农民合作社推动农户化肥减量使用的效果研究.pdf

绿色是农业的底色，生态是农业的底蕴。合作社作为农民重要的组织化形式，引导其助推农户发展绿色生产是中国农业绿色发展的重要方向。基于中国乡村振兴调查（CRRS）的数据，采用内生处理效应模型（E T E M）计量分析，发现加入合作社显著降低了小麦、玉米和稻谷三种粮食作物的亩均化肥使用量，尤其对经营规模30 亩以下的小农户的化肥减量效果较大。无论是从事农业生产、农产品加工和销售的合作社，还是其他类型的合作社，都具有显著的化肥减量使用效应。由此，应持续支持多种类型农民合作社的发展，支持更多小农户加入合作社，进一步发挥合作社对农业绿色生产的支持和促进作用，引导农户采纳现代化的绿色生产技术。关键词：农民合作社；化肥减量；农业绿色生产中图分类号：F306.4文献标志码：A文章编号：1 0 0 9-9 1 0 7（2 0 2 3)0 5-0 1 1 6-1 3长期以来，我国化肥不合理使用问题十分突出。联合国粮农组织（FAO）的数据显示，2 0 1 9 年我国耕地面积占全球耕地总面积的8.6 4%，但农用化肥折纯量却占全球总使用量的2 5.2 2%。化肥的超量使用，不仅危害了农产品质量安全，还造成了严重的面源污染问题，农业绿色生产面临巨大挑战1-2 。为了降低农用化肥使用量，提高化肥利用率，推进农业绿色发展，近年来我国将农业清洁生产和化肥减量使用作为农村转型发展的重点。通过一系列政策支持，2 0 2 0 年我国农用化肥使用折纯量为52 50.6 5万吨，与2 0 1 5年相比下降12.82%；水稻、小麦、玉米三大粮食作物化肥利用率达40.2%，比2 0 1 5年提高5个百分点。随着我国农业绿色发展的推进、外部环境的复杂多变及食物消费结构的演变，农业绿色生产也面临着新的挑战，如何进一步减少化肥使用量依然是农业绿色发展的关键。合作社作为农民生产重要的组织形式，在组织小农户推动农业生产规模化和专业化道路中起到重要作用。中国2 亿多兼业的小农户基于经验习惯进行农业生产是造成我国化肥等农业化学品过量使用的根本原因3-4，在中国农业现代化道路探索中，如何改造小农，使之走向农业现代化是新中国成立后长期探索的重大问题。2 0 2 1 年，农业农村部等六部门联合发布的“十四五”全国农业绿色发展规划提出，支持基层农技推广人员进人合作社，提供全程化、精准化和个性化绿色生产技术服务，并引导农民合作社等新型农业经营主体发展绿色农业、生态农业、循环农业，率先运用绿色生产技术，开展标准化生产。由此，探究合作社如何影响成员的化肥使用和其他绿色生产行为，对于进一步推动农业的绿色生产和提高农产品质量安全有重要意义。收稿日期：2 0 2 3-0 2-2 8DO1:10.13968/ki.1009-9107.2023.05.12基金项目：中国博士后科学基金项目（2 0 2 1 M703571）；中国社会科学院重大经济社会调查项目（GQDC2020017）作者简介：周静，女，湖南省社会科学院/湖南省人民政府发展研究中心助理研究员，中国社会科学院农村发展研究所博士后，主要研究方向为农业经济理论与政策、区域经济学。WTUNUXOJ117周静：农民合作社推动农户化肥减量使用的效果研究第5期一、文献回顾与理论分析(一）文献回顾1.合作社的组织特性及价值。兼具营利性和公益性，让合作社成为基于传统的营利性企业和慈善组织之间的一种组织类型。联合国粮农组织（FAO）更是直接将农民合作社界定为社会企业。农民合作社的上述组织特性，让其具有比较独特的价值和作用。从经济功能方面看，合作社同样要追求效率、提高竞争力和经营效益，保证成员获得收益。从社会功能方面看，合作社强调民主、关心社区、支持弱势群体更好地发展，天然具有的益贫扶弱的特性和正外部性，在促进社会良性发展中发挥重要作用。2.农民合作社的多维功能。合作社的组织优势决定了合作社在现代经济社会发展中具有多方面的功能。人们成立或加入合作社的主要动机是改善其经济状况。从现有文献来看，合作社有助于提高农业生产效率、促进农民增收、提高绿色技术采纳水平。合作社作为一种兼具经济功能和社会功能的组织，它将具有共同利益和特征的农民联合起来，在农村社会转型和农业农民发展中具有重要作用5。合作社就像催化剂一样，不仅促进经济增长，而且推动社会进步。