EN中文

JOURNAL OF NATURAL RESOURCES >

2022 , Vol. 37 >Issue 12: 3267 - 3281

DOI: https://doi.org/10.31497/zrzyxb.20221216

Regular Articles

Theoretical mechanism and empirical analysis on the influence of agricultural chemical fertilizer input by cooperatives with agricultural product quality certification

  • SHEN Xue , 1, 2 ,
  • AO Rong-jun , 1, 2 ,
  • GONG Sheng-sheng 1, 2 ,
  • ZHANG Jun-biao 3
Expand
  • 1. College of Urban and Environmental Sciences, Central China Normal University, Wuhan 430079, China
  • 2. Key Laboratory of Geographical Process Analysis and Simulation of Hubei Province, Wuhan 430079, China
  • 3. College of Economics and Management, Huazhong Agricultural University, Wuhan 430070, China

Received date: 2021-10-18

  Revised date: 2022-07-11

  Online published: 2022-12-28

Fold

Abstract

Promoting chemical fertilizer reduction is an effective measure to improve the quality of agricultural products and achieve the high-quality agriculture in China. Nevertheless, numerous smallholders with the characteristics of scattered plots and small-scale is not conducive to the popularization of technology to reduce the amount of chemical fertilizer. Agricultural cooperative has been proposed as an important institutional arrangement to make up for the shortage of smallholders and implement agricultural product quality certification. In the process of cooperative development, whether and how cooperatives can promote chemical fertilizer reduction is an important practical question to be answered urgently. This study focuses on cooperatives that have been obtained agricultural product quality certification, and explore the impact of cooperative development on the amount of chemical fertilizer and its mechanism. The panel data from 30 provincial-level regions in China from 2007 to 2018 were used to conduct an empirical analysis. The results show that: (1) Cooperatives that have obtained agricultural product quality certification have a significant effect on the reduction of fertilizer application, which can achieve the goal mainly through transmission paths including quality premiums, organizational norms and organizational support. (2) In terms of regional differences, our results show that in provinces with larger fertilizer applications, the effect of fertilizer reduction of agricultural product quality certification cooperatives is more significant. In terms of crop differences, the chemical fertilizer reduction effects of cooperatives with agricultural product quality certification are related with the three major grain crops (i.e., rice, wheat and corn), as well as the commercial crops such as cotton, sugarcane, apples and oranges.

Key words： agricultural cooperative; agricultural product quality certification; agricultural fertilizer reduction

Cite this article

SHEN Xue , AO Rong-jun , GONG Sheng-sheng , ZHANG Jun-biao . Theoretical mechanism and empirical analysis on the influence of agricultural chemical fertilizer input by cooperatives with agricultural product quality certification[J]. JOURNAL OF NATURAL RESOURCES, 2022 , 37(12) : 3267 -3281 . DOI: 10.31497/zrzyxb.20221216

化肥投入是中国农业经济增长的重要来源，但其高量施用问题却引发了社会各界的普遍担忧[1,2]。自农业农村部（原农业部）印发《到2020年化肥使用量零增长行动方案》以来[1]，化肥使用总量零增长的目标已基本实现。全国化肥用量（折纯量）从2015年的6022.6万t下降至2019年的5403.6万t，减少了10.28%[2]。然而，农业生产中化肥高量施用现象并未根本改观。从农作物播种面积与耕地面积来看，2019年中国化肥用量强度分别为325.65 kg/hm2与400.56 kg/hm2，均远超国际公认的225 kg/hm2上限标准[3]。因此，如何深入推进化肥减量仍是当前中国农业绿色高质量发展的重要议题。
农户作为农业生产的微观经营主体，其生产行为转变是推进化肥减量与农业绿色发展的关键。但在大国小农的基本格局下，小农户的化肥减量行为面临着诸多现实约束。从生产端而言，技术推广有助于降低化肥施用量，但其推广存在规模边界[4]。土地经营规模狭小限制了先进农业技术或机械设备的采用，阻碍化肥减量技术的实施效果[5]。从消费端而言，化肥减量符合消费者诉求，通过绿色需求推动农业化肥减量[6]。小规模分散化的经营方式存在高昂的产品质量监督与信息追溯成本，难以通过市场价格机制倒逼农户化肥减量[7]。鉴于此，已有研究主要从两个方面提出了化肥减量施用的思路：一是通过土地流转与集中，发展土地规模经营，培育新型农业经营主体[8,9]；二是延续小农户的基本农业经营与组织质态，为其提供化肥减量施用的专业化服务[10]。其中，土地规模经营推进化肥减量在理论和政策层面被寄予厚望，但其实际效果有限，并且农地流转也陷入增速放缓、小农复制和生产效率递减的“内卷化”困境[11,12]。截至2018年底，经营耕地10亩（1亩≈667 m2）以下的农户数量占农户总数量的比例为85.2%；2014年后，全国家庭承包土地流转面积增速甚至逐年回落[13]。服务规模经营则是在不触动农民土地产权情况下，将众多的小农户联合起来进行大规模统一标准施肥，从而提高化肥的利用效率[10]。当前，培育多样化的农业专业化服务组织，经由服务规模经营推进化肥减量越来越受到学者们的关注。
农民合作社（简称“合作社”）通过提供生产、经营等多种类型服务功能，有助于破解小农户在技术服务、农资采购、产品销售、仓储物流等方面的约束[14,15]。截至2021年4月，中国注册登记的合作社数量达225.9万家，辐射带动全国近半数的农户[16]。现阶段，合作社被认为是实现小农户与现代农业有机衔接的关键载体[17]，同时也为当前深入推进化肥减量提供了新思路。合作社通过提供标准化的技术培训或指导，提高农户化肥施用行为的科学性与规范性，从而减少化肥施用量[18]。在化肥供给方面，合作社通过农资统购以准确选择生产所需的化肥种类，相较于小农户分散购买更易形成质量控制和减量约束[19]。同时，农户通过合作社实现化肥减量所生产的绿色农产品，通过产品溢价或高附加值也可以激励农户减少化肥用量或优化施肥结构[18,20]。但也有研究发现，农户加入合作社会显著增加其化肥用量。合作社可以显著降低其社员获得化肥等生产要素的成本（如信息成本、信贷成本、议价成本），由此缓解农户化肥施用的成本约束，继而诱致农户增加化肥用量[21,22]。已有多数研究从微观层面利用农户是否具有社员身份推断合作社对农业化肥用量的影响[15,20]，部分研究从宏观层面利用合作社数量、社员规模等数据解析合作社对农业化肥用量的影响[23]。但是，对于合作社发展对农业化肥用量的影响，既有研究尚未形成一致的结论。形成分歧的原因在于，以往研究将合作社类型及其服务功能同质化处理，合作社类型及其服务功能的异质性对农业化肥用量的影响尚未进行充分的讨论。不同类型的合作社在功能定位、业务范围、利益诉求等方面存在差异，可能会对农户化肥用量产生不同的影响。
随着合作社在农产品质量安全控制环节的重要作用日益凸显，农产品质量认证工作已逐步成为合作社工作的重心[17]。据统计，通过农产品质量认证的合作社从2007年的9824家发展至2018年的4.6万家。农产品质量认证通过严格控制与规范农业生产要素投入，实现规制工具由末端管理向源头控制的转变，促进农户减少生产中的化肥用量[24]。探寻通过农产品质量认证的合作社对农业化肥用量的影响对于农业绿色发展具有重要意义。基于此，本文以通过农产品质量认证的合作社为研究对象，利用2007—2018年中国30个省级（市、自治区）面板数据实证分析合作社对农业化肥用量的影响及作用机制。本文的主要贡献体现在：（1）探讨通过农产品质量认证的合作社对农业化肥用量的影响，区分合作社类型及其服务功能，以深化理解合作社制度安排的经济影响。（2）揭示通过农产品质量认证的合作社影响农业化肥用量的作用机制，明确合作社通过质量溢价、组织规范、组织支持路径实现化肥减量施用。（3）基于省级面板数据的分析，增进对合作社发展与化肥用量问题的宏观把握，捕捉合作社发展过程的动态影响。

