2020年是中国绿色食品创立30周年。绿色食品认证在推进绿色生产、引领绿色消费，助推农业高质量发展中发挥重要作用。国内绿色食品品牌的认知度超过了80%，在所有认证产品中，绿色食品的公信度排名第一^[1]。“十四五”是我国全面实施乡村振兴战略、推进农业农村现代化的关键时期，随着人们生活水平的提高，绿色食品进入大有可为的战略机遇期。

绿色食品是产自优良生态环境、按照绿色食品标准生产、实行全程质量控制并获得绿色食品标志的安全、优质农产品^①。由于绿色食品认证的规制，化肥、农药等化学投入品的使用受到限制^[2]，因此，在绿色食品生产过程中，有机肥替代化肥成为趋势。申请绿色食品认证需要生产过程符合绿色食品的要求，且需要定时进行抽查检验，因此申请主体应具备相应的生产技术和的物质条件^[3]。所以，目前农业龙头企业是重要的申请主体，且一直在我国农业产业化发展过程中发挥了重要作用^[4-6]。另一方面，我国家庭农场发展很快，至2019年底，全国家庭农场超过70万家^②。随着家庭农场成为主要经营主体之一，“龙头企业+家庭农场”已成为一种重要生产联合形式，它们之间通过专业分工提高效率，又使产业链各环节紧密联结^[7]。家庭农场作为龙头企业的生产基地，能够获得相应的技术和服务，生产的产品共享龙头企业的品牌，从而也促进了自身发展。

目前关于绿色农产品从消费者的需求角度^[8-12]及绿色食品产业发展角度^[13-16]的研究比较丰富，特别是唐华仓认为产业化组织是发展绿色农产品生产的必然选择^[17]。但是从生产者行为的角度的研究文献并不多见。赵建欣等研究发现生产者如农户的人口学特征对绿色农产品生产有显著影响^[18]。倪学志认为“绿色食品”认证制度激励农业生产者在生产过程中尽量少使用化肥、农药^[19]。严功岸等的研究结果显示绿色认证使得猕猴桃生产化肥农药投入较少^[20]。王静等认为合作社能控制农户在绿色农产品生产中的机会主义，从而保证产品质量^[21]。从已有相关文献分析，还没有研究深入分析绿色农产品认证对生产者绿色行为的影响。在农产品质量安全备受关注以及新的绿色技术不断发展的背景下，家庭农场共享龙头企业的“绿色食品”品牌后，能否促进其生产行为绿色化，如更多地采用有机肥？这是一个非常值得研究的问题。化肥的过量施用不仅给农业环境带来了危害^[22]，也会导致农产品质量下降。而有机肥作为环境友好型化肥替代技术是通过提高产量，降低对环境的破坏，提高生态恢复能力，来促进农业高质量发展^[23]。因此，本文从家庭农场的角度进行研究，以安徽省农业龙头企业生产基地的家庭农场为研究对象，深入分析龙头企业共享“绿色食品”认证对家庭农场采纳有机肥技术的影响具有重要的理论和实践意义。

一、   理论分析与研究假说

生产绿色产品需要相应的技术和物质条件等资源，家庭农场获取额外资源需要付出一定的技能或必要的资金^[24]，因此，资源获取往往是一个挑战。对于家庭农场而言，资本积累水平较低、获得资源的机会也有限^[25]。Jeffrey提出的资源依赖理论强调组织的生存需要与周围环境相互依存、相互作用，需要从周围环境中吸取资源。这种相互依赖的组织间关系能够促进组织的进一步发展。一个组织对另一个组织的依赖与被依赖组织提供的资源或服务的需要成正比例。而龙头企业+家庭农场的农业产业化生产模式就是资源依赖的体现，龙头企业获取到绿色食品认证后，与其生产基地家庭农场共享，不仅能够减少在资源价值创造上所需耗费的代价^[26]，而且可能加大竞争对手的模仿难度有利于家庭农场实现并保持竞争优势，提升家庭农场成长绩效^[27]。