一些学者从学科交叉的角度，发现农民合作社在构建和谐社会、促进农村民主建设、提高农民福社方面有显著的正向作用，加人合作社可以提高农民生活幸福水平6，特别是对于大量的贫困人口，加人合作社还可以缓解其遭受的社会排斥和边缘化问题7-8 13.合作社的化肥减量作用。无论是种植粮食作物还是水果、蔬菜等经济作物，加人合作社均能够通过有机肥替代显著降低化肥的使用量，蔡荣等通过对全国家庭农场监测数据的计量分析发现，与不加人合作社相比，加人合作社能够使家庭农场化肥和农药减量使用概率分别提高43.3%和43.7%，原因在于合作社提供生产技术培训，传递科学的农用化学品使用信息，并能提升成员的生产管理水平9-1 0。除此以外，加人合作社等服务组织有利于合理优化生产要素配置，减少农户在农业生产活动中的盲目性，促进农户按照标准或低于标准施肥1 1 基于前人的研究成果，现有关于合作社对化肥减量使用以及农业绿色生产行为影响的研究，普遍是基于中国大国小农的背景，着重关注小农户或者水果、蔬菜种植户，对农地规模较大、以粮食种植为主的专业化农户关注较少，也较少从合作社为成员提供服务的组织特性出发，分析加人不同类型合作社能否影响成员农户减量使用化肥等农业绿色生产行为。由此，本文探究加人合作社能否以及如何影响农户的化肥减量使用，着重考察加人合作社能否以及如何减少小农户以及规模较大的、专业化程度较高的农户的化肥使用，促进农业绿色生产（二）理论分析按照农民专业合作社法的规定，合作社是以其成员为主要服务对象，为成员提供农业生产资料的购买、使用，农产品的生产、销售、加工以及与农业生产经营有关的技术、信息等服务的互助性经济组织。与其他国家的农业合作社一般覆盖流通、服务和生产三个领域不同1 2-1 4，中国的合作社主要在服务（农业生产服务和农产品销售服务）方面发挥作用。作为生产服务组织，合作社实施绿色生产的动力源于农户需求、外部绿色规制与合作社自身发展利益的耦合1 5。合作社不仅为成员提供模仿机会、规范生产行为，还推动了农业生产的专业化1 6；作为市场中介组织，合作社促进了单个农户的“小生产”与社会化的“大市场”的对接1 7-1 8，在市场需求的作用下，合作社有约束农户施肥行为的压力1 9（作用机理见图1）。综上所述，加人合作社会在生产和销售两个方面促进农户减少化肥使用农业生产模仿效应规范效应专业效应加入合作社化肥减量使用农产品销售组织约束效应收益激励效应图1加入合作社影响农户化肥减量使用的作用机理从农业生产方面来看，合作社会通过成员间的模仿效应、提供生产性服务的规范效应以及提供生产技术指导与促进节肥技术采纳的专业效应，促进化肥的减量使用与农业绿色生产。第2 3 卷118西北农林科技大（社会科学版）第一，模仿效应。社会学习理论指出，人们倾向于在特定情况下观察和模仿他人的行为2 0。从同伴那里收集信息或观察相邻农户的做法，是农民获取信息和农业新技术的主要途径2 1-2 3。通过加入合作社，农户之间可以形成群体社区，并建立具有信任弱连接特性的正式网络关系，推动新技能与生产知识的交流与传播，促进农户的行为模仿2 4-2 6。观察和模仿合作社中的同伴与技术专家的正确行为，能够让农户科学种田，降低农户过量使用化肥的可能性。合作社加强了农户间的信息交流，通过加入合作社，可以提高稻农对绿色生产技术的认知，进而促进稻农实施绿色生产行为2 7，第二，规范效应。一方面，合作社可以向成员农户提供覆盖范围广、种类多样的农业生产服务。以农机合作社为例，主要向合作社成员提供耕种、施肥、病虫害防治和收获等服务。农户为减少劳动投人可能会过量使用化肥。而由合作社提供施肥服务可以实现施肥标准化，在播种时减少底肥施用量，并适时、适量追施化肥，可以避免农户因希望减少施肥环节农业劳动投人而采取“少次多量”甚至“一炮轰”等不规范、不合理施肥行为，降低化肥使用强度2 8；同时合作社还可以提供深施、侧深施肥等服务，避免农户采取表施、撒施等低效施肥方式，通过提高化肥的利用效率减少化肥使用量2 9。加入合作社可以促进农业各生产环节的规范化生产与管理，推动家庭农场实施标准化生产30。另一方面，合作社的功能发挥降低了政府部门规范农业生产的难度，通过组织控制能更好满足外部绿色规制的要求。2 0 2 1 年，农业农村部等六部门联合发布的“十四五”全国农业绿色发展规划进一步指出，要支持基层农技推广人员进人合作社，提供全程化、精准化和个性化绿色生产技术服务。因此，合作社逐渐成为政府推动农业生产标准化、规范化的有力抓手。第三，专业效应。