1 理论分析与研究假说

化肥投入控制是从生产源头进行农产品质量控制的重要方式。农产品化肥残留对人体的危害是长期的、潜在的，甚至专业检测机构也无法对其进行有效检测。“信任品”特征使得农产品在生产和交易中存在严重的道德风险与逆向选择问题[7,25]。而农产品质量认证是缓解其市场信息不对称的有效方式，可以降低农产品陷入“柠檬市场”的风险[26]。面向分散小农户进行农产品质量认证存在高昂的交易费用，无法从根本上遏制农户的机会主义行为。合作社可以将信息传递与监管的交易成本内化，是小农户获得农产品质量认证的有效制度安排[27]。合作社通过农产品质量认证的核心在于集体行动，其将分散的农户联合起来，按照农产品质量认证标准进行生产，并通过为农户提供技术指导、生产资料供应、要素投入规定与监管、产品质量监测与认证等方式，驱动农户转变生产要素投入行为。因此，本文认为通过农产品质量认证的合作社主要通过质量溢价、组织规范、组织支持三条路径影响农业化肥用量（图1）。
图1 理论分析框架

Fig. 1 Theoretical analysis framework

（1）质量溢价机制。农产品质量认证具有信息收集与权威披露功能，能够通过声誉机制增强消费者对优质农产品宣称的信度及溢价支付意愿，从而形成对农户化肥减量行为的溢价激励[26]。合作社属于纵向整合的制度安排，其实质是特定生产者通过农产品质量认证的合作社与特定消费者依赖长期合约构建的供销渠道[7]，其化肥减量机理表现在：一是长期合约可以利用信誉机制将农产品的“信任品”特征显性化，从而使价格杠杆优胜劣汰的功能得以发挥，激励农户为提高农产品质量转变化肥过量施用行为；二是稳定农户的生产预期，激励农户与通过农产品质量认证的合作社形成长期合约，以保证农户所生产的高质量农产品具有稳定的销售渠道，并获取相应的市场收益。此外，这种较为稳定的预期将促使农户增加耕地保护等长期投资，减少化肥过量施用等短期行为。
（2）组织规范机制。合作社要通过农产品质量认证，必须保证其内部农户在产地环境、生产技术等方面严格按照相关认证标准与规范进行生产。但合作社与其内部农户的利益诉求并非完全一致，部分社员可能存在将质次产品销售给合作社的机会主义行为[26]。组织规范通过过程控制、产出控制等硬约束机制，对内部农户的生产行为进行规范与监督。其中，过程控制表现为合作社设立标准化规程作为内部农户的生产行为规范，通过标准化生产对农户生产过程进行监督以及控制要素投入来影响农户生产行为[28]。产出控制则是合作社对其销售的农产品建立监督、检测和食品安全可追溯制度，对内部农户的化肥减量生产行为形成倒逼机制[29]。当农户无法满足合作社对产品质量的要求时，其所生产的农产品难以实现市场价值，甚至将承担责任或取消其成员资格。此外，合作社内部农户之间可以形成有效的内部监督，激励农户采用化肥减量行为。理性农户通常倾向于遵守协约以便在未来能够分享到合作社农产品质量溢价，而“退出威胁”使内部农户之间的监督则具有激励相容的特征，有效减少农户的机会主义行为。因此，通过农产品质量认证的合作社具有对高质量农产品特有的组织规范，有助于引导农户标准化生产，构成推动农户化肥减量施用的积极因素。
（3）组织支持机制。农产品质量认证要求强化农户的标准化生产行为，合作社通过与农户建立“风险共担、利益共享”的利益联结机制，将农户协同到农产品产业链生产过程。组织支持通过向农户标准化生产过程提供信息、资金、技术等方面支持，实现农户化肥减量生产[15]。首先，合作社可以向农户普及绿色农产品、有机农产品、无公害农产品等不同等级农产品生产的标准化规范，并通过技术培训或示范、提供农化服务等方式向农户提供标准化生产的指导与服务，保证化肥施用的科学性与规范性，从而减少化肥用量[15]。其次，合作社可以向农户提供各类农资质量信息，或者提供农资统一采购的服务，这不仅能够确保肥料质量，也降低农户化肥等农资质量搜寻成本，从而降低农户因风险规避所采取化肥过量施用的行为[8]。最后，合作社以市场导向开展生产经营活动，通过向农户提供绿色农产品、有机农产品、无公害农产品等市场供求信息，可以有效降低农户信息不对称所带来的生产风险，增强对技术的支付能力和抗风险能力，进而促进农户从事的标准化生产遵从行为。
基于上述，本文提出如下研究假说：
H1：通过农产品质量认证的合作社能够促进农业化肥减量，对化肥用量具有负向影响。
H2：通过农产品质量认证的合作社通过质量溢价、组织规范、组织支持传导路径推动农业化肥减量。