绿色食品认证通过溢价激励家庭农场采纳新技术。家庭农场是否采用新技术还取决于外部激励水平。与普通农产品相比，绿色食品对环境及投入品要求更加严格，产品品质优良且稳定可靠，品牌市场认可度较高，经过认证的绿色食品与普通农产品相比，表现出明显的价格优势，且品质越高的农产品，获得的溢价水平也就越高^[28]。据调查，绿色食品售价比普通产品平均高约20%^[29]。因此，绿色食品认证带来的溢价激励家庭农场采纳新技术。

同时，绿色食品实行标准化生产和全程质量控制，有效地保证了产品质量，体现了绿色食品品牌价值。多年的监督抽查结果表明，绿色食品产品抽检合格率一直保持在较高水平。绿色食品在市场上有更大的竞争力，能够极大地拓宽市场空间，增加市场份额，其绿色品牌化建设对其营销绩效会产生正向影响^[30]。

由于绿色食品在市场上有一定竞争力，因此其销售渠道比较稳定，家庭农场生产后，其产品避免与同类的非绿色食品的农产品过度竞争，从而降低了其生产中的风险。同时，对于家庭农场而言，龙头企业保障了产品收购，稳定了长期合作关系，为家庭农场提供农资供给赊销，产品售后结算，并无偿提供技术指导等，这些都降低了家庭农场的生产风险。龙头企业与家庭农场建立起了“风险共担，利益共享”的利益连接机制。

综上所述，家庭农场共享龙头企业的“绿色食品”品牌后，可以带来溢价激励提高收入；建立品牌提高竞争力；拓宽市场降低生产风险。家庭农场按照绿色食品的要求进行生产，在生产过程中会加大有机肥使用，减少化肥的使用，因此本文提出以下假说。

龙头企业获取绿色食品认证能够促进生产基地的家庭农场采纳有机肥技术（图1）。

图  1  作用路径

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二、   数据来源、模型及变量选择

（一）   数据来源

本文所用数据来源于2020年4—10月对安徽省六安市、合肥市、芜湖市、亳州市、池州市、铜陵市、宣城市、宿州市的农业龙头企业及其下面的生产基地家庭农场情况进行问卷调查。各市样本家庭农场选取方法为随机抽样：首先随机抽取农业龙头企业，然后在每个龙头企业下随机抽取5个左右家庭农场进行发放问卷。剔除有误数据后，最终获得有效问卷254份。其中，有绿色食品认证的样本数占46.46%，无认证的样本数占53.54%；采纳有机肥技术的家庭农场样本数为155份，不采纳有机肥技术的家庭农场样本数为99份。

（二）   研究方法及设计

与传统线性回归方法相比，倾向得分匹配法（PSM）能够有效克服有偏估计和样本“自选择”导致的“选择偏差”，因此本文采用PSM方法分析绿色食品认证是否促进了安徽省家庭农场采纳有机肥技术。但现实状态下我们无法观察到获得绿色食品认证的家庭农场的样本在没有获得的状态下采纳有机肥的情况，只能观察到其现在的采纳状况，这种状态就叫作反事实，基于倾向得分匹配法的绿色食品认证反事实研究框架，设置二值虚拟变量$ {D_i} = \{ 0,1\} $表示家庭农场是否获取（共享）“三品一标”认证，$ {D_i} = 1 $表示获取认证，$ {D_i} = 0 $表示未获取认证。对于家庭农场$ i $，其对有机肥有“使用”和“不使用”两种状态，即$ {Y_{1i}} $表示获得绿色食品认证的家庭农场采纳有机肥的状态，$ {Y_{0i}} $表示未获得绿色食品认证的家庭农场采纳有机肥的状态。将样本按照是否获取绿色食品认证分为处理组和控制组，然后按相应方式进行匹配，在控制外部条件完全相同的情况下，通过判断控制组和处理组的差异来分析获取绿色食品认证对家庭农场采纳有机肥技术的影响。具体的研究步骤如下：

