張澤琳 周霞

摘要：文章基于糧食主產(chǎn)區(qū)山東省5個(gè)地區(qū)482戶糧農(nóng)的調(diào)研數(shù)據(jù)，采用PSM傾向性匹配得分法、中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，實(shí)證分析了生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度的影響，并進(jìn)一步探討了綠色認(rèn)知的中介作用和鄰里效應(yīng)在影響機(jī)制中的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：生產(chǎn)托管的購買不僅可以直接提升糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度，而且可以通過提升糧農(nóng)的綠色認(rèn)知水平從而間接推動(dòng)糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)技術(shù)采納。在綠色認(rèn)知對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度的影響機(jī)制中，鄰里效應(yīng)具有正向的調(diào)節(jié)作用。同時(shí)，生產(chǎn)托管對(duì)不同稟賦糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度具有差異性，相較于小規(guī)模和年長糧農(nóng)，生產(chǎn)托管服務(wù)對(duì)大規(guī)模和年輕糧農(nóng)的綠色技術(shù)采納程度正向影響效果更強(qiáng)。因此，應(yīng)不斷加強(qiáng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的支持力度，同時(shí)加大托管宣傳力度，以促進(jìn)糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)行為。

關(guān)鍵詞：生產(chǎn)托管；綠色生產(chǎn)技術(shù)；糧食種植戶；綠色認(rèn)知

一、引言

綠色農(nóng)業(yè)的發(fā)展是中國實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的重要標(biāo)志?！按髧∞r(nóng)”是我國的基本國情，在兼業(yè)化、小規(guī)模分散經(jīng)營的形式下，糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)意愿與生產(chǎn)能力普遍不高[1]。因此，在資源投入浪費(fèi)和生態(tài)環(huán)境惡化的雙重背景下，如何提高糧農(nóng)的綠色農(nóng)業(yè)認(rèn)識(shí)和綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納率成為改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境亟待解決的問題[2]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管是指農(nóng)戶等經(jīng)營主體在不流轉(zhuǎn)土地經(jīng)營權(quán)的條件下，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的耕、種、防、收等全部或部分作業(yè)環(huán)節(jié)委托給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)組織來完成的農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式[3]。在《農(nóng)業(yè)部辦公廳關(guān)于大力推進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的指導(dǎo)意見》中明確提到了“專業(yè)化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)主體技術(shù)裝備先進(jìn)，統(tǒng)防統(tǒng)治、科學(xué)施肥等綠色生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用推廣能力強(qiáng)，可以有效克服部分農(nóng)戶缺乏科學(xué)使用農(nóng)資、綠色防控病蟲害等先進(jìn)技術(shù)的困難”。在農(nóng)村老齡化問題加劇和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力持續(xù)向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移的背景下，生產(chǎn)托管作為一種重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)方式，在推動(dòng)農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)方面具有不可忽視的作用。與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式相比，專業(yè)化的生產(chǎn)托管組織技術(shù)裝備先進(jìn)，綠色生產(chǎn)技術(shù)推廣能力較強(qiáng)，在解決“誰來種地”問題的同時(shí)，能夠向糧農(nóng)提供綠色生產(chǎn)服務(wù)，并且與其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)組織相比，生產(chǎn)托管組織不僅能夠提供糧農(nóng)所需的綠色生產(chǎn)技術(shù)服務(wù)，而且還可以通過橫向規(guī)模連片服務(wù)與縱向多環(huán)節(jié)服務(wù)，降低服務(wù)成本，實(shí)現(xiàn)較低服務(wù)價(jià)格[4]。因此，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的普及，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型具有重要意義。