除向农户提供机械作业等生产性服务外，许多合作社还会根据农时与作物生长情况，向农户提供专业的生产技术指导，避免农户因缺乏生产知识导致的化肥过量使用31。而且，一些合作社对成员会根据技术优势，向农户推荐种植的作物种类，成员农户也倾向于多种植合作社主要经营的作物种类，以获得更多专业技术支持。减少农作物种类，重点种植优势作物。通过农业的产业化聚集、作物种植的专业连片，可以实现外部规模经济32，扩大合作社在技术供给上的优势，降低农户使用测土配方施肥、有机肥、秸秆还田等节肥技术的边际成本33，提高农户使用配方施肥、节肥技术的可能性34-351。例如，张露等基于绿能公司的案例分析，发现绿能公司要求与其签订合约农户的双季稻与再生稻种植面积不得低于总承租面积的48%，以扩大作物的连片规模、更好地开展生产服务，同时通过成立机械服务、水稻种植、统防统治等六个农民专业合作社向农户提供专业化的生产服务，统一对土壤进行检测，根据土壤情况设置肥料营养元素与配比，减少了农户盲目施肥导致的浪费36 从农产品销售方面来看，我国政府非常重视合作社在改善农产品质量安全方面的作用。作为提供农产品统一销售服务的经济组织，为响应市场需求，提供优质农产品，合作社有监督农户化肥减量使用的内在动力。在政府的支持下，很多合作社与超市、农业企业等签订了农产品销售合同，直接向他们提供符合品质要求的农产品。因此，许多合作社会制定农产品质量标准，并要求成员提供符合质量要求的农产品37。许多合作社还会监督成员农户的生产过程并检测成员交售的农产品品质，督促农户减少化肥使用量以保证农产品符合品质要求38。此外，在“优质优价”激励下，一些生产优质农产品的合作社，还创建了自已的农产品品牌，实现了外部利润的内部化39。成员农户减少化肥使用，向合作社提供高质量的农产品，能为其带来更高的收益40。因此，成员农户愿意减少化肥使用量，以生产符合合作社质量标准的农产品。基于上述分析，本文提出如下研究假说。H：在化肥过量使用比较普遍的情况下，农户加人合作社能够减少化肥使用量。H2：与其他类型的合作社相比，农产品生产销售类合作社的化肥减量效应更加明显。二、数据、变量与模型(一）变量选取1.被解释变量。本文的被解释变量是化肥使用强度，使用玉米、小麦和稻谷三种主要粮食作物（以下简称“三种粮食作物”）的亩均化肥使用量表示。为了更细致地考察对不同种植结构农户的影响，除了考察三种119周静：农民合作社推动农户化肥减量使用的效果研究第5期粮食作物的化肥使用强度外，本文还对只种植玉米的（东北、西北地区）农户、同时种植玉米和小麦（河南、山东、安徽等地）的农户的化肥使用强度分别进行考察。为了消除异方差性且考虑到部分农户种植粮食作物可能不使用化肥，计量分析时我们对被解释变量加0.1 后取自然对数。2.解释变量。本文关注的是加入合作社对农户化肥使用强度的影响，因此解释变量为农户是否加人合作社。同时，为了考察不同类型合作社对三种粮食作物化肥使用强度的差别化影响，我们还参照刘宇荧等的思路41，将农户的合作社参与情况进一步分为三类：一是加入农业服务类合作社（赋值为2），包括在各生产环节提供服务的农业生产合作社与农产品加工、销售合作社，这类合作社会直接影响成员农户的化肥使用情况；二是加人其他服务类合作社（赋值为1），包括土地股份合作社、劳务合作社、乡村旅游合作社、手工业合作社等，这类合作社主要对成员农户的化肥使用起到间接影响；三是农户未加入合作社（赋值为0）。本文将加入合作社类型设置为有序变量，用以考察加人不同类型合作社对农户化肥使用强度的差别化影响。3.控制变量。本文将户层面（小农户与规模户）的控制变量分为个人特征、家庭特征和经营情况三类。其中，个人特征包括户主的年龄、受教育年限；家庭特征主要是家庭农业时间占比、农地经营规模及其平方项（引人控制农地经营规模的平方项是由于一些研究发现农地经营规模与化肥使用强度之间可能具有非线性关系42）；经营情况包括平均地块面积、可灌溉面积占比、种植结构、机械化率、是否受灾等5个变量。考虑到粮食主产区与非粮食主产区省份的化肥使用存在区别43，本文将农户所在省份是否是粮食主产区也作为控制变量。此外，不少研究指出上述农户的个人特征、家庭特征与农业经营情况等因素不仅会影响农户的绿色生产行为，还会影响农户是否加入合作社4。上述各变量的定义及其说明见表1。