合作社社會化服務(wù)能促進(jìn)農(nóng)戶病蟲害綜合防治技術(shù)的采納嗎
——來自四川的經(jīng)驗證據(jù)

陳吉平 劉宇熒 傅新紅*

(1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 人文與發(fā)展學(xué)院，北京 100193； 2.四川農(nóng)業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，成都 611130)

長期以來，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)藥過度施用導(dǎo)致的環(huán)境污染與農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全問題受到社會的廣泛關(guān)注。各項解決方案中，關(guān)于農(nóng)藥的減量與替代研究成為學(xué)界關(guān)注和研究的重點。病蟲害綜合防治技術(shù)(IPM技術(shù))作為可持續(xù)農(nóng)業(yè)的一項重要技術(shù)，于20世紀(jì)80年代末90年代初開始引入中國，對農(nóng)藥的減量使用起著重要作用。IPM技術(shù)具體是指運用生物和物理的方式防治病蟲害，以盡量減少化學(xué)農(nóng)藥使用的綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)，具有生態(tài)、經(jīng)濟(jì)、社會等多重效益，有利于改善農(nóng)藥施用的負(fù)外部性，促進(jìn)人與生態(tài)環(huán)境的和諧共存，是推動農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要支撐。IPM技術(shù)的推廣程度與生產(chǎn)主體的采納情況息息相關(guān)，作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要生產(chǎn)主體，農(nóng)戶的技術(shù)采納行為一直是學(xué)界關(guān)注的熱點。

當(dāng)前，關(guān)于農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的研究主要就以下幾方面展開：一是基于農(nóng)業(yè)污染的現(xiàn)實狀況和農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展的大背景，從理論上強調(diào)農(nóng)戶采納IPM技術(shù)的重要性與必要性。二是分析農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響因素。研究顯示，農(nóng)戶的年齡、受教育程度、農(nóng)業(yè)經(jīng)驗、動機、創(chuàng)新精神等個體特征，人口、農(nóng)業(yè)兼業(yè)等家庭特征，收入水平、技術(shù)成本等經(jīng)濟(jì)特征，耕地數(shù)量與規(guī)模、距離、產(chǎn)權(quán)等土地特征，是否加入合作社等組織特征，信息來源、渠道利用水平等信息獲取特征等都會影響IPM的采用過程。三是對農(nóng)戶IPM技術(shù)的采納效益進(jìn)行評估。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶采納IPM技術(shù)不僅可以顯著降低農(nóng)戶的農(nóng)藥施用成本，同時，還可以提高農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出水平，增加農(nóng)戶收益。此外，在促進(jìn)農(nóng)戶IPM技術(shù)推廣的方案中，學(xué)者們從完善政策支持、加強技能培訓(xùn)與教育、宣傳引導(dǎo)、以及發(fā)揮合作組織的作用等方面給出了建議。

農(nóng)技推廣是提高農(nóng)業(yè)技術(shù)采納效率的重要手段，而農(nóng)業(yè)技術(shù)的采納依賴于一定的農(nóng)技推廣體系。當(dāng)前，農(nóng)村IPM技術(shù)推廣體系包括研究單位、各級行政管理和技術(shù)推廣機構(gòu)以及農(nóng)村能人等，其中IPM技術(shù)最終需由農(nóng)戶來實施，這些實施活動與IPM技術(shù)的推廣以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的生產(chǎn)、供應(yīng)等密切相關(guān)。作為農(nóng)技推廣服務(wù)的重要主體，合作社在農(nóng)技推廣中有著呈上啟下的橋梁紐帶作用。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部數(shù)據(jù)顯示，截止到2020年底，我國合作社數(shù)量超過220萬家，已經(jīng)發(fā)展成為最重要的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體之一。隨著合作社的快速發(fā)展，以合作社為代表服務(wù)主體在農(nóng)技推廣中發(fā)揮著越來越重要的作用。合作社農(nóng)技推廣服務(wù)的關(guān)鍵在于合作社農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的開展，具體而言，合作社可以在產(chǎn)前階段為成員提供種苗供應(yīng)、農(nóng)資采購等服務(wù)；在產(chǎn)中階段為成員提供生產(chǎn)管理服務(wù)包括技術(shù)服務(wù)、栽培服務(wù)、收獲服務(wù)；在產(chǎn)后階段為成員提供產(chǎn)品收購、加工和營銷服務(wù)等。盡管合作社在農(nóng)技推廣中具有一定優(yōu)勢，但由于自身發(fā)育不足、技術(shù)支撐能力薄弱以及運轉(zhuǎn)資金缺乏和內(nèi)部管理不規(guī)范等原因，致使它在開展農(nóng)技推廣服務(wù)方面仍然存在困難和不足。農(nóng)戶加入合作社是否必然促進(jìn)其IPM技術(shù)的分采納還存在一定的爭議。同時，由于農(nóng)戶自身稟賦以及獲得合作社社會化服務(wù)等業(yè)務(wù)參與情況的不同，受合作社的影響也會有所差異。因此，基于上述疑問，有必要對以上問題進(jìn)行進(jìn)一步的探討。

通過梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究仍然存在一定的不足。一是已有研究只關(guān)注了農(nóng)戶的社員資格對其IPM技術(shù)采納的影響，可能導(dǎo)致了合作社對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響被高估；而農(nóng)戶加入合作社后，獲得合作社社會化服務(wù)等業(yè)務(wù)參與的差異對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納影響的研究還缺乏相關(guān)的實證依據(jù)。二是已有研究沒有考慮到合作社成員的異質(zhì)性差異的影響，對合作社因成員異質(zhì)性導(dǎo)致的技術(shù)推廣效果的相對差異還缺乏進(jìn)一步討論。鑒于此，本研究采用傾向得分匹配法，不僅考察了農(nóng)戶加入合作社對其IPM技術(shù)采納的影響；而且從合作社生產(chǎn)培訓(xùn)、農(nóng)資供應(yīng)、農(nóng)產(chǎn)品銷售3方面構(gòu)建合作社社會化服務(wù)指標(biāo)，實證分析了合作社社會化服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響。此外，還深入探究了不同出資行為、年齡、教育背景和土地流轉(zhuǎn)情況下合作社社會化服務(wù)對促進(jìn)農(nóng)戶IPM技術(shù)采納影響的組群差異，以期為合作社IPM技術(shù)推廣的相關(guān)研究提供一定的借鑒與參考。

