新市場、新產品，以滿足市場需求與生態(tài)需求。關于綠色創(chuàng)業(yè)影響因素，學者們發(fā)現(xiàn)綠色創(chuàng)業(yè)行為是由創(chuàng)業(yè)者或者管理層自身內部因素及外部環(huán)境因素共同作用所驅動。其中，內部因素主要是指創(chuàng)業(yè)者個體特征，包括從眾心理、綠色創(chuàng)業(yè)認知、個體綠色價值觀及道德理性等；而外部因素主要包括政策福利的支持與補貼、社會經濟因素、規(guī)章制度等［7-13］。朱紅根［14］以224 家農業(yè)龍頭企業(yè)為樣本，實證檢驗政策支持和監(jiān)督響應對企業(yè)綠色創(chuàng)業(yè)的影響存在互補效應。張偉華等［15］基于扎根理論的相關研究得出農民合作社綠色生產行為受到合作社屬性影響。

環(huán)境規(guī)制和理事長綠色認知在農民合作社綠色創(chuàng)業(yè)過程中發(fā)揮重要作用。環(huán)境規(guī)制是政府為避免環(huán)境污染、減少資源浪費而制定的一系列對經濟活動有影響的規(guī)制措施和政策法規(guī)［16］。進入21 世紀，我國政府不斷加大農業(yè)污染的防治力度，中央一號文件指出要通過投入品管理、污染防治和生態(tài)修復等組合方式以實現(xiàn)農業(yè)部門經濟效益和環(huán)境效益的雙贏［17］。同時，認知理論認為人類行為是自我系統(tǒng)和外界環(huán)境交互作用形成的認知作用下的產物，個體會對外部事物和刺激的認知產生與此相關的情感，進而實施行為［18-19］。個體認知和行為雖以追求利益最大化為出發(fā)點，但在實踐之中受制度和政策約束，政策在限制人們選擇獲利行為途徑的同時，又可能改善人們逐利行為的效率［20］。具體到農戶的行為決策當中，農戶心理因素、事物的認知能力及其所處環(huán)境開始被越來越多的學者所關注［21-23］。研究表明農戶綠色認知越好，采用綠色生產技術意愿與行為的可能性越大［24-25］。以農戶為主體的農民合作社成員異質性背景下，理事長作為核心社員為合作社發(fā)展提供資本、技術、管理與社會資本等關鍵資源［26］，在內部治理中扮演重要角色。因此，理事長綠色認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)產生重要影響。

然而，目前關于環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)業(yè)行為影響的相關研究大多數(shù)停留在農戶，且缺乏與理事長認知因素的綜合考量。鑒于此，本文基于計劃行為理論、認知理論，構建合作社理事長綠色認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為影響路徑的結構方程模型，探究合作社理事長綠色認知對其綠色創(chuàng)業(yè)行為關系的影響作用機理和環(huán)境規(guī)制在其中的調節(jié)作用，以期找到影響合作社綠色創(chuàng)業(yè)的關鍵因素，為合作社積極實施綠色創(chuàng)業(yè)提供引導方向，同時也為政府的政策制定提供決策依據(jù)。

二、理論分析與研究假說

（一）理事長綠色認知與合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為

綜合綠色創(chuàng)業(yè)內涵和農民合作社特性，農民合作社綠色創(chuàng)業(yè)是指合作社基于食品安全和環(huán)境約束，以提升資源利用率、減少環(huán)境污染為目標，在組織全生命周期經營管理活動中實現(xiàn)綠色化的價值創(chuàng)造過程，從而實現(xiàn)組織經濟效益、社會效益和生態(tài)效益的有機統(tǒng)一。借鑒Ripsas［4］的做法，本文將合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為具體分為綠色采購、綠色生產、綠色營銷以及綠色管理四方面。