對(duì)于農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的研究近年來已逐漸成為學(xué)術(shù)界的研究熱點(diǎn)，但早期的文獻(xiàn)主要集中于對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿及影響因素的泛泛研究[6]。隨著認(rèn)識(shí)的不斷加深，學(xué)者們開始分析某一特定因素對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響。從農(nóng)戶視角看，一些學(xué)者認(rèn)為農(nóng)戶的認(rèn)知[7]、身份[8]以及經(jīng)歷[9]等個(gè)人因素會(huì)對(duì)農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)產(chǎn)生影響。還有部分研究表明了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)[10-11] 、社會(huì)互動(dòng)[12]、社會(huì)學(xué)習(xí)[13]等農(nóng)戶可利用的社會(huì)資本會(huì)對(duì)農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)產(chǎn)生顯著影響。從農(nóng)戶外部環(huán)境看，不少學(xué)者從政府支持的角度著眼，研究了政府規(guī)制[14]、綠色發(fā)展政策[15]、技術(shù)培訓(xùn)[16]、科技示范[17]等政策對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的影響，除此之外，還有學(xué)者從外部組織的角度進(jìn)行了分析，認(rèn)為以合作社為代表的社會(huì)化服務(wù)組織推動(dòng)了農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為的采納[18-19]。從鄰里效應(yīng)視角分析，唐林等[20]以鄂、贛、浙三省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)為依據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，其結(jié)果表明鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶生物農(nóng)藥施用行為有顯著的正向影響；李明月等[21]基于湖北省1 116份農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)的分析，認(rèn)為鄰里效應(yīng)能夠有效推動(dòng)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)的采納。對(duì)于生產(chǎn)托管對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的影響，一些學(xué)者也進(jìn)行了相關(guān)的研究，曾福生和史芳[22]的研究從理論層面表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管可以通過增強(qiáng)小農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意識(shí)等進(jìn)而推動(dòng)小農(nóng)戶綠色生產(chǎn)。曹毅鐵等[23]認(rèn)為農(nóng)業(yè)托管能夠顯著降低糧食種植戶的畝均化肥投入量。孫小燕和劉雍[24]的研究表明，農(nóng)業(yè)托管對(duì)托管農(nóng)戶綠色生產(chǎn)具有帶動(dòng)效果，有助于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的綠色轉(zhuǎn)變。

以上研究為本文研究奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，但通過文獻(xiàn)梳理不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究缺乏對(duì)于生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度的實(shí)證研究，同時(shí)該方向研究大多側(cè)重于影響因素分析，較少探討生產(chǎn)托管對(duì)于糧農(nóng)綠色生產(chǎn)的影響機(jī)理。另外，已有研究大多都是將農(nóng)戶設(shè)定為獨(dú)立決策的個(gè)體，所探究的影響因素是基于農(nóng)戶獨(dú)立決策前提下的思考，沒有全面考慮在農(nóng)村這一生產(chǎn)環(huán)境中鄰里效應(yīng)能發(fā)揮何種作用?；诖?，本文在構(gòu)建農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)影響的理論框架基礎(chǔ)上，采用糧食主產(chǎn)區(qū)山東省的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，探討了綠色認(rèn)知在生產(chǎn)托管和糧農(nóng)綠色生產(chǎn)之間的中介作用；另外，本文還分析了在農(nóng)村這一生產(chǎn)環(huán)境中鄰里效應(yīng)對(duì)上述機(jī)制的影響。本文的實(shí)證結(jié)果可為了解糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)行為和制定相關(guān)政策建議提供參考依據(jù)。

二、理論分析與研究假說

（一）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)的影響

一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管能通過示范效應(yīng)帶動(dòng)糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)行為。托管服務(wù)組織具有更高的學(xué)習(xí)能力和使用動(dòng)力，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管提供者依托自身優(yōu)勢(shì)將相對(duì)成本較低的綠色生產(chǎn)要素導(dǎo)入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，其生產(chǎn)出來的糧食更加高質(zhì)量、綠色有機(jī)，在市場(chǎng)上往往更具有競(jìng)爭(zhēng)力、售價(jià)更高，糧農(nóng)如果發(fā)現(xiàn)綠色生產(chǎn)不僅沒有降低糧食產(chǎn)量，反而增加了糧食的溢價(jià)從而提高了自身收益，便會(huì)主動(dòng)效仿，采納綠色生產(chǎn)行為[25]；另一方面，由于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)具有“高科技”特性[26]，這給技術(shù)素養(yǎng)普遍較低的農(nóng)戶在采納技術(shù)時(shí)增加了難度。同時(shí)，采用新技術(shù)時(shí)所面臨的高投入、高風(fēng)險(xiǎn)等特點(diǎn)無疑在心理層面給糧農(nóng)在采用綠色生產(chǎn)技術(shù)增加了阻礙[23]。相較于其他社會(huì)化服務(wù)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管具有規(guī)?；?、專業(yè)化等特點(diǎn)[27]，托管組織通過擴(kuò)大服務(wù)范圍和延伸服務(wù)環(huán)節(jié)，依托自身裝備優(yōu)勢(shì)，為糧農(nóng)提供高質(zhì)低價(jià)的綠色生產(chǎn)服務(wù)。其具有的正外部性與公益性能夠有效帶動(dòng)托管農(nóng)戶從事綠色生產(chǎn)[28]。

