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编者按：百年大党，百年为农。近日，《农民日报》发表署名“仲农平”的文章《大转折，中国命运百年逆袭——中国共产党与中国农民》，文章指出：中国共产党，自成立之日起，就和最广大的劳苦大众站在了一起。中国共产党领导下的新中国，破除与重构了延续千年的治理体系，历史性地赋权农民。广大农民开始走向追寻自身主体性的道路，成为时代的主角。
毛泽东同志曾指出：“谁赢得了农民，谁就会赢得中国。谁解决了土地问题，谁就会赢得农民。”要想“赢得”农民，必须要振兴乡村。本刊持续推出“乡村振兴战略”专题，本期邀请湖南大学商学院田伟副教授团队就“合作社对小农户发展生态农业的影响”、中国科学院农村发展研究所青年学者史洁琼博士就“中国农产品加工业集聚的时空特征及其驱动因素”进行研讨，现刊出有关成果。
摘 要：以湖南省298户小农户作为研究对象，运用倾向得分匹配法来评估其在发展生态农业过程中合作社的中介作用。结果显示：不同匹配方法的平均处理效应为加入合作社比不加入的小农户高23.7%的可能性。合作社在不同协变量的中介效应由强到弱依次为：认知能力、学历程度、市场预期、政策感知、农业年收入，这说明合作社是稳定且有效的中介。因此建议：为了使乡村振兴战略中扶持小农户发展生态农业的指导意见尽快实施，应优先选择自我发展能力强、整体素质较高的合作社作为扶持对象。以合作社为中介的小农户生态转型，为了实现可持续性和不可逆转性，要以一定的市场需求为驱动。本文所得结论可为立志转型的小农户规避风险提供有价值的建议，并为农业部门制定相关的扶持政策提供一定的依据与参考。
关键词：小农户;合作社;生态农业;倾向得分匹配
基金项目：湖南省农业农村厅委托课题“开展柑橘生产销售运行情况调查分析”（湘财农指〔2019〕35号）;湖南农业大学“双一流”建设项目“影响农民从事生态农业的关键因子与激励政策研究”（SYL201802027）。
[中图分类号] F321.42 [文章编号] 1673-0186（2021）006-0053-013
[文献标识码] A [DOI编码] 10.19631/j.cnki.css.2021.006.005
一、引言
党的十八大以来，我国农业现代化取得了巨大的成就，不仅保障了农产品的有效供给，还实现了农民收入的稳步提升，农业生产条件和支撑体系得到极大改善。在取得巨大成就的同时也面临一些新挑战，主要体现在：农业资源趋紧、面源污染加剧、生态系统退化和农产品质量安全等问题[1]。为了寻求农业生产方式转变的新思路和新路径，使农业走上高质量发展的道路，中共中央国务院结合近期农村经济社会发展的实际情况，提出把发展高效生态农业作为发展现代农业的具体实践形式。近年来我国现代生态农业在技术模式、产业体系和发展机制上进行了积极的探索并取得了很大成绩①，但应当认识到其中还存在一些问题，这些问题限制了生态农业的进一步发展，比较突出的是由于经济效益不具备比较优势，导致生产经营主体参与程度低，参与热情不高[2]。与此同时，农村还有两亿多小农户①，他们有丰富的生产经验和土地、劳动力的优势，但只是缺乏某方面专业的技术，如果把小农户和其他经营主体通过某种形式联合起来，把专业化、技术性要求高、有规模效应的环节交给这些组织，同时找到可靠的消费群体或需求渠道，小农户参与生态农业或许大有可为。尽快将小农户融入现代农业尤其是生态农业体系，不仅能满足小农户自身转型的需要，又能扩大生态农业建设的主体力量，具有重要的社会意义、經济意义和环境保护意义，这一想法在诸多政府文件和工作报告中正式提出②。作为乡村振兴战略必须要解决的重大问题，小农户参与生态农业是一项系统工程，涉及组织和参与的形式，利益分享机制的创新，社会化服务体系的建立等，只有相关的制度体系得到完善，才能真正全面地激发小农户参与生态农业的内在动力[3]。
基于此，经过较长时间的调研和思考，笔者发现小农户发展生态农业需要解决三个基本问题：第一，面对数量如此庞大的小农户，究竟哪些小农户可以作为扶持对象;第二，扶持小农户可以依靠哪些经营主体作为中介力量，并以何种形式参与其中;第三，在市场接近饱和的情况下，小农户提供的产品如何才能被消费者认可，使这种转型保持可持续性、不会出现反复。现有文献在研究小农户如何发展生态农业的问题上还不多见，将合作社作为两者中介的研究更处于理论探讨阶段，缺乏对三者关系及相互作用机理的实证研究，本文以湖南省内三个市区周边乡镇的调查数据为来源，从个人特征、风险预期以及外部环境等因素出发运用倾向得分匹配法（PSM），引入中介效应模型实证合作社对小农户选择发展生态农业的影响。试图为小农户和现代农业的衔接、扩大生态农业的建设主体等现实问题的研究提供可靠的经验参考，为“扶持小农户发展生态农业”这一新思路的加快实施提出现实依据和政策建议。
二、数据来源和变量选择
在具体的实证分析之前，本文对数据来源、相关概念界定以及变量选取进行基本描述。
（一）概念界定与数据来源
1971年，生态农业的概念首次由美国的土壤学家威廉姆·阿尔伯里奇提出，随后许多学者在此观点的基础上提出了不同的替代模式，如有机农业、生物农业等。无论何种说法，生态农业强调的都是遵循自然法则，在维持生态环境的前提下发展农业生产。简单来说，生态农业就是一种不使用化学农药、不使用化学肥料、不使用人工激素的农业。由于对生态农业概念的界定比较严格，目前我国最接近生态农业技术标准的是“三品一标”安全农产品。
按照全国农业普查（2016）统计标准，小农户界定为：种植业规模在50亩以下（一年两熟）、生猪年出栏在200头以下、鸡鸭年出栏在10 000只以下、林地面积在500亩以下、淡水养殖面积在50亩以下的农户。湖南省符合此标准的大约有1 368.51万户，其中普通小农户占99.1%，达1 356.3万户，规模农业经营的有12.21万户①。截至2018年底，湖南省接近生态农业技术标准的“三品一标”农产品有效认证总数为3 944个，农业企业1 509家，生态种养示范性合作社385家，共涵盖30多万户从事生态农业的小农，约占小农户总体数量的2%。本文调研数据来自2019—2020年对长沙、浏阳、宁乡三个地区的小农户的实地调研或电话采访。 本次调研采取了随机抽样法，在每个地区分别选取了1～2个乡镇，每个乡镇随机选取了2～3个自然村，每个村随机选取30户。调查共发放问卷305份，最终有效问卷为298份，其中参与生态农业项目的处理组141份， 未参与的控制组157份。
（二）变量选择
根据生态农业的特点及实际调研的时间、精力和技术条件，需要确定对小农户发展生态农业的行为决策有实际影响的代表性变量，并且这些变量与小农户的个人情况相符。因此，在协变量的选取上，参考已有研究，从农户个人特征（农业年收入、学历程度、认知能力）、风险预期（市场预期、成本预期）、外部环境（邻里效应、技术培训、政策感知）三方面作为选择依据。各变量的具体定义、均值和标准差如表1所示。
