全面推進鄉村振興背景下農戶綠色生產行為的影響因素
——基于全國10省（區）2 448個農戶家庭的調查證據

林 珊 于法穩

推進農業綠色發展是農業發展觀的一場深刻革命，也是農業供給側結構性改革的主攻方向之一。2017年9月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發了《關于創新體制機制推進農業綠色發展的意見》，對農業綠色發展進行了系統性的頂層設計。2022年中央“一號文件”再次強調推進農業農村綠色發展。黨的二十大報告指出，要全面推進鄉村振興，推進美麗中國建設，協同推進降碳、減污、擴綠、增長，推進生態優先、節約集約、綠色低碳發展。在全面推進鄉村振興中實現農業的綠色、生態、低碳發展，具有重要的現實意義。農業綠色發展是實現中國式農業農村現代化的應有之義。在農業綠色發展過程中的一個重要議題是農戶如何進行決策，以實現其作為生產者和消費者的帕累托最優。在全面推進鄉村振興過程中，哪些因素會影響農戶的決策，進而誘導農戶采用綠色生產行為？這些是需要迫切回答的現實問題。

農業綠色發展既是黨中央、國務院高度關注的問題，又是學術界研究的重點問題。學術界從不同維度對農業綠色發展進行了系統研究，取得了豐碩的研究成果。這里從三個維度對文獻進行梳理：一是關于農戶綠色生產行為影響因素的研究。從理論上來講，影響農戶綠色生產行為的因素眾多，但可以概括為幾類，如生產經營特征、生產者生產認知、外部環境、政策因素等，從這些方面可對農戶綠色生產行為進行解釋［1-3］。二是關于農村生產生活要素的研究。農業農村經濟的發展，應基于區域的要素稟賦特征，為此，可以從農村生產生活要素稟賦結構入手，分析農業經濟問題［4］；同時，優化農村生產生活要素配置，提高農業生產效率，推動傳統農業向現代農業轉變［5］。近年來，全要素生產率成為學術界研究的熱點問題之一，有學者認為全要素生產率是農業增長的動力［6］。三是關于鄉村振興戰略背景下的農業農村發展研究。鄉村振興是產業興旺的政策邏輯，無論是鄉村產業振興，還是鄉村生態振興，都需要以實現產業興旺為前提［7-8］；農業綠色發展作為高質量實現鄉村產業振興和生態振興的路徑或手段，需要遵循環境規制的相關要求。宏觀層面、微觀層面的研究也表明，環境規制對推動農業綠色轉型和實現農業可持續發展都具有顯著的推動作用［9-10］；在實現全面脫貧攻堅目標、全面建成小康社會的時代背景下，應著力鞏固拓展脫貧攻堅成果，深入探索深化城鄉二元體制改革之路，推進鄉村振興，縮小城鄉差距，最終實現共同富裕［11-13］。

現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：一是就全面推進鄉村振興背景下農戶綠色生產行為的影響因素進行拓展性研究；二是對鄉村振興戰略、農村生產生活要素、農戶綠色生產行為三者之間的影響機理進行拓展性分析。基于上述考慮，本文以全面推進鄉村振興為時代背景，采用Logistic回歸模型，依據全國10省（區）2 448個農戶家庭數據，全面分析農村生產生活要素對農戶綠色生產行為的影響機理，以及鄉村振興戰略的五個維度政策在各要素對農戶綠色生產行為影響中的促進效應。根據三者互動機理的研究，揭示鄉村振興戰略在農業綠色發展中的實踐向度，助力全面推進鄉村振興。

一、理論分析、研究假說與研究設計

（一）理論分析

農戶行為理論以理性經濟人假設為前提，重點研究農戶的決策行為。作為理性經濟人的農戶，基于自身價值觀與偏好往往采取最能實現個人或家庭收益最大化的行為。農戶家庭是農業生產最基礎的單元，在從事農業生產時更會考慮資源的合理優化利用。然而，商品小農理論認為，近代中國農戶家庭生產處于“過密化”生產階段。當前，我國農業發展已擺脫傳統的“內卷”模式［14］，越來越多的農戶進入或者被卷入一個開放、流動、分工的社會化體系中，農產品商品化和農業勞動力兼業化特征更加顯著，影響農戶生產行為的因素更加多元，如農村勞動力結構、生產成本、生產技術等。同時，農戶生產行為又是一個系統化的決策過程，在既定資源與市場約束條件下，表現出生產、消費、銷售、流通等多方面的行為決策。農戶綠色生產行為是農戶生產行為在多種因素影響之下的結果，具有經濟效益與生態效益，同樣會受到多種因素的共同制約。因此，農戶往往基于個人或家庭收益最大化的預期目標，結合自身資源稟賦與外部約束條件決定是否采用綠色生產行為。