第一步，运用Probit模型计算出倾向得分PS值。

其中，$ X_i $ 代表反应样本特征的协变量，$ D_i $ 是二分类变量。

第二步，将控制组和对照组运用倾向得分进行匹配，本文选取的匹配方法为最近邻匹配，核匹配，马氏匹配3种。

第三步，计算处理组的平均处理效应，表达式为：

ATT表示有绿色食品认证的家庭农场采纳有机肥的状况$ E\left( {Y_{1i}\left| {D_i = 1} \right.} \right) $与如果不获得绿色食品认证的家庭农场采纳有机肥的状况$ E\left( {Y_{0i}\left| {D_i = 1} \right.} \right) $的差异，然而，事实上，$ E\left( {Y_{0i}\left| {D_i = 1} \right.} \right) $是无法观测到的，PSM方法的优势就在于为实际获取绿色食品认证的家庭农场i找到有效的对照组$ E\left( {Y_{0i}\left| {D_i = 0} \right.} \right) $代替$ E\left( {Y_{0i}\left| {D_i = 1} \right.} \right) $，从而实现“反事实”估计。

（三）   变量选取

文中目标变量为有机肥技术的采纳。处理变量选取的是绿色食品认证。根据家庭农场发展的现有状况及相关文献的研究^[31-33]，本文选取农场主个体特征（性别、年龄、家庭人数、文化程度、务农年限）、农场生产特征（经营土地、年租金、农业保险）、龙头企业与家庭农场的资源共享（技术培训、机械使用程度、长期合作）作为匹配变量。变量说明及描述性统计见表1。

表  1  主要变量名称及定义

变量类型	变量名称	变量定义
目标变量	有机肥	是否使用有机肥技术: 是=1, 否=0
处理变量	绿色食品	是否获取绿色食品认证: 是=1, 否=0
匹配变量
个体特征	性别	男=1, 女=2
	年龄	≤30岁=1, 31～40岁=2, 41～50岁=3, ≥51岁=4
	家庭人数	<3人=1, 3～5人=2, >5人=3
	文化程度	小学及以下=1,初中=2,中专或高中=3,大专及以上=4
	务农年限	0～10年=1, 11～15年=2, 16～20年=3, 21～25年=4, >25=5
生产特征	经营土地	农场耕地规模, 单位: hm2
	年租金	平均年租金, 单位: 元/(hm2·年)
	农业保险	是否购买农业保险: 是=1, 否=0
资源共享	技术培训	低=1, 较低=2, 一般=3, 较高=4, 高=5
	机械使用程度	低=1, 较低=2, 一般=3, 较高=4, 高=5
	长期合作	与龙头企业保持长期合作关系: 非常不同意=1, 比较不同意=2, 一般=3, 比较同意=4, 非常同意=5

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运用独立样本t检验，比较分析处理组和控制组中各指标均值的差异。表2对两组样本的统计性描述表明获取绿色食品认证的家庭农场和未获取绿色食品的家庭农场在多方面都存在着显著差异，两组样本在特征变量上的分布不同易导致样本绿色食品认证的自选择问题，进而导致估计有偏。因此，在源于自选择问题引起的可观测异质性的情况下，通过匹配法能够有效找出两种差异状态下各方面特征相似的两组样本，再比较处理组（有绿色食品认证）和对照组（无绿色食品认证）的家庭农场采纳有机肥技术的情况，从而可以减小样本自选择导致的估计偏误。

表  2  样本分组均值差异性检验

变量类型	变量名称	处理组(有绿色食品)			控制组（无绿色食品）			t检验
		均值	标准差		均值	标准差		t值	P>|t|
目标变量	有机肥	0.8898	0.3144		0.3676	0.4839		−10.0265	0.0000***
匹配变量	性别	1.1197	0.3260		1.1912	0.3947		1.5559	0.1210
	年龄	2.7797	0.7526		3.0809	0.8170		3.0394	0.0026***
	家庭人数	2.2288	0.7210		2.0809	0.6093		−1.7722	0.0776*
	文化程度	2.6017	0.8283		2.2721	0.7450		−3.3386	0.0010***
	务农年限	2.8136	1.4789		2.9926	1.3849		0.9938	0.3213
	经营土地规模	471.6638	809.7159		307.5159	653.5696		−1.7868	0.0752*
	年租金	512.2034	180.0414		685.0294	794.9561		2.3102	0.0217**
	农业保险	0.7203	0.4507		0.5147	0.5016		−3.4146	0.0007***
	技术培训	3.7203	0.9047		2.9779	1.1767		−5.5714	0.0000***
	机械使用程度	3.7203	1.0202		3.5662	0.9638		−1.2373	0.2171
	长期合作	3.7881	1.1683		2.8162	1.3995		−5.9553	0.0000***
注：*、**和***分别表示结果在10%、5%和1%的统计水平上显著，下同。

