林 珊 于法穩(wěn)

推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是農(nóng)業(yè)發(fā)展觀的一場深刻革命，也是農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的主攻方向之一。2017年9月，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)了《關(guān)于創(chuàng)新體制機制推進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的意見》，對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展進行了系統(tǒng)性的頂層設(shè)計。2022年中央“一號文件”再次強調(diào)推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色發(fā)展。黨的二十大報告指出，要全面推進鄉(xiāng)村振興，推進美麗中國建設(shè)，協(xié)同推進降碳、減污、擴綠、增長，推進生態(tài)優(yōu)先、節(jié)約集約、綠色低碳發(fā)展。在全面推進鄉(xiāng)村振興中實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的綠色、生態(tài)、低碳發(fā)展，具有重要的現(xiàn)實意義。農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展是實現(xiàn)中國式農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的應(yīng)有之義。在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展過程中的一個重要議題是農(nóng)戶如何進行決策，以實現(xiàn)其作為生產(chǎn)者和消費者的帕累托最優(yōu)。在全面推進鄉(xiāng)村振興過程中，哪些因素會影響農(nóng)戶的決策，進而誘導(dǎo)農(nóng)戶采用綠色生產(chǎn)行為？這些是需要迫切回答的現(xiàn)實問題。

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展既是黨中央、國務(wù)院高度關(guān)注的問題，又是學(xué)術(shù)界研究的重點問題。學(xué)術(shù)界從不同維度對農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展進行了系統(tǒng)研究，取得了豐碩的研究成果。這里從三個維度對文獻進行梳理：一是關(guān)于農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響因素的研究。從理論上來講，影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的因素眾多，但可以概括為幾類，如生產(chǎn)經(jīng)營特征、生產(chǎn)者生產(chǎn)認知、外部環(huán)境、政策因素等，從這些方面可對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為進行解釋［1-3］。二是關(guān)于農(nóng)村生產(chǎn)生活要素的研究。農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，應(yīng)基于區(qū)域的要素稟賦特征，為此，可以從農(nóng)村生產(chǎn)生活要素稟賦結(jié)構(gòu)入手，分析農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題［4］；同時，優(yōu)化農(nóng)村生產(chǎn)生活要素配置，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，推動傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變［5］。近年來，全要素生產(chǎn)率成為學(xué)術(shù)界研究的熱點問題之一，有學(xué)者認為全要素生產(chǎn)率是農(nóng)業(yè)增長的動力［6］。三是關(guān)于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下的農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展研究。鄉(xiāng)村振興是產(chǎn)業(yè)興旺的政策邏輯，無論是鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，還是鄉(xiāng)村生態(tài)振興，都需要以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺為前提［7-8］；農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展作為高質(zhì)量實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興和生態(tài)振興的路徑或手段，需要遵循環(huán)境規(guī)制的相關(guān)要求。宏觀層面、微觀層面的研究也表明，環(huán)境規(guī)制對推動農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型和實現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展都具有顯著的推動作用［9-10］；在實現(xiàn)全面脫貧攻堅目標、全面建成小康社會的時代背景下，應(yīng)著力鞏固拓展脫貧攻堅成果，深入探索深化城鄉(xiāng)二元體制改革之路，推進鄉(xiāng)村振興，縮小城鄉(xiāng)差距，最終實現(xiàn)共同富裕［11-13］。

現(xiàn)有文獻為本文研究提供了理論參考和實踐借鑒，本文擬從如下方面作進一步的拓展：一是就全面推進鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響因素進行拓展性研究；二是對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、農(nóng)村生產(chǎn)生活要素、農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為三者之間的影響機理進行拓展性分析?；谏鲜隹紤]，本文以全面推進鄉(xiāng)村振興為時代背景，采用Logistic回歸模型，依據(jù)全國10?。▍^(qū)）2 448個農(nóng)戶家庭數(shù)據(jù)，全面分析農(nóng)村生產(chǎn)生活要素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響機理，以及鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的五個維度政策在各要素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響中的促進效應(yīng)。根據(jù)三者互動機理的研究，揭示鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略在農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展中的實踐向度，助力全面推進鄉(xiāng)村振興。

一、理論分析、研究假說與研究設(shè)計

（一）理論分析

農(nóng)戶行為理論以理性經(jīng)濟人假設(shè)為前提，重點研究農(nóng)戶的決策行為。作為理性經(jīng)濟人的農(nóng)戶，基于自身價值觀與偏好往往采取最能實現(xiàn)個人或家庭收益最大化的行為。農(nóng)戶家庭是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最基礎(chǔ)的單元，在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時更會考慮資源的合理優(yōu)化利用。然而，商品小農(nóng)理論認為，近代中國農(nóng)戶家庭生產(chǎn)處于“過密化”生產(chǎn)階段。當前，我國農(nóng)業(yè)發(fā)展已擺脫傳統(tǒng)的“內(nèi)卷”模式［14］，越來越多的農(nóng)戶進入或者被卷入一個開放、流動、分工的社會化體系中，農(nóng)產(chǎn)品商品化和農(nóng)業(yè)勞動力兼業(yè)化特征更加顯著，影響農(nóng)戶生產(chǎn)行為的因素更加多元，如農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)成本、生產(chǎn)技術(shù)等。同時，農(nóng)戶生產(chǎn)行為又是一個系統(tǒng)化的決策過程，在既定資源與市場約束條件下，表現(xiàn)出生產(chǎn)、消費、銷售、流通等多方面的行為決策。農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為是農(nóng)戶生產(chǎn)行為在多種因素影響之下的結(jié)果，具有經(jīng)濟效益與生態(tài)效益，同樣會受到多種因素的共同制約。因此，農(nóng)戶往往基于個人或家庭收益最大化的預(yù)期目標，結(jié)合自身資源稟賦與外部約束條件決定是否采用綠色生產(chǎn)行為。