表1变量界定及相关说明变量类别变量名变量定义均值标准差被解释变量化肥使用强度玉米、小麦和稻谷三种粮食作物的亩均化肥使用量/千克60.82933.059是否加人合作社否=0；是=10.1150.320未加人=0；加人其他服务类合作社（土地流转、劳务、旅游、手解释变量加人合作社类型工业等合作社）=1；加人农业服务类合作社（农产品销售、加0.1780.521工合作社或农业生产服务类合作社）二2户主年龄2020减去户主出生的年份55.56410.629未上学、其他=0；小学=6；初中=9；高中、中专、职高=1 2；大户主受教育年限7.8423.104专=1 5；本科=1 6;研究生=1 8家庭农业劳动时间占比家庭成员从事自家农业劳动时间占劳动总时间的比例0.2110.183经营规模2019年末农户经营的耕地面积/千亩0.0260.089经营规模平方项2019年末农户经营耕地面积的平方0.0090.132平均地块面积2019年末农户经营的耕地面积除以地块数/亩4.59918.663控制变量可灌溉面积占比三种粮食作物的可灌溉面积占其播种面积的比例0.5940.471种植结构三种粮食作物播种面积占家庭农作物总播种面积的比例0.7590.274三种粮食作物在耕、种、管（打药、施肥）、收四个环节使用机械机械化率0.5570.324作业面积占四个环节总面积的比重是否受灾2019年粮食作物是否受灾：否=0；是=10.3920.488是否粮食主产区所在省份是否粮食主产区：否=0；是=10.6120.488工具变量除该农户外所在乡镇其他农户加人合作社的比例0.1100.091本文没有控制地区变量，有三个原因。一是本文将对作物种植结构进行分析，尤其是只种植玉米的农户主要分布在西北和东北，一定程度上也是地区因素。二是控制变量中包括是否粮食主产区，而粮食主产区也在一定程度上包括了地区因素。三是由于加人合作社的农户比例较少，分地区或省份会导致对不同类型农户、不同作物分别回归时部分模型无法估计。（二）数据及其描述性统计本文分析的数据来源于中国社会科学院重大经济社会调查项目乡村振兴综合调查及中国农村调查数据库建设。项目组于2 0 2 0 年前后赴广东省、浙江省、山东省、安徽省、河南省、黑龙江省、贵州省、四川省、陕西省和宁夏回族自治区等1 0 个调研点开展了大规模农户和村庄调研，形成了“中国乡村振兴综合调查”第2 3 卷西北农林科技（社会科学版）120（C h i n a r u r a l r e v i t a l i z a t i o n s u r v e y，C R R S)数据库。由于一些农户已经将农地流转出去不再种地，以及部分种地的农户没有种植三种粮食作物，所以本文最终使用的数据少于调查获得的农户数据。在选定变量后，剔除一些有数据缺失的个体。同时为了消除异常值对计量结果的影响，我们还在9 5%的水平上对数据进行了双侧截尾，最终得到1 51 7 户农户的有效数据。从中国乡村振兴调查数据库（CRRS)调查的数据来看，1 51 7 户种植玉米、小麦和稻谷三种粮食作物的农户，三种粮食作物的化肥使用强度为6 0.8 3千克/亩（1 亩6 6 6.6 7 平方米）。在1 51 7 户农户中，有1 7 5户（占比1 1.54%）加入了农民合作社，其中9 5户加人了农产品生产加工销售类合作社。受访农户户主的平均年龄在55.6 4岁，受教育年限为7.8 4年。可见，户主的受教育年限较高，但平均年龄偏大。农户经营的农地规模平均在2 6 亩左右，平均地块面积为4.6 0 亩，农业经营的规模化程度较好，耕地的细碎化问题不算严重。而且，农户种植三种粮食耕地的可灌溉面积占比较高，达到了59.40%，高出全国平均水平近1 0 个百分点。由于特意选择三种粮食作物的种植户，样本农户的粮食种植面积占比较大，为7 5.9 0%。农户种植三种粮食作物在耕地、播种、管理（打药和施肥）、收获四个环节的机械化率为55.7 0%。不少农户仍有人工完成打药、施肥，造成这一比例较低。2 0 1 9 年，有多达39.2 0%的农户粮食作物受灾，受灾比例较高，除草地贪夜蛾、极端天气气候灾害增多确实让粮食作物受灾更普遍外，调查的农户的经营规模较大（因而受灾的可能性更大）以及没有对何谓受灾做出严格的限定，导致农户对受灾的认定比较宽泛，使受灾比例偏高。此外，有6 1.2 0%的样本农户分布在粮食主产区。（三）计量模型本文关注的是，加人合作社是否促进了农户的化肥使用量减少从而支持了农业生产“增绿”。