2 研究方法与数据来源

2.1 模型设定

（1）基准回归模型。为识别通过农产品质量认证的合作社对农业化肥用量的影响，本文构建如下基准回归模型：
l n ( F i t ) = α + β l n ( Q C i t ) + γ X i t + D i + T t + ε i t
式中： l n ( F i t )表示第 i个省份 t时期的单位面积化肥用量，并取对数值； l n ( Q C i t )表示第 i个省份 t时期通过农产品质量认证的合作社数量，并取对数值； X i t表示省级层面随时间变化的控制变量； D i、 T t分别表示省份固定效应和年份固定效应； ε i t为随机误差项； α为常数项； β、 γ为待估计参数。根据前文的理论分析，本文预期 β的符号为负。
（2）控制函数法（Control Function，CF）。基准模型采用双固定效应模型，有助于消除模型遗漏不随时间变化的变量所导致的内生性问题，但无法克服遗漏随时间变化的变量所导致的内生性问题[30]。特别是，土壤质量是利用非实验数据研究化肥用量时容易遗漏的关键变量[31]。从长期来看，土壤质量并非固定不变的，土地利用与生产方式的转变都会导致土壤质量发生变化。中国自2010年开始推进高标准农田建设[32]，耕地基础地力和土壤质量已逐步改善。土壤质量的提高可能导致农业化肥用量的减少，也可能导致通过农产品质量认证的合作社数量增加。这种情况下，基准模型所得的估计结果可能高估通过农产品质量认证的合作社化肥减施效应。此外，通过农产品质量认证的合作社数量与农业化肥用量之间可能存在互为因果的关系。通过农产品质量认证的合作社需要满足标准施肥的要求，同时化肥用量也会影响省域内通过农产品质量认证的合作社数量。因此，本文运用控制函数法进行参数估计，以克服遗漏变量和解释变量与被解释变量互为因果所导致的潜在内生性问题[33]。
CF本质上仍属于工具变量法（IV）的范畴[34]。传统的IV估计方法容易受到异方差问题的影响，导致Hausman检验缺乏稳健性，但CF估计方法可以有效克服上述问题，成为了解决内生性问题的广义方法[33]。CF估计方法包含两个阶段，第一阶段是工具变量对内生解释变量的回归，其模型基本表达式为：
l n ( Q C i t ) = α + β Z i t + γ X i t + D i + T t + μ i t
式中： Z i t表示工具变量，其他变量含义与（1）式保持一致。利用式（2），估计得到残差项 μ i t的估计值 μ ^ i t，然后代入CF第二阶段方程，进而利用如下结构方程估计通过农产品质量认证的合作社数量对农业化肥用量的影响：
l n ( F i t ) = α + β l n ( Q C i t ) + γ X i t + ρ i t μ ^ i t + D i + T t + ε i t
式中：若 μ ^ i t的估计系数显著，则拒绝通过农产品质量认证的合作社为外生解释变量的原假设，说明利用CF克服内生性问题具备合理性[34]。

2.2 变量选择

（1）被解释变量。本文的研究目标是考察通过农产品质量认证的合作社对农业化肥用量的影响，因此研究选取化肥用量作为被解释变量。化肥用量以单位面积化肥用量（折纯量）进行表征，利用农业化肥用量总量除以农作物总播种面积测算所得。
（2）核心解释变量。本文的研究对象是通过农产品质量认证的合作社，以该类型的合作社数量进行表征。
（3）工具变量。政策支持与干预是农业经济研究中十分重要的外生工具变量来源。借鉴Khonje等[35]和Huang等[36]的研究，本文选择政府支持作为工具变量，以获得财政扶持的合作社占合作社总数的比例进行表征。理论上，获得财政扶持的合作社比例越大，表明区域内合作社得到政府的支持概率越高。区域内合作社申请农产品质量认证可能面临的资金、技术等约束得到有效缓解，从而有利于通过农产品质量认证的合作社成立与发展。此外，政府对于合作社的财政扶持影响合作社的发展，但不会直接影响农业化肥用量，满足工具变量的有效性要求。
（4）机制变量。根据前文的理论分析，本文选择质量溢价、组织规范、组织支持作为机制变量。首先，合作社的成员个体收益来源于合作社盈余，而通过农产品质量认证的合作社因其高品质产品的质量溢价能够实现较高的合作社盈余[37]，故选择合作社社员人均盈余作为质量溢价的代理指标进行分析。其次，合作社是否按照标准化规范进行生产与管理是化肥投入源头控制的关键环节[29]，据此选择实施标准化生产的合作社数量占合作社总数的比例作为组织规范的代理指标进行分析。此外，生产技术培训等是合作社组织为社员提供组织服务的主要形式[38]，选择合作社培训成员数量作为组织支持的代理指标。
（5）控制变量。为避免因遗漏变量导致的模型估计偏误，本文选择如下控制变量：① 城镇化率，以城镇人口占总人口的百分比表征。② 人均地区生产总值及其平方项，以2007年为基期进行CPI平减。③ 农业专业化生产水平，以赫芬达尔专业化生产指数表征。④ 农业劳动力数量，以农林牧渔业从业人口表征。⑤ 农村劳动力平均受教育年限，将不识字、小学、初中、高中、中专、大专及以上分别赋值0年、6年、9年、12年、12年、15年的受教育年限，加权得出农村劳动力平均受教育年限。⑥ 单位面积农业机械总动力，根据农业机械总动力除以农作物总播种面积表征。⑦ 有效灌溉率，以有效灌溉面积占农作物总播种面积的百分比表征。⑧ 水土治理面积，以表征土地整治情况。⑨ 农地流转率，以家庭承包土地流转面积占家庭承包土地面积的百分比表征。⑩ 化学肥料价格指数（以2007年为基期），用以控制化肥价格变动对化肥用量的影响。此外，还纳入日均温度、日均降水量、年日照时长等变量，以控制气温、降水、日照时长等气候因素的冲击。