1 研究假設(shè)

1.1 合作社對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響

隨著合作社示范帶動、技術(shù)培訓(xùn)與指導(dǎo)能力的增強，合作社作為載體進(jìn)行農(nóng)技推廣的作用將越發(fā)凸顯。農(nóng)戶加入合作社有利于增強對新技術(shù)的接受能力，提升農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)技術(shù)的支付能力和抵抗風(fēng)險能力，激勵了農(nóng)戶的采納行為，從而促進(jìn)其技術(shù)的采納。學(xué)界有此認(rèn)知的基本緣由在于，從合作社組織特性來講，合作社作為以農(nóng)民為主體的合作組織，合作社特有“人合屬性”使其與農(nóng)民的關(guān)系更為緊密，因而，合作社成員資格與農(nóng)業(yè)技術(shù)采納關(guān)系密切。現(xiàn)實緣由在于，傳統(tǒng)的以政府農(nóng)技推廣部門為主體的推廣體系，特別在基層，已經(jīng)很難發(fā)揮農(nóng)技推廣的功能。合作社基于其特殊的利益分配機制形成其組織成員的共同利益，成員愿意為組織的共同利益而努力；相關(guān)研究也表明農(nóng)戶組織化程度對IPM技術(shù)的采納具有顯著且正向的影響，合作社越來越成為促進(jìn)IPM技術(shù)采用和傳播的一條重要途徑，合作社的農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣作用得到肯定。另一方面基于合作社的弱質(zhì)性，部分研究也指出：由于合作社在發(fā)展過程中，還存在自身發(fā)育不足、社會聯(lián)系渠道有限、與社員聯(lián)系松散、合作社只注重經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)等問題，并沒有發(fā)揮實際的農(nóng)技推廣作用，農(nóng)戶入社與否對農(nóng)業(yè)技術(shù)采納的影響并不顯著。盡管對合作社的技術(shù)推廣作用存在質(zhì)疑，但要更好地解決農(nóng)技推廣的“最后一公里”問題，必須更好發(fā)揮合作社的平臺作用；隨著合作社的發(fā)展壯大，可以預(yù)見的是，以合作社為載體開展基層農(nóng)技推廣服務(wù)將成為一種趨勢和必然，合作社在技術(shù)推廣上擁有巨大潛力。因此，本研究認(rèn)為合作社對農(nóng)戶IPM技術(shù)的采納存在正的外部性。故提出假設(shè)：

H1：農(nóng)戶加入合作社對其IPM技術(shù)的采納具有正向影響。

1.2 合作社技術(shù)培訓(xùn)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響

農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)是農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散的重要手段，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為具有重要影響。農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)的重要性在于：一是可以降低農(nóng)戶感知的技術(shù)復(fù)雜程度，增強農(nóng)戶安全生產(chǎn)的積極性。二是可以提高生產(chǎn)技術(shù)保障，增強農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全認(rèn)識，從而促進(jìn)農(nóng)戶對該技術(shù)的釆納。不少學(xué)者實證研究表明，參加技術(shù)培訓(xùn)對農(nóng)戶技術(shù)采納行為有顯著的正向影響。關(guān)于農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的研究也表明，參加技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)戶獲得了IPM技術(shù)更加完整的理解，提高了農(nóng)民IPM技術(shù)實際操作的實踐能力和應(yīng)用能力，顯著提高了農(nóng)戶對IPM技術(shù)的采納概率。農(nóng)技推廣方面，合作社生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)的優(yōu)勢在于：一是合作社可以為技術(shù)推廣提供信息介紹、政策講解、使用咨詢、技能培訓(xùn)、人才培養(yǎng)等多方面的專業(yè)化的教育和培訓(xùn)服務(wù)，提高農(nóng)戶的技術(shù)認(rèn)知。二是合作社的內(nèi)部成員農(nóng)產(chǎn)品的相對同質(zhì)性，對農(nóng)業(yè)技術(shù)需求的差異較小，合作社能夠面向需求相對一致的群體進(jìn)行培訓(xùn)和咨詢服務(wù)，內(nèi)容針對性強，成本較低；從而可以有效提高技術(shù)擴(kuò)散效率、促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的快速傳播。綜上，提出以下假設(shè)：

H2：合作社技術(shù)培訓(xùn)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納具有正向影響。

1.3 合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響

理性經(jīng)濟(jì)人理論認(rèn)為，處于預(yù)期收益的考慮，農(nóng)戶加入合作社的最終目的是想利用合作社的服務(wù)，以此增加自己的收益。實際中，雖然農(nóng)戶對合作社的存在感與認(rèn)知感程度不高，但對組織農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)需求卻較為旺盛。而社會化服務(wù)中，農(nóng)戶最迫切需要的服務(wù)是購買良種、購買化肥、購買農(nóng)藥等農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)。成本與收益是農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)技采納決策的根本出發(fā)點，因此，對于積累資源不足的農(nóng)戶而言，其農(nóng)技采納意愿可能不高。如果加入合作社無法獲得入社的好處或收益，合作社對農(nóng)戶的吸引力就會進(jìn)一步減弱。大量研究顯示，合作社能有效降低農(nóng)戶的投入產(chǎn)出成本和市場交易成本。因此，本研究認(rèn)為農(nóng)戶加入合作社，享受到合作社的農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)，有利于降低農(nóng)戶的投入產(chǎn)出成本和市場交易成本，增強了合作社對農(nóng)戶的吸引力和凝聚力，從而推進(jìn)IPM技術(shù)的擴(kuò)散，促進(jìn)農(nóng)戶IPM技術(shù)的采納?；诖?，提出以下假設(shè)：