基于以上分析，本文提出假說H1：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管能夠有效提升糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度。

（二）綠色認(rèn)知的中介效應(yīng)分析

綠色認(rèn)知是指農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程當(dāng)中考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與生產(chǎn)環(huán)境之間關(guān)系而形成的對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源環(huán)境相關(guān)問題的認(rèn)識(shí)評(píng)價(jià)和傾向的綜合表達(dá)[29]。計(jì)劃行為理論認(rèn)為在不確定性條件下，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制共同影響行為，而其他因素則通過這三者間接影響個(gè)體的行為決策。因此，在研究個(gè)人行為時(shí)，應(yīng)包括認(rèn)知變量[30]。生產(chǎn)托管在直接影響糧農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的同時(shí)，也會(huì)通過示范帶動(dòng)、知識(shí)傳導(dǎo)等方式影響糧農(nóng)的綠色認(rèn)知水平，從而間接影響糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)行為。一方面，生產(chǎn)托管組織的綠色生產(chǎn)行為會(huì)增強(qiáng)糧農(nóng)對(duì)于綠色生產(chǎn)技術(shù)的認(rèn)識(shí)，使糧農(nóng)意識(shí)到綠色生產(chǎn)行為在降低生產(chǎn)成本的同時(shí)能提高糧食溢價(jià)，改變糧農(nóng)的綠色效益認(rèn)知，進(jìn)而影響糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)行為；另一方面，生產(chǎn)托管組織會(huì)為糧農(nóng)提供綠色生產(chǎn)講座、技術(shù)培訓(xùn)等服務(wù)，這些服務(wù)有利于提高糧農(nóng)對(duì)目前農(nóng)業(yè)污染的認(rèn)識(shí)，促使農(nóng)民認(rèn)識(shí)到綠色生產(chǎn)行為對(duì)改善生態(tài)環(huán)境的重要意義，影響其資源環(huán)境認(rèn)知并提高綠色生產(chǎn)技術(shù)采納強(qiáng)度。

基于此，本文提出假說H2：生產(chǎn)托管能通過提高糧農(nóng)的綠色認(rèn)知水平，從而提高糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度。

（三）鄰里效應(yīng)在綠色認(rèn)知與糧農(nóng)綠色生產(chǎn)之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

根據(jù)社會(huì)認(rèn)知理論，外部環(huán)境會(huì)影響個(gè)體的認(rèn)知、意愿和行為[31-32]。中國農(nóng)村是一個(gè)基于熟人網(wǎng)絡(luò)的鄉(xiāng)土社會(huì)，在一定的空間范圍如村莊之內(nèi)，農(nóng)戶之間的行為是相互影響的[33]。農(nóng)戶會(huì)通過借鑒鄰里的行為改變自身行為，同時(shí)也會(huì)從周圍評(píng)價(jià)較高的鄰里那里學(xué)習(xí)新技術(shù)[34-35]。對(duì)于糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)行為，更強(qiáng)的鄰里效應(yīng)意味著糧農(nóng)之間互動(dòng)學(xué)習(xí)的頻率更高，交流頻率的提高會(huì)影響糧農(nóng)的綠色認(rèn)知，使其更有可能采納綠色生產(chǎn)技術(shù)[33]。

基于此，本文提出假說H3：鄰里效應(yīng)在綠色認(rèn)知與糧農(nóng)綠色生產(chǎn)之間具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

基于以上理論分析，本文將生產(chǎn)托管、綠色認(rèn)知、鄰里效應(yīng)和糧農(nóng)綠色生產(chǎn)納入到一個(gè)分析框架之中（見圖1）。