此外，行為經(jīng)濟學(xué)理論認為農(nóng)戶生產(chǎn)行為受到經(jīng)濟政策與社會變化的影響。在全面推進鄉(xiāng)村振興背景下，“產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富裕”［15］的總要求，宏觀上能驅(qū)動我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化進程，中觀上能促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，微觀上能影響農(nóng)戶生產(chǎn)行為。因此，探索農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為應(yīng)放在全面推進鄉(xiāng)村振興這個宏觀政策背景之下。

本文基于農(nóng)戶行為理論，充分考慮時代背景對農(nóng)戶生產(chǎn)行為的影響，從農(nóng)村生產(chǎn)生活要素入手，對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響因素進行探討。在全面推進鄉(xiāng)村振興、邁向農(nóng)業(yè)強國的時代背景下，融入鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略總要求的五個維度，分析農(nóng)村生產(chǎn)生活要素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響，探索鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為中的具體效應(yīng)。

（二）研究假說

根據(jù)上述文獻梳理與理論分析，結(jié)合我國農(nóng)村發(fā)展實際，提出體現(xiàn)農(nóng)村生產(chǎn)生活要素的四個指標：農(nóng)村勞動力老齡化程度、農(nóng)產(chǎn)品商品化程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度、農(nóng)戶家庭生活消費水平。這里引入鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略總要求的五個維度，構(gòu)建農(nóng)村生產(chǎn)生活要素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響的理論模型（見圖1）。

勞動力是重要的生產(chǎn)要素之一，農(nóng)村勞動力老齡化程度會對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動產(chǎn)生直接影響。2020年《中國鄉(xiāng)村振興綜合調(diào)查研究報告》顯示，農(nóng)村全職務(wù)農(nóng)的勞動力平均年齡超過50歲。雖然農(nóng)村勞動力老齡化日趨明顯，但研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村勞動力老齡化能夠倒逼農(nóng)業(yè)技術(shù)升級，逐步替代傳統(tǒng)的粗放式生產(chǎn)投入方式，特別是高度的機械化可將勞動力從繁重的農(nóng)業(yè)勞動中解放出來；農(nóng)村勞動力老齡化在一定程度上會促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，將耕地流轉(zhuǎn)到種田能手或種植大戶手中，有利于科學(xué)高效的管理［16］。當前農(nóng)村勞動力老齡化程度呈加深趨勢，可能會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)提檔升級，從而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的綠色轉(zhuǎn)型?；谏鲜龇治?，提出如下假說：

H1：農(nóng)村勞動力老齡化程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為存在正向影響。

當前，消費者對于農(nóng)產(chǎn)品市場的需求已從“數(shù)量”上升到“質(zhì)量、生態(tài)”等更高層面，優(yōu)質(zhì)安全的農(nóng)產(chǎn)品逐漸受到青睞［17］。有研究指出，消費者對優(yōu)質(zhì)安全的農(nóng)產(chǎn)品具有較強的支付意愿。因此，增加優(yōu)質(zhì)生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品的供給，可以使小農(nóng)戶從中獲得更多收入和福利［18］。研究還發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的提高對農(nóng)戶減少化肥、農(nóng)藥的施用和促進農(nóng)家肥的施用均具有積極作用［1］。依據(jù)理性小農(nóng)理論，農(nóng)戶會選擇最能實現(xiàn)生產(chǎn)經(jīng)營收益最大化的行為。因此，依靠生產(chǎn)優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品獲取較好收益的農(nóng)戶更愿意從事規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，這部分農(nóng)戶采取農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為更具規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。基于上述分析，提出如下假說：

H2：農(nóng)產(chǎn)品商品化程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為存在正向影響。

現(xiàn)階段，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍以小規(guī)模經(jīng)營為主，經(jīng)營規(guī)模與機械作業(yè)能力不匹配，農(nóng)戶自身缺乏投資農(nóng)業(yè)機械的動力，購買農(nóng)業(yè)機械社會化服務(wù)便成為大多數(shù)農(nóng)戶的選擇［19］。隨著農(nóng)戶兼業(yè)化的發(fā)展與農(nóng)村勞動力的流失，農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模較大的農(nóng)戶傾向于購買農(nóng)機，這樣不僅可以滿足自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之需，而且可以通過農(nóng)機社會化服務(wù)的方式與其他農(nóng)戶形成市場交換［20］，增加家庭的服務(wù)性收入。研究發(fā)現(xiàn)，采用機械耕作方式對減少化肥、農(nóng)藥施用和促進農(nóng)家肥的施用均具有積極作用。農(nóng)機社會化服務(wù)的推廣易產(chǎn)生“羊群效應(yīng)”，從而誘發(fā)農(nóng)戶生產(chǎn)機械化的選擇行為?；谏鲜龇治?，提出如下假說：

H3：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為存在正向影響。

研究發(fā)現(xiàn)，影響農(nóng)戶不同綠色施肥行為的因素存在異質(zhì)性，農(nóng)戶生產(chǎn)中化肥的減量化、增施有機肥等行為均受到收入占比和政策補貼等因素的影響。隨著收入水平的提高，農(nóng)戶家庭基本生活消費水平也越來越高。當前，我國農(nóng)資市場、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務(wù)市場都是開放、流動的，這提高了農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的便利性［21］。農(nóng)村消費市場的信息化、電商化發(fā)展，為農(nóng)戶家庭生活提供了極大便利，有助于促進農(nóng)戶家庭生活消費。因此，在收入水平和政策補貼一定的情況下，若農(nóng)戶家庭用于基本生活消費的占比越大，則用于綠色生產(chǎn)消費的占比就會越低，從而影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僬f：

H4：農(nóng)戶家庭生活消費水平對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為存在負向影響。