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三、   实证结果分析

（一）   probit模型结果分析

运用probit模型对家庭农场采纳有机肥的影响因素进行分析，以家庭农场是否采纳有机肥技术为结果变量，对所引入的控制变量进行回归，结果如表3所示，其中，处理变量绿色食品、农场主的个人特征、家庭农场的生产特征、龙头企业与家庭农场的资源共享对于家庭农场采纳有机肥技术有显著影响。

表  3  基于probit模型的家庭农场采纳有机肥的估计结果

变量名称	系数	P值	标准误	Z统计量
绿色食品	1.3416	0.000***	0.3123	4.30
性别	−0.1247	0.739	0.3745	−0.33
年龄	0.0462	0.823	0.2065	0.22
家庭人数	0.2243	0.420	0.2784	0.81
文化程度	0.5650	0.006***	0.2047	2.76
务农年限	0.0143	0.908	0.1245	0.12
经营土地	0.0005	0.019**	0.0002	2.35
年租金	0.0006	0.293	0.0006	1.05
农业保险	0.9798	0.001***	0.3054	3.21
技术培训	0.7677	0.000***	0.1525	5.03
机械使用程度	−0.0303	0.852	0.1626	−0.19
长期合作	0.8047	0.000***	0.1267	6.35
常数项	−7.9763	0.000***	1.5266	−5.22
LR统计量	293.54***
Pseudo R2	0.7094
样本量	252

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处理变量。绿色食品在1%的统计水平上显著，并且系数为正，表明相对于未获取绿色食品的家庭农场，已经获取绿色食品的家庭农场更愿意采纳有机肥技术。

农场主个人特征。农场主的文化程度在1%的统计水平上显著，并且系数为正，表明文化程度越高的农场主更愿意采纳有机肥技术，这与曹云^[34]的研究结论相吻合。这可能是因为文化程度越高对绿色农业技术的认知就越高，对新技术的学习能力也比较强，更愿意尝试运用新技术。

家庭农场生产特征。从回归结果中可以看出，经营土地在5%的统计水平上显著，且系数为正，表明家庭农场的经营土地面积越大，越有助于采纳有机肥技术。其原因可能有两点：一是经营面积越大，农事操作所需要的劳动力就越多，而新的农业技术可能会节约劳动力节约成本；二是新技术应用的面积越大，带来的效果可能越明显。农业保险在1%的统计水平上显著，且系数为正，表明购买农业保险的家庭农场更愿意采纳有机肥技术，这可能是因为有机肥作为新的农业技术，成本较传统肥料更高，且存在的风险较大，因此没有购买农业保险的家庭农场不愿意承担更多的风险。

龙头企业与家庭农场的资源共享因素中，技术培训在1%的统计水平上显著，且系数为正，表明培训次数越多越可能采纳有机肥，王雅凤等^[35]研究农业技术的指导是影响技术采纳的重要因素，这其中的原因可能是技术培训中提高了生产者技能。长期合作在1%统计水平上显著，且系数为正，表明家庭农场与龙头企业合作的意愿越强越愿意采纳有机肥技术，因为合作意愿越强就说明家庭农场在与龙头企业合作过程中，资源共享充分，能及时有效高质量得到相关信息，因此，对于新技术的采纳意愿就越强。