此外，行為經濟學理論認為農戶生產行為受到經濟政策與社會變化的影響。在全面推進鄉村振興背景下，“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕”［15］的總要求，宏觀上能驅動我國農業農村現代化進程，中觀上能促進農業綠色發展，微觀上能影響農戶生產行為。因此，探索農戶綠色生產行為應放在全面推進鄉村振興這個宏觀政策背景之下。

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

（二）研究假說

根據上述文獻梳理與理論分析，結合我國農村發展實際，提出體現農村生產生活要素的四個指標：農村勞動力老齡化程度、農產品商品化程度、農業生產服務應用程度、農戶家庭生活消費水平。這里引入鄉村振興戰略總要求的五個維度，構建農村生產生活要素對農戶綠色生產行為影響的理論模型（見圖1）。

勞動力是重要的生產要素之一，農村勞動力老齡化程度會對農業生產經營活動產生直接影響。2020年《中國鄉村振興綜合調查研究報告》顯示，農村全職務農的勞動力平均年齡超過50歲。雖然農村勞動力老齡化日趨明顯，但研究發現，農村勞動力老齡化能夠倒逼農業技術升級，逐步替代傳統的粗放式生產投入方式，特別是高度的機械化可將勞動力從繁重的農業勞動中解放出來；農村勞動力老齡化在一定程度上會促進農村土地流轉，將耕地流轉到種田能手或種植大戶手中，有利于科學高效的管理［16］。當前農村勞動力老齡化程度呈加深趨勢，可能會導致農業規模化經營，促進農業生產技術提檔升級，從而實現農業生產行為的綠色轉型。基于上述分析，提出如下假說：

H1：農村勞動力老齡化程度對農戶綠色生產行為存在正向影響。

當前，消費者對于農產品市場的需求已從“數量”上升到“質量、生態”等更高層面，優質安全的農產品逐漸受到青睞［17］。有研究指出，消費者對優質安全的農產品具有較強的支付意愿。因此，增加優質生態農產品的供給，可以使小農戶從中獲得更多收入和福利［18］。研究還發現，農業經營收入的提高對農戶減少化肥、農藥的施用和促進農家肥的施用均具有積極作用［1］。依據理性小農理論，農戶會選擇最能實現生產經營收益最大化的行為。因此，依靠生產優質農產品獲取較好收益的農戶更愿意從事規模農業生產，這部分農戶采取農業綠色生產行為更具規模經濟效應。基于上述分析，提出如下假說：

H2：農產品商品化程度對農戶綠色生產行為存在正向影響。

現階段，我國農業生產仍以小規模經營為主，經營規模與機械作業能力不匹配，農戶自身缺乏投資農業機械的動力，購買農業機械社會化服務便成為大多數農戶的選擇［19］。隨著農戶兼業化的發展與農村勞動力的流失，農業經營規模較大的農戶傾向于購買農機，這樣不僅可以滿足自家農業生產之需，而且可以通過農機社會化服務的方式與其他農戶形成市場交換［20］，增加家庭的服務性收入。研究發現，采用機械耕作方式對減少化肥、農藥施用和促進農家肥的施用均具有積極作用。農機社會化服務的推廣易產生“羊群效應”，從而誘發農戶生產機械化的選擇行為。基于上述分析，提出如下假說：