在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略“產(chǎn)業(yè)興旺”和“生活富?！眱蓚€維度的政策實施中，通過提升農(nóng)產(chǎn)品供給側(cè)的農(nóng)戶主體地位，保證優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品價格的穩(wěn)定，就能夠促使農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈利益分配中獲取更高份額。同時，需求側(cè)對生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品提出了更高要求，倒逼農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的綠色轉(zhuǎn)型，這不僅能滿足消費市場需求，而且能增加供給側(cè)的農(nóng)民收入［1］。在“生態(tài)宜居”維度政策實施中，生態(tài)環(huán)境規(guī)制作為一種約束，綠色發(fā)展作為目標函數(shù)，都是綠色轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵所在［22］?！爱a(chǎn)業(yè)興旺”“生活富?！笔恰班l(xiāng)風(fēng)文明”與“治理有效”的重要基礎(chǔ)，與“生態(tài)宜居”水平的提高也密切相關(guān)?！班l(xiāng)風(fēng)文明”建設(shè)在本質(zhì)上屬于人力資本建設(shè)［23］，該維度政策有助于增加農(nóng)村勞動力資本，直接影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為?！爸卫碛行А睆娬{(diào)鄉(xiāng)村治理行為的合理性和有效性［24］，其影響著農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的合理性和有效性。由此可見，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略五個維度的政策實施均會影響農(nóng)戶的生產(chǎn)行為，據(jù)此，提出如下假說：

H5：鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略五個維度的政策在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響中具有促進效應(yīng)。

（三）研究設(shè)計

1.數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)是課題組于2020年8—9月赴廣東、浙江、山東、安徽、河南、黑龍江、貴州、四川、陜西和寧夏10?。▍^(qū)）開展大規(guī)模農(nóng)戶調(diào)查而獲得的。共調(diào)查了3 833個農(nóng)戶家庭，經(jīng)有效性檢驗，最終用于研究的樣本為2 448戶。

從受訪村莊地區(qū)分布來看，東部地區(qū)占29.8%，中部地區(qū)占19.7%，西部地區(qū)占40.7%，東北地區(qū)占9.8%；從農(nóng)戶基本特征來看，男性占比為51.73%，女性占比為48.27%；分年齡段來看，50—54歲的占比最多，為9.35%，其次是55—59歲（8.42%）、45—49歲（8.20%），超過80歲的老人占比合計1.87%；從受教育程度來看，初中學(xué)歷占45.54%，小學(xué)占30.82%，高中占13.02%，而大學(xué)本科及以上的只占0.44%?？傮w來看，調(diào)查樣本中農(nóng)戶老齡化趨勢明顯，整體受教育程度不高。

2.模型設(shè)定

借鑒已有研究基礎(chǔ)，本文構(gòu)建了農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響因素模型，具體形式如下：

在（1）式中，當農(nóng)戶至少選擇任意一種綠色方式（農(nóng)藥化肥減量、增施有機肥、農(nóng)業(yè)廢棄物的資源化利用等）進行生產(chǎn)時，y=1；當農(nóng)戶未選擇任意一種綠色生產(chǎn)方式時，y=0。x1，x2，…，xn分別代表影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的核心因素。在本文中，由于被解釋變量農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為屬于二元離散變量，因而本文選擇二元Logistic模型進行分析，并采用工具變量法（2SLS）處理核心解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題。模型設(shè)定如下：

在（2）式中，xj表示第j個影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的核心解釋變量（如農(nóng)村勞動力老齡化程度、農(nóng)產(chǎn)品商品化程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度、農(nóng)戶家庭生活消費水平）；X為控制變量（如受訪者年齡、家庭收入、農(nóng)藥化肥污染認知等）；Z為除控制變量外的其他生產(chǎn)要素的工具變量；β、θ和δ分別為回歸模型的系數(shù)估計值向量；α為常數(shù)項；ε為隨機誤差項；表示第i個農(nóng)戶進行綠色生產(chǎn)與沒有進行綠色生產(chǎn)的發(fā)生比的對數(shù)。

3.變量定義

（1）被解釋變量：農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為。統(tǒng)計受訪農(nóng)戶對有關(guān)“農(nóng)藥化肥減量、增施有機肥、農(nóng)業(yè)廢棄物的資源化利用等”問題的回答，可知農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的相關(guān)情況。若農(nóng)戶選擇上述行為之一，則認為其進行了綠色生產(chǎn)行為，這里將其賦值為1，否則為0。通過分析樣本，可知全國10?。▍^(qū)）農(nóng)戶選擇綠色生產(chǎn)行為的情況（見表1）。從整體來看，全國71.77%的受訪農(nóng)戶存在綠色生產(chǎn)行為。從地區(qū)分布來看，東部地區(qū)的浙江省高達90.50%的農(nóng)戶采用了綠色生產(chǎn)行為；其次是西部地區(qū)的四川省；比例最低的是西部地區(qū)的陜西省，僅有58.50%的農(nóng)戶存在綠色生產(chǎn)行為；其余各省份在全國平均水平上下浮動。

表1 全國10省（區(qū)）農(nóng)戶選擇綠色生產(chǎn)行為的地區(qū)分布

（2）核心解釋變量。在回歸方程右邊，農(nóng)村勞動力老齡化程度用50周歲以上農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)占總勞動力人數(shù)的比重來衡量；農(nóng)產(chǎn)品商品化程度用農(nóng)產(chǎn)品的銷售占比來衡量；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度用農(nóng)戶家庭機械作業(yè)占比來衡量；農(nóng)戶家庭生活消費水平用農(nóng)戶家庭用于生活的消費占全部生產(chǎn)生活總消費的比重來衡量。