（三）被解释变量
文中所提生态农业主要是指参与生产符合“三品一标”标准的农产品生产的现代化农业。将此定义作为被解释变量，参与生产“三品一标”农产品的赋值为1，没有参与的赋值为0。
（四）解释变量
小农户的生产转型活动是一个复杂的决策过程，其行为的改变来自内部和外部两种力量的驱动[4]，内部因素取决于农户的个人特征、经济效益的预期以及生产成本的预期;外部因素来主要是邻里效应、技术培训、政策感知等，具体影响因素分为以下几类：
1.农户个人特征
个人特征主要考虑发展生态农业所需具备的个人条件，如农业年收入、学历程度以及认知能力。首先，根据理性小农学派的相关理论，农户的行为决策是理性的[5]。因此，当收入较低时，理性假设会促使小农户尽可能去获得更多的农业收益，从而具備一定的转型动力;其次，学历程度对于农户的判断与决策能力也有一定影响。一直以来，小农的文化程度普遍较低，而生态农业是聚集了不同学科知识、相关技术和经验的现代农业，如果小农户把发展生态农业作为一个学习和实践的过程，学历程度越高的小农户，在传统农业向生态农业的认知转变上将更加顺利;最后，由于生态农业有较为严格的技术标准，需要具备较强的信息收集和沟通能力，因此其行为决策也受到认知能力的影响[6]。
2.风险预期
生态农业同样受到自然风险和市场风险的影响。一方面生态农业节省了化肥、农药，除草剂等生产资料的支出，但需要对传统农业的生产设施进行改造，而且投入的劳动量也相对较多，因此前期投入生产成本较高，这将使小农户谨慎地估算投入成本。此外相比目前市场上流通的普通农产品，现有生态农产品在价格和渠道上都没有优势，消费者对于生态农产品的接受还需要一个过程，在“销路不畅会导致亏损”的心理预期下，小农户对于发展生态农业也会更加慎重[7]。
3.外部环境
传统农业向生态农业的转型不仅是生产方式的转变，更重要的是人的思想和观念的转变，因此它的普及和推广离不开外部环境的影响。在我国农村地区，邻里之间的频繁接触走动，每家每户之间的口口相传已经成为最主要的信息流动方式之一，是小农户最容易接受的信息传播路径[8-10]。周围邻居的成功经验可为小农户们的行为选择提供参照，邻里效应作为一种简单直接且高效的交流传播方式，对于小农户的行为决策具有重要影响[11-12]。其次，各种技术培训可以使小农户更全面了解生态农业技术，既使小农户了解未来农业的发展方向，又能提供适合当地的生态种养殖项目的技术资料，为小农户发展生态农业提供有效的技术支持。最后，由于小农户同时也是消费者，通过政策宣传和引导，可以提高小农户的环境保护意识和生态认知水平，帮助他们认识到生态农业对提高自身的健康水平也相当有益。因此将邻里效应、技术培训以及政策感知作为外部环境的三个主要因素。
三、研究方法与模型设计
在前文对数据来源、变量选取等进行具体描述后，本文通过Logit回归进行倾向得分匹配的估计，利用倾向得分匹配（PSM）计算出平均处理效应，验证合作社是否为推动小农户发展生态农业的有效中介，并结合中介效应及相关检验得出合作社影响程度的强弱。
（一）Logit回归分析法
为估计参加合作社对于小农户发展生态农业的影响，本文构建了小农户发展生态农业的基本模型，表达式为：
Yi=α+δDi+βXi+εi（1）
在（1）式中，Yi 表示小农户发展生态农业的趋势，Di表示是否参加合作社，δ表示参加合作社对小农户发展生态农业的影响程度，Xi为其他解释变量，β为解释变量的系数，α为常数项，εi是随机干扰项。
由于被解释变量“是否发展生态农业”为二分变量，故适合采用二元Logit模型进行倾向得分匹配的估计，来解释个人特征、风险预期、外部环境等方面中各影响因素与小农户发展生态农业之间的相关性。该方法不仅可在样本内进行预测，且可以进一步计算出各变量的边际效应。其具体公式为：
在（2）式中：P（Xi）表示小农户发展生态农业的概率，Xi为影响农户选择发展生态农业的因素，i为解释变量的数量，范围为1-8;Di为0～1分布的处理变量，当D=1时表示小农户参加合作社，反之为不参加;β为解释变量的回归系数;exp为各因素对小农户发展生态农业起到的边际影响。
（二）倾向得分匹配法（PSM）
倾向得分匹配法（PSM）最早由 Rosenbaum和Rubin提出[13]。经过不断发展被广泛运用于医学、公共卫生、经济学等领域，该方法基于反事实框架推导，用于推断某一事件发生与没有发生的不同结果和影响，能够较好地解决传统回归分析中遗漏变量和内生性问题。未来PSM将被运用于更多情形，如自变量为连续变量时[14]。
本文先将处理组与控制组进行匹配，剔除异常和极端数值的个体后，再计算平均处理效应（ATT）;最后进行平衡性检验，来考查匹配效果是否良好。计算平均处理效应的具体公式为[15]：
ATT=E[Y1i-Y0i|Di=1] =E{E[Y1i-Y0i|Di=1，P（Xi）]}
=E{E[Y1i|Di=1，P（Xi）]-E[Y0i|Di=0，P（Xi）]Di=1}（3）
在（3）式中，E为期望值，Y1i代表发展生态农业的小农户，Y0i代表没有发展生态农业的小农户，D代表小农户是否参与合作社的处理变量（D=1为参加，D=0为没有参加），P（Xi）为小农户发展生态农业概率的倾向得分值。
以往的研究中，如果只用最小二乘法（OLS）进行估计，不能很好地解决选择性偏误[16]。所以本文选择倾向得分匹配法（PSM）来估计参加合作社对于小农户发展生态农业的影响。再依次用核匹配法、k近鄰匹配法、卡尺内一对四匹配法、半径匹配法进行倾向得分匹配，得出平均处理效应[17-18]。
（三）中介效应
中介效应的发生机理为当自变量X对因变量Y产生影响，此时自变量X通过影响变量M来影响因变量Y，即变量M为中介变量，其具体公式为：
Y=cX+e1（4）
M=aX+e2（5）
Y=c'X+bM+e3（6）
上述公式中，X为自变量或不同协变量，M为中介变量（是否参加合作社），Y为因变量（是否选择发展生态农业）。在（4）式中c为自变量X对因变量Y的总效应;（5）式中a为自变量X对中介变量M的效应;（6）式中b为中介变量M对因变量Y的效应; 是在控制了中介变量 M 的影响后， 自变量X对因变量Y的直接效应;e1～e3为回归残差。
上图为本文的基本理论框架，其中路径a为小农户对于参加合作社的意愿估计;路径b为小农户自身对于发展生态农业的概率;路径c为合作社在生态农业发展过程中的影响;路径ac为合作社作为中介从农户个人特征、风险预期以及外部环境对小农户发展生态农业所起到的中介与整合的过程。