H3：農業生產服務應用程度對農戶綠色生產行為存在正向影響。

研究發現，影響農戶不同綠色施肥行為的因素存在異質性，農戶生產中化肥的減量化、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，農戶家庭基本生活消費水平也越來越高。當前，我國農資市場、農業生產社會化服務市場都是開放、流動的，這提高了農戶從事農業生產的便利性［21］。農村消費市場的信息化、電商化發展，為農戶家庭生活提供了極大便利，有助于促進農戶家庭生活消費。因此，在收入水平和政策補貼一定的情況下，若農戶家庭用于基本生活消費的占比越大，則用于綠色生產消費的占比就會越低，從而影響農戶綠色生產行為。基于上述分析，提出如下假說：

H4：農戶家庭生活消費水平對農戶綠色生產行為存在負向影響。

在鄉村振興戰略“產業興旺”和“生活富裕”兩個維度的政策實施中，通過提升農產品供給側的農戶主體地位，保證優質農產品價格的穩定，就能夠促使農戶在農業產業鏈利益分配中獲取更高份額。同時，需求側對生態農產品提出了更高要求，倒逼農業生產行為的綠色轉型，這不僅能滿足消費市場需求，而且能增加供給側的農民收入［1］。在“生態宜居”維度政策實施中，生態環境規制作為一種約束，綠色發展作為目標函數，都是綠色轉型的關鍵所在［22］。“產業興旺”“生活富裕”是“鄉風文明”與“治理有效”的重要基礎，與“生態宜居”水平的提高也密切相關。“鄉風文明”建設在本質上屬于人力資本建設［23］，該維度政策有助于增加農村勞動力資本，直接影響農戶綠色生產行為。“治理有效”強調鄉村治理行為的合理性和有效性［24］，其影響著農戶綠色生產行為的合理性和有效性。由此可見，鄉村振興戰略五個維度的政策實施均會影響農戶的生產行為，據此，提出如下假說：

H5：鄉村振興戰略五個維度的政策在農戶綠色生產行為影響中具有促進效應。

（三）研究設計

1.數據來源

本文所使用的數據是課題組于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省（區）開展大規模農戶調查而獲得的。共調查了3 833個農戶家庭，經有效性檢驗，最終用于研究的樣本為2 448戶。

從受訪村莊地區分布來看，東部地區占29.8%，中部地區占19.7%，西部地區占40.7%，東北地區占9.8%；從農戶基本特征來看，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，初中學歷占45.54%，小學占30.82%，高中占13.02%，而大學本科及以上的只占0.44%。總體來看，調查樣本中農戶老齡化趨勢明顯，整體受教育程度不高。

2.模型設定

借鑒已有研究基礎，本文構建了農戶綠色生產行為的影響因素模型，具體形式如下：

在（1）式中，當農戶至少選擇任意一種綠色方式（農藥化肥減量、增施有機肥、農業廢棄物的資源化利用等）進行生產時，y=1；當農戶未選擇任意一種綠色生產方式時，y=0。x1，x2，…，xn分別代表影響農戶綠色生產行為的核心因素。在本文中，由于被解釋變量農戶綠色生產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生性問題。模型設定如下：

在（2）式中，xj表示第j個影響農戶綠色生產行為的核心解釋變量（如農村勞動力老齡化程度、農產品商品化程度、農業生產服務應用程度、農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、農藥化肥污染認知等）；Z為除控制變量外的其他生產要素的工具變量；β、θ和δ分別為回歸模型的系數估計值向量；α為常數項；ε為隨機誤差項；表示第i個農戶進行綠色生產與沒有進行綠色生產的發生比的對數。

3.變量定義

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

表1 全國10省（區）農戶選擇綠色生產行為的地區分布

（2）核心解釋變量。在回歸方程右邊，農村勞動力老齡化程度用50周歲以上農業勞動力人數占總勞動力人數的比重來衡量；農產品商品化程度用農產品的銷售占比來衡量；農業生產服務應用程度用農戶家庭機械作業占比來衡量；農戶家庭生活消費水平用農戶家庭用于生活的消費占全部生產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，個人特征是影響農戶綠色生產行為的個人特征向量。已有研究證實，戶主年齡、種植規模以及農戶的兼業情況都會影響農戶綠色生產行為。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，以受訪農民實際年齡（周歲）進行衡量；受教育程度，未上學賦值為1，小學賦值為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；農業勞動時間，用受訪農民一年內農業勞動時間（月）衡量；兼業狀況，非農就業賦值為0，全職務農賦值為1，兼業農民賦值為2。家庭特征是影響農民綠色生產行為的家庭特征向量，包括家庭規模、耕地面積和家庭收入水平，這些變量對農戶綠色生產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：家庭規模，用家庭實際勞動力數量（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，用家庭一年內總收入（萬元）來衡量。參考相關學者的研究分析，其他可能影響農戶行為的環境感知特征向量主要有［26］：一是化肥污染認知和農藥污染認知，通過詢問農戶與5年前相比化肥農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；二是農藥包裝物污染認知，通過詢問農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）固定效應。