（3）控制變量。在控制變量的選取上，個人特征是影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的個人特征向量。已有研究證實，戶主年齡、種植規(guī)模以及農(nóng)戶的兼業(yè)情況都會影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為。因此，本文選取的個人特征變量包括：性別，男性賦值為1，女性賦值為0；年齡，以受訪農(nóng)民實際年齡（周歲）進行衡量；受教育程度，未上學(xué)賦值為1，小學(xué)賦值為2，初中賦值為3，高中或中專賦值為4，大專及以上賦值為5；農(nóng)業(yè)勞動時間，用受訪農(nóng)民一年內(nèi)農(nóng)業(yè)勞動時間（月）衡量；兼業(yè)狀況，非農(nóng)就業(yè)賦值為0，全職務(wù)農(nóng)賦值為1，兼業(yè)農(nóng)民賦值為2。家庭特征是影響農(nóng)民綠色生產(chǎn)行為的家庭特征向量，包括家庭規(guī)模、耕地面積和家庭收入水平，這些變量對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響已得到實證研究的支持［25］。因此，本文選取的家庭特征變量包括：家庭規(guī)模，用家庭實際勞動力數(shù)量（人）來衡量；耕地面積，用家庭實際耕地面積（畝）來衡量；家庭收入，用家庭一年內(nèi)總收入（萬元）來衡量。參考相關(guān)學(xué)者的研究分析，其他可能影響農(nóng)戶行為的環(huán)境感知特征向量主要有［26］：一是化肥污染認知和農(nóng)藥污染認知，通過詢問農(nóng)戶與5年前相比化肥農(nóng)藥畝均使用量的變化，分別賦值：增加=1，不變=2，減少=3，未使用=4；二是農(nóng)藥包裝物污染認知，通過詢問農(nóng)戶對包裝廢棄物的處理方式，分別賦值：未回收=0，回收=1，未產(chǎn)生=2。以上衡量指標主要是針對2020年全國種植糧食作物的農(nóng)戶，而控制上述變量的目的是為了減輕遺漏變量可能引起的估計偏誤。此外，還控制了省（區(qū)）固定效應(yīng)。

（4）鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的五個維度變量。本文選用鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的五個維度指標分析農(nóng)村生產(chǎn)生活要素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響，分別通過詢問農(nóng)戶對“產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富?！闭邔嵤┑臐M意度來衡量，通過回答“非常不滿意”“不太滿意”“一般”“滿意”“非常滿意”具體度量，賦值依次為1～5的整數(shù)。所有變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

二、實證結(jié)果分析

（一）Logistic回歸結(jié)果

為保證Logistic回歸結(jié)果的一致性和無偏性，本文對自變量進行了相關(guān)性檢驗。檢驗結(jié)果表明，各變量之間不存在嚴重的多重共線性。為控制模型擾動項異方差、自相關(guān)以及異常值的影響，對所有回歸都采用了穩(wěn)健估計。在借鑒相關(guān)學(xué)者研究方法［27］的基礎(chǔ)上，對模型（1）利用反向篩選法，剔除不顯著變量，直到所有變量均通過10%的顯著性檢驗，得到模型（2）。表3（下頁）為農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響因素的二元Logistic回歸結(jié)果?？梢钥闯?，表3列（1）與列（2）的回歸系數(shù)與顯著性并未發(fā)生明顯變化，這也在一定程度上驗證了模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（二）農(nóng)村生產(chǎn)生活要素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響分析

表3呈現(xiàn)了農(nóng)村生產(chǎn)生活要素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響程度、農(nóng)戶個體特征與家庭特征對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響程度以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)污染認知對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響程度的結(jié)果。

1.農(nóng)村生產(chǎn)生活要素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響

具體而言，在表3列（2）中，農(nóng)村勞動力老齡化程度變量在1%的置信水平上通過了顯著性檢驗。據(jù)相關(guān)研究，1986年以來我國農(nóng)戶家庭經(jīng)營勞動投入量呈遞減趨勢，相應(yīng)的農(nóng)戶家庭經(jīng)營以外的勞動投入量則呈遞增趨勢［21］，意味著農(nóng)村壯年勞動力更傾向于外出務(wù)工，導(dǎo)致農(nóng)村勞動力老齡化程度加快。表3列（1）和列（2）顯示，農(nóng)村勞動力老齡化程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響顯著且系數(shù)為正，驗證了假說H1。這表明，農(nóng)村勞動力老齡化程度正向影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的發(fā)生。其可能的原因在于：農(nóng)村勞動力老齡化倒逼了土地流轉(zhuǎn)行為，推動了農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營，更易于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色化轉(zhuǎn)型，從而促進了農(nóng)戶采用綠色生產(chǎn)行為。

表3 農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響因素的Logistic回歸結(jié)果

在表3列（2）中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度變量在1%的置信水平上通過了顯著性檢驗。如今，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)越來越依賴社會化服務(wù)，農(nóng)戶家庭使用機械已逐漸成為常態(tài)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響顯著且系數(shù)為正，驗證了假說H3。其可能的原因在于：農(nóng)戶通過農(nóng)機社會化服務(wù)，產(chǎn)生了“鄰里效應(yīng)”，引發(fā)周圍農(nóng)戶采納和擴散機械化生產(chǎn)；農(nóng)機社會化服務(wù)能夠有效將農(nóng)業(yè)機械的使用權(quán)與所有權(quán)分離，在農(nóng)戶不自購農(nóng)機的前提下，提高各環(huán)節(jié)機械化生產(chǎn)的參與率。因此，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用水平越高的農(nóng)戶，越擁有綠色生產(chǎn)行為的便利條件，對綠色生產(chǎn)信息與處理技術(shù)有較好認知，進而促進綠色生產(chǎn)行為的發(fā)生。