H3：合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納具有正向影響。

1.4 合作社銷售服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響

合作社銷售服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響可能體現(xiàn)在以下兩方面。一是對農(nóng)戶技術(shù)采納風(fēng)險的影響。生存小農(nóng)理論認(rèn)為，“風(fēng)險厭惡”是影響農(nóng)戶決策行為的重要因素。在強烈的“風(fēng)險厭惡”傾向下，風(fēng)險最小化是農(nóng)戶進(jìn)行技術(shù)選擇的最主要原則。農(nóng)戶采納IPM技術(shù)意味著農(nóng)藥的減量使用，同時，在一定程度上可能影響農(nóng)戶的單位產(chǎn)量，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出風(fēng)險增加；同時，農(nóng)戶在采納技術(shù)的過程中還需要付出較多的時間和學(xué)習(xí)成本，從“理性經(jīng)濟(jì)人”的角度來看，農(nóng)戶的采納意愿會偏向于不采納該技術(shù)。而通過一系列政策工具和手段幫助農(nóng)戶降低可能出現(xiàn)的風(fēng)險以及減少農(nóng)戶的風(fēng)險期望，可以讓農(nóng)戶有更多的信心采納新技術(shù)。二是對農(nóng)戶生產(chǎn)效益的影響。市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，農(nóng)戶被納入到農(nóng)業(yè)市場體系中，利益實現(xiàn)的最大化無疑是農(nóng)戶的核心訴求。因此，農(nóng)產(chǎn)品的銷售問題成為農(nóng)戶最為關(guān)心的核心命題，在合作社的社會化服務(wù)中，農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)的需求也最為強烈。本研究認(rèn)為，實際發(fā)展中，合作社通過為農(nóng)戶提供市場咨詢、市場價格、市場渠道等農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)，在解決農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品銷售問題上起到了一定的積極作用，降低了農(nóng)戶的市場交易成本，有助于提升農(nóng)戶IPM技術(shù)的采納意愿。同時，合作社通過收購農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品，切實解決了農(nóng)戶的銷售難題，實現(xiàn)了農(nóng)戶銷售風(fēng)險的有效轉(zhuǎn)移，降低了農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的風(fēng)險預(yù)估，從而有利于提升農(nóng)戶采納IPM技術(shù)的信心?；谝陨戏治?，提出以下假設(shè)：

H4：合作社銷售服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納具有正向影響。

2 研究方法

本研究主要探討合作社及其社會化服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響。式(1)構(gòu)建了合作社及其社會化服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響的基準(zhǔn)模型。

y

=

α

+

βm

+

γ

(

x

+

x

+

x

,…,

x

)+

ε

(1)

式中：

y

為農(nóng)戶采納IPM技術(shù)的情況；

i

=1時表示農(nóng)戶采納IPM技術(shù)，反之，為0；

m

(

j

=1,2,3,4)為解釋變量，分別表示農(nóng)戶加入合作社以及獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)、農(nóng)資供應(yīng)和農(nóng)產(chǎn)品銷售等社會化服務(wù)情況。

x

為控制變量的集合，包括戶主性別、年齡、受教育程度等個人特征；家庭總?cè)丝?、外出勞動等家庭特征；種植規(guī)模、是否有土地流轉(zhuǎn)、到農(nóng)產(chǎn)品銷售地的距離等生產(chǎn)經(jīng)營特征，具體見表1。

α

為常數(shù)項，

β

和

γ

為待估系數(shù)，

ε

為隨機干擾項。

值得注意的是，農(nóng)戶是否加入合作社以及是否獲得合作社社會化服務(wù)不是一個隨機行為也不是隨機分配的結(jié)果，而是農(nóng)戶自我選擇的結(jié)果，因而可能存在選擇性偏差。如果直接采用OLS模型對方程進(jìn)行回歸分析可能會導(dǎo)致最終的計量結(jié)果存在一定的內(nèi)生性偏差。相較于OLS模型，PSM模型不僅可以解決樣本由于“自選擇”帶來的“選擇偏差”和有偏估計問題，而且在處理變量內(nèi)生性問題時，PSM模型解決了其他模型使用限制較多的難題。PSM不需要事先假定函數(shù)形式、參數(shù)約束及誤差項分布，也不需要解釋變量外生以識別因果效應(yīng)，因此更具優(yōu)勢。因此，本研究采用PSM方法構(gòu)建反事實框架進(jìn)行分析。其具體的思路就是將處理組和對照組的樣本按照傾向得分進(jìn)行匹配，使得處理組和對照組的主要特征盡可能相似，然后用對照組模擬處理組未加入合作社和未獲得合作社社會化服務(wù)(反事實)的狀態(tài)，進(jìn)而比較農(nóng)戶在加入合作社以及獲得合作社農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)后其IPM技術(shù)采納的概率水平。在進(jìn)行傾向得分匹配時，最常見的匹配算法有近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配等。文中，實證部分用最近鄰匹配法，卡尺匹配和和核匹配用作穩(wěn)健性檢驗。