2.3 数据来源与描述性证据

（1）数据来源。本文采用2007—2018年，除中国香港、澳门、台湾、西藏地区以外的30个省（市、自治区）的平衡面板数据。其中，化肥用量、农业专业化生产水平、农业劳动力数量、农村劳动力平均受教育年限、农业机械化水平、有效灌溉率、水土治理面积数据来源于历年《中国农村统计年鉴》。通过农产品质量认证的合作社、农地流转率、质量溢价、组织规范、组织支持数据来源于历年《中国农村经营管理统计年报》。水稻、小麦、玉米等粮食作物，与大豆、花生、油菜、棉花、甘蔗、苹果、柑、橘等经济作物的化肥用量数据来源于《全国农产品成本收益资料汇编》。城镇化率、人均地区生产总值、化学肥料价格指数数据来源于历年《中国统计年鉴》。气温、降水、日照时长数据来源于中国气象科学数据共享网。各变量的描述性统计如表1所示。
表1 变量定义与描述性分析

Table 1 Variable definition and descriptive analysis

变量名称 代码 变量含义与赋值 均值 标准差
被解释变量
化肥用量 F 单位农作物播种面积化肥用量/(kg/hm2) 365.400 122.600
解释变量
通过农产品质量认证的合作社 Q C 通过无公害农产品、绿色食品、有机食品等质量认证的
合作社数量/家		 999.200 1153.000
控制变量
城镇化率 U r b a n 城镇人口占总人口的比例/% 54.690 13.370
人均地区生产总值 G D P 地区生产总值除以地区总人口/(元/人) 22863 15162
农业专业化生产水平 H H I 赫芬达尔专业化生产指数（0~1） 0.488 0.145
农业劳动力数量 L a b o r 农林牧渔业从业人口数量/万人 895.800 658.100
农村劳动力平均受教育年限 E d u 文 盲 × 0 + 小 学 × 6 + 初 中 × 9 + 高 中 × 12 + 大 专 及 以 上 × 16 6 岁 以 上 总 人 口 7.723 0.863
农业机械化水平 M a c 单位农作物播种面积农业机械化总动力/(kW·h/hm2) 6.142 2.533
有效灌溉率 I r r i 有效灌溉面积占农作物播种面积的百分比/% 41.454 15.649
水土治理面积 S o i l 水土流失治理面积/hm2 3.705×106 2.901×106
农地流转率 L t r a n s 家庭承包土地流转面积占家庭承包经营土地面积的百分比/% 0.243 0.168
化学肥料价格指数 P r i c e 以2007年为基期的化学肥料价格指数 129.494 17.166
气温 T e m 日平均温度/℃ 13.640 5.138
降水 P r e 日均降水量/mm 839.200 544.400
日照时长 S u n 年日照总时长/h 282.100 730.500
工具变量
政府支持 G o v 获得财政资金扶持的合作社占合作社总数的比例/% 6.472 6.182
机制变量
质量溢价 P r e m 合作社社员人均盈余/(元/人) 2236.975 2401.914
组织规范 S t a 实施标准化生产的合作社占合作社总数的比例/% 5.621 7.119
组织支持 T r a i n 合作社培训成员数量/人次 1.189E+06 1.546E+06
（2）描述性证据。根据前文的理论分析，本文首先对被解释变量与核心解释变量之间的关系进行初步的统计分析。图2显示，2007—2018年，中国通过农产品质量认证的合作社数量呈现持续增长的态势，但农业化肥用量总体呈现先上升后下降的倒“U”型趋势。从图3可以发现，通过农产品质量认证的合作社数量与农业化肥用量之间呈现负相关关系。
图2 通过农产品质量认证的合作社与化肥用量变化趋势

Fig. 2 The trend between cooperatives that have obtained agricultural product quality certification and fertilizer reduction

图3 通过农产品质量认证的合作社与化肥用量散点图

Fig. 3 Scatter plots of cooperatives that have obtained agricultural product quality certification and fertilizer reduction

3 结果分析

3.1 基准模型估计结果

表2汇报了OLS回归的估计结果，其中模型（1）和模型（2）分别为未纳入控制变量和纳入控制变量的结果。结果显示，在纳入控制变量前后， l n ( Q C )的估计系数均为负，且通过显著性检验。这表明，区域内通过农产品质量认证的合作社数量越多，其单位面积的农业化肥用量越少，即通过农产品质量认证的合作社具有显著的化肥减施效应。实证结果与前文理论预期一致，本文研究假说H1得到初步验证。
表2 通过农产品质量认证的合作社对农业化肥用量的影响

Table 2 The impact of cooperatives that have obtained agricultural product quality certification on agricultural fertilizer consumption

变量 被解释变量： l n ( F )
模型（1） 模型（2）
l n ( Q C ) -0.034*** -0.010**
(0.009) (0.005)
U r b a n — 0.000
— (0.007)
l n ( G D P ) — 0.683*
— (0.373)
l n ( G D P ) 2 — -0.020
— (0.114)
H H I — -0.565**
— (0.263)
l n ( L a b o r ) — 0.000
— (0.000)
E d u — -0.022***
— (0.005)
M a c — 0.016**
— (0.008)
I r r i — 0.862***
— (0.128)
l n ( S o i l ) — -0.046
— (0.038)
L t r a n s — -0.163
— (0.149)
P r i c e — -0.001
— (0.001)
T e m — -0.004
— (0.003)
l n ( P r e m ) — -0.009
— (0.009)
S u n — -0.000*
— (0.000)
常数项 5.911*** -0.150
(0.340) (3.336)
样本量/个 360 360
R2 0.237 0.492