（4）鄉村振興戰略的五個維度變量。本文選用鄉村振興戰略的五個維度指標分析農村生產生活要素對農戶綠色生產行為的影響，分別通過詢問農戶對“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕”政策實施的滿意度來衡量，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。所有變量的描述性統計如表2所示。

表2 變量的描述性統計

二、實證結果分析

（一）Logistic回歸結果

為保證Logistic回歸結果的一致性和無偏性，本文對自變量進行了相關性檢驗。檢驗結果表明，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、自相關以及異常值的影響，對所有回歸都采用了穩健估計。在借鑒相關學者研究方法［27］的基礎上，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）為農戶綠色生產行為影響因素的二元Logistic回歸結果。可以看出，表3列（1）與列（2）的回歸系數與顯著性并未發生明顯變化，這也在一定程度上驗證了模型回歸結果的穩健性。

（二）農村生產生活要素對農戶綠色生產行為的影響分析

表3呈現了農村生產生活要素對農戶綠色生產行為的影響程度、農戶個體特征與家庭特征對農戶綠色生產行為的影響程度以及農業生產污染認知對農戶綠色生產行為的影響程度的結果。

1.農村生產生活要素對農戶綠色生產行為的影響

具體而言，在表3列（2）中，農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。據相關研究，1986年以來我國農戶家庭經營勞動投入量呈遞減趨勢，相應的農戶家庭經營以外的勞動投入量則呈遞增趨勢［21］，意味著農村壯年勞動力更傾向于外出務工，導致農村勞動力老齡化程度加快。表3列（1）和列（2）顯示，農村勞動力老齡化程度對農戶綠色生產行為的影響顯著且系數為正，驗證了假說H1。這表明，農村勞動力老齡化程度正向影響農戶綠色生產行為的發生。其可能的原因在于：農村勞動力老齡化倒逼了土地流轉行為，推動了農業規模化經營，更易于實現農業綠色化轉型，從而促進了農戶采用綠色生產行為。

表3 農戶綠色生產行為影響因素的Logistic回歸結果

在表3列（2）中，農業生產服務應用程度變量在1%的置信水平上通過了顯著性檢驗。如今，農業生產環節越來越依賴社會化服務，農戶家庭使用機械已逐漸成為常態。農業生產服務應用程度對農戶綠色生產行為的影響顯著且系數為正，驗證了假說H3。其可能的原因在于：農戶通過農機社會化服務，產生了“鄰里效應”，引發周圍農戶采納和擴散機械化生產；農機社會化服務能夠有效將農業機械的使用權與所有權分離，在農戶不自購農機的前提下，提高各環節機械化生產的參與率。因此，農業生產服務應用水平越高的農戶，越擁有綠色生產行為的便利條件，對綠色生產信息與處理技術有較好認知，進而促進綠色生產行為的發生。

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

2.農戶個體特征和家庭特征對農戶綠色生產行為的影響

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

上述結果表明，男性農戶個體更傾向于采用綠色生產行為。一般而言，農戶家庭的男性農戶往往主導農業生產行為，對綠色生產行為具有促進作用。年齡越大的農戶越不易采用綠色生產行為，年齡越大往往文化程度越低，對綠色生產知識的認知、接受程度越低，仍然習慣于傳統生產方式，從而顯示出負向影響。隨著農戶兼業化發展與農村勞動力的流失，農業經營規模較大的兼業農戶更傾向于購買農機，從而促使兼業農戶比全職務農的農戶更易采用綠色生產行為。家庭收入水平越高的農戶更易采用綠色生產行為，可能是由于進行農業綠色生產需投入比傳統生產更高的成本，收入水平高的農戶在經濟上可以支撐綠色生產行為。家庭規模越大，預示著家庭供養壓力越大，負擔越重，因而更易關注綠色生產帶來的高附加值，容易采納綠色生產行為。受教育程度越高，意味著對生態環境的保護具有較高的認知，對綠色生產行為的認可度越高。此外，農戶進行農業勞動的時間以及家庭的耕地面積，對農戶是否進行綠色生產行為不產生顯著影響。