3 數(shù)據(jù)來源與描述性分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

本研究以四川省果蔬種植農(nóng)戶為例，考察合作社社會服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響。區(qū)域選擇上，四川省按照經(jīng)濟(jì)地理區(qū)劃劃分為成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)、川南經(jīng)濟(jì)區(qū)、川東北經(jīng)濟(jì)區(qū)、攀西經(jīng)濟(jì)區(qū)和川西北生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)五大經(jīng)濟(jì)區(qū)，由于攀西經(jīng)濟(jì)區(qū)和川西北生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)的果蔬總體種植規(guī)模相對較小，同時囿于時間、精力所限，研究團(tuán)隊選取四川成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)、川南經(jīng)濟(jì)區(qū)、川東北經(jīng)濟(jì)區(qū)三大經(jīng)濟(jì)區(qū)的果蔬種植農(nóng)戶作為調(diào)研對象。樣本選擇上，考慮到樣本本身異質(zhì)性對研究設(shè)計的影響，因而主要以果蔬種植農(nóng)戶為主。調(diào)研方法上，主要采用問卷調(diào)查和半結(jié)構(gòu)化訪談的方式進(jìn)行。問卷調(diào)查主要采用分層隨機抽樣的方式：首先，在每個經(jīng)濟(jì)區(qū)隨機選擇2個樣本市；其次，在每個樣本市隨機選擇2～3個樣本縣；再次，在每個樣本縣隨機選擇3～7個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)15～20份農(nóng)戶問卷。調(diào)研隊伍于2019年7月15—26日開展了實地調(diào)研。最后，調(diào)研總共發(fā)放問卷835份，回收問卷825份，回收率為98.8%，剔除信息不完整問卷以及邏輯錯誤等無效問卷，有效問卷810份，有效率達(dá)到97%。其中，加入合作社的農(nóng)戶問卷總計536份，普通農(nóng)戶(非社員)274份。半結(jié)構(gòu)化訪談則有助于在完成必要信息搜集的同時，又可以對合作社技術(shù)推廣、農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的相關(guān)情境得出更全面的認(rèn)知。兩種調(diào)研方式的結(jié)合，一定程度上增強了本研究解釋和分析的內(nèi)部有效性。

3.2 變量設(shè)定

變量設(shè)定的具體情況與統(tǒng)計特征如表1所示，因變量為農(nóng)戶是否使用IPM技術(shù)，自變量分別為“是否為合作社社員、是否獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)、是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)、是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)。其中，用“是否為合作社社員”來考察合作社的中介作用；用“是否獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)、是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)、是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)”測度合作社的社會化服務(wù)情況。從樣本統(tǒng)計性分析來看，有45.2%的農(nóng)戶采納IPM技術(shù)。社會化服務(wù)方面，農(nóng)戶獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)和農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)的情況較好，分別有95%和84.7%的農(nóng)戶獲得了相關(guān)服務(wù)。農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)方面，有75.4%的農(nóng)戶經(jīng)合作社銷售農(nóng)產(chǎn)品。此外，結(jié)合已有的研究成果和果蔬種植的具體情況，本研究選取了戶主性別、年齡、受教育程度、手機聯(lián)系人數(shù)量、是否外出務(wù)工等個人特征情況，家庭總?cè)丝?、外出勞動人口等家庭特征，種植規(guī)模、是否有土地流轉(zhuǎn)、到農(nóng)產(chǎn)品銷售地的距離等生產(chǎn)經(jīng)營情況作為控制變量。

表1 變量定義及統(tǒng)計概況
Table 1 Variable definition and statistical overview

項目 Item 變量 Variable 變量說明Discription觀測值Observations均值A(chǔ)verage標(biāo)準(zhǔn)差Standard deviation因變量Dependentvariable是否使用綜合病蟲害防治技術(shù) yUse IPM technology1=是;0=否8100.4520.498是否為合作社社員 m1Member of a cooperative1=是;0=否8100.6620.473自變量Independentvariables是否獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù) m2Production training services1=是;0=否5360.9500.219是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù) m3Agricultural supplies service1=是;0=否5360.8470.360是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù) m4Agricultural products sales services1=是;0=否5360.7540.431性別x1 Gender1=男;0=女8100.6160.487年齡x2 Age具體年齡,歲81056.28310.691受教育程度x3 Education受教育年限,年8106.8383.429手機聯(lián)系人數(shù)量x4Number of phone contacts實際人數(shù)810115.738203.773控制變量Controlvariables是否外出務(wù)工x5 Go out to work實際人數(shù)8100.1950.396家庭總?cè)丝趚6Total household population實際人數(shù)8104.4041.713外出勞動人口x7Out-of-work population實際人數(shù)8101.3791.175種植規(guī)模x8 Planting scale種植面積,hm28103.23816.829是否有土地流轉(zhuǎn)x9 Land1=是;0=否8100.6090.488到銷售地的距離x10 Distance實際距離,km8104.4084.358

3.3 變量均值差異分析

檢驗IPM技術(shù)采納農(nóng)戶與非采納農(nóng)戶各項特征指標(biāo)的均值差異情況，有助于進(jìn)一步分析農(nóng)戶加入合作社、合作社社會化服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響。本研究對IPM技術(shù)采納農(nóng)戶與非采納農(nóng)戶的均值差異進(jìn)行了

t

檢驗，具體概況見表2。具體而言，農(nóng)戶社員身份上，IPM技術(shù)采納戶中，加入合作社的農(nóng)戶數(shù)量要遠(yuǎn)高于非采納戶。社會化服務(wù)方面，IPM技術(shù)采納戶在獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)、農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)和農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)的情況要普遍好于非采納戶。個人特征方面，IPM技術(shù)采納戶中，男性農(nóng)戶要多于女性，同時年齡更加年輕化、受教育程度更高、手機聯(lián)系人數(shù)量更多、外出務(wù)工概率更低。家庭特征方面，IPM技術(shù)采納戶的家庭規(guī)模相對偏小，且外出勞動人口較少。生產(chǎn)特征方面，IPM技術(shù)采納戶的種植規(guī)模較小，土地流轉(zhuǎn)程度相對更高、但到農(nóng)產(chǎn)品銷售地的距離均值與非采納戶相比差異不明顯。以上概述反映了各變量均值差異的基本情況，由于加入合作社和獲得合作社社會化服務(wù)是農(nóng)戶的“自選擇”行為，若不考慮樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，相應(yīng)的研究結(jié)論可能存在一定的偏誤。因此，有必要建立PSM模型進(jìn)一步考察農(nóng)戶加入合作社、合作社社會化服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響。