三、數(shù)據(jù)來源、模型構(gòu)建及變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于課題組2022年12月至2023年2月在糧食主產(chǎn)區(qū)山東省的入戶調(diào)查。本次調(diào)研選擇了濟(jì)寧、濱州、德州、威海和泰安5個(gè)地區(qū)。在以上區(qū)域內(nèi)選取了開展生產(chǎn)托管服務(wù)、糧食產(chǎn)量高、代表不同經(jīng)濟(jì)水平的9個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)15個(gè)鄉(xiāng)村。為保證數(shù)據(jù)的可靠性，調(diào)研采用“一對(duì)一訪談”的形式開展，同時(shí)事先告知糧農(nóng)若配合參與本次調(diào)研將有相應(yīng)誤工費(fèi)補(bǔ)償。本次調(diào)研共發(fā)放問卷500份，剔除其中內(nèi)容缺失、信息錯(cuò)誤的問卷，獲得有效問卷482份，有效率達(dá)到96.4%。調(diào)查問卷內(nèi)容主要包括糧農(nóng)基本信息、生產(chǎn)經(jīng)營情況、綠色生產(chǎn)技術(shù)采納情況等內(nèi)容。被調(diào)研糧農(nóng)以男性為主，平均年齡偏大（53.7歲） ，受教育程度不高，以初中以下學(xué)歷居多; 被訪家庭平均農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量為2.67人，平均種植畝數(shù)為12.47畝。在被調(diào)查的農(nóng)戶當(dāng)中，參與生產(chǎn)托管的糧農(nóng)為215人，占總樣本的44.6%，樣本選取包含參與和非參與生產(chǎn)托管的糧農(nóng)比例較為均衡，所選樣本代表性較強(qiáng)。具體內(nèi)容見表2。

（二）計(jì)量模型

1.PSM傾向得分匹配法

相較于OLS等回歸模型，傾向匹配得分法在處理選擇性偏差和混合型偏差時(shí)更具優(yōu)勢(shì)。傾向性匹配得分通過“反事實(shí)”估計(jì)解決變量間的實(shí)際因果關(guān)系，從而得到一致的估計(jì)結(jié)果。本研究通過購買生產(chǎn)托管服務(wù)與為購買生產(chǎn)托管服務(wù)糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度差異性，得到生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)采納程度影響的凈效應(yīng)。

[ PSi=Pr（Trusteeshipi=1Di）=E（Trusteeshipi=0Di）] （1）

（1）式中，[i]表示不同的糧農(nóng)，[Trusteeship]=1表示購買生產(chǎn)托管的糧農(nóng)，[Trusteeship]=0表示未購買生產(chǎn)托管的糧農(nóng)，[Di]表示控制變量。估計(jì)傾向得分后，需根據(jù)匹配估計(jì)量對(duì)購買生產(chǎn)托管的糧農(nóng)與未購買生產(chǎn)托管的糧農(nóng)進(jìn)行匹配。本文采用最近鄰匹配對(duì)購買生產(chǎn)托管的糧農(nóng)與未購買生產(chǎn)托管的糧農(nóng)估計(jì)傾向得分并進(jìn)行匹配，同時(shí)采用卡尺匹配、核匹配和局部線性回歸匹配估計(jì)生產(chǎn)托管對(duì)托管糧農(nóng)綠色生產(chǎn)的帶動(dòng)效應(yīng)。

[? ? ? ATT=E（y1itrusteeshipi=1）-E（y0iTrusteeshipi=1）] ? [ =E（y1i-y0iTrusteeshipi=1）]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

（2）式中，[y1i]為購買生產(chǎn)托管糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度，[y0i]為匹配后得到的假如實(shí)驗(yàn)組未購買生產(chǎn)托管時(shí)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度。

2.中介效應(yīng)分析法

相較于單獨(dú)的分析模型，中介效應(yīng)分析法能更為深入地探討變量間的相互作用和作用機(jī)制。為了更好地檢驗(yàn)生產(chǎn)托管和糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度的內(nèi)在影響機(jī)制，本文依據(jù)溫忠麟和葉寶娟[36]中介模型設(shè)定，構(gòu)建中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

[Yi=a1+a2Trui+a3Xi+ε1i] ? ? ? ? ? ? ? ? （3）

[Cogi=b1+b2Trui+b3Xi+ε2i] ? ? ? ? ? ? ? ? （4） [Yi=c1+c2Trui+c3Cogi+c4Xi+ε3i]? ? ? ? ? ? ?（5）

（3）～（5）式中，[Y]為因變量，[Tru]為是否生產(chǎn)托管，[Cog]為綠色認(rèn)知，[X]為控制變量，[ε]為殘差項(xiàng)。當(dāng)[c2]顯著，且[b2][c3]與[a2]同號(hào)，表明存在部分中介效應(yīng)。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)分析法