3.農業生產污染認知對農戶綠色生產行為的影響

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為負。該結果表明，農戶對常年施用化肥導致的土壤板結、農產品品質下降等都有較高認知，盡管如此，這一因素并未對綠色生產行為產生促進作用。可能的原因是：現階段推廣使用的有機肥肥效慢，需要3—5年才能顯現土壤的改良效果，而且有機肥的價格較高，還需要更多的勞動力投入，這就導致農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行為的概率，反而出現高認知與低行為發生率的“悖論”。表3列（1）和列（2）結果還表明，農藥及農藥包裝物污染認知均未通過顯著性檢驗。可能的原因在于：農戶認為農業生產中的病蟲害防治依賴農藥，不僅見效快，而且能節省勞動力投入。此外，農戶對綠色農藥、生物農藥以及綠色防控技術等產品及其安全性不了解。同時，農戶一直按照傳統方式噴施農藥，較少關注農藥殘留及農藥包裝物的二次污染等問題，因而未引起農戶綠色生產行為的增加。

（三）鄉村振興戰略在農戶綠色生產行為影響中的效應分析

本文將鄉村振興戰略總目標的五個維度引入模型以驗證其在農戶綠色生產行為影響中的具體效應。參考相關學者的做法［28］，首先，將五個維度變量的均值作為分組標準，將農戶樣本區分為低于均值組與高于均值組；然后，將農戶綠色生產行為作為因變量，將農村生產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大小與顯著性水平，以檢驗鄉村振興戰略的不同維度政策在農戶綠色生產行為影響中的不同效應。表4（下頁）報告了鄉村振興戰略影響的Logistic回歸結果。

表4 鄉村振興戰略對農戶綠色生產行為影響的Logistic回歸結果

“產業興旺”維度的政策在農村勞動力老齡化程度、農產品商品化程度、農業生產服務應用程度、農戶家庭生活消費水平對農戶綠色生產行為的影響中均不顯著。可能的原因是：本文的調查數據均來源于2020年，由于突發新冠疫情的沖擊，“產業興旺”維度的政策在農村生產生活要素對農戶綠色生產行為的影響中未產生顯著促進效應。從地區固定效應來看，“產業興旺”維度的政策對廣東省農戶綠色生產行為存在顯著促進效應（限于篇幅，地區虛擬變量的回歸結果省略）。這意味著經濟越發達的地區，農戶的平均收入水平越高，越有利于農戶采用綠色生產行為。

“生態宜居”維度的政策在農產品商品化程度對農戶綠色生產行為的影響中存在顯著促進效應，在農村勞動力老齡化程度、農業生產服務應用程度、農戶家庭生活消費水平對農戶綠色生產行為的影響中均不顯著。這可能是因為：在“生態宜居”維度政策的實踐中，政府相關部門采取生態補貼等激勵措施，提高了優質生態農產品上行市場的商品化程度，完善了優質農產品供給側的產業鏈，增強了農戶采用綠色生產行為的意愿。另外，“生態宜居”維度的政策對浙江省農戶綠色生產行為具有顯著促進效應。可能的原因是，浙江省是“兩山”理論的發源地和率先實踐地，“生態宜居”維度的政策有效地促進了綠色發展，激發了農戶采用綠色生態行為的積極性。

“鄉風文明”維度的政策在農村勞動力老齡化程度、農產品商品化程度、農業生產服務應用程度、農戶家庭生活消費水平對農戶綠色生產行為的影響中均不顯著。可能的原因是：由于受到2020年新冠疫情的沖擊，“鄉風文明”維度的政策更多的是將農村人力資本建設投入農村的疫情防控工作，并未在農戶綠色生產行為方面體現出顯著促進效應。然而，“鄉風文明”維度的政策對陜西省的農戶綠色生產行為產生了負向影響。這可能是因為，位于西部地區的陜西省經濟發展水平相對落后，受到疫情沖擊，在一定程度上限制了農業綠色發展。