表2 IPM技術(shù)采納戶與非采納戶各指標(biāo)的均值差異情況
Table 2 Average difference of each index between IPM technology adopters and non-adopters

變量釋義 Variable interpretation 非采納戶Non-adoptedhouseholds采納戶Adoptedhouseholds差值Differencevalue是否為合作社社員 m1Member of a cooperative0.477(0.024)0.885(0.016)-0.408***(0.030)是否獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù) m2Production training services0.915(0.019)0.972(0.009)-0.057***(0.019)是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù) m3Agricultural supplies service0.807(0.027)0.873(0.018)-0.067**(0.031)是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù) m4Agricultural products sales services0.698(0.031)0.790(0.022)-0.092**(0.037)性別 x1Gender0.581(0.023)0.658(0.024)-0.077**(0.034)年齡 x2Age57.578(0.493)54.710(0.566)2.868***(0.748)受教育程度 x3Education6.236(0.157)7.568(0.179)-1.332***(0.237)手機聯(lián)系人數(shù)量 x4Number of phone contacts71.919(6.776)168.896(13.027)-96.977***(13.985)是否外出務(wù)工 x5Go out to work0.225(0.019)0.158(0.019)0.067**(0.027)家庭總?cè)丝?x6Total household population4.430(0.076)4.372(0.096)0.058(0.120)外出勞動人口 x7Out-of-work population1.493(0.051)1.240(0.066)0.253***(0.082)種植規(guī)模 x8Planting scale51.009(12.296)45.612(12.775)5.397(17.832)是否有土地流轉(zhuǎn) x9Land0.583(0.023)0.639(0.025)-0.056(0.034)到銷售地的距離 x10Distance 4.406(0.208)4.409(0.225)-0.003(0.307)

注：資料來源為實地調(diào)研所得，*、**、***分別代表在10%、5%和1%的水平上顯著，下同；括號內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差。

Note: Data source: Field research，*, ** and *** represent significance levels of 10%, 5% and 1% respectively. The same below. The values in brackets are standard deviations.

4 實證分析

4.1 合作社及社會化服務(wù)的logit估計結(jié)果

本研究采用最近鄰匹配法，分別以“是否為合作社社員、是否獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)、是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)、是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)”為處理變量進(jìn)行4次匹配。表3給出了依據(jù)logit回歸得到的4次傾向得分匹配的結(jié)果。其中，農(nóng)戶受教育程度、手機聯(lián)系人數(shù)量、家庭總?cè)丝?、是否有土地流轉(zhuǎn)等控制變量對農(nóng)戶是否加入合作社呈顯著正相關(guān)；而戶主是否外出務(wù)工、外出勞動人口和種植規(guī)模等控制變量對農(nóng)戶是否加入合作社呈顯著負(fù)相關(guān)。年齡、受教育程度等控制變量對農(nóng)戶是否獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)呈現(xiàn)顯著的正向影響?？刂谱兞繉r(nóng)戶是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)和農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)的影響不顯著。各維度的具體匹配效果可以通過平衡性檢驗來判斷各個匹配變量是否成立。

表3 Logit模型估計結(jié)果
Table 3 Estimation results of Logit model

項目 Item 系數(shù) Coefficient是否為合作社社員Member of acooperative是否獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)Productiontraining services是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)Agriculturalsupplies service是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)Agricultural productssales services性別 x1 Gender-0.109-0.098-0.124-0.124年齡 x2 Age0.0150.050**-0.001-0.001受教育程度 x3 Education0.053*0.223***-0.000-0.000手機聯(lián)系人數(shù)量 x4Number of phone contacts0.005***-0.001-0.000-0.000是否外出務(wù)工 x5Go out to work-0.669***0.251-0.200-0.200家庭總?cè)丝?x6Total household population0.183***-0.115-0.049-0.049外出勞動人口 x7Out-of-work population-0.567***0.254-0.004-0.004種植規(guī)模 x8Planting scale-0.004***0.0180.0030.003是否有土地流轉(zhuǎn) x9Land0.461***0.196-0.269-0.269到銷售地的距離 x10Distance0.027-0.0120.0440.044

4.2 合作社及社會化服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納影響的匹配效果檢驗

在計算平均處理效應(yīng)前，有必要對匹配后的樣本進(jìn)行平衡性檢驗，PSM匹配效果一般通過共同支撐域與均衡性檢驗來考察。其具體檢驗情況如下：

為保證匹配質(zhì)量，還需檢驗處理組與對照組的傾向得分分布區(qū)間能在多大程度上重合。圖1呈現(xiàn)了所有匹配結(jié)果的共同取值域情況，處理變量“是否為合作社社員、是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)、是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)”匹配過程中，絕大部分的觀測值位于共同取值范圍內(nèi)，匹配過程只損失了少量樣本，匹配效果較好。而合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)方面，處理組有81個值不在共同取值范圍，樣本損失量較大，匹配效果欠佳。

圖1 共同支撐域圖Fig.1 Common support area diagram

均衡性檢驗的主要目的就是考察匹配前后，處理組和對照組解釋變量的分布是否得到了較好的平衡，一般而言，標(biāo)準(zhǔn)化偏差小于20%說明匹配效果良好。檢驗結(jié)果如表4所示。處理變量“是否為合作社社員、是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)、是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)”的Pseudo-

R

值、LR統(tǒng)計量、標(biāo)準(zhǔn)化偏差經(jīng)匹配后差異明顯降低，匹配效果良好。而處理變量“是否獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)”的Pseudo-

R

值和標(biāo)準(zhǔn)化偏差匹配后下降幅度小，且LR統(tǒng)計量的值大幅提升，沒有通過均衡性檢驗。

4.3 合作社及社會化服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納影響的平均處理效應(yīng)