為驗(yàn)證鄰里效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型如下：

[? ? ? ? ?Yi=d1+d2Cogi+d3Nbri+d4Xi+ε4i] ? ? ? （6）

[? ? ? ? ?Yi=e1+e2Cogi+e3Nbri+e4Cogi*Nbri+e5Xi+ε5i] （7）

在式（6）和式（7）中，[Cog]代表綠色認(rèn)知，[Nbr]代表鄰里效應(yīng)，[X]為控制變量，[ε]為殘差項(xiàng)。當(dāng)[Cog][*Nbr]有顯著效應(yīng)時(shí)，則證明存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

（三）變量選取

1.被解釋變量：糧農(nóng)綠色生產(chǎn)行為

為滿足傾向得分匹配的可識(shí)別性，本文將糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度設(shè)為結(jié)果變量。在一對(duì)一調(diào)研當(dāng)中，詳細(xì)向糧農(nóng)解釋了綠色生產(chǎn)技術(shù)相關(guān)內(nèi)容，在保證糧農(nóng)充分理解的情況下進(jìn)行詢問，采用糧農(nóng)實(shí)際為綠色生產(chǎn)技術(shù)支付的金額表征。

2.解釋變量：是否購買生產(chǎn)托管服務(wù)

由于目前大部分糧農(nóng)都已購買耕地及收割兩種生產(chǎn)托管服務(wù)，本文借鑒已有研究[24]，將核心解釋變量“是否購買生產(chǎn)托管服務(wù)”定義為“糧農(nóng)向托管組織購買了三個(gè)及以上環(huán)節(jié)的服務(wù)”。

3.調(diào)節(jié)變量

（1）綠色認(rèn)知。由于綠色認(rèn)知是難以直接觀測(cè)到的潛變量且過去文獻(xiàn)并未形成統(tǒng)一的測(cè)度標(biāo)準(zhǔn)，本文參考前人研究[37-38]，將綠色認(rèn)知?jiǎng)澐譃榫G色效益認(rèn)知和資源環(huán)境感知兩個(gè)維度，分別設(shè)置3個(gè)問題測(cè)度。綠色效益認(rèn)知從改善生態(tài)環(huán)境認(rèn)可度、降低生產(chǎn)資料投入認(rèn)可度及提升糧食價(jià)值認(rèn)可度3個(gè)方面測(cè)度；資源環(huán)境感知從農(nóng)村資源浪費(fèi)感知程度、農(nóng)村資源環(huán)境保護(hù)政策了解程度及農(nóng)業(yè)污染感知程度3個(gè)方面測(cè)度，具體如表1所示。本文采用探索性因子分析法測(cè)度綠色認(rèn)知，結(jié)果顯示綠色認(rèn)知6個(gè)指標(biāo)的KMO值為0.749，Bartlett球形度檢驗(yàn)的卡方值為1 258.903（sig=0.000），通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，滿足因子分析的適用性條件。本文運(yùn)用主成分分析法和最大方差法進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)得到2個(gè)特征值大于1的公因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)72.068%。其中，公因子1集中反映糧農(nóng)的“綠色效益認(rèn)知”，其方差貢獻(xiàn)率為41.377%；公因子2反映糧農(nóng)的“資源環(huán)境感知”，其方差貢獻(xiàn)率為30.691。根據(jù)各因子得分和相應(yīng)的方差貢獻(xiàn)率計(jì)算綠色認(rèn)知變量的綜合值。計(jì)算公式為： 綠色認(rèn)知=（41.377×綠色預(yù)期認(rèn)知得分+30.691×資源環(huán)境認(rèn)知得分）/72.068。

（2）鄰里效應(yīng)是鄰里的行為與特征會(huì)對(duì)個(gè)人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生影響[39]。本文采用問卷題目“是否能在與其他糧農(nóng)交流中獲得有益信息”來測(cè)度鄰里效應(yīng)，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行賦值，沒有=1，很少=2，一般=3，較多=4，很多=5。

4.控制變量

借鑒相關(guān)研究[24]，本文選取戶主個(gè)人特征（包括性別、年齡、收教育狀況、健康狀況、接受培訓(xùn)情況等）、農(nóng)戶家庭特征（包括農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、糧食種植畝數(shù)）作為本文控制變量。指標(biāo)含義及描述性分析見表2。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）樣本分組描述性統(tǒng)計(jì)