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平下显著，括号内数字为省级层面的聚类标准误，下同。

3.2 内生性问题及识别

前文基于固定效应模型的分析缓解了遗漏不随时间变化变量导致的内生性问题，但仍存在遗漏变量和解释变量与被解释变量互为因果所导致的潜在内生性问题。因此，本文进一步利用CF方法克服潜在的内生性问题，并选择“政府支持”作为工具变量进行估计。表3汇报了内生性检验的结果，其中模型（1）和模型（2）分别为CF回归第一阶段和第二阶段的估计结果。模型（1）估计结果显示， l n ( G o v )的估计系数为正，且在1%统计水平上显著。这说明，区域内获得财政扶持的合作社占合作社总数的比例越大，该地区通过农产品质量认证的合作社数量越多，满足了工具变量的相关性要求。模型（2）估计结果显示，基于第一阶段估计所得残差的估计值 μ ^ i t的系数为负，且在1%统计水平上显著，强烈拒绝 l n ( Q C )为外生解释变量的原假设。考虑潜在的内生性问题后， l n ( Q C )的估计系数依旧显著为负，前文的基本结论仍成立。这说明，采用CF估计方法克服潜在的内生性问题具备合理性。
表3 内生性检验结果

Table 3 The results of endogenous test

变量 模型（1） 模型（2） 模型（3）
被解释变量： l n ( Q C ) 被解释变量： l n ( F ) 被解释变量： l n ( F )
G o v 0.028*** — —
(0.010) — —
l n ( Q C ) — -0.011** -0.013**
— (0.005) (0.006)
μ ^ — -0.086*** —
— (0.028) —
控制变量 控制 控制 控制
省份固定效应 控制 控制 控制
年份固定效应 控制 控制 控制
常数项 -97.590*** 7.808** —
(24.397) (3.675) —
样本量/个 360 360 360
R2 0.805 0.152 0.975
尽管上述结果表明本文所选择的工具变量与内生变量之间具有高度相关性，但工具变量仍有可能通过其他路径影响化肥用量，从而违背工具变量的排他性假设。进而，本文基于异方差构建内部工具变量，在放松工具变量排他性的条件下克服模型潜在的内生性问题[39]。结果如表3中的模型（3）所示， l n ( Q C )的估计系数在5%统计水平上显著为负，这与基准模型和CF方法所得的估计结果一致。在考虑模型潜在的内生性问题的情况下，前文通过农产品质量认证的合作社能够促进农业化肥减量的基本结论仍成立。

3.3 作用机制分析

前文实证结果表明，通过农产品质量认证的合作社具有显著的化肥减施效应。理论分析认为，通过农产品质量认证的合作社通过质量溢价、组织规范、组织支持影响农业化肥减量。因此，本文进一步对通过农产品质量认证的合作社影响农业化肥用量的作用机制进行检验。
表4中第（1）列结果显示， l n ( Q C )对 l n ( P r e m )具有显著的正向影响。这说明，区域内通过农产品质量认证的合作社数量越多，合作社社员人均盈余越高。第（4）列的估计结果显示， l n ( P r e m )对 l n ( F )具有显著的负向影响，并且纳入 l n ( P r e m )变量后， l n ( Q C )变量的系数不再显著。这表明，通过农产品质量认证的合作社进行农产品销售，农户将获得更高的质量溢价，进而激励内部农户减少化肥施用量。因此，质量溢价激励是通过农产品质量认证的合作社促进农业化肥减量的显著机制。
表4 机制检验结果

Table 4 The results of mechanism analysis

变量 （1） l n ( P r e m ) （2） S t a （3） l n ( T r a i n ) （4） l n ( F ) （5） l n ( F ) （6） l n ( F )
l n ( Q C ) 0.250*** 14.692* 0.740*** -0.034 -0.102 -0.002
(0.087) (8.099) (0.043) (0.158) (0. 202) (0. 005)
l n ( P r e m ) — — — -14.710* — —
— — — (7.864) — —
S t a — — — — -0.005* —
— — — — (0.002) —
l n ( T r a i n ) — — — — — -0.062***
— — — — — (0.020)
μ ^ -0.218** -13.616 -0.769*** -0.102*** -0.102*** -0.034***
(0.088) (8.106) (0.059) (0.036) (0.027) (0.013)
控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制
省份固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 控制
年份固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 控制
常数项 14.770 15.919 13.095*** 3.776*** 2.899*** 16.444***
(9.731) (7.717) (1.600) (0.692) (0.723) (7.771)
样本量/个 360 360 360 360 360 360
R2 0.644 0.702 0.849 0.627 0.641 0.991
表4中第（2）列结果显示， l n ( Q C )对 S t a具有显著的正向影响。这说明，省内通过农产品质量认证的合作社数量越多，实施标准化生产的合作社占合作社总数的比例越高。第（5）列的估计结果显示， S t a对 l n ( F )具有显著的负向影响，且在纳入 S t a变量后， l n ( Q C )对 l n ( F )的影响不再显著。该结果与前文的理论预期一致，即通过农产品质量认证的合作社更容易形成标准化生产（化肥减量）的组织规范，以维护合作社的共同利益，最终分享到合作社带来的规模经济效益。因此，组织规范是通过农产品质量认证的合作社促进农业化肥减量的显著机制。
表4中第（3）列结果显示， l n ( Q C )对 l n ( T r a i n )具有显著的正向影响。这表明，通过农产品质量认证的合作社数量越多，合作社培训成员的人次越多。第（6）列的估计结果显示， l n ( T r a i n )对 l n ( F )具有显著的负向影响，且在纳入 l n ( T r a i n )变量后， l n ( Q C )对 l n ( F )的影响不再显著。这表明，通过农产品质量认证的合作社为保持其产品认证的声誉，倾向于为内部农户提供技术培训服务，提高社员的科学施肥的能力，从而有助于实现化肥减量。因此，组织支持是通过农产品质量认证的合作社促进农业化肥减量的显著机制。
据此，本文研究假说H2得到验证。

3.4 异质性分析

利用OLS方法估计式（1）可以得到通过农产品质量认证的合作社对农业化肥用量的平均影响。但在不同化肥用量水平上，通过农产品质量认证的合作社对农业化肥用量的影响可能不一致。分位数回归能够在被解释变量的整个分布上估计出解释变量的影响效应，有效弥补均值回归的不足。据此，本文进一步利用无条件分位数模型（Unconditional Quantile Regression，UQR）进行异质性分析。
表5汇报了UQR回归的估计结果，其中模型（1）~模型（4）分别为25%、50%、75%、95%分位点的结果。结果显示， l n ( Q C )的估计系数在25%分位点为负，但未通过显著性检验；但其在50%、75%、95%分位点均显著为负，且系数绝对值随分位数的增加而增大。这说明，对于化肥用量处于低位分布的省份，通过农产品质量认证的合作社所带来的化肥减施效应有限；而对于化肥用量处于高位分布的省份，通过农产品质量认证的合作社所带来的化肥减施效应更为显著。在单位面积农业化肥用量较低的地区，通过农产品质量认证合作社所带来的化肥减量边际效应较低。
表5 通过农产品质量认证的合作社对化肥用量的影响：UQR估计结果