表5為合作社及社會化服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納影響的平均處理效應(yīng)。本研究使用bootstrap自助法，循環(huán)次數(shù)500次，計算了相應(yīng)的自助標(biāo)準(zhǔn)誤。結(jié)果顯示(表5)，農(nóng)戶加入合作社，對其IPM技術(shù)的采納有顯著的正向影響，且在1%的水平上顯著，其平均處理效應(yīng)估計值高達(dá)0.426。說明在技術(shù)推廣上，合作社確實發(fā)揮了積極的促進(jìn)作用，假設(shè)H1得以驗證?？赡艿慕忉屧谟?，農(nóng)戶加入合作社后，受到合作社的示范帶動以及合作社對社員生產(chǎn)技術(shù)統(tǒng)一要求的影響，增強了農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的傾向性。這與熊鷹等的研究結(jié)論一致，但與米松華等的研究結(jié)論有所不同。可能的原因在于樣本量的差異，米松華等研究的樣本涉及量只有237，其中加入合作社的農(nóng)戶只有47人，絕大部分農(nóng)戶為個體分散經(jīng)營，最終合作社技術(shù)推廣效果不明顯的結(jié)論可能存在一定的偏差。

表4 均衡性檢驗結(jié)果
Table 4 Equilibrium test results

項目Item是否為合作社社員Member of acooperative是否獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)Productiontraining services是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)Agriculturalsupplies service是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)Agricultural productssales services匹配前 U匹配后 M匹配前 U匹配后 M匹配前 U匹配后 M匹配前 U匹配后 MPseudo-R20.1570.0290.0930.0840.0500.0060.0130.005LR 統(tǒng)計量 LR statistics162.90039.88019.81099.27023.1206.9607.5705.300標(biāo)準(zhǔn)化偏差Standardized deviations27.40012.50016.60015.00017.6004.8006.6004.100

表5 平均處理效應(yīng)
Table 5 Average treatment effect

項目ItemATT標(biāo)準(zhǔn)誤Standard errorT值T-value是否為合作社社員Member of a cooperative0.426***0.0479.670是否獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)Production training services0.1540.1380.810是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)Agricultural supplies service0.141*0.0822.040是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)Agricultural products sales services0.123*0.0632.260

合作社社會化服務(wù)上，合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納影響的平均處理效應(yīng)估計值為0.141，在10%的水平上顯著，表明獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)的社員更有可能采納IPM技術(shù)，假設(shè)H3得到驗證?？赡艿慕忉屖呛献魃缤ㄟ^對社員提供農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)，為社員IPM技術(shù)的采納提供了便利(如粘蟲板、防蟲燈、生物農(nóng)藥等)，提升了社員IPM技術(shù)可獲得性，增強了合作社對社員的吸引力和影響力，使得社員IPM技術(shù)的使用得以實現(xiàn)，因而利于促進(jìn)社員IPM技術(shù)的采納。合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納影響的平均處理效應(yīng)值為0.123，且在10%的水平上顯著，估計結(jié)果表明，獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)的社員更傾向于采納IPM技術(shù)，這與蔡書凱的研究結(jié)論一致?？赡艿慕忉屧谟冢皇呛献魃玟N售農(nóng)產(chǎn)品對產(chǎn)品質(zhì)量有一定的門檻標(biāo)準(zhǔn)，迫使農(nóng)戶必須采用IPM技術(shù)以達(dá)到一定的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)；二是合作社統(tǒng)一銷售有利于實現(xiàn)優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)證，從而實現(xiàn)優(yōu)質(zhì)優(yōu)價，增強了社員采納IPM技術(shù)的預(yù)期與信心。因而對社員IPM技術(shù)的采納起著促進(jìn)作用，假設(shè)H4得以成立。生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)方面，匹配結(jié)果顯示，社員獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)與否對其IPM技術(shù)采納的影響并不顯著，這與儲成兵，楊興杰等的研究結(jié)論相悖，假設(shè)H2不成立?？赡艿脑蛉缦拢阂皇?，不少合作社受限于自身財力、管理等現(xiàn)實條件的約束，合作社生產(chǎn)培訓(xùn)沒有真正落到實處，培訓(xùn)流于形式，因而培訓(xùn)效果不佳，農(nóng)戶難以掌握IPM技術(shù)的運用。二是，很多合作社的生產(chǎn)培訓(xùn)缺乏系統(tǒng)性和連續(xù)性，農(nóng)戶雖然形式上獲得了生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)，但其培訓(xùn)的質(zhì)量和可持續(xù)性可能難以滿足農(nóng)戶的真實需求，影響了培訓(xùn)效果。

4.4 穩(wěn)定性檢驗

本研究采用了最近鄰匹配法進(jìn)行了比較分析，匹配結(jié)果良好。為了進(jìn)一步驗證前述匹配結(jié)果的穩(wěn)健性，繼續(xù)采用卡尺匹配和核匹配對上述結(jié)論進(jìn)行驗證。匹配結(jié)果顯示(表6)，在農(nóng)戶身份上，無論是卡尺匹配還是核匹配的平均處理效應(yīng)都在1%的水平上顯著。而在合作社生產(chǎn)培訓(xùn)方面，二者的匹配結(jié)果顯示并不顯著，與上述的最近鄰匹配結(jié)論一致。合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)上，兩種匹配方法的平均處理效應(yīng)都在5%的水平上通過檢驗，匹配效果良好。合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)方面，兩種匹配方法都在5%的水平上通過了顯著性檢驗，穩(wěn)健性檢驗良好。因此，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，除了合作社生產(chǎn)培訓(xùn)方面的匹配效果欠佳外，其他方面的匹配結(jié)果較好，這也說明了上述匹配結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果
Table 6 Robustness test results