在现有的研究中，中介效应通常有四种方法进行检验：逐步回归法;系数乘积检验法;差异系数检验法和Bootstrapping检验法。逐步回归检验是最便于操作和理解的，但是存在检验力低的明显缺陷，很难检验出中介效应的显著性。系数乘积法和差异系数法比逐步回归法精确且具有较高的统计效力，但依旧存在类似的缺陷。
Bootstrapping检验法以研究样本作为抽样总体，采用放回取样，从研究样本中反复抽取一定数量的样本（本文设定为500次），通过平均每次抽样得到的参数作为最后的估计结果。Bootstrapping不需要分布假设所以避免了系数乘积检验违反分布假设的问题，而且不依赖标准误，避免了不同标准误公式产生的结果不一致的问题。温忠麟，叶宝娟的模拟研究发现，与其他中介效应检验方法相比，Bootstrapping具有较高的统计效力，是目前公认的可以取代 Sobel 方法来直接检验系数乘积的方法[19]。
因此利用Bootstrapping 法将小农户是否参与合作社作为中介变量，以是否发展生态农业作为因变量，再优选匹配不同的协变量，然后计算出中介效应数值且检验中介效应是否成立，最后进一步分析合作社在各协变量中的影响作用。
四、实证结果分析
在对实证研究方法的特点和运用进行具体描述后，再对不同协变量影响小农户发展生态农业的边际效应、是否参与合作社的平均处理效应及其中介作用进行计算和具体分析，并对实证结果展开相关稳定性检验。
（一）小农户参加生态农业的倾向得分值估计
本文运用Stata 16.0软件估计得出小农户参与生态农业的倾向得分值。进一步求出各协变量的边际效应并对其影响做出具体分析，模型中包括农业年收入、学历程度、市场预期等8个协变量。估计结果如表2所示。
从表2中可以看出，除成本预期外其他因素均对小农户这一行为具有显著影响。具体分析可得：
从个人特征来看，农业年收入、学历程度、认知能力对小农户发展生态农业具有显著的正向影响：这说明农业收入比重越大的小农户，一方面会更重视转型升级带来的收入预期，另一方面所能承担起额外生产成本的能力越强，因此收入较高的小农户发展生态农业的概率比普通小农户高22.1%;其次学历程度越高的小农户，自身所具备的知识素养相对越高，对新事物的理解与认识更加全面和深刻，所以发展生态农业的概率比一般小农户高13.5%;最后，认知能力较强的小农户能更快速地接受和认识生态理念及技术，因此发展生态农业的概率比相对较弱者高5.7%。
从风险预期来看，市场预期对于小农户参加合作社有一定的正向影响。对小农户而言，市场风险同样是农业生产最大的风险，如果提前觉察到这种风险，就会事先对销售市场进行规划，从而减小滞销的风险。因此市场预期较高的小农户发展生态农业的概率比没有预期者高7.4%。
从外部环境来看，当周围的邻居、农户都发展生态农业时，部分小农户由于担心市场需求量饱和以及产品同质化，可能对发展生态农业持观望态度，不愿轻易从众尝试。因此在这种情况下，强邻里效应会使小农户独自发展生态农业的概率比弱效应低12.8%;其次技术培训对于小农户参加合作社有较强的吸引力，或是这些培训项目提供了较为实用的农业生产理论和技术，对实际生产具有一定帮助，因此接受技能培训较多的小农户发展生态农业的概率比较少者高12.7%。最后，主动关注和了解国家生态政策的小农户，由于能更加及时了解与生态农业相关的信息和政策，具有一定的敏感性和目标性，因此发展生态农业的概率比较低者高9.3%。
（二）倾向得分匹配的估计结果
为研究不同实验组参加合作社后发展生态农业的期望值，文中运用核匹配、k近邻匹配、卡尺内一对四匹配和半径卡尺匹配四种方法测算了平均处理效应（ATT）。具体结果如表3所示。
如表3结果显示：核匹配、k近邻匹配、卡尺匹配和半径卡尺匹配的平均处理效应分别为0.277、0.220、0.223、0.229，且均在1%水平上显著。 由此可见，不同匹配方法得出的平均处理效应差异不大，该种差异出现的原因是不同的方法在匹配后共同范围中的微小区别，从而导致匹配时不同组的样本数量出现一定的损失，使数值出现幅度不大的波动。从总体上看，四种匹配方法的结果与显著性大致相似，因此运算结果是稳健的，表明运用倾向匹配得分来研究合作社对小农户参加生态农业的影响是可行的。这一结果显示，处理组比控制组的小农户选择发展生态农业的平均概率高23.7%，说明参与合作社对发展生态农业的中介效应明显。
（三）倾向得分匹配的平衡性检验
在实验的设计中，协变量是一个独立变量（解释变量），不为实验者所操纵，但仍影响实验结果。因此，为了有效控制该种影响，得到处理组与控制组在匹配后的误差削减情况，从个人特征、风险预期、外部环境三个主要方面引入对小农户发展生态农业具有影响的不同协变量，并利用Pstest法对两组数据的匹配结果以及匹配质量进行平衡性检验。具体结果如表4所示。
表4的结果为匹配前后各项协变量标准偏误削减情况对比，具体分析如下。
现有研究认为，当标准偏误越低时，则匹配效果越好[20-21]，其结果也越可靠。而在加入不同协变量后，标准偏误控制在20%之内则说明匹配效果良好[22]。
从上表中可以发现，在匹配之后所有协变量的标准偏误都降到了20%以下，除市场预期、成本预期和技术培训外，其余协变量的标准偏误皆控制在10%以下。因此，可以看出处理组与控制组之间误差削减情况良好，两组间的个体差异得到有效控制。
在标准误偏差得到有效降低后，利用Pstest平衡检验的方法可进一步检验两组数据在匹配后各项参数的变化幅度。表5列出了匹配前后各项数据结果的对比。可以看出，伪R值由匹配前的0.114下降到了匹配后的0.011，表明在匹配后可能造成选择性误差的混淆变量①對于平均处理效应所提供的新影响大幅减少到0.1以下[23];匹配前似然比在1%水平上显著，而在匹配后不显著，表明在匹配后，处理组与控制组的差异不再明显。通过倾向得分匹配，找到了与处理组参加合作社的小农户群体特征相似，但没有参加合作社的控制组小农户样本，两组数据间的拟合程度较好[24];标准误偏差均值和中位数值有了明显的下降，说明处理组与控制组在匹配后缩小了个体差异，样本数据被有效降低了离散程度且更为集中;线性指数均值的标准差B值在匹配后也低于25%，说明所有协变量在整体上达到平衡[25]。综上所述，数据样本在经过匹配后，各协变量间比较平衡，该匹配有效通过了平衡性检验。
（四）合作社的中介效应及检验
为了得出合作社是否为小农户在发展生态农业过程中是有效的中介组织，文章采用Bootstrapping法进行中介效应的计算和检验，当置信区间不包含零时则中介效应成立①。
如表6所示，对在结果显著且符合置信区间不包含零的协变量如：农业年收入、学历程度、认知能力、市场预期和政策感知等进行具体讨论。可以看出，合作社影响了小农户发展生态农业行为决策，其中介效应均在10%水平下表现显著，合作社对各协变量影响小农户发展生态农业的中介效应由强到弱依次为：认知能力23.3%、学历程度22.4%、市场预期20.1%、政策感知17.9%、农业年收入12%。