Table 5 The impact of cooperatives that have obtained agricultural product quality certification on agricultural fertilizer consumption: UQR estimation

变量 被解释变量： l n ( F )
模型（1） 模型（2） 模型（3） 模型（4）
l n ( Q C ) -0.003 -0.016* -0.029* -0.041**
(0.008) (0.009) (0.015) (0.016)
控制变量 控制 控制 控制 控制
省份固定效应 控制 控制 控制 控制
年份固定效应 控制 控制 控制 控制
常数项 8.782*** 7.199 10.088 8.136
(2.575) (5.239) (9.863) (8.353)
样本量/个 360 360 360 360
R2 0.051 0.060 0.279 0.309
进一步地，考察了通过农产品质量认证的合作社对不同类别作物的化肥用量影响，结果如表6所示。从粮食作物来看，通过农产品质量认证的合作社对水稻、小麦、玉米的单位面积化肥用量均具有显著的负向影响。从经济作物来看，通过农产品质量认证的合作社对棉花、甘蔗、苹果、柑子的化肥用量具有显著的负向影响。这表明，通过农产品质量认证的合作社对农业化肥减量施用的贡献主要来自水稻、小麦、玉米三大粮食作物，以及棉花、甘蔗、苹果、柑子四类经济作物化肥用量的减施效应。
表6 通过农产品质量认证的合作社对不同类别作物的化肥用量影响

Table 6 The impact of cooperatives that have obtained agricultural product quality certification on the amount of fertilizers consumption in different crops

变量 粮食作物 经济作物
水稻 小麦 玉米 大豆 花生 油菜 棉花 甘蔗 苹果 柑 橘
l n ( Q C ) -0.004* -0.002** -0.005** -0.003 -0.005 -0.004 -0.007*** -0.030** -0.023*** -0.046** 0.008
(0.002) (0.001) (0.002) (0.007) (0.005) (0.005) (0.003) (0.013) (0.008) (0.020) (0.018)
控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制
省份固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制
年份固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制
常数项 8.252*** 0.906 6.340*** -5.797 5.381 7.393 11.459*** 4.586 1.188 4.423 14.489***
(0.500) (3.065) (0.759) (6.980) (0.754) (7.813) (1.798) (8.705) (2.607) (5.221) (4.719)
样本量/个 277 184 241 133 124 189 153 62 104 80 79
R2 0.568 0.574 0.346 0.361 0.796 0.209 0.094 0.268 0.745 0.631 0.487

4 结论与讨论

化肥减量施用是实现农业高质量发展的重要措施，有效调动农户参与化肥减量集体行动是实现农业化肥减量的关键。农产品质量认证是实现化肥投入源头控制的重要方式，而合作社是众多分散农户获得农产品质量认证标志的重要制度安排。本文基于2007—2018年省级面板数据，重点探析了通过农产品质量认证的合作社对农业化肥用量的影响及作用机制。研究结果表明：第一，通过农产品质量认证的合作社具有显著的化肥减量施用效应，主要通过质量溢价、组织规范、组织支持三条传导路径实现农业化肥减量。第二，从区域差异看，在化肥用量处于高分位点的省份，通过农产品质量认证的合作社表现出更为显著的化肥减施效应；从农作物差异来看，通过农产品质量认证合作社的农业化肥减量贡献主要来自水稻、小麦、玉米三大粮食作物，以及棉花、甘蔗、苹果、柑子四类经济作物的化肥用量减施效应。
本文的研究结论对于理解合作社对化肥减量施用的效应具有科学意义，也为农业化肥减量提供了新思路。第一，鉴于合作社类型及其功能定位的差异，探讨合作社对农业化肥用量影响应该避免将合作社同质化处理。通过农产品质量认证的合作社对农业化肥减量具有重要的促进作用，应该积极培育通过农产品质量认证的合作社服务主体，以缓解小农户进行化肥减量面临的诸多约束。第二，探讨基于通过农产品质量认证的合作社作用于农业化肥减量的路径。首先要增强农产品在市场上的辨识度，增强绿色农产品的生产效益，通过质量溢价激励，诱导农户参加通过农产品质量认证的合作社。其次要发挥合作社的辐射带动作用，为农户从事绿色生产在农资供应、技术指导、产品加工与销售等方面提供多元化的支持，提高社员农产品生产的组织化与标准化水平，为农户化肥减量施用提供更为有力的组织支持。政府可通过税收优惠、提供专项补贴等形式，重点支持通过农产品质量认证的合作社发展，从而更好发挥该类合作社对绿色生产的带动作用。此外，要强化通过农产品质量认证的合作社组织规范，避免认证生产中的道德风险。一方面，将农产品质量认证的生产标准列入合作章程及合同，明确违约生产的处罚成本；另一方面，加强对农产品进行质量安全检测，以减少农户投机行为的发生。
本文从宏观层面考察了通过农产品质量认证的合作社对农业化肥用量的影响及作用机制，这有助于增进合作社与化肥用量关系问题的宏观把握与动态效应。但也应该注意到，通过农产品质量认证的合作社功能的发挥还可能受到合作社内部的组织结构、运作制度、社员关系、合作社规模微观层面因素的影响。在数据可获得的情况下，后续的研究将从微观层面进一步论证通过农产品质量认证的合作社化肥减量效应及内在机理。

References

Publishing order | Descend order by publishing year | Descend order by cited within
[1]
中华人民共和国农业农村部. 农业部关于印发《到2020年化肥使用量零增长行动方案》和《到2020年农药使用量零增长行动方案》的通知. http://jiuban.moa.gov.cn/zwllm/tzgg/tz/201503/t20150318_4444765.htm 2015-02-07.