表3中列出了購買和未購買生產(chǎn)托管服務(wù)的糧農(nóng)之間各變量特征的均值及均值差顯著性T檢驗(yàn)結(jié)果。（1）從購買生產(chǎn)托管服務(wù)的糧農(nóng)比例來看，在全樣本中，購買生產(chǎn)托管服務(wù)的糧農(nóng)有215戶，占比44.6%，而未購買生產(chǎn)托管服務(wù)的糧農(nóng)占比較低，這固然與本文樣本選擇時(shí)的偏差有關(guān)，但也一定程度上反映出目前購買三個(gè)環(huán)節(jié)以上生產(chǎn)托管服務(wù)的糧農(nóng)比較不高，仍有較大提高空間。（2）從糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度來看，購買生產(chǎn)托管服務(wù)的糧農(nóng)平均每畝花費(fèi)203.465元，高于未購買生產(chǎn)托管服務(wù)糧農(nóng)的128.760元，這一差異性揭示了生產(chǎn)托管服務(wù)提高糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納存在的可能性。（3）從經(jīng)營規(guī)模上看，購買生產(chǎn)托管服務(wù)的糧農(nóng)種植規(guī)模較大。這一統(tǒng)計(jì)差異說明規(guī)模糧農(nóng)更有可能購買多種生產(chǎn)托管服務(wù)，從而采納綠色生產(chǎn)技術(shù)。

（二）生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)影響效應(yīng)評(píng)估

表3是Logit模型的估計(jì)結(jié)果，個(gè)體的教育狀況、培訓(xùn)狀況、是否加入合作社以及種植規(guī)模對(duì)糧農(nóng)購買生產(chǎn)托管服務(wù)有顯著影響。受教育年限越長、參加過農(nóng)技培訓(xùn)、加入合作社和種糧規(guī)模較大的糧農(nóng)更傾向于購買生產(chǎn)托管服務(wù)。

（三）共同支撐域與平衡性檢驗(yàn)

1.共同支撐域

查閱數(shù)據(jù)表發(fā)現(xiàn)，購買生產(chǎn)托管的糧農(nóng)傾向得分區(qū)間為[0.1476，0.9706]，未購買生產(chǎn)托管的糧農(nóng)傾向得分區(qū)間為[0.0257，0.8496]，共同支撐域?yàn)閇0.1476，0.8496]。共同支撐域范圍越大，匹配中樣本損失的可能性越小。為更好地體現(xiàn)匹配效果，本文在匹配方法上選擇最近鄰匹配（k=2和k=4）、卡尺匹配（卡尺范圍0.06）、核匹配（帶寬0.06）和局部線性回歸匹配（帶寬0.8）五種匹配方式。這五種匹配方法下購買生產(chǎn)托管的農(nóng)戶樣本損失量均為16個(gè)，損失較小，匹配效果較好。

2.平衡性檢驗(yàn)

由表4可知，Pseudo R2值由匹配前0.107顯著下降到匹配后的0.005～0.012；LR統(tǒng)計(jì)量由匹配前的70.99顯著下降到匹配后的2.82～6.28；控制變量聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)由匹配前的高度顯著變成在10%的水平上總被拒絕，表明匹配后控制變量無法決定農(nóng)戶是否購買生產(chǎn)托管服務(wù)；控制變量的均值偏差由匹配前28.0顯著減少到匹配后的4.0%～6.3%；控制變量的中位數(shù)偏差由匹配前的36.3%顯著下降到匹配后的3.9%～6.6%，總偏誤大大降低。檢驗(yàn)結(jié)果通過平衡性檢驗(yàn)。

3.生產(chǎn)托管影響糧農(nóng)綠色生產(chǎn)效果分析

表5報(bào)告了分別利用五種傾向性匹配方法所得到的估計(jì)結(jié)果。五種匹配方法所得結(jié)果基本一致，且ATT值均在1%水平上通過顯著性檢驗(yàn)。從ATT結(jié)果上看，購買生產(chǎn)托管服務(wù)的糧農(nóng)支付金額的均值為186.821元，較未購買托管服務(wù)的糧農(nóng)多支付61.3元。實(shí)證結(jié)果表明，生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)具有顯著促進(jìn)作用。農(nóng)戶向各種生產(chǎn)托管組織購買服務(wù)，生產(chǎn)托管組織依靠其自身所擁有的綠色生產(chǎn)資料，將綠色生產(chǎn)要素導(dǎo)入農(nóng)業(yè)，促進(jìn)托管糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)。假說H1被驗(yàn)證。