“治理有效”維度的政策在農村勞動力老齡化程度對農戶綠色生產行為的影響中存在顯著促進效應，可能的原因來自兩方面：一是短期內難以扭轉農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村老年勞動力進

行土地流轉，倒逼農業規模化生產，強化了農戶采用綠色生產行為；二是受2020年突發疫情的影響，部分外出務工的優質勞動力受到政策鼓勵返鄉種田，從而促進了農戶綠色生產行為的發生。“治理有效”維度的政策在農業生產服務應用程度對農戶綠色生產行為的影響中也存在顯著促進效應，可能的原因是：“治理有效”維度的政策強化了農業生產服務技術的應用與創新，在一定程度上促進了農戶采用綠色生產行為。另外，“治理有效”維度的政策對安徽省農戶綠色生產行為產生了促進效應。可能的原因是，安徽省是全國率先探索建立“林長制”的省份，重視生態改善、綠色發展，綠色農業治理政策有效激發了農戶的綠色生產行為。

“生活富裕”維度的政策在農村勞動力老齡化程度對農戶綠色生產行為的影響中存在顯著促進作用。其可能的原因是：農村勞動力老齡化帶動土地流轉，倒逼綠色生產，而“生活富裕”維度的政策著力點在于提高農民收入，農民收入水平的提升惠及農村老年勞動力，在土地轉入種田能手的同時收入水平也得到提升，又進一步作用于農業綠色生產發展，強化了對農戶綠色生產行為的促進作用。“生活富裕”維度的政策在農業生產服務應用程度對農戶綠色生產行為的影響中存在顯著促進作用。這可能是因為：相關政策在促進農民生活富裕的同時也增加了農民使用機械化農機的頻率，豐富了農業生產服務的應用程度，對農戶的綠色生產行為起到了正向促進作用。另外，“生活富裕”維度的政策對四川省的農戶綠色生產行為產生了促進效應。這可能是因為，四川省作為西部地區的糧食主產省份，經濟增速較快，“生活富裕”維度的政策有效地促進了人均收入水平的提高，誘導了農戶采用綠色生產行為。

以上估計結果部分驗證了假說H5。農村生產生活要素是影響農戶綠色生產行為的重要因素，但由于農業環境的外部性特征及2020年新冠疫情的沖擊，鄉村振興戰略五個維度的政策對農戶綠色生產行為的影響呈現異質效應。根據以上實證結果，政府部門在全面推進鄉村振興過程中要結合實際，因地制宜采取相應措施。

（四）分區域討論地域因素對農戶綠色生產行為的影響

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

有學者認為，東部地區各省份起到了“標桿”與“示范”作用，是我國先進綠色生產技術的創新代表，引領著全國綠色經濟發展。東部地區經濟發展水平較高，市場競爭激烈，環境規制嚴格，更傾向于學習和吸收先進綠色技術，促進了綠色生產率的提高［29］。由表5列（1）可知，東部地區的農業生產服務應用程度在5%的顯著性水平上對農戶綠色生產行為產生促進作用。這可能是因為，東部地區各方面的優勢，有利于農業綠色生產技術的創新。相較于其他地區，東部地區農業生產服務應用程度更高，這在較大程度上促進了東部地區農戶采用綠色生產行為。

國家相關部門對中部地區綠色農業生產水平欠發達的部分省份進行了重點扶持，以降低其農業經濟綠色轉型的成本。由表5列（2）可知，中部地區的農產品商品化程度在1%的顯著性水平上對農戶綠色生產行為產生促進作用。這意味著，中部地區糧食農產品的商品化程度越高，越有利于提高種糧農戶的收入水平，從而誘導農戶采用綠色生產行為。