認知理論提出管理者會根據(jù)外部事物刺激產生的認知進行決策，進而驅動企業(yè)行為實施［20，27-28］。一些學者將認知理論運用到企業(yè)的綠色行為研究當中，發(fā)現(xiàn)企業(yè)高管認知會顯著影響企業(yè)綠色行為［29-30］，管理者認知驅動著企業(yè)綠色行為的開展和實施［31］。合作社理事長作為合作社核心成員，管理著合作社的一系列日常經營活動［26，32］，合作社理事長對環(huán)境保護的認知和重視程度決定合作社是否選擇綠色創(chuàng)業(yè)行為，即理事長綠色認知越強，就越傾向于采取前瞻性的綠色管理戰(zhàn)略，合作社更有可能實施綠色創(chuàng)業(yè)行為。

綠色認知具體指企業(yè)高管通過對資源環(huán)境的了解，形成的對資源環(huán)境的感知和科學知識以及在承擔節(jié)約資源及保護環(huán)境義務時的心理體驗［29］。計劃行為理論（TPB）提出態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制影響個體行為［33］。態(tài)度是指個體對某一行為持有的正面或負面感覺；主觀規(guī)范是指個體行為所感受到的社會壓力；感知行為控制是指個體在制定執(zhí)行計劃過程中，對遇到問題的難易控制程度［34］。基于此，本文認為合作社理事長綠色認知可以分為前景認知、壓力認知、感知行為控制。其中，前景認知是指理事長對合作社進行綠色創(chuàng)業(yè)的經濟效益、社會效益和生態(tài)效益的感知程度［35］；壓力認知是指理事長感受到來自合作社社員、村民、同行、客戶等利益相關者綠色訴求或行為對自身的影響程度；感知行為控制是指理事長對合作社綠色創(chuàng)業(yè)所需成本、技術、市場的掌控程度。綜上，基于計劃行為理論、認知理論和合作社相關文獻的分析，筆者認為理事長前景認知、壓力認知、感知行為控制會正向影響合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為。基于此，提出如下研究假說：

H1：理事長前景認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為有顯著正向影響；

H2：理事長壓力認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為有顯著正向影響；

H3：理事長感知行為控制對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為有顯著正向影響。

（二）環(huán)境規(guī)制的調節(jié)作用

環(huán)境規(guī)制作為調整企業(yè)綠色轉型的重要工具和手段，主要由政府予以制定和實施，通過約束型與激勵型兩種手段，達到環(huán)境保護的目的［36-37］。約束型環(huán)境規(guī)制是指立法部門或委托行政部門制定的，旨在直接影響排污者作出利于環(huán)保選擇的法律、法規(guī)、政策和制度。企業(yè)為遵守環(huán)保標準和規(guī)范，在治污過程中需要購買治污設備、投資綠色創(chuàng)新，在增加生產成本的同時，減少非綠色研發(fā)支出，擠占生產性投資，因此損失部分研發(fā)收益，也阻礙企業(yè)生產率的提高［38-39］。新古典經濟學理論認為環(huán)境規(guī)制的實施會增加生產者治污成本和相關研發(fā)投入，并對其他盈利性投資產生“擠出效應”，即環(huán)境規(guī)制的“遵循成本”效應［40］。基于此，本文認為約束型環(huán)境規(guī)制會在理事長綠色認知和合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為之間起負向調節(jié)作用，并提出如下研究假說：

H4：約束型環(huán)境規(guī)制對理事長認知和合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為的關系產生負向調節(jié)作用。

激勵型環(huán)境規(guī)制是政府為了激勵生產者使用生產環(huán)保技術而實施的一系列經濟補償或獎勵辦法等［41-42］。該規(guī)制是政府利用市場機制設計的，旨在借助市場信號引導企業(yè)排污行為，激勵排污者降低排污水平，或使社會整體污染狀況趨于受控和優(yōu)化的制度［36］。彈性環(huán)境規(guī)制能更好地優(yōu)化企業(yè)的資源配置效率，提高企業(yè)綠色創(chuàng)新積極性，提升市場競爭力，改進組織結構和生產流程，從而提高經濟效益［43-44］。以Porter 等［45］為代表的修正觀點認為環(huán)境規(guī)制的執(zhí)行可以激勵生產者采用清潔生產技術，優(yōu)化要素配置效率，部分乃至全部抵消其“遵循成本”，實現(xiàn)經濟效應與生態(tài)效應的雙重目標，即環(huán)境規(guī)制的“創(chuàng)新補償”效應?；诖?，本文認為激勵型環(huán)境規(guī)制會在理事長綠色認知和合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為之間起正向調節(jié)作用，并提出如下研究假說：