被解释变量化肥使用强度为连续变量，如果解释变量“是否加入合作社”是外生的，可以使用普通最小二乘法（OLS）进行估计。然而，农户选择是否加入合作社的决策不是随机的，而是衡量预期收益后所做出选择，可能存在“自选择问题，直接进行OLS估计不能得到无偏估计量。多数学者通常使用倾向得分匹配（PSM)解决此类问题，但PSM只能控制可观测因素的影响，如果存在不可观测因素选择，使用PSM仍然会带来“隐形偏差”。因此，本文使用Cong等提出的内生处理效应模型（endogenous treatmenteffectmodel,ETEM)估计加入合作社对农户化肥使用强度的影响45。ETEM有三个方面的优点：一是通过使用工具变量，可以同时考虑可观测因素和不可观测因素对参加合作社决策和化肥使用强度的影响，尽可能减少加人合作社的“自选择”导致的内生性问题；二是可以直接估计出加人合作社对化肥使用强度影响的边际效应；三是通过建立“反事实”估计，可以进一步测算出加人合作社影响的农户化肥使用强度变化情况，从而更直接地展现出加人合作社与农户化肥使用行为的关系。具体来看，使用ETEM进行估计包括以下两个阶段。第一阶段是选择方程，考察农户加入合作社的影响因素。农户是否加人合作社是一个复杂的决策过程，会受到多种因素的影响。根据前文“寻求满足的人”分析，对于典型农户i，假定加人合作社的潜在收益是Ci.，不加人合作社的预期收益是Co.，追求收益（包括经济收益与社会收益）最大化的理性农户会比较加入与不加入合作社所带来的潜在净收益，只有当加人合作社的潜在收益大于不加入合作社的预期收益时，农户才会选择加人合作社。也就是说，当且仅当Ci.一Co.=C0时，农户才愿意加人合作社。现实中农户加人合作社的预期满足感是不可观测的，因此与前面一样，仍借助如下潜变量模型来考察农户的参加合作社行为：Ci=Z,+i(1)(1,如果C/0C,=（2）0,如果Ci0式（1)中：C，为不可观测的加人合作社的潜在净收益；Z，表示影响农户决策的因素，包括农户个人特征、家庭特征与农业经营情况等；是待估计系数，i是随机扰动项。式（2）为可以观测到的农户是否加人2 0 2 1 年发布的第三次全国国土调查主要数据公报数据显示，可灌溉耕地（水田与水浇地）占耕地面积的比例为49.6 7%。这里的收益不仅指经济收益，还包括社会收益以及其他能够给农民带来满足的收益，都会影响其合作社参与行为。121周静：农民合作社推动农户化肥减量使用的效果研究第5期合作社的二元选择行为：当加人合作社的潜在净收益C，0 时，典型农户i选择加人合作社，此时C，=1；反之，当加人合作社的潜在净收益C0时，典型农户i基于理性决策不会加人合作社，此时C，=0。第二阶段是结果方程，反映农户加人合作社决策与其他因素对化肥使用强度的影响，模型设定如下：F,=C,+X,+5:(3)式中：F，是第i个农户的亩均化肥使用强度，为了消减异方差，计量时对该变量取自然对数；C，是第i个农户户主或农业生产负责人报告的是否加人合作社，为模型的解释变量；X，表示影响第i个农户化肥使用强度的其他变量，包括户主或农业生产负责人的个人特征、农户家庭特征和生产经营特征等；、是待估计系数，是随机误差项。内生处理效应模型的估计结果直接反映了合作社加人情况对农户化肥使用强度影响的边际效应，即合作社参加情况的变量取值从0 或1 变化时，农户化肥使用强度的变化情况。要进一步分析加人合作社对农户化肥使用强度的整体影响，可以利用内生处理效应模型的估计系数，计算出合作社对农户化肥使用强度影响的干预组平均处理效应（ATT）：ATT=E(F1,|C,=1)-E(Fo.|C,=1)=E(F1.i-F。,|C,=1)（4）（4)式中，E（F1.IC,=1)表示农户加入合作社时的化肥使用强度均值，E（F。，IC,=1)表示农户未加人合作社时的化肥使用强度均值。式（4)计算所得的受处理组的平均处理效应控制了可能由可观测因素和不可观测因素等引起的估计偏误问题。借助ATT，可以从整体上考察加人合作社对农户单位耕地化肥使用强度的影响。由于除了是否加人合作社外，农户加人的合作社类型也是解释变量，所以本文同时将农户的合作社参与情况（包括是否加人与加人的合作社类型）作为内生变量具有合理性。如果把是否加人合作社、加人合作社的类型视作内生变量（而不是处理变量），则可以选择内生线性回归模型或者两阶段最小二乘法（2 SLS）进行估计。无论是内生处理效应模型，还是内生线性回归模型和2 SLS法，都需要至少一个工具变量来确保模型可识别。