農(nóng)產(chǎn)品商品化程度和農(nóng)戶家庭生活消費水平兩個變量均未通過顯著性檢驗，均對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響不顯著，未能驗證假說H2和H4。其可能的原因在于：農(nóng)產(chǎn)品商品化程度代表著農(nóng)產(chǎn)品進入市場的狀況，更多依賴于農(nóng)村市場化程度。由于農(nóng)村市場化發(fā)展尚未成熟，農(nóng)產(chǎn)品商品化程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為未產(chǎn)生顯著影響。另外，隨著農(nóng)村勞動力紅利的減弱，我國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)正加速向現(xiàn)代一元經(jīng)濟轉(zhuǎn)變，農(nóng)村居民用于非農(nóng)用途的消費支出在逐步增加。因此，農(nóng)戶對消費效用的追求就轉(zhuǎn)化為提高家庭生活質(zhì)量的追求，加上農(nóng)業(yè)生產(chǎn)慣性，不會額外增加綠色生產(chǎn)消費，從而導(dǎo)致農(nóng)戶家庭生活消費水平對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為未產(chǎn)生顯著影響。

2.農(nóng)戶個體特征和家庭特征對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響

表3列（2）顯示，受訪農(nóng)戶個體特征中的性別在5%的置信水平上通過了顯著性檢驗且系數(shù)為正，年齡在1%的置信水平上通過了顯著性檢驗且系數(shù)為負，兼業(yè)狀況在10%的置信水平上通過了顯著性檢驗且系數(shù)為正；家庭特征中的家庭收入和家庭規(guī)模均在5%的置信水平上通過了顯著性檢驗且系數(shù)為正。表3列（1）中的農(nóng)戶受教育程度在10%的置信水平上通過了顯著性檢驗，而農(nóng)業(yè)勞動時間和耕地面積對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響均未通過顯著性檢驗。

上述結(jié)果表明，男性農(nóng)戶個體更傾向于采用綠色生產(chǎn)行為。一般而言，農(nóng)戶家庭的男性農(nóng)戶往往主導(dǎo)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，對綠色生產(chǎn)行為具有促進作用。年齡越大的農(nóng)戶越不易采用綠色生產(chǎn)行為，年齡越大往往文化程度越低，對綠色生產(chǎn)知識的認知、接受程度越低，仍然習(xí)慣于傳統(tǒng)生產(chǎn)方式，從而顯示出負向影響。隨著農(nóng)戶兼業(yè)化發(fā)展與農(nóng)村勞動力的流失，農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模較大的兼業(yè)農(nóng)戶更傾向于購買農(nóng)機，從而促使兼業(yè)農(nóng)戶比全職務(wù)農(nóng)的農(nóng)戶更易采用綠色生產(chǎn)行為。家庭收入水平越高的農(nóng)戶更易采用綠色生產(chǎn)行為，可能是由于進行農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)需投入比傳統(tǒng)生產(chǎn)更高的成本，收入水平高的農(nóng)戶在經(jīng)濟上可以支撐綠色生產(chǎn)行為。家庭規(guī)模越大，預(yù)示著家庭供養(yǎng)壓力越大，負擔(dān)越重，因而更易關(guān)注綠色生產(chǎn)帶來的高附加值，容易采納綠色生產(chǎn)行為。受教育程度越高，意味著對生態(tài)環(huán)境的保護具有較高的認知，對綠色生產(chǎn)行為的認可度越高。此外，農(nóng)戶進行農(nóng)業(yè)勞動的時間以及家庭的耕地面積，對農(nóng)戶是否進行綠色生產(chǎn)行為不產(chǎn)生顯著影響。

3.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)污染認知對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響

由表3列（1）和列（2）可知，化肥污染認知在1%的置信水平上通過了顯著性檢驗且系數(shù)為負。該結(jié)果表明，農(nóng)戶對常年施用化肥導(dǎo)致的土壤板結(jié)、農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)下降等都有較高認知，盡管如此，這一因素并未對綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生促進作用?？赡艿脑蚴牵含F(xiàn)階段推廣使用的有機肥肥效慢，需要3—5年才能顯現(xiàn)土壤的改良效果，而且有機肥的價格較高，還需要更多的勞動力投入，這就導(dǎo)致農(nóng)戶雖然具有較高的化肥污染認知，但未增加其采取綠色生產(chǎn)行為的概率，反而出現(xiàn)高認知與低行為發(fā)生率的“悖論”。表3列（1）和列（2）結(jié)果還表明，農(nóng)藥及農(nóng)藥包裝物污染認知均未通過顯著性檢驗?？赡艿脑蛟谟冢恨r(nóng)戶認為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的病蟲害防治依賴農(nóng)藥，不僅見效快，而且能節(jié)省勞動力投入。此外，農(nóng)戶對綠色農(nóng)藥、生物農(nóng)藥以及綠色防控技術(shù)等產(chǎn)品及其安全性不了解。同時，農(nóng)戶一直按照傳統(tǒng)方式噴施農(nóng)藥，較少關(guān)注農(nóng)藥殘留及農(nóng)藥包裝物的二次污染等問題，因而未引起農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的增加。

（三）鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響中的效應(yīng)分析

本文將鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略總目標的五個維度引入模型以驗證其在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響中的具體效應(yīng)。參考相關(guān)學(xué)者的做法［28］，首先，將五個維度變量的均值作為分組標準，將農(nóng)戶樣本區(qū)分為低于均值組與高于均值組；然后，將農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為作為因變量，將農(nóng)村生產(chǎn)生活要素的四個維度作為自變量；最后，借助二元Logistic模型分別對兩組樣本進行回歸，并比較不同組別的系數(shù)大小與顯著性水平，以檢驗鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的不同維度政策在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響中的不同效應(yīng)。表4（下頁）報告了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略影響的Logistic回歸結(jié)果。