[ Ministry of Agricultural and Rural Affairs of the People's Republic of China. Notice of the Ministry of Agriculture on the issuance of the 'Action Plan for the Zero Growth of Fertilizer Use by 2020' and the 'Action Plan for the Zero Growth of Pesticide Use by 2020'. http://jiuban.moa.gov.cn/zwllm/tzgg/tz/201503/t20150318_4444765.htm 2015-02-07.]

[2]
栾江, 仇焕广, 井月, 等. 我国化肥施用量持续增长的原因分解及趋势预测. 自然资源学报, 2013, 28(11): 1869-1878.

[ LUAN J, QIU H G, JING Y, et al. Decomposition of factors contributed to the increase of China's chemical fertilizer use and projections for future fertilizer use in China. Journal of Natural Resources, 2013, 28(11): 1869-1878.]

[3]
国家统计局. 中国统计年鉴. 北京: 中国统计出版社, 2020.

[ National Bureau of Statistics of China. China Statistical Yearbook. Beijing: China Statistics Press, 2020.]

[4]
夏雯雯, 杜志雄, 郜亮亮. 土地经营规模对测土配方施肥技术应用的影响研究: 基于家庭农场监测数据的观察. 中国土地科学, 2019, 33(11): 70-78.

[ XIA W W, DU Z X, GAO L L. Study on the impact of land operational scale on the application of formula fertilizer technology by soil testing: Based on the observation from family farm monitoring data. China Land Science, 2019, 33(11): 70-78.]

[5]
史常亮, 张益, 郭焱, 等. 耕地细碎化对农户化肥使用效率的影响. 自然资源学报, 2019, 34(12): 2687-2700.

[ SHI C L, ZHANG Y, GUO Y, et al. The impact of land fragmentation on farmer's chemical fertilizer use efficiency. Journal of Natural Resources, 2019, 34(12): 2687-2700.]

DOI

[6]
江雪萍. 农业分工: 生产环节的可外包性. 南方经济, 2014, (12): 96-104.

[ JIANG X P. Agricultural division of labor: The outsourcing of production links. South China Journal of Economics, 2014, (12): 96-104.]

[7]
倪国华, 郑风田, 喻志军. 通过“纵向整合”解决“一家两制”的理论与实证. 中国人口·资源与环境, 2014, 24(3): 93-100.

[ NI G H, ZHENG F T, YU Z J. To solve "One Household Two Systems" through "Vertical Integration": Theoretical framework and empirical analysis. China Population, Resources and Environment, 2014, 24(3): 93-100.]

[8]
蔡荣, 汪紫钰, 钱龙, 等. 加入合作社促进了家庭农场选择环境友好型生产方式吗? 以化肥、农药减量施用为例. 中国农村观察, 2019, (1): 51-65.

[ CAI R, WANG Z Y, QIAN L, et al. Do cooperatives promote family farms to choose environmental-friendly production practices? An empirical analysis of fertilizers and pesticides. Chinese Rural Economy, 2019, (1): 51-65.]

[9]
高晶晶, 彭超, 史清华. 中国化肥高用量与小农户的施肥行为研究: 基于1995—2016年全国农村固定观察点数据的发现. 管理世界, 2019, 35(10): 120-132.

[ GAO J J, PENG C, SHI Q H. Study on the high chemical fertilizers consumption and fertilization behavior of small rural household in China: Discovery from 1995-2016 national fixed point survey data. Management World, 2019, 35(10): 120-132.]

[10]
陆钰凤, 刘进, 许庆. 中国化肥减量政策变迁及其内在逻辑. 农业经济问题, 2021, (1): 1-12.

[ LU Y F, LIU J, XU Q. The change of chemical fertilizer reduction policy and its internal logic in China. Issues in Agricultural Economy, 2021, (1): 1-12.]

[11]
匡远配, 陆钰凤. 我国农地流转“内卷化”陷阱及其出路. 农业经济问题, 2018, (9): 33-43.

[ KUANG Y P, LU Y F. Farmers' farmland transfer "involution" trap and its solution. Issues in Agricultural Economy, 2018, (9): 33-43.]

[12]
梁志会, 张露, 张俊飚. 土地转入、地块规模与化肥减量: 基于湖北省水稻主产区的实证分析. 中国农村观察, 2020, (5): 73-92.

[ LIANG Z H, ZHANG L, ZHANG J B. Land inward transfer, plot scale and chemical fertilizer reduction: An empirical analysis based on main rice-producing areas in Hubei province. China Rural Survey, 2020, (5): 73-92.]

[13]
农业农村部农村合作经济指导司, 农业农村部政策与改革司. 中国农村经营管理统计年报. 北京: 中国农业出版社, 2014.

[ Department of Rural Cooperative Economic Guidance, Ministry of Agriculture and Rural Affairs, Department of Policy and Reform, Ministry of Agriculture and Rural Affairs. China Rural Management Statistics Annual Report. Beijing: China Agriculture Press, 2014.]

[14]
MA W, ABDULAI A, GOETZ R. Agricultural cooperatives and investment in organic soil amendments and chemical fertilizer in China. American Journal of Agricultural Economics, 2018, 100(2): 502-520.

DOI

[15]
张悦悦, 李翠珍, 周德, 等. 乡村振兴视域下农村土地利用利益相关者分析. 自然资源学报, 2020, 35(5): 1132-1146.

[ ZHANG Y Y, LI C Z, ZHOU D, et al. Analysis of rural land use stakeholders in a perspective of rural revitalization. Journal of Natural Resources, 2020, 35(5): 1132-1146.]

DOI

[16]
康晨远. 因地制宜是农民合作社高质量发展的必然选择. 中国农民合作社, 2021-08-25.

[ KANG C Y. Adapting measures to local conditions is the inevitable choice for the high-quality development of farmers' cooperatives. China Farmers' Cooperatives, 2021-08-25.]

[17]
徐旭初, 吴彬. 合作社是小农户和现代农业发展有机衔接的理想载体吗?. 中国农村经济, 2018, (11): 80-95.

[ XU X C, WU B. Are cooperatives an ideal carrier for the organic connection between the production of small farmers and the development of modern agriculture?. Chinese Rural Economy, 2018, (11): 80-95.]

[18]
MA W, RENWICK A, YUAN P, et al. Agricultural cooperative membership and technical efficiency of apple farmers in China: An analysis accounting for selectivity bias. Food Policy, 2018, 81: 122-132.