具体分析可知，认知能力越强、学历越高和对市场预期越高的小农户，参加合作社的动力越强烈，也能借助这一平台更好了解生态农业技术，强化了其实现生态转型的意愿;学历程度越高、参与合作社的动机也越强烈，更有魄力将生态种养殖的技术和理论应用于生产实际;从市场预期的影响来看，合作社可对市场需求的信息进行分析，在此基础上指导小农户规避市场风险;从政策感知的影响来看，对生态农业政策领会比较深刻的小农户，更有可能通过合作社去争取更多的财力、技术和信息支持。农业年收入越高的小农户，也有较强的加入合作社的意愿，可能是合作社可以帮助他们统一进行产品推广和生产资料采购及改善了农业基础设施，这些优势比单个小农户独立发展生态农业更有保障。
五、结论与政策建议
本文基于298份实地调查数据，运用Logit模型估计倾向得分值，分析了影响小农户发展生态农业的主要因素，利用倾向得分匹配法（PSM）和中介效应探究了合作社是否能成为小农户发展生态农业的有效中介，以此得出以下结论与政策建议：
第一，通过分析边际效应可以看出，小农户发展生态农业受个人特征和资源禀赋、风险预期、外部客观环境等多方面因素不同程度的影响。因此需要整合运用不同的激励方法与手段，包括自我认知、社会学习、风险意识等在内的综合素质越高，则小农户自我发展能力越强，因此，全面提升小农户综合素质是促进小农户和现代农业有机衔接的根本。
第二，平均处理效应表明参加合作社的小农户更有可能去选择发展生态农业，这说明合作社的确是影响小农户发展生态农业的有效中介。小农户要主动积极地以合作社的形式参与到生态农业的产业体系，以“抱团”的形式发展生态农业，尽可能规避风险，并且通过合作社的资源与渠道，解决在生产和销售上的困难。在发展合作社上，也应该优先扶持“生态型”合作社的发展，政府等在政策和资金技术等方面应该为合作社与小农户提供便利与支持。
第三，合作社对不同协变量有明显的中介效应，可以看出合作社在发挥自身功能的同时，也起到了提供平台与渠道的作用。因此，合作社要吸收更多在认知能力、学历程度、市场预期、政策感知等协变量得分较高的小农户加入，提供有针对性的帮助与扶持，解决小农户在发展生态农业时所面临的困难与窘境。
第四，生态农业发展至今，在理论体系和配套技术上不断成熟完善，逐渐成为我国现代农业发展的主要趋势。在对现有生态农业支持体系之外，还可以考虑对“生态型合作社”和“生态小农”进行身份的确认，在其产品贴上生态标签，既使小农户等经营主体具有自我认同感，又可以使这类生态农产品更容易获得市场的认可和消费者的青睐。有市场需求的不断驱动，才能使小农户的生态转型保持可持续性和不可逆转性。 参考文献
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[25] RUBIN D B. Using Propensity Scores to Help Design Observational Studies： Application to the Tobacco Litigation[J]. Health Services and Outcomes Research Methodology， 2001， 2（3/4）： 169-188. Abstract： Taking 298 small farmers in Hunan Province as the research object， the propensity score matching method is used to evaluate the intermediary role of cooperatives in the development of ecological agriculture. The results show that the average treatment effect of different matching methods is 23.7% more likely to join the cooperative than the small farmers who do not join. The intermediary effects of different covariates of cooperatives in order from strong to weak are： cognitive ability， degree of education， market expectations， policy perception， and annual agricultural income. This shows that cooperatives are stable and effective intermediaries. Therefore， it is recommended that， in order to implement the guidelines for supporting small farmers to develop ecological agriculture in the rural revitalization strategy as soon as possible， priority should be given to cooperatives with strong self-development capabilities and high overall quality as the support objects. In order to achieve sustainability and irreversibility， the ecological transformation of small farmers with cooperatives as an intermediary must be driven by a certain market demand. The conclusions of this article can provide valuable suggestions for smallholder farmers who are determined to transform themselves to avoid risks， and provide a certain basis and reference for the agricultural sector to formulate relevant support policies.