本文采用农户所在乡镇除自身之外的其他农户加人合作社的比例，作为该农户是否加人合作社及其类型的工具变量。三、结果分析数据检验发现，除农地经营规模与其平方项及平均地块面积、户主的受教育年限和是否为粮食主产区的相关系数（分别为0.8 2、0.45和0.37)较高外，其他变量间的相关系数都在0.30 以下，表明总体来看，变量之间的相关性不强。而且，多重共线性检验发现，解释变量与控制变量的条件数（conditionnumber）为2 6.37，低于条件数30 这一理想上限，可以认为变量不存在多重共线性。因此，上述变量和数据可以用于计量分析。表2 中的估计结果表明，是否加人合作社方程和化肥使用强度方程的残差相关系数为0.7 1，且在1%的统计性水平上显著，表明是否加入合作社方程和化肥使用强度方程相互独立的原假设被拒绝，即存在不可观测的因素同时影响农户的化肥使用强度及其是否加人合作社的决策。因此，采取可处理内生性的ETEM模型对数据进行回归分析很有必要且非常合适。同时，为了更好地展现加人合作社对化肥使用强度的影响，表2还报告了基于2 SLS方法估计的结果。（一）加入合作社对化肥使用强度的影响表2 第2 列基于2 SLS法对式（3）的估计结果表明，与未加人合作社相比，加人合作社能够降低农户的化肥使用强度。从数值上看，加人合作社让农户在种植三种粮食时化肥使用强度降低了53.30%，且通过了10%的统计性水平检验。上述结果初步表明是否加人合作社，对农户种植三种粮食的化肥使用强度有所影响。表2 的第3列报告了ETEM模型对农户是否加人合作社影响因素的估计结果。结果表明，农户是否加122西北农林科技大学学报（社会科学版）第2 3卷人合作社受到工具变量（除该农户外所在乡镇其他农户加人合作社的比例）的正向影响，且通过了1%的统计性水平检验。同时农户的农地经营规模会对其是否加人合作社有显著影响，而且二者比较接近“倒U型”的关系，即随着农地经营规模的扩大，农户加入合作社的可能性增加，但是当农地经营规模大到一定程度后，农户加人合作社的可能性反而会降低。表2 第4列和第5列报告了是否加人合作社对农户化肥使用强度的影响，即对式（3）的估计。比较第3列和第4列可以发现，对于未加入合作社和加合作社的两类农户，除是否加人合作社的回归系数有显著差别外，个人特征、家庭特征和农业经营特征等变量的回归系数也存在明显不同。这表明是否加人合作社对农户的生产经营行为及其化肥使用强度都有较大的影响。不过，上述结果不容易解释，要得到加入合作社影响农户三种粮食种植时化肥使用强度的更直观的结果，需要进一步估计出ATT。表2加入合作社对农户三种粮食作物化肥使用强度影响的估计结果2SLSETEM变量名化肥使用强度化肥使用强度是否加人合作社未加人合作社加人合作社是否加人合作社-0.533*（0.31 1)4.092*(0.129)3.690*（0.30 5)工具变量2.243*(0.387)户主年龄-0.001(0.001)-0.006(0.004)-0.001(0.001)-0.004(0.003)户主受教育年限-0.004(0.005)0.004(0.014)-0.004(0.005)-0.016(0.013)家庭农业劳动时间占比0.007(0.080)-0.175(0.223)0.005(0.085)0.155(0.242)经营规模0.596*（0.31 6)1.794*（(0.8 36)0.785*（0.31 4)0.088(0.681)经营规模平方项-0.317*（0.1 53)0.748*(0.440)-0.421*（0.1 49)0.261(0.732)平均地块面积-0.001(0.001)0.004(0.002)-0.004*（0.0 0 1)0.001(0.001)可灌溉面积占比0.086*（0.0 32)0.048(0.098)0.082*(0.034)0.101(0.076)种植结构0.020(0.081)-0.219(0.205)0.0250.083)-0.059(0.177)机械化率-0.072(0.050)0.125(0.151)-0.074(0.054)0.077(0.137)是否受灾0.061*(0.029)0.033(0.088)0.067*(0.031)0.082(0.072)是否粮食主产区-0.046(0.034)0.022(0.109)-0.051(0.036)-0.057(0.093)常数项4.074*(0.145)-1.079*(0.336)残差相关系数0.711*(0.069)伪似然对数-1 611.8343Wald卡方值98001.16*(0.000)F检验值1.85*(0.037)样本数量15171517注：*、*和*分别表示1%、5%和1 0%的显著性水平；括号内为稳健标准误，下同。