表4 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響的Logistic回歸結(jié)果

“產(chǎn)業(yè)興旺”維度的政策在農(nóng)村勞動力老齡化程度、農(nóng)產(chǎn)品商品化程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度、農(nóng)戶家庭生活消費水平對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響中均不顯著?？赡艿脑蚴牵罕疚牡恼{(diào)查數(shù)據(jù)均來源于2020年，由于突發(fā)新冠疫情的沖擊，“產(chǎn)業(yè)興旺”維度的政策在農(nóng)村生產(chǎn)生活要素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響中未產(chǎn)生顯著促進效應(yīng)。從地區(qū)固定效應(yīng)來看，“產(chǎn)業(yè)興旺”維度的政策對廣東省農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為存在顯著促進效應(yīng)（限于篇幅，地區(qū)虛擬變量的回歸結(jié)果省略）。這意味著經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)，農(nóng)戶的平均收入水平越高，越有利于農(nóng)戶采用綠色生產(chǎn)行為。

“生態(tài)宜居”維度的政策在農(nóng)產(chǎn)品商品化程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響中存在顯著促進效應(yīng)，在農(nóng)村勞動力老齡化程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度、農(nóng)戶家庭生活消費水平對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響中均不顯著。這可能是因為：在“生態(tài)宜居”維度政策的實踐中，政府相關(guān)部門采取生態(tài)補貼等激勵措施，提高了優(yōu)質(zhì)生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品上行市場的商品化程度，完善了優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品供給側(cè)的產(chǎn)業(yè)鏈，增強了農(nóng)戶采用綠色生產(chǎn)行為的意愿。另外，“生態(tài)宜居”維度的政策對浙江省農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為具有顯著促進效應(yīng)?？赡艿脑蚴?，浙江省是“兩山”理論的發(fā)源地和率先實踐地，“生態(tài)宜居”維度的政策有效地促進了綠色發(fā)展，激發(fā)了農(nóng)戶采用綠色生態(tài)行為的積極性。

“鄉(xiāng)風(fēng)文明”維度的政策在農(nóng)村勞動力老齡化程度、農(nóng)產(chǎn)品商品化程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度、農(nóng)戶家庭生活消費水平對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響中均不顯著?？赡艿脑蚴牵河捎谑艿?020年新冠疫情的沖擊，“鄉(xiāng)風(fēng)文明”維度的政策更多的是將農(nóng)村人力資本建設(shè)投入農(nóng)村的疫情防控工作，并未在農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為方面體現(xiàn)出顯著促進效應(yīng)。然而，“鄉(xiāng)風(fēng)文明”維度的政策對陜西省的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生了負向影響。這可能是因為，位于西部地區(qū)的陜西省經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后，受到疫情沖擊，在一定程度上限制了農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

“治理有效”維度的政策在農(nóng)村勞動力老齡化程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響中存在顯著促進效應(yīng)，可能的原因來自兩方面：一是短期內(nèi)難以扭轉(zhuǎn)農(nóng)村勞動力的老齡化趨勢，“治理有效”維度政策的實施促使大部分農(nóng)村老年勞動力進

行土地流轉(zhuǎn)，倒逼農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)，強化了農(nóng)戶采用綠色生產(chǎn)行為；二是受2020年突發(fā)疫情的影響，部分外出務(wù)工的優(yōu)質(zhì)勞動力受到政策鼓勵返鄉(xiāng)種田，從而促進了農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的發(fā)生?！爸卫碛行А本S度的政策在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響中也存在顯著促進效應(yīng)，可能的原因是：“治理有效”維度的政策強化了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)技術(shù)的應(yīng)用與創(chuàng)新，在一定程度上促進了農(nóng)戶采用綠色生產(chǎn)行為。另外，“治理有效”維度的政策對安徽省農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生了促進效應(yīng)。可能的原因是，安徽省是全國率先探索建立“林長制”的省份，重視生態(tài)改善、綠色發(fā)展，綠色農(nóng)業(yè)治理政策有效激發(fā)了農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為。

“生活富?！本S度的政策在農(nóng)村勞動力老齡化程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響中存在顯著促進作用。其可能的原因是：農(nóng)村勞動力老齡化帶動土地流轉(zhuǎn)，倒逼綠色生產(chǎn)，而“生活富裕”維度的政策著力點在于提高農(nóng)民收入，農(nóng)民收入水平的提升惠及農(nóng)村老年勞動力，在土地轉(zhuǎn)入種田能手的同時收入水平也得到提升，又進一步作用于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)發(fā)展，強化了對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的促進作用?！吧罡辉！本S度的政策在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響中存在顯著促進作用。這可能是因為：相關(guān)政策在促進農(nóng)民生活富裕的同時也增加了農(nóng)民使用機械化農(nóng)機的頻率，豐富了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)的應(yīng)用程度，對農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)行為起到了正向促進作用。另外，“生活富?！本S度的政策對四川省的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生了促進效應(yīng)。這可能是因為，四川省作為西部地區(qū)的糧食主產(chǎn)省份，經(jīng)濟增速較快，“生活富?！本S度的政策有效地促進了人均收入水平的提高，誘導(dǎo)了農(nóng)戶采用綠色生產(chǎn)行為。

以上估計結(jié)果部分驗證了假說H5。農(nóng)村生產(chǎn)生活要素是影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的重要因素，但由于農(nóng)業(yè)環(huán)境的外部性特征及2020年新冠疫情的沖擊，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略五個維度的政策對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響呈現(xiàn)異質(zhì)效應(yīng)。根據(jù)以上實證結(jié)果，政府部門在全面推進鄉(xiāng)村振興過程中要結(jié)合實際，因地制宜采取相應(yīng)措施。

（四）分區(qū)域討論地域因素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響

考慮到不同區(qū)域在農(nóng)村生產(chǎn)生活要素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響中可能存在地域因素的差異，本文對樣本數(shù)據(jù)進行了區(qū)域劃分，以分析各解釋變量受區(qū)域因素影響的程度，并估計核心解釋變量對不同區(qū)域農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響。表5（下頁）報告了區(qū)域因素影響的Logistic回歸結(jié)果。