項目 Item 卡尺匹配 Caliper matching核匹配 Kernel matchingATT標(biāo)準(zhǔn)誤Standard errorT值T-valueATT標(biāo)準(zhǔn)誤Standard errorT值T-value是否為合作社社員Member of a cooperative0.425***0.0419.8900.426***0.04310.090是否獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)Production training services0.1570.1441.1300.1390.1181.280是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)Agricultural supplies service0.118**0.0781.9500.109**0.0672.180是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)Agricultural products sales services0.084*0.0582.1700.075*0.0522.150

5 基于異質(zhì)性視角的進(jìn)一步考察

成員異質(zhì)性是我國合作社發(fā)展面臨的最重要的內(nèi)部環(huán)境特征，合作社社會化服務(wù)對不同特征社員的IPM技術(shù)采納的影響也會有所不同。農(nóng)戶技術(shù)采納研究中，調(diào)研對象的年齡、受教育水平和土地流轉(zhuǎn)情況等常作為重要影響因素進(jìn)行分析研究。同時，實際發(fā)展中，社員出資與合作社發(fā)展息息相關(guān)，在一定程度上可以反映社員與合作社利益連接的緊密程度，社員出資與否可能是影響社員IPM技術(shù)的采納的重要因素?；诖耍狙芯糠謩e從社員出資、年齡、受教育水平和土地流轉(zhuǎn)等異質(zhì)性視角切入，進(jìn)一步考察合作社社會化服務(wù)對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響。不同異質(zhì)性視角下的農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的情況通過最近鄰匹配給出，匹配過程均通過均衡性檢驗與穩(wěn)健性檢驗(表7)。

社員出資方面。從農(nóng)戶加入合作社是否出資的視角，對社會化服務(wù)的幾個維度分別進(jìn)行分組匹配。結(jié)果顯示，只有處理變量“是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)”的匹配效果是相對顯著的。匹配結(jié)果顯示，合作社銷售服務(wù)方面，獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)且在合作社出資的社員的平均處理效應(yīng)在5%的水平上顯著，其平均處理效應(yīng)值高達(dá)0.275，高于全體社員的0.112，表明在合作社出資且獲得合作社銷售服務(wù)的社員更傾向于采納IPM技術(shù)，而沒有出資的社員的匹配效果不顯著。可能的原因是社員通過出資的形式，加深了與合作社間的利益聯(lián)結(jié)，形成了更加穩(wěn)固的利益共同體，參與合作社發(fā)展的意愿更高，因而更愿意采納IPM技術(shù)。

表7 基于異質(zhì)性視角的平均處理效應(yīng)
Table 7 ATT based on heterogeneity perspective

項目 Item 是否獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)Production training services是否獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)Agricultural supplies service是否獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)Agricultural productssales servicesATT標(biāo)準(zhǔn)誤StandarderrorT值T-valueATT標(biāo)準(zhǔn)誤StandarderrorT值T-valueATT標(biāo)準(zhǔn)誤StandarderrorT值T-value社員出資Investment出資0.3330.2801.2300.340*0.2081.9700.275**0.1372.250未出資0.0420.1640.3100.116*0.0741.8500.0630.0761.050年齡Age50歲以下0.1300.2310.6300.1120.1170.8800.1860.1231.90050歲及以上0.310*0.1481.9500.194**0.0882.3300.114*0.0661.850學(xué)歷Degree小學(xué)及以下0.389***0.0083.1800.315***0.1052.8800.0980.0981.260初中及以上0.1150.2800.5300.0870.0951.0500.0780.0811.030土地流轉(zhuǎn)Land流轉(zhuǎn)0.316*0.1651.9800.1430.0931.6000.149**0.0642.370未流轉(zhuǎn)0.2610.2141.2500.247**0.1202.1200.0330.0960.420

年齡因素方面?？紤]到樣本合作社成員的平均年齡超過50歲，因而本研究以50歲為分水嶺進(jìn)行異質(zhì)性考察。結(jié)果顯示，合作社的生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)、農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)、農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)對50歲及以上社員的IPM技術(shù)采納意愿的影響更為顯著。具體而言，合作社的生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)對50歲及以上社員IPM技術(shù)采納影響的平均處理效應(yīng)為0.310，且在10%的水平上顯著。50歲以上的社員獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)后，更傾向于采納IPM技術(shù)。合作社的農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)對50歲及以上的社員的平均處理效應(yīng)為0.114，且通過顯著性檢驗，略高于0.112的整體均值。整體而言，合作社社會化服務(wù)對50歲以上社員的IPM技術(shù)采納的影響更為顯著?？赡艿脑蛟谟?，年齡偏大的社員，技術(shù)選擇的自主性不強，對集體與組織的依賴更強，更容易接受合作社的技術(shù)推廣。

受教育水平方面。由于調(diào)研對象受教育水平普遍不高，平均受教育年限不到7年，故本研究以小學(xué)學(xué)歷為基準(zhǔn)，將社員數(shù)據(jù)按“小學(xué)學(xué)歷及以下”和“初中學(xué)歷及以上”學(xué)歷情況進(jìn)行分組分析。結(jié)果顯示，接受合作社培訓(xùn)服務(wù)的小學(xué)學(xué)歷社員的平均處理效應(yīng)為0.389，而對初中及以上學(xué)歷社員技術(shù)采納的影響不顯著。合作社的農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)對小學(xué)學(xué)歷社員的影響更為顯著，受教育水平為小學(xué)學(xué)歷的社員獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品收購服務(wù)后，其IPM技術(shù)采納可能性更高。合作社銷售服務(wù)方面，兩組社員IPM技術(shù)采納受合作社銷售服務(wù)的影響皆不顯著?？梢钥吹剑献魃缟鐣?wù)對低學(xué)歷社員IPM技術(shù)采納的影響效果更為明顯?？赡艿慕忉屖怯捎谏鐔T自身科學(xué)文化素質(zhì)不高，自主學(xué)習(xí)能力不強，更需要外部的刺激與帶動，在合作社的帶動下，更容易采納新技術(shù)。