H5：激勵型環(huán)境規(guī)制對理事長認知和合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為的關系產生正向調節(jié)作用。

基于此，本文以環(huán)境規(guī)制為調節(jié)變量，構建合作社理事長綠色認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為的影響機理模型（圖1）。

圖1 環(huán)境規(guī)制情景下理事長綠色認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為的影響機理模型

三、數(shù)據(jù)來源與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于對江西省農民合作社的問卷調研，預調研數(shù)據(jù)源自于江西農業(yè)大學鄉(xiāng)村振興研究院師生于2020年7—8月對江西省農民合作社理事長的問卷調研。正式調研問卷發(fā)放共計400份，回收360份，剔除內容缺失或信息失真的無效問卷26份，最終有效問卷334份，有效率為92.78%。其中，種植業(yè)173家，養(yǎng)殖業(yè)87家，產品加工業(yè)59家，其他15家，產業(yè)類型分布均衡，具有較強代表性。

（二）變量選取

理事長綠色認知的分類主要依據(jù)計劃行為理論（TPB），具體分為前景認知、壓力認知以及感知行為控制三方面，共包含11 個題項；環(huán)境規(guī)制的測量主要借鑒于婷［35］、許佳彬等［42］學者的測量方法，具體分為激勵型環(huán)境規(guī)制和約束型環(huán)境規(guī)制兩方面，共包含6個題項；綠色創(chuàng)業(yè)行為的測量主要借鑒Ripsas［4］對綠色創(chuàng)業(yè)的定義以及朱紅根［46］對龍頭企業(yè)綠色創(chuàng)業(yè)的測量方法，將合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為具體分為綠色采購、綠色生產、綠色營銷以及綠色管理四方面，共包含10個題項。所有題項均采用李克特（Likert）5級量表法，分別用1～5對不同程度進行賦值，具體量表設計說明如表1所示。

表1 量表設計及描述性統(tǒng)計特征

續(xù)表

四、結果與分析

本文采用結構方程模型（SEM）剖析農民合作社綠色創(chuàng)業(yè)的影響因素和影響機理，并將其分為測量模型和結構模型兩部分，分別借助SPSS 23.0和AMOS 23.0對數(shù)據(jù)的合理性和假說路徑進行檢驗。

（一）信度與效度檢驗

本文采用Cronbach’s α 系數(shù)法對問卷的數(shù)據(jù)進行信度分析，采取KMO 取樣適切性量數(shù)、Bartlett 球形度檢驗、聚合效度分析論證數(shù)據(jù)效度的可靠性。從表2 檢驗結果來看，5 個潛變量的Cronbach’s α系數(shù)分別為：0.916、0.927、0.851、0.936、0.937；27 個指標總體的Cronbach’s α系數(shù)達0.958，均高于0.6 的判別標準，可以認為問卷數(shù)據(jù)的信度水平較佳。6個潛變量的KMO值均大于0.5的閾值條件，且Bartlett球形檢驗均在1%的統(tǒng)計水平上顯著；取樣足夠度的總體KMO度量值為0.945，總體的Bartlett 球形度檢驗的近似卡方值為8 121.872（df=435，sig.＜0.001），反映問卷數(shù)據(jù)適合做因子分析。因子載荷采用AMOS 23.0進行驗證性分析，得出各潛變量在觀測變量的載荷上的載荷系數(shù)均高于0.6的閾值條件，說明問卷數(shù)據(jù)具有足夠的效度。綜上，問卷數(shù)據(jù)具有足夠的信度以及效度，能夠進行進一步的數(shù)據(jù)分析。