Key Words： small farmers;cooperatives;ecological agriculture;propensity score matching
毛泽东同志曾指出：“谁赢得了农民，谁就会赢得中国。谁解决了土地问题，谁就会赢得农民。”要想“赢得”农民，必须要振兴乡村。本刊持续推出“乡村振兴战略”专题，本期邀请湖南大学商学院田伟副教授团队就“合作社对小农户发展生态农业的影响”、中国科学院农村发展研究所青年学者史洁琼博士就“中国农产品加工业集聚的时空特征及其驱动因素”进行研讨，现刊出有关成果。
摘 要：以湖南省298户小农户作为研究对象，运用倾向得分匹配法来评估其在发展生态农业过程中合作社的中介作用。结果显示：不同匹配方法的平均处理效应为加入合作社比不加入的小农户高23.7%的可能性。合作社在不同协变量的中介效应由强到弱依次为：认知能力、学历程度、市场预期、政策感知、农业年收入，这说明合作社是稳定且有效的中介。因此建议：为了使乡村振兴战略中扶持小农户发展生态农业的指导意见尽快实施，应优先选择自我发展能力强、整体素质较高的合作社作为扶持对象。以合作社为中介的小农户生态转型，为了实现可持续性和不可逆转性，要以一定的市场需求为驱动。本文所得结论可为立志转型的小农户规避风险提供有价值的建议，并为农业部门制定相关的扶持政策提供一定的依据与参考。
关键词：小农户;合作社;生态农业;倾向得分匹配
基金项目：湖南省农业农村厅委托课题“开展柑橘生产销售运行情况调查分析”（湘财农指〔2019〕35号）;湖南农业大学“双一流”建设项目“影响农民从事生态农业的关键因子与激励政策研究”（SYL201802027）。
[中图分类号] F321.42 [文章编号] 1673-0186（2021）006-0053-013
[文献标识码] A [DOI编码] 10.19631/j.cnki.css.2021.006.005
一、引言
党的十八大以来，我国农业现代化取得了巨大的成就，不仅保障了农产品的有效供给，还实现了农民收入的稳步提升，农业生产条件和支撑体系得到极大改善。在取得巨大成就的同时也面临一些新挑战，主要体现在：农业资源趋紧、面源污染加剧、生态系统退化和农产品质量安全等问题[1]。为了寻求农业生产方式转变的新思路和新路径，使农业走上高质量发展的道路，中共中央国务院结合近期农村经济社会发展的实际情况，提出把发展高效生态农业作为发展现代农业的具体实践形式。近年来我国现代生态农业在技术模式、产业体系和发展机制上进行了积极的探索并取得了很大成绩①，但应当认识到其中还存在一些问题，这些问题限制了生态农业的进一步发展，比较突出的是由于经济效益不具备比较优势，导致生产经营主体参与程度低，参与热情不高[2]。与此同时，农村还有两亿多小农户①，他们有丰富的生产经验和土地、劳动力的优势，但只是缺乏某方面专业的技术，如果把小农户和其他经营主体通过某种形式联合起来，把专业化、技术性要求高、有规模效应的环节交给这些组织，同时找到可靠的消费群体或需求渠道，小农户参与生态农业或许大有可为。尽快将小农户融入现代农业尤其是生态农业体系，不仅能满足小农户自身转型的需要，又能扩大生态农业建设的主体力量，具有重要的社会意义、經济意义和环境保护意义，这一想法在诸多政府文件和工作报告中正式提出②。作为乡村振兴战略必须要解决的重大问题，小农户参与生态农业是一项系统工程，涉及组织和参与的形式，利益分享机制的创新，社会化服务体系的建立等，只有相关的制度体系得到完善，才能真正全面地激发小农户参与生态农业的内在动力[3]。
基于此，经过较长时间的调研和思考，笔者发现小农户发展生态农业需要解决三个基本问题：第一，面对数量如此庞大的小农户，究竟哪些小农户可以作为扶持对象;第二，扶持小农户可以依靠哪些经营主体作为中介力量，并以何种形式参与其中;第三，在市场接近饱和的情况下，小农户提供的产品如何才能被消费者认可，使这种转型保持可持续性、不会出现反复。现有文献在研究小农户如何发展生态农业的问题上还不多见，将合作社作为两者中介的研究更处于理论探讨阶段，缺乏对三者关系及相互作用机理的实证研究，本文以湖南省内三个市区周边乡镇的调查数据为来源，从个人特征、风险预期以及外部环境等因素出发运用倾向得分匹配法（PSM），引入中介效应模型实证合作社对小农户选择发展生态农业的影响。试图为小农户和现代农业的衔接、扩大生态农业的建设主体等现实问题的研究提供可靠的经验参考，为“扶持小农户发展生态农业”这一新思路的加快实施提出现实依据和政策建议。
二、数据来源和变量选择
在具体的实证分析之前，本文对数据来源、相关概念界定以及变量选取进行基本描述。
（一）概念界定与数据来源
1971年，生态农业的概念首次由美国的土壤学家威廉姆·阿尔伯里奇提出，随后许多学者在此观点的基础上提出了不同的替代模式，如有机农业、生物农业等。无论何种说法，生态农业强调的都是遵循自然法则，在维持生态环境的前提下发展农业生产。简单来说，生态农业就是一种不使用化学农药、不使用化学肥料、不使用人工激素的农业。由于对生态农业概念的界定比较严格，目前我国最接近生态农业技术标准的是“三品一标”安全农产品。
按照全国农业普查（2016）统计标准，小农户界定为：种植业规模在50亩以下（一年两熟）、生猪年出栏在200头以下、鸡鸭年出栏在10 000只以下、林地面积在500亩以下、淡水养殖面积在50亩以下的农户。湖南省符合此标准的大约有1 368.51万户，其中普通小农户占99.1%，达1 356.3万户，规模农业经营的有12.21万户①。截至2018年底，湖南省接近生态农业技术标准的“三品一标”农产品有效认证总数为3 944个，农业企业1 509家，生态种养示范性合作社385家，共涵盖30多万户从事生态农业的小农，约占小农户总体数量的2%。本文调研数据来自2019—2020年对长沙、浏阳、宁乡三个地区的小农户的实地调研或电话采访。 本次调研采取了随机抽样法，在每个地区分别选取了1～2个乡镇，每个乡镇随机选取了2～3个自然村，每个村随机选取30户。调查共发放问卷305份，最终有效问卷为298份，其中参与生态农业项目的处理组141份， 未参与的控制组157份。