表3中基于ETEM模型的ATT的估计结果表明，与未加入合作社相比，加入合作社明显降低了农户在种植玉米、小麦和稻谷三种粮食作物时的化肥使用强度，且在1%的统计性水平上显著。由于化肥使用强度已经取自然对数，是否加人合作社的估计系数为一0.6 7 0，意味着与未加入合作社的农户相比，加入合作社的农户在种植三种粮食时化肥使用强度降低6 7%。单纯从数值上看，合作社的化肥减量效果似乎太大，令人不敢相信。不过，两个效应的存在让这一结果可能是比较合理的。一是减量效应。当前农户普遍存在化肥过量使用和不合理使用行为，加入合作社有助于让农户认识到过量施肥的经济损失和环境危害，同时还有助于让农户进行测土配方施肥，从而减少因不合理、不匹配造成的化肥过量使用问题。二是替代效应。加人合作社可能会让农户采用有机肥替代化肥，从而大幅减少化肥的用量。蔡荣等对全国2 0 0 0 多个家庭农场的研究发现，加人合作社让家庭农场采用绿色生产方式的可能性提高了接近50%1 0 1。遗憾的是，受制于数据，此处未能对加入合作社为什么可以显著降低化肥使用强度给出更严谨的计量分析。将化肥使用强度对IV回归发现，IV的估计系数在1 0%的统计性水平上不显著。这也是所选工具变量有效的一个佐证。但遗撼的是，由于只有一个工具变量，没办法进行更为严格的检验证明IV的有效性。关于化肥使用强度的加人合作社和未加人合作社的结果，计量模型是作为与是否加人合作社的交互项同时报告的。为了方便展示，我们依据是否加人合作社将其分为两列。第5期123周静：农民合作社推动农户化肥减量使用的效果研究表3加入合作社对化肥使用强度影响的受处理组的平均处理效应ATT无条件标准误之值95%置信区间所有农户一0.6 7 00.098-6.820.000(0.862,-0.477)（二）加入合作社对化肥使用强度影响的异质性分析上述计量结果只是从整体上考察了加入合作社对所有农户的平均影响，没有考察加人合作社对不同经营规模、不同作物结构农户化肥使用强度的差别化作用。随着农地流转的日益普遍和国家对规模农业经营主体支持力度的持续加大，近年来越来越多的小农户成长为规模农业经营主体（简称“规模户”）。与以外出务工为主、兼业务农的小农户不同，规模户以农为业、务农致富，其合作社参与决策和化肥使用情况也可能具有自已的特点。而且，因不同粮食作物的种植方式存在很大差别，加人合作社对种植作物结构不同的农户化肥使用强度也可能有明显不同。所以，接下来依据世界银行划分小农户和规模户的标准，先将样本农户分为农地经营规模小于30 亩（2 公项）的小农户和30 亩及以上的规模户两类，再将农户分为只种植玉米（不种小麦和稻谷）的农户、玉米和小麦轮作的农户两类（样本分布情况如表4所示），然后分别用ETEM模型进行估计，以考察加入合作社对规模不同、种植方式不同农户的化肥使用强度的差别化影响。表4不同类型的农户数量及其加入合作社的情况样本分类农户分类农户总数量/户加人合作社的农户数量/户按农地经营小农户1279138规模分类规模户23837按粮食种植只种玉米的农户61079结构分类玉米和小麦轮作的农户50559无论是对小农户（1 2 7 9 户，其中加人合作社1 38 户），还是对规模户（2 38 户，其中加人合作社37 户），表5所示的估计结果以及由其得到的表6 的ATT估计结果表明，加人合作社能够降低农户种植三种粮食作物时的化肥使用强度。具体而言，与不加人合作社相比，对于小农户，加人合作社能够让其种植三种粮食作物的化肥使用强度降低7 5.30%，对于规模户，加人合作社能够让其种植三种粮食作物的化肥使用强度降低49.10%。对两类农户的估计结果都通过了1%的统计性水平检验。