表2 信度與效度檢驗結果

（二）結構方程分析

為確保所建模型合理性，需對模型進行適配度檢驗。由于絕對適配度指標對樣本量大小較為敏感，因此，樣本量大于200的樣本分析需要使用卡方χ2與自由度df比值χ2/df進行分析。表3是對理論模型整體適配度的檢驗，簡約適配指標（χ2/df、PGFI、PNFI）、絕對適配指標（RMR、TLI、RMSEA）、增值適配指標（NFI、IFI、CFI）均達到判斷標準值的要求，表明構建的結構模型與樣本數(shù)據(jù)適配，可用于進一步驗證假說。

表3 模型適配度檢驗

使用AMOS23.0對圖1的關系模型進行估計，得到結果如圖2所示，進而根據(jù)上述運行結果，得到各指標路徑系數(shù)（表4）。主效應實證結果顯示：前景認知和壓力認知在1%的統(tǒng)計水平上顯著，感知行為控制的回歸系數(shù)不顯著，這說明綠色創(chuàng)業(yè)行為會顯著受到前景認知和壓力認知的影響。根據(jù)標準化路徑系數(shù)進一步分析：

表4 結構方程路徑系數(shù)

圖2 農民合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為影響因素模型

從前景認知來看，一方面，前景認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為影響的標準化路徑系數(shù)為0.290，在1%統(tǒng)計水平上顯著，接受原假說H1，說明前景認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為正向影響顯著；另一方面，在3個觀測指標中，AT1（綠色創(chuàng)業(yè)有助于合作社高質量發(fā)展）的標準化路徑系數(shù)最高，達到0.904，說明高質量發(fā)展前景認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為正向影響最顯著。

從壓力認知來看，一方面，壓力認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為影響的標準化路徑系數(shù)為0.492，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，接受原假說H2，說明壓力認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為正向影響顯著；另一方面，在5個觀測指標中，SN2（合作社附近村民環(huán)保要求越來越高）的標準化路徑系數(shù)最高，達到0.904；SN5（客戶綠色要求越來越高）的標準化路徑系數(shù)其次，達到0.851，說明村民和客戶綠色規(guī)范要求形成的壓力認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為正向影響最顯著。

從感知行為控制來看，該變量對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為影響的標準化路徑系數(shù)為0.021，p值為0.631，不顯著，拒絕原假說H3，說明感知行為控制對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為影響不顯著。究其原因，可能是因為理事長認為目前影響合作社綠色創(chuàng)業(yè)發(fā)展的主要瓶頸并非綠色成本和綠色技術掌控不夠。

（三）調節(jié)效應分析

本文運用分層回歸分析法，將環(huán)境規(guī)制作為調節(jié)變量，以檢驗其在認知與合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為之間的調節(jié)效應。分析結果如下：

1.約束型環(huán)境規(guī)制調節(jié)效應 將感知行為控制、壓力認知、前景認知分別與約束型環(huán)境規(guī)制及交互項放入模型（1）～模型（3）進行分層回歸，回歸結果如表5 所示。由回歸系數(shù)及其顯著性水平可以看出：感知行為控制、前景認知與約束型環(huán)境規(guī)制的交互項回歸系數(shù)均不顯著，但壓力認知與約束型環(huán)境規(guī)制的交互項回歸系數(shù)在10%統(tǒng)計水平上顯著，且交互項回歸系數(shù)為負，說明約束型環(huán)境規(guī)制對壓力認知影響綠色創(chuàng)業(yè)行為的路徑存在顯著的負向調節(jié)效應，因此，H4部分成立。究其原因，綠色創(chuàng)業(yè)行為可看作一項經濟活動，而合作社理事長作為理性經濟人，其經濟行為會受到預期收益和成本兩者相互關系影響，約束型環(huán)境條件在一定程度上可視為一種成本，且相對于前景認知和感知行為控制而言，占據(jù)一定主導作用，因此在經濟行為成本大于經濟預期收益情況下，合作社理事長無論前景認知和感知行為控制多么強烈，均不會發(fā)生綠色創(chuàng)業(yè)行為。然而，若環(huán)境規(guī)制約束力度越大，越易引起合作社逆反心理，作出逆向選擇。