（二）变量选择
根据生态农业的特点及实际调研的时间、精力和技术条件，需要确定对小农户发展生态农业的行为决策有实际影响的代表性变量，并且这些变量与小农户的个人情况相符。因此，在协变量的选取上，参考已有研究，从农户个人特征（农业年收入、学历程度、认知能力）、风险预期（市场预期、成本预期）、外部环境（邻里效应、技术培训、政策感知）三方面作为选择依据。各变量的具体定义、均值和标准差如表1所示。
（三）被解释变量
文中所提生态农业主要是指参与生产符合“三品一标”标准的农产品生产的现代化农业。将此定义作为被解释变量，参与生产“三品一标”农产品的赋值为1，没有参与的赋值为0。
（四）解释变量
小农户的生产转型活动是一个复杂的决策过程，其行为的改变来自内部和外部两种力量的驱动[4]，内部因素取决于农户的个人特征、经济效益的预期以及生产成本的预期;外部因素来主要是邻里效应、技术培训、政策感知等，具体影响因素分为以下几类：
1.农户个人特征
个人特征主要考虑发展生态农业所需具备的个人条件，如农业年收入、学历程度以及认知能力。首先，根据理性小农学派的相关理论，农户的行为决策是理性的[5]。因此，当收入较低时，理性假设会促使小农户尽可能去获得更多的农业收益，从而具備一定的转型动力;其次，学历程度对于农户的判断与决策能力也有一定影响。一直以来，小农的文化程度普遍较低，而生态农业是聚集了不同学科知识、相关技术和经验的现代农业，如果小农户把发展生态农业作为一个学习和实践的过程，学历程度越高的小农户，在传统农业向生态农业的认知转变上将更加顺利;最后，由于生态农业有较为严格的技术标准，需要具备较强的信息收集和沟通能力，因此其行为决策也受到认知能力的影响[6]。
2.风险预期
生态农业同样受到自然风险和市场风险的影响。一方面生态农业节省了化肥、农药，除草剂等生产资料的支出，但需要对传统农业的生产设施进行改造，而且投入的劳动量也相对较多，因此前期投入生产成本较高，这将使小农户谨慎地估算投入成本。此外相比目前市场上流通的普通农产品，现有生态农产品在价格和渠道上都没有优势，消费者对于生态农产品的接受还需要一个过程，在“销路不畅会导致亏损”的心理预期下，小农户对于发展生态农业也会更加慎重[7]。
3.外部环境
传统农业向生态农业的转型不仅是生产方式的转变，更重要的是人的思想和观念的转变，因此它的普及和推广离不开外部环境的影响。在我国农村地区，邻里之间的频繁接触走动，每家每户之间的口口相传已经成为最主要的信息流动方式之一，是小农户最容易接受的信息传播路径[8-10]。周围邻居的成功经验可为小农户们的行为选择提供参照，邻里效应作为一种简单直接且高效的交流传播方式，对于小农户的行为决策具有重要影响[11-12]。其次，各种技术培训可以使小农户更全面了解生态农业技术，既使小农户了解未来农业的发展方向，又能提供适合当地的生态种养殖项目的技术资料，为小农户发展生态农业提供有效的技术支持。最后，由于小农户同时也是消费者，通过政策宣传和引导，可以提高小农户的环境保护意识和生态认知水平，帮助他们认识到生态农业对提高自身的健康水平也相当有益。因此将邻里效应、技术培训以及政策感知作为外部环境的三个主要因素。
三、研究方法与模型设计
在前文对数据来源、变量选取等进行具体描述后，本文通过Logit回归进行倾向得分匹配的估计，利用倾向得分匹配（PSM）计算出平均处理效应，验证合作社是否为推动小农户发展生态农业的有效中介，并结合中介效应及相关检验得出合作社影响程度的强弱。
（一）Logit回归分析法
为估计参加合作社对于小农户发展生态农业的影响，本文构建了小农户发展生态农业的基本模型，表达式为：
Yi=α+δDi+βXi+εi（1）
在（1）式中，Yi 表示小农户发展生态农业的趋势，Di表示是否参加合作社，δ表示参加合作社对小农户发展生态农业的影响程度，Xi为其他解释变量，β为解释变量的系数，α为常数项，εi是随机干扰项。
由于被解释变量“是否发展生态农业”为二分变量，故适合采用二元Logit模型进行倾向得分匹配的估计，来解释个人特征、风险预期、外部环境等方面中各影响因素与小农户发展生态农业之间的相关性。该方法不仅可在样本内进行预测，且可以进一步计算出各变量的边际效应。其具体公式为：
在（2）式中：P（Xi）表示小农户发展生态农业的概率，Xi为影响农户选择发展生态农业的因素，i为解释变量的数量，范围为1-8;Di为0～1分布的处理变量，当D=1时表示小农户参加合作社，反之为不参加;β为解释变量的回归系数;exp为各因素对小农户发展生态农业起到的边际影响。
（二）倾向得分匹配法（PSM）
倾向得分匹配法（PSM）最早由 Rosenbaum和Rubin提出[13]。经过不断发展被广泛运用于医学、公共卫生、经济学等领域，该方法基于反事实框架推导，用于推断某一事件发生与没有发生的不同结果和影响，能够较好地解决传统回归分析中遗漏变量和内生性问题。未来PSM将被运用于更多情形，如自变量为连续变量时[14]。
本文先将处理组与控制组进行匹配，剔除异常和极端数值的个体后，再计算平均处理效应（ATT）;最后进行平衡性检验，来考查匹配效果是否良好。计算平均处理效应的具体公式为[15]：
ATT=E[Y1i-Y0i|Di=1] =E{E[Y1i-Y0i|Di=1，P（Xi）]}
=E{E[Y1i|Di=1，P（Xi）]-E[Y0i|Di=0，P（Xi）]Di=1}（3）