4.綠色認(rèn)知的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文通過逐步OLS和Sobel檢驗(yàn)法檢驗(yàn)了綠色認(rèn)知在生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)影響過程中的中介作用，回歸結(jié)果如表7所示。生產(chǎn)托管在1%水平上對(duì)糧農(nóng)的綠色認(rèn)知和綠色生產(chǎn)技術(shù)采納具有顯著的正向影響。當(dāng)將生產(chǎn)托管與綠色認(rèn)知放入同一模型進(jìn)行回歸時(shí)，生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)仍有顯著影響，但回歸系數(shù)有所降低。中介效應(yīng)的判斷標(biāo)準(zhǔn)表明，在生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)的影響過程中，糧農(nóng)的綠色認(rèn)知水平具有部分中介效應(yīng)。即生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)有直接影響時(shí)，也通過影響糧農(nóng)的綠色認(rèn)知水平對(duì)其綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度有間接影響。同時(shí)，本文進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)，如表8所示，Sobel系數(shù)為20.102，標(biāo)準(zhǔn)誤為10.786，在10%統(tǒng)計(jì)水平上通過顯著性檢驗(yàn)，不僅驗(yàn)證了中介效應(yīng)的穩(wěn)健性，也表明綠色認(rèn)知的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的28.212%，假說H2被檢驗(yàn)。

5.鄰里效應(yīng)對(duì)糧農(nóng)綠色認(rèn)知的調(diào)節(jié)效應(yīng)

在前文分析的基礎(chǔ)上，本文檢驗(yàn)了鄰里效應(yīng)對(duì)糧農(nóng)綠色認(rèn)知水平與其綠色技術(shù)采納程度關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。如表9所示，交互作用項(xiàng)（綠色認(rèn)知、鄰里效應(yīng)）在1%水平上正向影響糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)，加入交互項(xiàng)后的回歸系數(shù)為38.607，顯著高于未加入交互項(xiàng)的回歸系數(shù)34.276。由此可知，糧農(nóng)綠色認(rèn)知對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納行為的間接效應(yīng)因鄰里效應(yīng)不同存在顯著性差異，即與鄰里交流中獲取的有益信息越多，糧農(nóng)的綠色認(rèn)知對(duì)其綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的影響就越強(qiáng)。出于追求利潤最大化的考慮，糧農(nóng)在別人采納綠色生產(chǎn)技術(shù)取得不錯(cuò)成效后愿意采納同樣的技術(shù)以期增加自己的收益，同時(shí)，鄰居之間的相互交流會(huì)減小彼此間因采納綠色生產(chǎn)技術(shù)帶來的風(fēng)險(xiǎn)，因此，鄰里效應(yīng)會(huì)增大農(nóng)戶采納綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的概率。假說3被檢驗(yàn)。

6.生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的異質(zhì)性研究

不同類型的糧農(nóng)在綠色生產(chǎn)技術(shù)采納上或存在差異，前文雖測(cè)度了生產(chǎn)托管與糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納間的影響關(guān)系，但沒有考慮不同特征糧農(nóng)間的差異性。本文按照糧食種植規(guī)模和戶主年齡進(jìn)行群組劃分，檢驗(yàn)糧農(nóng)對(duì)綠色認(rèn)知影響綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的差異化響應(yīng)，具體結(jié)果如表10所示。

就經(jīng)營規(guī)模而言，生產(chǎn)托管對(duì)大規(guī)模糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度影響顯著強(qiáng)于小規(guī)模農(nóng)戶，除可能的樣本選擇偏差因素外，一定程度上也反映了大規(guī)模糧農(nóng)對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)的認(rèn)識(shí)深度和重視程度要高于小規(guī)模糧農(nóng)，大規(guī)模糧農(nóng)對(duì)生產(chǎn)托管組織所具有的專業(yè)化、規(guī)模化等優(yōu)勢(shì)認(rèn)識(shí)更為深刻，更易于被生產(chǎn)托管帶動(dòng)而提高綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度。

從年齡來看，生產(chǎn)托管對(duì)年齡糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)技術(shù)采納帶動(dòng)效果顯著強(qiáng)于年長糧農(nóng)。這可能是由于年輕糧農(nóng)對(duì)綠色生產(chǎn)的認(rèn)識(shí)程度更深，同時(shí)接受新事物的能力更強(qiáng)，在了解綠色生產(chǎn)技術(shù)后更易于被生產(chǎn)托管帶動(dòng)而提高綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度。