（二）   共同支撑域与平衡性检验

样本共同支撑域主要是为了衡量获取绿色食品认证与没有获取绿色食品认证家庭农场样本的解释变量之间有效匹配情况。若控制组和对照组的共同支撑域(重叠区域)很窄，说明样本家庭农场损失较多，处于重叠区域以外的样本则无法实现有效匹配。而考察样本的共同支撑域可以通过比较获取绿色食品认证的和未获取绿色食品认证的倾向得分的密度函数。

图2分别给出了匹配前后的处理组和控制组个体倾向得分值的核密度函数。可以看出，获取绿色食品认证组和未获取绿色食品认证组在匹配后的密度函数区间有很大范围的重叠。根据这一结果可知，匹配后与匹配前相比，两组样本进行倾向得分匹配质量较好，仅有少量样本损失，并且发现匹配后两组的核密度方程曲线差距在减小，其走势趋于一致。因此，根据以上分析，发现运用PSM方法确实减少了两组之间解释变量的分布差异，并消除样本自选择导致的估计偏误。

图  2  匹配前、后概率密度图

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平衡性检验。为了检验匹配后系统性差异是否降低，在样本匹配完成后，还需要进行平衡性检验，即检验匹配后各变量在两组间是否变得平衡。本文分别运用最近邻匹配方法,核匹配方法，马氏匹配方法进行匹配，检验结果见表4、表5。可以看出，所有变量标准偏误的绝对值是减少的。匹配前，处理组和控制组在年龄、家庭人数、文化程度、经营土地、年租金、农业保险、技术培训、长期合作关系上均具有显著差异，但是匹配后处理组和控制组的差异是不显著的，这表明了倾向得分匹配法消除了两组之间家庭农场的差异，从而模型通过了平衡性检验。从表5可以看出，在样本匹配之后，样本的Pseudo-R²、LR统计量、样本的均值偏差、样本的中位数偏差都明显下降。结果表明，倾向得分匹配显著降低了实验组与对照组之间解释变量的差异，倾向得分估计和样本匹配是成功的。

表  4  核匹配质量检验结果

变量名称	样本状态	样本均值		标准偏误 比率/%	标准误绝对值 减少比率/%	双T分布检验
		处理组	控制组			T值	P值
性别	匹配前	1.1197	1.1926	−20.1		−1.58	0.115
	匹配后	1.1143	1.1343	−5.5	72.6	−0.44	0.662
年龄	匹配前	2.7778	3.0815	−38.5		−3.04	0.003***
	匹配后	2.819	2.8237	−0.6	98.5	−0.04	0.967
家庭人数	匹配前	2.2308	2.0815	22.3		1.77	0.077*
	匹配后	2.1429	2.1998	−8.5	61.8	−0.64	0.523
文化程度	匹配前	2.5983	2.2593	43.3		3.44	0.001***
	匹配后	2.5048	2.4792	3.3	92.5	0.25	0.804
务农年限	匹配前	2.812	2.9926	−12.6		−1.00	0.319
	匹配后	2.9143	2.7889	8.7	30.6	0.67	0.506
经营土地	匹配前	474.13	306.66	22.7		1.81	0.072*
	匹配后	409.7	393.8	2.2	90.5	0.20	0.842
年租金	匹配前	511.88	682.61	−29.5		−2.27	0.024**
	匹配后	512.76	504.14	1.5	94.9	0.30	0.764
农业保险	匹配前	0.7180	0.5185	41.8		3.30	0.001***
	匹配后	0.7048	0.6490	11.7	72.0	0.86	0.390
技术培训	匹配前	3.7179	2.9704	71.1		5.58	0.000***
	匹配后	3.6667	3.6535	1.3	98.2	0.10	0.920
机械的使用程度	匹配前	3.7094	3.5704	14.0		1.11	0.267
	匹配后	3.6952	3.7502	−5.5	60.4	−0.43	0.671
长期合作关系	匹配前	3.7863	2.8074	75.8		5.96	0.000***
	匹配后	3.7238	3.7299	−0.5	99.4	−0.04	0.972

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表  5  匹配前后变量的平衡性检验结果

匹配方法	Pseudo-R2	LR	P值	均值偏差	中位数偏差
匹配前	0.250	86.86	0.000	35.6	29.5
最近邻匹配	0.018	5.12	0.925	7.3	5.3
核匹配	0.010	2.86	0.992	4.5	3.3
马氏匹配	0.040	11.73	0.384	6.7	6.0