DOI

[19]
张梦玲, 陈玖昭, 翁贞林, 等. 农业社会化服务对化肥减量施用的影响研究: 基于要素配置的调节效应分析. 农业技术经济, 2022, (3): 1-21.

[ ZHANG M L, CHEN J Z, WENG Z L, et al. Research on the influence of agricultural socialized services on the reduction of fertilizer application: Based on the regulation effect of element configurayion. Journal of Agrotechnical Economics, 2022, (3): 1-21.]

[20]
冯燕, 吴金芳. 合作社组织、种植规模与农户测土配方施肥技术采纳行为: 基于太湖、巢湖流域水稻种植户的调查. 南京工业大学学报: 社会科学版, 2018, 17(6): 28-37.

[ FENG Y, WU J F. Cooperative organization, planting scale and farmer's soil testing formula adoption behavior: A survey of rice growers based on Taihu Lake and Chaohu Lake Basin. Journal of Nanjing Tech University: Social Science Edition, 2018, 17(6): 28-37.]

[21]
ABEBAW D, HAILE M G. The impact of cooperatives on agricultural technology adoption: Empirical evidence from Ethiopia. Food Policy, 2013, 38: 82-91.

DOI

[22]
VERHOFSTADT E, MAERTENS M. Smallholder cooperatives and agricultural performance in Rwanda: Do organizational differences matter?. Agricultural Economics, 2015, 45(s1): 39-52.

DOI

[23]
潘劲. 中国农民专业合作社: 数据背后的解读. 中国农村观察, 2011, (6): 2-11.

[ PAN J. Specialized farmers' cooperatives in China: The interpretation of the data of their development. China Rural Survey, 2011, (6): 2-11.]

[24]
幸家刚. 新型农业经营主体农产品质量安全认证行为研究. 杭州: 浙江大学, 2016.

[ XING J G. The agriculture product quality certification behaviour of the new type operators in China's agriculture sector. Hangzhou: Zhengjiang University, 2016.]

[25]
杨建辉, 杨伦. 农产品质量安全内部协调度和耦合度测算及影响因素分析. 自然资源学报, 2022, 37(2): 494-507.

[ YANG J H, YANG L. Influence of agricultural factors input regulation on internal disturbance and coupling of agro-product quality and safety. Journal of Natural Resources, 2022, 37(2): 494-507.]

DOI

[26]
周洁红, 金宇, 王煜, 等. 质量信息公示、信号传递与农产品认证: 基于肉类与蔬菜产业的比较分析. 农业经济问题, 2020, (9): 76-87.

[ ZHOU J H, JIN Y, WANG Y, et al. Quality information disclosure, signal transformation and agricultural products certification: Comparative analysis on meat and vegetable industries. Issues in Agricultural Economy, 2020, (9): 76-87.]

[27]
李晗, 陆迁. 产品质量认证能否提高农户技术效率: 基于山东、河北典型蔬菜种植区的证据. 中国农村经济, 2020, (5): 128-144.

[ LI H, LU Q. Can product quality certification improve farmers' technological efficiency?. Chinese Rural Economy, 2020, (5): 128-144.]

[28]
万凌霄, 蔡海龙. 合作社参与对农户测土配方施肥技术采纳影响研究: 基于标准化生产视角. 农业技术经济, 2021, (3): 63-77.

[ WAN L X, CAI H L. Study on the impact of cooperative's participation on farmers' adoption of testing soil for formulated fertilization technology: Analysis based on the perspective of standardized production. Journal of Agrotechnical Economics, 2021, (3): 63-77.]

[29]
陈吉平, 任大鹏. 合作社绿色生产何以可能: 来自四川案例的过程追踪. 农业经济问题, 2022, (5): 1-11.

[ CHNE J P, REN D P. How can green production of cooperatives be possible: Process tracking from Sichuan case. Issues in Agricultural Economy, 2022, (5): 1-11.]

[30]
WOOLDRIDGE J M. Introductory Econometrics:A Modern Approach (Sixth Edition). Boston: Cengage Learning, 2015.

[31]
BURKE W J, FROSSARD E, KABWE S, et al. Understanding fertilizer adoption and effectiveness on maize in Zambia. Food Policy, 2019, 86: 101721, Doi: 10.1016/j.foodpol.2019.05.004.

DOI

[32]
国土资源部. 全国土地整治规划(2011—2015年). http://law168.com.cn/doc/view?id=163986 2012-03-27.

[ Ministry of Land and Resources. National Land Improvement Plan (2011—015). http://law168.com.cn/doc/view?id=163986 2012-03-27.]

[33]
BORGEN N T. Fixed effects in unconditional quantile regression. The Stata Journal, 2016, 16(2): 403-415.

DOI

[34]
WOOLDRIDGE J M. Control function methods in applied econometrics. Journal of Human Resources, 2015, 50(2): 420-445.

[35]
KHONJE M G, MANDA J, MKANDAWIRE P, et al. Adoption and welfare impacts of multiple agricultural technologies: Evidence from Eastern Zambia. Agricultural Economics, 2018, 49(5): 599-609.

DOI

[36]
HUANG J, WANG J, WANG Y. Farmers' adaptation to extreme weather events through farm management and its impacts on the mean and risk of rice yield in China. American Journal of Agricultural Economics, 2015, 97(2): 602-617.

DOI

[37]
张千友, 蒋和胜. 专业合作、重复博弈与农产品质量安全水平提升的新机制: 基于四川省西昌市鑫源养猪合作社品牌打造的案例分析. 农村经济, 2011, (10): 125-129.

[ ZHANG Q Y, JIANG H S. Cooperation, repeated game and agricultural products quality and safety: A case study based on the brand building of Xinyuan pig raising cooperative in Xichang, Sichuan province. Rural Economy, 2011, (10): 125-129.]

[38]
薛宝飞. 组织支持对农户农产品质量控制行为影响研究. 杨凌: 西北农林科技大学, 2019.

[ XUE B F. Impact of organization support on farmers' agricultural productions quality control behavior. Yangling: Northwest A & F University, 2019.]

[39]
LEWBEL A. Using heteroscedasticity to identify and estimate mismeasured and endogenous regression models. Journal of Business & Economic Statistics, 2012, 30(1): 67-80.

DOI

Options
Outlines

/

〈 〉