表5加入合作社对化肥使用强度影响的异质性分析小农户规模户变量名化肥使用强度化肥使用强度是否加人合作社是否加人合作社未加人加人未加入加人是否加人合作社4.213*（(0.1 51)3.886*（0.36 3)4.242*(0.256)2.327*（0.7 38)工具变量2.313*(0.411)1.788*(0.975)控制变量已控制已控制残差相关系数0.766*(0.061)0.719*（0.1 2 0)伪似然对数1359.157199.422Wald卡方值74185.95*(0.00)29800.46*(0.00)样本数量1279238只种玉米的农户小麦、玉米轮作的农户变量名化肥使用强度化肥使用强度是否加人合作社是否加人合作社未加人加人未加人加人是否加入合作社4.224*（0.2 0 6)3.744*（0.440)4.062*（0.1 54)3.986*（0.51 4)工具变量2.944*(0.679)2.238*（0.7 0 5)控制变量已控制已控制残差相关系数0.716*（0.1 1 0)0.513*（0.1 6 4)伪似然对数-699.584-346.063Wald卡方值39994.51*(0.00)118588.37*(0.00)样本数量610505由于调查样本中，玉米和稻谷轮作、小麦和稻谷轮作以及只种稻谷的农户很少，加入合作社的更少，计量会存在多重共线性问题，所以此处没能对其他种植结构进行分类估计。124第2 3 卷西北农林科技大（社会科学版）对比表3和表6 的ATT估计结果可知，与规模户相比，加入合作社对小农户降低化肥使用强度的作用较为突出。相对而言，规模户加入合作社虽然也可以带来化肥使用强度的降低，但是其降低的程度明显低于小农户。一个可能的原因是，为降低生产成本、增加经营收益，规模农业经营主体在农业生产中更关注化肥的用量，因而其化肥使用本来就已经较为合理，所以加人合作社带来的化肥使用量减少的幅度较少表6异质性农户加入合作社对化肥使用强度影响的受处理组的平均处理效应农户分类ATT无条件标准误值95%置信区间小农户-0.753*0.1017.440.000(-0.950,0.554)规模农户-0.491*0.141-3.490.000(-0.767,-0.215)只种玉米的农户-0.789*0.167一4.7 30.000(-1.116,-.0462)小麦、玉米轮作的农户-0.282*0.147-1.920.055(-0.571,0.007)另外，表5的估计结果以及由其得到的表6 的ATT估计结果表明，无论是对只种植玉米的农户，还是对玉米和小麦轮作的农户，加人合作社都会对其化肥使用强度产生显著的负向作用。具体而言，对于只种植玉米的6 1 0 户农户（其中加入合作社的农户为7 9 户），加入合作社能够让其化肥使用强度降低7 8.9 0%，而对于玉米和小麦轮作的50 5户农户（其中加人合作社的农户为59 户），加人合作社能够让其化肥使用强度降低28.20%。上述结果都通过了1 0%的显著性水平检验。可见，对于主要分布在东北、西北地区的只种植玉米这一种粮食作物的农户而言，加人合作社有更好的化肥减量效果。（三）基于加入合作社类型不同的稳健性检验现实中，农民合作社分为多种类型，既有侧重农业生产服务、农产品销售等农业服务的，也有侧重生产要素配置、资产管理和农民生活等其他服务的。CRRS调查时，不仅询问了农户是否加入了合作社，还追问了其具体加人的合作社类型。显然，由于不同类型的农民合作社对农业生产经营的影响机理和力度不一，所以加人不同类型的农民合作社，对三种粮食种植时化肥使用强度的作用大小也应有差异。因此，根据是否直接影响农户的农业经营，此处将合作社分为农业服务类合作社与其他服务类合作社两类。前者包括农业生产合作社、农产品加工合作社和农产品销售合作社，这类合作社更容易直接影响成员农户的化肥使用情况；后者则包括土地流转合作社、劳务合作社、乡村旅游合作社、手工业合作社，这类合作社对成员农户化肥使用强度的影响，主要是间接的。数据分析发现，在1 7 5户加人合作社的农户中，加入农业服务类合作社的有9 5户，加入其他服务类合作社的有8 0 户。如此一来，解释变量一农户的合作社参与情况，可以成为表1 所示的有序变量，因此可以采用内生拓展回归ERM框架中的内生有序变量回归模型进行分析。检验发现，是否加人合作社方程，即式（1），和农户种植三种粮食作物的化肥使用强度，即式（3）的残差相关系数为0.6 45，且在1%的统计性水平上显著，而且Wald卡方值也通过了1%的统计性水平检验。因此，内生有序变量回归模型是适用的。表7 报告了三类合作社参与情况的估计结果。结果表明，与未加人合作社的农户相比，加人其他服务类合作