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（三）   影响效应测算

对于安徽省家庭农场使用有机肥技术的概率，运用最近邻匹配方法，核匹配方法，马氏匹配方法分别得出绿色食品认证对家庭农场采纳有机肥的处理效应（表6），然后算出平均值，可以看出，处理组（D=1）的平均处理效应ATT为0.2072，表明对于已经获取绿色食品认证的家庭农场，如果没有获取，使用有机肥技术的概率将会下降20.72%；控制组（D=0）的平均处理效应ATU为0.2956，表明对于未获取绿色食品认证的家庭农场，如果获取，使用有机肥技术的概率将会上升29.56%；总体平均处理效应ATE为0.2499，表明如果所有的家庭农场都获取绿色食品认证，那么有机肥技术的采纳率将会提高24.99%。由此可见，获取绿色食品认证有助于家庭农场采纳有机肥技术，同时，也验证了上文倾向得分匹配分析中得出的获取绿色食品认证对家庭农场采纳有机肥技术具有显著正向影响。

表  6  绿色食品认证对家庭农场采纳有机肥技术的处理效应

匹配方法	处理组	控制组	ATT	ATU	ATE	T值
最近邻匹配	0.8762	0.6667	0.2095	0.2727	0.2402	2.00
核匹配	0.8762	0.6642	0.2120	0.2706	0.2404	2.75
马氏匹配	0.8762	0.6762	0.2000	0.3434	0.2690	2.14
平均值	0.8762	0.6690	0.2072	0.2956	0.2499	2.30

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四、   结论及建议

当前是我国农业转向高质量农业发展的重要时期。提高农产品质量，大力推广绿色技术是关键所在。家庭农场作为龙头企业的生产基地，共享其绿色农产品品牌，能够促进其有机肥使用。研究发现，是否获取绿色食品认证、农场主的文化程度、接受培训的次数、家庭农场的经营土地面积、是否购买保险以及与龙头企业建立长期合作都对家庭农场是否采纳有机肥存在显著的影响；获取绿色食品认证能够对家庭农场采纳有机肥起到积极效果，平均而言，与未获取绿色食品的家庭农场相比，获取绿色食品能够使家庭农场采纳有机肥的概率上升24.99%。

根据上述研究结论，得出以下启示：

第一，鼓励龙头企业与家庭农场申请绿色食品的认证。在生产实践过程中，大力宣传绿色食品的相关教育知识，促进新型经营主体申请对绿色食品认证的积极性。政府出台相关政策激励如实施补贴，引导和促进其申请绿色食品。进一步规范农产品市场，促进农产品优质优价，加大市场竞争力，减少生产者风险。

第二，龙头企业应该积极对其生产基地的家庭农场主进行技术培训，增加培训次数，提高培训质量，并邀请农业高校人才及科研所的专家对农场主进行绿色技术知识宣讲。通过培训和宣讲，不断提高农场主的技术水平和人力资本水平^[36]，从而提高农场主应用绿色技术的意愿和水平。

第三，进一步规范土地流转的制度，降低土地流转成本，促进家庭农场适当扩大经营面积，使家庭农场在应用绿色技术和生产绿色食品中能够获得规模效益，从而提高家庭农场应用绿色技术的意愿，促进农业可持续发展。

第四，鼓励家庭农场购买农业保险，对于家庭农场来说，新技术的使用及未来预期收益都具有较大的不确定性，因此，购买农业保险可以替家庭农场分担部分的风险，从而促进农场主对农业新技术的采纳。

第五，不断加强龙头企业与家庭农场联合的生产模式。以龙头企业为核心，负责农产品品牌塑造，制定生产全程标准，严格进行投入品源头管控，对家庭农场开展技术、信息服务，提供技术培训等。对家庭农场开展服务，提高其生产的规范化行为。依托龙头企业，打造农产品品牌效应，收集市场信息，拓展市场潜力，提高产品质量安全和满足消费者需求。