有學(xué)者認為，東部地區(qū)各省份起到了“標桿”與“示范”作用，是我國先進綠色生產(chǎn)技術(shù)的創(chuàng)新代表，引領(lǐng)著全國綠色經(jīng)濟發(fā)展。東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，市場競爭激烈，環(huán)境規(guī)制嚴格，更傾向于學(xué)習(xí)和吸收先進綠色技術(shù)，促進了綠色生產(chǎn)率的提高［29］。由表5列（1）可知，東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度在5%的顯著性水平上對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生促進作用。這可能是因為，東部地區(qū)各方面的優(yōu)勢，有利于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的創(chuàng)新。相較于其他地區(qū)，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度更高，這在較大程度上促進了東部地區(qū)農(nóng)戶采用綠色生產(chǎn)行為。

國家相關(guān)部門對中部地區(qū)綠色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平欠發(fā)達的部分省份進行了重點扶持，以降低其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟綠色轉(zhuǎn)型的成本。由表5列（2）可知，中部地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品商品化程度在1%的顯著性水平上對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生促進作用。這意味著，中部地區(qū)糧食農(nóng)產(chǎn)品的商品化程度越高，越有利于提高種糧農(nóng)戶的收入水平，從而誘導(dǎo)農(nóng)戶采用綠色生產(chǎn)行為。

西部地區(qū)是我國重要的生態(tài)屏障和生態(tài)敏感區(qū)，該地區(qū)正逐漸向東部地區(qū)的綠色生產(chǎn)技術(shù)前沿面趨近。其主要原因可能是：近年來西部地區(qū)充分利用技術(shù)選擇的“后發(fā)優(yōu)勢”，通過模仿、購買與學(xué)習(xí)等方式吸納東部沿海發(fā)達地區(qū)的先進綠色技術(shù)，驅(qū)動了綠色生產(chǎn)水平的提高。另外，近年來，大量農(nóng)村富余勞動力逐漸從農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)部門，從農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量來看，中部最多，東部次之，西部最少，因此，西部地區(qū)仍擁有較為可觀的農(nóng)村勞動力紅利。由表5列（3）可知，西部地區(qū)的農(nóng)村勞動力老齡化程度和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度分別在1%和5%的顯著水平上對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生顯著促進作用，這一顯著影響得益于西部地區(qū)技術(shù)的后發(fā)優(yōu)勢以及可觀的農(nóng)村勞動力紅利。

東北地區(qū)綠色經(jīng)濟發(fā)展水平呈上升趨勢。東北地區(qū)通過知識擴散與技術(shù)溢出效應(yīng)極大地推進了綠色生產(chǎn)、污染處理等技術(shù)的研發(fā)與應(yīng)用，這不僅有利于減少污染排放，而且能大幅推動區(qū)域綠色增長。由表5列（4）可知，東北地區(qū)的農(nóng)村勞動力老齡化程度和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度均在5%的顯著水平上對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生顯著促進作用。從東北地區(qū)內(nèi)部來看（限于篇幅，地區(qū)虛擬變量的回歸結(jié)果省略），農(nóng)業(yè)勞動力富余數(shù)量和富余率最高的是黑龍江省，也是本文調(diào)研唯一的東北省份?；貧w結(jié)果的顯著很大程度上依賴于該省的農(nóng)業(yè)勞動力紅利以及技術(shù)溢出效應(yīng)。

表5 區(qū)域因素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響的Logistic回歸結(jié)果

三、穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性討論

（一）穩(wěn)健性檢驗

近年來，農(nóng)村勞動力老齡化趨勢明顯，已過“花甲之年”的老人依然在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動，他們并非推廣農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的適宜對象。因此，本文依據(jù)《老年人權(quán)益保障法》相關(guān)規(guī)定，剔除60周歲以上的農(nóng)村勞動力樣本，重新進行二元Logistic回歸，結(jié)果如表6（下頁）所示。

通過對比可知，表6中農(nóng)產(chǎn)品商品化程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度、農(nóng)戶家庭生活消費水平對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響的回歸結(jié)果與表3列（1）的結(jié)果基本一致。這表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為存在顯著影響，而農(nóng)產(chǎn)品商品化程度與農(nóng)戶家庭生活消費水平對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為均不存在顯著影響。此外，由表6可知，通過顯著性檢驗的控制變量還有性別、受教育程度、家庭規(guī)模這些農(nóng)戶個體特征或家庭特征，其影響也與表3列（1）保持一致。地域虛擬變量中的廣東省、浙江省、四川省和陜西省的顯著性影響也與表3列（1）保持一致。

表6 農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響因素的Logistic回歸結(jié)果（剔除老年人樣本）

（二）內(nèi)生性討論

為進一步解決核心解釋變量與農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為之間可能存在的內(nèi)生性問題，本文使用工具變量法進行處理，引入“農(nóng)地離農(nóng)戶住所的距離”作為“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度”的工具變量，并采用2SLS進行估計。從理論上看，農(nóng)地離農(nóng)戶住所的距離越近，地勢越平坦，技術(shù)應(yīng)用和推廣越便捷。同時，農(nóng)地距離農(nóng)戶住所的遠近與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)程度有關(guān)，與農(nóng)戶是否采取綠色生產(chǎn)行為之間并沒有直接相關(guān)性，因而具有外生性。從2SLS回歸結(jié)果來看，工具變量“農(nóng)地離農(nóng)戶住所的距離”對內(nèi)生變量“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度”均有較好的解釋力，p值小于0.05；從DWH檢驗看，F(xiàn)統(tǒng)計量與χ2統(tǒng)計量的p值都小于0.05，故認為“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度”為內(nèi)生解釋變量，Logistic模型的回歸估計結(jié)果有偏誤，表明采用工具變量法是適宜的。