五、結(jié)論與啟示

本文基于課題組2022年12月至2023年2月對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)山東省的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配等方法研究了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)的影響效果和影響機(jī)理。得出以下結(jié)論：第一，生產(chǎn)托管能夠有效提高糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度。相較于未購買生產(chǎn)托管服務(wù)的糧農(nóng)，購買生產(chǎn)托管服務(wù)的糧農(nóng)為綠色生產(chǎn)技術(shù)多付出61.3元左右。第二，生產(chǎn)托管服務(wù)對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度具有間接影響。生產(chǎn)托管可以通過提高糧農(nóng)的綠色認(rèn)知水平從而提高糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度，綠色認(rèn)知的中介效應(yīng)占比約28%左右。第三，鄰里效應(yīng)能夠增強(qiáng)綠色認(rèn)知對(duì)糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度影響效果，對(duì)綠色認(rèn)知起到正向的調(diào)節(jié)作用。第四，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對(duì)糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)存在組間差異。具體來說，相較于小規(guī)模糧農(nóng)和年長糧農(nóng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)對(duì)大規(guī)模糧農(nóng)和年輕糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)正向影響效果更強(qiáng)。

基于以上研究結(jié)論，本文得到以下啟示：第一，在目前中國糧農(nóng)綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度較低的背景下，鑒于生產(chǎn)托管服務(wù)有助于推動(dòng)糧農(nóng)的綠色生產(chǎn)行為， 因此，各地應(yīng)加大對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)的支持力度，提高對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)中綠色生產(chǎn)的補(bǔ)貼，降低糧農(nóng)綠色生產(chǎn)成本。第二，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管組織應(yīng)加大綠色生產(chǎn)的宣傳指導(dǎo)力度，提高糧農(nóng)的資源環(huán)境保護(hù)意識(shí)和對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)的認(rèn)識(shí)程度，同時(shí)應(yīng)創(chuàng)新宣傳方式，采用線上線下結(jié)合方式對(duì)糧農(nóng)進(jìn)行相關(guān)技術(shù)和知識(shí)的傳導(dǎo)。第三，由于相較于小規(guī)模農(nóng)戶，大規(guī)模農(nóng)戶被農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)的影響效果更強(qiáng)。因此，應(yīng)鼓勵(lì)糧食的規(guī)模種植，發(fā)揮規(guī)模化優(yōu)勢(shì)，進(jìn)一步降低綠色生產(chǎn)技術(shù)采納成本，同時(shí)對(duì)于小農(nóng)戶，應(yīng)針對(duì)性地對(duì)綠色生產(chǎn)采納薄弱環(huán)節(jié)提供支持，提高小農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的認(rèn)識(shí)，從而提高其綠色生產(chǎn)技術(shù)采納程度。

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責(zé)任編輯：李亞利

Research on the Impact of Agricultural Production Trusteeship

on Green Production of Food and Agriculture

——From the Perspective of Green Cognition and Neighborhood Effect

Zhang Zelin? Zhou Xia

（School of Economics and Management， Shandong Agricultural University，Taian 271028， Shandong， China）

Abstract： Based on the survey data of 482 farmers in five regions of Shandong Province， the main grain producing region， this paper empirically analyzes the impact of production trusteeship on the adoption of green production technology of farmers by using PSM propensity matching score method， mesomeric effect and moderating effect model， and further discusses the mediating role of green cognition and the moderating role of neighborhood effect in the impact mechanism. Research has found that the purchase of production trusteeship can not only directly enhance the farmers adoption of green production technologies， but also indirectly promote farmers adoption of green production technologies by enhancing their green awareness level. In the mechanism of the impact of green cognition on the adoption of green production technologies in food and agriculture， the neighborhood effect has a positive moderating effect. At the same time， there are differences in the adoption of green production technologies by farmers with different endowments in production trusteeship services. Compared to small-scale and elderly farmers， production trusteeship services have a stronger positive impact on the adoption of green technologies by large-scale and young farmers. Therefore， it is necessary to continuously strengthen support for agricultural production trusteeship and increase the publicity of trusteeship to promote the green production behavior of food and agriculture.

Key words： production trusteeship; green production technology; grain growers; green cognition