在（3）式中，E为期望值，Y1i代表发展生态农业的小农户，Y0i代表没有发展生态农业的小农户，D代表小农户是否参与合作社的处理变量（D=1为参加，D=0为没有参加），P（Xi）为小农户发展生态农业概率的倾向得分值。
以往的研究中，如果只用最小二乘法（OLS）进行估计，不能很好地解决选择性偏误[16]。所以本文选择倾向得分匹配法（PSM）来估计参加合作社对于小农户发展生态农业的影响。再依次用核匹配法、k近鄰匹配法、卡尺内一对四匹配法、半径匹配法进行倾向得分匹配，得出平均处理效应[17-18]。
（三）中介效应
中介效应的发生机理为当自变量X对因变量Y产生影响，此时自变量X通过影响变量M来影响因变量Y，即变量M为中介变量，其具体公式为：
Y=cX+e1（4）
M=aX+e2（5）
Y=c'X+bM+e3（6）
上述公式中，X为自变量或不同协变量，M为中介变量（是否参加合作社），Y为因变量（是否选择发展生态农业）。在（4）式中c为自变量X对因变量Y的总效应;（5）式中a为自变量X对中介变量M的效应;（6）式中b为中介变量M对因变量Y的效应; 是在控制了中介变量 M 的影响后， 自变量X对因变量Y的直接效应;e1～e3为回归残差。
上图为本文的基本理论框架，其中路径a为小农户对于参加合作社的意愿估计;路径b为小农户自身对于发展生态农业的概率;路径c为合作社在生态农业发展过程中的影响;路径ac为合作社作为中介从农户个人特征、风险预期以及外部环境对小农户发展生态农业所起到的中介与整合的过程。
在现有的研究中，中介效应通常有四种方法进行检验：逐步回归法;系数乘积检验法;差异系数检验法和Bootstrapping检验法。逐步回归检验是最便于操作和理解的，但是存在检验力低的明显缺陷，很难检验出中介效应的显著性。系数乘积法和差异系数法比逐步回归法精确且具有较高的统计效力，但依旧存在类似的缺陷。
Bootstrapping检验法以研究样本作为抽样总体，采用放回取样，从研究样本中反复抽取一定数量的样本（本文设定为500次），通过平均每次抽样得到的参数作为最后的估计结果。Bootstrapping不需要分布假设所以避免了系数乘积检验违反分布假设的问题，而且不依赖标准误，避免了不同标准误公式产生的结果不一致的问题。温忠麟，叶宝娟的模拟研究发现，与其他中介效应检验方法相比，Bootstrapping具有较高的统计效力，是目前公认的可以取代 Sobel 方法来直接检验系数乘积的方法[19]。
因此利用Bootstrapping 法将小农户是否参与合作社作为中介变量，以是否发展生态农业作为因变量，再优选匹配不同的协变量，然后计算出中介效应数值且检验中介效应是否成立，最后进一步分析合作社在各协变量中的影响作用。
四、实证结果分析
在对实证研究方法的特点和运用进行具体描述后，再对不同协变量影响小农户发展生态农业的边际效应、是否参与合作社的平均处理效应及其中介作用进行计算和具体分析，并对实证结果展开相关稳定性检验。
（一）小农户参加生态农业的倾向得分值估计
本文运用Stata 16.0软件估计得出小农户参与生态农业的倾向得分值。进一步求出各协变量的边际效应并对其影响做出具体分析，模型中包括农业年收入、学历程度、市场预期等8个协变量。估计结果如表2所示。
从表2中可以看出，除成本预期外其他因素均对小农户这一行为具有显著影响。具体分析可得：
从个人特征来看，农业年收入、学历程度、认知能力对小农户发展生态农业具有显著的正向影响：这说明农业收入比重越大的小农户，一方面会更重视转型升级带来的收入预期，另一方面所能承担起额外生产成本的能力越强，因此收入较高的小农户发展生态农业的概率比普通小农户高22.1%;其次学历程度越高的小农户，自身所具备的知识素养相对越高，对新事物的理解与认识更加全面和深刻，所以发展生态农业的概率比一般小农户高13.5%;最后，认知能力较强的小农户能更快速地接受和认识生态理念及技术，因此发展生态农业的概率比相对较弱者高5.7%。
从风险预期来看，市场预期对于小农户参加合作社有一定的正向影响。对小农户而言，市场风险同样是农业生产最大的风险，如果提前觉察到这种风险，就会事先对销售市场进行规划，从而减小滞销的风险。因此市场预期较高的小农户发展生态农业的概率比没有预期者高7.4%。
从外部环境来看，当周围的邻居、农户都发展生态农业时，部分小农户由于担心市场需求量饱和以及产品同质化，可能对发展生态农业持观望态度，不愿轻易从众尝试。因此在这种情况下，强邻里效应会使小农户独自发展生态农业的概率比弱效应低12.8%;其次技术培训对于小农户参加合作社有较强的吸引力，或是这些培训项目提供了较为实用的农业生产理论和技术，对实际生产具有一定帮助，因此接受技能培训较多的小农户发展生态农业的概率比较少者高12.7%。最后，主动关注和了解国家生态政策的小农户，由于能更加及时了解与生态农业相关的信息和政策，具有一定的敏感性和目标性，因此发展生态农业的概率比较低者高9.3%。
（二）倾向得分匹配的估计结果
为研究不同实验组参加合作社后发展生态农业的期望值，文中运用核匹配、k近邻匹配、卡尺内一对四匹配和半径卡尺匹配四种方法测算了平均处理效应（ATT）。具体结果如表3所示。
如表3结果显示：核匹配、k近邻匹配、卡尺匹配和半径卡尺匹配的平均处理效应分别为0.277、0.220、0.223、0.229，且均在1%水平上显著。 由此可见，不同匹配方法得出的平均处理效应差异不大，该种差异出现的原因是不同的方法在匹配后共同范围中的微小区别，从而导致匹配时不同组的样本数量出现一定的损失，使数值出现幅度不大的波动。从总体上看，四种匹配方法的结果与显著性大致相似，因此运算结果是稳健的，表明运用倾向匹配得分来研究合作社对小农户参加生态农业的影响是可行的。这一结果显示，处理组比控制组的小农户选择发展生态农业的平均概率高23.7%，说明参与合作社对发展生态农业的中介效应明显。