表5 環(huán)境規(guī)制的調節(jié)效應檢驗結果

2.激勵型環(huán)境規(guī)制調節(jié)效應 將感知行為控制、壓力認知、前景認知分別與激勵型環(huán)境規(guī)制及交互項投入模型（4）～模型（6）進行分層回歸，回歸結果如表5 所示。由回歸系數(shù)及其顯著性水平可以看出：感知行為控制與激勵型環(huán)境規(guī)制的交互項回歸系數(shù)不顯著，但前景認知、壓力認知和激勵型環(huán)境規(guī)制的交互項回歸系數(shù)分別在10%和1%的統(tǒng)計水平上顯著，且交互項回歸系數(shù)顯著為負。這說明激勵型環(huán)境規(guī)制對前景認知和壓力認知影響綠色創(chuàng)業(yè)行為的路徑存在顯著的負向調節(jié)效應，因此，H5不成立。究其原因，可能是因為當前針對農民合作社的綠色激勵政策不足，難以滿足農民合作社綠色運營需求；或者激勵額度較低，難以提高合作社理事長運營積極性；或者激勵體制機制不健全，難以形成誘發(fā)機制，導致合作社理事長綠色創(chuàng)業(yè)內生動力不足，這些均在一定程度上削弱合作社理事長前景認知和壓力認知，從而抑制合作社理事長綠色創(chuàng)業(yè)。

五、主要結論與政策建議

（一）主要結論

以江西省334 家農民合作社為樣本，通過構建結構方程模型檢驗合作社理事長綠色認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)的影響機制，并利用分層回歸分析法，實證檢驗環(huán)境規(guī)制的調節(jié)作用，得出以下主要結論：第一，從主效應來看，前景認知和壓力認知均對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為存在顯著正向影響，其中，高質量發(fā)展前景認知、村民和客戶壓力認知對合作社綠色創(chuàng)業(yè)行為影響最為顯著。第二，從環(huán)境規(guī)制的調節(jié)效應來看：約束型環(huán)境規(guī)制在壓力認知對綠色創(chuàng)業(yè)行為的影響路徑中存在顯著的負向調節(jié)效應；激勵型環(huán)境規(guī)制在壓力認知和前景認知對綠色創(chuàng)業(yè)行為的影響路徑中存在顯著的負向調節(jié)效應。

（二）政策建議

基于上述研究結論，提出以下政策建議：第一，大力提升合作社理事長的前景認知。一要加強綠色創(chuàng)業(yè)知識宣傳教育，特別強化高持量發(fā)展的政策宣傳教育，通過大眾傳媒與培訓講座豐富合作社理事長資源環(huán)境知識，提高資源節(jié)約和環(huán)境保護責任意識，加強其責任感與使命感；二是要發(fā)揮典型綠色創(chuàng)業(yè)合作社的示范引領作用；三是培育一批具有經濟效益好、社會效益強、生態(tài)效益優(yōu)的農民合作社，增強帶動效應。第二，高度重視合作社綠色創(chuàng)業(yè)的社會壓力。一是增強社員與村民的環(huán)保意識，強化鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）、村參與，加強群眾監(jiān)督；二是及時傳遞客戶綠色消費需求，營造合作社供給側綠色行為市場壓力；三是發(fā)揮媒體輿論監(jiān)督作用，對于一些嚴重污染環(huán)境、損害社會利益的行為，媒體應及時披露。第三，全面優(yōu)化合作社綠色創(chuàng)業(yè)的環(huán)境規(guī)制。一是因地制宜對合作社的綠色創(chuàng)業(yè)進行適度約束，為合作社綠色創(chuàng)業(yè)制定并實施切實合理的懲罰機制；二是加大對合作社綠色采購、綠色生產等環(huán)節(jié)的財政補貼力度，根據(jù)合作社的需求偏好和差異性為合作社提供便利的服務條件和項目補貼。