考慮到可能存在弱工具變量問題，本文進行了弱工具變量檢驗。限于篇幅，回歸結(jié)果不再展示。2SLS結(jié)果顯示，弱工具變量檢驗的F統(tǒng)計量超過10，故認為不存在弱工具變量。回歸結(jié)果與表3列（1）相比，“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度”的邊際效應(yīng)值減少，這表明，如果不處理內(nèi)生性問題，影響結(jié)果可能被低估，可能會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響估計結(jié)果有偏。

四、研究結(jié)論與政策建議

本文基于全國10?。▍^(qū)）農(nóng)戶微觀視角，探究農(nóng)村生產(chǎn)生活要素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響，并引入鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的五個維度變量，分析了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略在農(nóng)村生產(chǎn)生活要素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響中的具體效應(yīng)，得到如下結(jié)論：一是農(nóng)村勞動力老齡化程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生顯著正向影響，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的“治理有效”維度和“生活富?！本S度的政策實施能夠增強其正向影響效應(yīng)。二是鄉(xiāng)村振興“生態(tài)宜居”維度的政策在農(nóng)產(chǎn)品商品化程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為影響中具有顯著正向促進效應(yīng)。三是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為存在顯著正向影響，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的“治理有效”維度和“生活富?！本S度的政策實踐中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為具有更強的正向影響。四是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略在農(nóng)戶家庭生活消費水平對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響中并未產(chǎn)生顯著影響；“鄉(xiāng)風(fēng)文明”維度的政策對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響也不顯著。五是區(qū)域因素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響存在異質(zhì)效應(yīng)。東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生顯著的正向影響，中部地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品商品化程度對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生顯著的正向影響，西部地區(qū)和東北地區(qū)的農(nóng)村勞動力老齡化程度和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)應(yīng)用程度均對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生顯著的正向影響。

上述結(jié)論對于全面推進鄉(xiāng)村振興、促進農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展、激勵農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為具有一定的啟示價值。根據(jù)上述研究結(jié)論，提出如下政策建議：

第一，全面推進鄉(xiāng)村振興、實現(xiàn)綠色生產(chǎn)，要注重農(nóng)村勞動力的優(yōu)化配置。在全面開啟中國式農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的征程中，農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色發(fā)展進程受到農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)失衡的制約。從勞動力要素的總量和結(jié)構(gòu)來看，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力老齡化嚴重，專業(yè)能力過硬的年輕勞動力匱乏。然而，農(nóng)村勞動力的老齡化在一定程度上會倒逼農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為。因此，政府應(yīng)采取有效措施，推動農(nóng)村勞動力優(yōu)化配置及高效利用，充分考慮鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略不同維度政策的影響，在“治理有效”維度和“生活富?！本S度的政策上加大對農(nóng)村勞動力的支持力度，在注重農(nóng)村勞動力技能提升的同時，提高其現(xiàn)代化管理水平，誘導(dǎo)其積極采用綠色生產(chǎn)行為，更好地增加收入水平，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。

第二，全面推進鄉(xiāng)村振興、實現(xiàn)綠色生產(chǎn)，要加快高品質(zhì)生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品的市場化。市場需求側(cè)日益青睞優(yōu)質(zhì)安全的生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品，確保這類產(chǎn)品的供給能力主要取決于供給側(cè)的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為。農(nóng)產(chǎn)品商品化程度在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的“生態(tài)宜居”維度政策下會強化農(nóng)戶采用綠色生產(chǎn)行為。因此，政府在實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略“生態(tài)宜居”維度政策時，應(yīng)建立和完善生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品的市場機制，特別是注重農(nóng)業(yè)生態(tài)產(chǎn)品價值實現(xiàn)機制，依據(jù)《鄉(xiāng)村振興促進法》的要求，強化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的環(huán)境規(guī)制，激勵綠色生產(chǎn)方式，提升優(yōu)質(zhì)生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品供給能力，并采取政策補貼、生態(tài)補償?shù)认嚓P(guān)機制，誘導(dǎo)農(nóng)戶采用綠色生產(chǎn)行為。

第三，全面推進鄉(xiāng)村振興、實現(xiàn)綠色生產(chǎn)，要創(chuàng)新農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)技術(shù)。建設(shè)農(nóng)業(yè)強國，離不開農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)服務(wù)技術(shù)的創(chuàng)新，而加大農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)的創(chuàng)新和推廣力度，能夠促使農(nóng)戶更有條件和基礎(chǔ)來采用綠色生產(chǎn)行為。因此，在全面推進鄉(xiāng)村振興的實踐中，應(yīng)創(chuàng)新農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)技術(shù)，提升農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)的管理水平，提高農(nóng)民生活富裕程度，從而增強農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的意愿。

第四，全面推進鄉(xiāng)村振興、實現(xiàn)綠色生產(chǎn)，要發(fā)揮區(qū)域優(yōu)勢、因地制宜予以推進。區(qū)域因素對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響存在異質(zhì)效應(yīng)。就東部地區(qū)而言，應(yīng)發(fā)揮綠色技術(shù)優(yōu)勢，注重農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新，逐步擴大輻射范圍；就中部地區(qū)而言，應(yīng)發(fā)揮農(nóng)業(yè)生態(tài)產(chǎn)品優(yōu)勢，提高優(yōu)質(zhì)安全生態(tài)農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)能力與供給能力，滿足人民日益增長的美好生活需要；就東北地區(qū)而言，應(yīng)重視農(nóng)業(yè)勞動力紅利以及知識擴散與技術(shù)的溢出效應(yīng)，推動綠色生產(chǎn)；就西部地區(qū)而言，應(yīng)發(fā)揮生態(tài)優(yōu)勢，逐漸展現(xiàn)出西部農(nóng)村勞動力的紅利及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的后發(fā)優(yōu)勢，推動區(qū)域農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。