（三）倾向得分匹配的平衡性检验
在实验的设计中，协变量是一个独立变量（解释变量），不为实验者所操纵，但仍影响实验结果。因此，为了有效控制该种影响，得到处理组与控制组在匹配后的误差削减情况，从个人特征、风险预期、外部环境三个主要方面引入对小农户发展生态农业具有影响的不同协变量，并利用Pstest法对两组数据的匹配结果以及匹配质量进行平衡性检验。具体结果如表4所示。
表4的结果为匹配前后各项协变量标准偏误削减情况对比，具体分析如下。
现有研究认为，当标准偏误越低时，则匹配效果越好[20-21]，其结果也越可靠。而在加入不同协变量后，标准偏误控制在20%之内则说明匹配效果良好[22]。
从上表中可以发现，在匹配之后所有协变量的标准偏误都降到了20%以下，除市场预期、成本预期和技术培训外，其余协变量的标准偏误皆控制在10%以下。因此，可以看出处理组与控制组之间误差削减情况良好，两组间的个体差异得到有效控制。
在标准误偏差得到有效降低后，利用Pstest平衡检验的方法可进一步检验两组数据在匹配后各项参数的变化幅度。表5列出了匹配前后各项数据结果的对比。可以看出，伪R值由匹配前的0.114下降到了匹配后的0.011，表明在匹配后可能造成选择性误差的混淆变量①對于平均处理效应所提供的新影响大幅减少到0.1以下[23];匹配前似然比在1%水平上显著，而在匹配后不显著，表明在匹配后，处理组与控制组的差异不再明显。通过倾向得分匹配，找到了与处理组参加合作社的小农户群体特征相似，但没有参加合作社的控制组小农户样本，两组数据间的拟合程度较好[24];标准误偏差均值和中位数值有了明显的下降，说明处理组与控制组在匹配后缩小了个体差异，样本数据被有效降低了离散程度且更为集中;线性指数均值的标准差B值在匹配后也低于25%，说明所有协变量在整体上达到平衡[25]。综上所述，数据样本在经过匹配后，各协变量间比较平衡，该匹配有效通过了平衡性检验。
（四）合作社的中介效应及检验
为了得出合作社是否为小农户在发展生态农业过程中是有效的中介组织，文章采用Bootstrapping法进行中介效应的计算和检验，当置信区间不包含零时则中介效应成立①。
如表6所示，对在结果显著且符合置信区间不包含零的协变量如：农业年收入、学历程度、认知能力、市场预期和政策感知等进行具体讨论。可以看出，合作社影响了小农户发展生态农业行为决策，其中介效应均在10%水平下表现显著，合作社对各协变量影响小农户发展生态农业的中介效应由强到弱依次为：认知能力23.3%、学历程度22.4%、市场预期20.1%、政策感知17.9%、农业年收入12%。
具体分析可知，认知能力越强、学历越高和对市场预期越高的小农户，参加合作社的动力越强烈，也能借助这一平台更好了解生态农业技术，强化了其实现生态转型的意愿;学历程度越高、参与合作社的动机也越强烈，更有魄力将生态种养殖的技术和理论应用于生产实际;从市场预期的影响来看，合作社可对市场需求的信息进行分析，在此基础上指导小农户规避市场风险;从政策感知的影响来看，对生态农业政策领会比较深刻的小农户，更有可能通过合作社去争取更多的财力、技术和信息支持。农业年收入越高的小农户，也有较强的加入合作社的意愿，可能是合作社可以帮助他们统一进行产品推广和生产资料采购及改善了农业基础设施，这些优势比单个小农户独立发展生态农业更有保障。
五、结论与政策建议
本文基于298份实地调查数据，运用Logit模型估计倾向得分值，分析了影响小农户发展生态农业的主要因素，利用倾向得分匹配法（PSM）和中介效应探究了合作社是否能成为小农户发展生态农业的有效中介，以此得出以下结论与政策建议：
第一，通过分析边际效应可以看出，小农户发展生态农业受个人特征和资源禀赋、风险预期、外部客观环境等多方面因素不同程度的影响。因此需要整合运用不同的激励方法与手段，包括自我认知、社会学习、风险意识等在内的综合素质越高，则小农户自我发展能力越强，因此，全面提升小农户综合素质是促进小农户和现代农业有机衔接的根本。
第二，平均处理效应表明参加合作社的小农户更有可能去选择发展生态农业，这说明合作社的确是影响小农户发展生态农业的有效中介。小农户要主动积极地以合作社的形式参与到生态农业的产业体系，以“抱团”的形式发展生态农业，尽可能规避风险，并且通过合作社的资源与渠道，解决在生产和销售上的困难。在发展合作社上，也应该优先扶持“生态型”合作社的发展，政府等在政策和资金技术等方面应该为合作社与小农户提供便利与支持。
第三，合作社对不同协变量有明显的中介效应，可以看出合作社在发挥自身功能的同时，也起到了提供平台与渠道的作用。因此，合作社要吸收更多在认知能力、学历程度、市场预期、政策感知等协变量得分较高的小农户加入，提供有针对性的帮助与扶持，解决小农户在发展生态农业时所面临的困难与窘境。
第四，生态农业发展至今，在理论体系和配套技术上不断成熟完善，逐渐成为我国现代农业发展的主要趋势。在对现有生态农业支持体系之外，还可以考虑对“生态型合作社”和“生态小农”进行身份的确认，在其产品贴上生态标签，既使小农户等经营主体具有自我认同感，又可以使这类生态农产品更容易获得市场的认可和消费者的青睐。有市场需求的不断驱动，才能使小农户的生态转型保持可持续性和不可逆转性。 参考文献
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Key Words： small farmers;cooperatives;ecological agriculture;propensity score matching