土地流轉(zhuǎn)方面。合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)對有土地流轉(zhuǎn)行為社員的影響在10%的水平上顯著，社員在獲得合作社生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)后，其IPM技術(shù)采納的可能性顯著提高。同時，有土地流轉(zhuǎn)行為，并獲得合作社農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)的社員更有可能采納IPM技術(shù)。而合作社的農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)對進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的社員的影響并不顯著。其原因可能在于，合作社將土地流轉(zhuǎn)起來，進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)，合作社需要進(jìn)行統(tǒng)一的技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)、統(tǒng)一農(nóng)資供應(yīng)、統(tǒng)一市場銷售、更利于合作社的管理，其技術(shù)推廣也更為容易。反之，未進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的社員，合作社的農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)對其IPM技術(shù)的采納則呈顯著正相關(guān)，而合作社的生產(chǎn)培訓(xùn)服務(wù)與農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)對未進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的IPM技術(shù)采納的影響不顯著?？赡艿慕忉屖菦]有土地流轉(zhuǎn)的社員，其土地的經(jīng)營管理自主性高，在生產(chǎn)培訓(xùn)和營銷渠道的選擇上更加多元，受合作社的影響小。但出于生產(chǎn)成本的考慮，農(nóng)戶對合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)的需求仍然較大，獲得合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)的農(nóng)戶則更傾向于采納IPM技術(shù)。

6 結(jié)論與啟示

1)從合作社層面來看，與普通散戶相比，合作社在農(nóng)戶IPM技術(shù)的采納中確實發(fā)揮著重要的技術(shù)擴(kuò)散效果，是IPM技術(shù)擴(kuò)散的重要組織，農(nóng)戶加入合作社可以顯著提高42.6%的IPM技術(shù)采納概率。

2)從合作社社會化服務(wù)維度來看，合作社農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)對社員IPM技術(shù)采納影響是最有效果的，平均處理效應(yīng)值為0.141。同時，合作社提供農(nóng)產(chǎn)品銷售服務(wù)對社員IPM技術(shù)采納的影響是顯著的，享受到合作社銷售服務(wù)的社員，其IPM技術(shù)采納概率顯著提升，平均處理效應(yīng)值為0.112。而從樣本數(shù)據(jù)來看，合作社相關(guān)培訓(xùn)服務(wù)的影響則不顯著。同時可以看到，實際發(fā)展中，大量社員并沒有參與合作社的實際運營，表明僅僅只考慮農(nóng)戶是否加入合作社(ATT值為0.426)，對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納的影響被高估得到證實，具有一定的泡沫效應(yīng)，而進(jìn)一步考察合作社提供的社會化服務(wù)對其成員IPM技術(shù)采納的影響更具有現(xiàn)實意義。

3)從異質(zhì)性視角來看，整體而言，加入合作社并出資、受教育水平較低(小學(xué))、年紀(jì)偏大(50歲及以上)和進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的社員獲得合作社社會化服務(wù)后其采納IPM技術(shù)的可能性更高。同時，不同的異質(zhì)性視角下，社會化服務(wù)的不同維度對社員IPM技術(shù)采納的影響存在差異。

基于上述結(jié)論，本研究作出了以下幾點啟示：

1)社員資格對農(nóng)戶IPM技術(shù)采納影響的泡沫效應(yīng)。因此，想要更好地發(fā)揮合作社的技術(shù)擴(kuò)散作用，一方面，合作社要更加注重其業(yè)務(wù)能力建設(shè)，盡力避免空殼和經(jīng)營不善。同時，要重視農(nóng)戶的業(yè)務(wù)參與，讓農(nóng)戶參與到合作社的發(fā)展中，提升農(nóng)戶的參與感，增強農(nóng)戶的組織認(rèn)同，從而更有利于農(nóng)戶IPM技術(shù)的采納。

2)合作社社會化服務(wù)在促進(jìn)農(nóng)戶IPM技術(shù)采納上發(fā)揮著重要作用。各級政府要結(jié)合實際情況，以資金、技術(shù)、人才和項目支持等方式引導(dǎo)和支持合作社開展農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)。同時，合作社通過社會化服務(wù)，加強農(nóng)戶與合作社間的業(yè)務(wù)聯(lián)系。從產(chǎn)前農(nóng)資供應(yīng)、產(chǎn)中生產(chǎn)培訓(xùn)與指導(dǎo)、產(chǎn)后市場銷售服務(wù)等環(huán)節(jié)，切實降低農(nóng)戶的生產(chǎn)成本和風(fēng)險預(yù)期，真正讓農(nóng)戶受益，才能更好地促進(jìn)農(nóng)戶IPM技術(shù)的采納。

3)年紀(jì)偏大和受教育水平較低的農(nóng)戶獲得合作社社會化服務(wù)后，其IPM技術(shù)采納意愿顯著提高。因此想要進(jìn)一步提高農(nóng)戶IPM技術(shù)的采納率，需注重合作社社會化服務(wù)對象的適度調(diào)整，針對成員中年紀(jì)偏大和受教育水平較低的農(nóng)戶可適當(dāng)增加社會化服務(wù)關(guān)懷，提高其技術(shù)采納意愿。

4)獲得合作社社會化服務(wù)且有出資和土地流轉(zhuǎn)行為農(nóng)戶的IPM技術(shù)采納意愿更高。因此，要繼續(xù)完善合作社的利益聯(lián)結(jié)機制，鼓勵社員以資金、土地、技術(shù)等多種形式入股合作社，加強與社員的聯(lián)系，增強合作社凝聚力，打造更加緊密的利益共同體。與合作社的利益聯(lián)結(jié)越緊密，越有利于農(nóng)戶IPM技術(shù)的采納。