西部地區是我國重要的生態屏障和生態敏感區，該地區正逐漸向東部地區的綠色生產技術前沿面趨近。其主要原因可能是：近年來西部地區充分利用技術選擇的“后發優勢”，通過模仿、購買與學習等方式吸納東部沿海發達地區的先進綠色技術，驅動了綠色生產水平的提高。另外，近年來，大量農村富余勞動力逐漸從農業部門轉向非農業部門，從農村勞動力轉移數量來看，中部最多，東部次之，西部最少，因此，西部地區仍擁有較為可觀的農村勞動力紅利。由表5列（3）可知，西部地區的農村勞動力老齡化程度和農業生產服務應用程度分別在1%和5%的顯著水平上對農戶綠色生產行為產生顯著促進作用，這一顯著影響得益于西部地區技術的后發優勢以及可觀的農村勞動力紅利。

東北地區綠色經濟發展水平呈上升趨勢。東北地區通過知識擴散與技術溢出效應極大地推進了綠色生產、污染處理等技術的研發與應用，這不僅有利于減少污染排放，而且能大幅推動區域綠色增長。由表5列（4）可知，東北地區的農村勞動力老齡化程度和農業生產服務應用程度均在5%的顯著水平上對農戶綠色生產行為產生顯著促進作用。從東北地區內部來看（限于篇幅，地區虛擬變量的回歸結果省略），農業勞動力富余數量和富余率最高的是黑龍江省，也是本文調研唯一的東北省份。回歸結果的顯著很大程度上依賴于該省的農業勞動力紅利以及技術溢出效應。

表5 區域因素對農戶綠色生產行為影響的Logistic回歸結果

三、穩健性檢驗與內生性討論

（一）穩健性檢驗

近年來，農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業生產經營活動，他們并非推廣農業綠色生產技術的適宜對象。因此，本文依據《老年人權益保障法》相關規定，剔除60周歲以上的農村勞動力樣本，重新進行二元Logistic回歸，結果如表6（下頁）所示。

通過對比可知，表6中農產品商品化程度、農業生產服務應用程度、農戶家庭生活消費水平對農戶綠色生產行為影響的回歸結果與表3列（1）的結果基本一致。這表明，農業生產服務應用程度對農戶綠色生產行為存在顯著影響，而農產品商品化程度與農戶家庭生活消費水平對農戶綠色生產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、家庭規模這些農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 農戶綠色生產行為影響因素的Logistic回歸結果（剔除老年人樣本）

（二）內生性討論

為進一步解決核心解釋變量與農戶綠色生產行為之間可能存在的內生性問題，本文使用工具變量法進行處理，引入“農地離農戶住所的距離”作為“農業生產服務應用程度”的工具變量，并采用2SLS進行估計。從理論上看，農地離農戶住所的距離越近，地勢越平坦，技術應用和推廣越便捷。同時，農地距離農戶住所的遠近與農業生產服務程度有關，與農戶是否采取綠色生產行為之間并沒有直接相關性，因而具有外生性。從2SLS回歸結果來看，工具變量“農地離農戶住所的距離”對內生變量“農業生產服務應用程度”均有較好的解釋力，p值小于0.05；從DWH檢驗看，F統計量與χ2統計量的p值都小于0.05，故認為“農業生產服務應用程度”為內生解釋變量，Logistic模型的回歸估計結果有偏誤，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，回歸結果不再展示。2SLS結果顯示，弱工具變量檢驗的F統計量超過10，故認為不存在弱工具變量。回歸結果與表3列（1）相比，“農業生產服務應用程度”的邊際效應值減少，這表明，如果不處理內生性問題，影響結果可能被低估，可能會導致農業生產服務應用程度對農戶綠色生產行為的影響估計結果有偏。

四、研究結論與政策建議

本文基于全國10省（區）農戶微觀視角，探究農村生產生活要素對農戶綠色生產行為的影響，并引入鄉村振興戰略的五個維度變量，分析了鄉村振興戰略在農村生產生活要素對農戶綠色生產行為影響中的具體效應，得到如下結論：一是農村勞動力老齡化程度對農戶綠色生產行為產生顯著正向影響，鄉村振興戰略的“治理有效”維度和“生活富裕”維度的政策實施能夠增強其正向影響效應。二是鄉村振興“生態宜居”維度的政策在農產品商品化程度對農戶綠色生產行為影響中具有顯著正向促進效應。三是農業生產服務應用程度對農戶綠色生產行為存在顯著正向影響，在鄉村振興戰略的“治理有效”維度和“生活富裕”維度的政策實踐中，農業生產服務應用程度對農戶綠色生產行為具有更強的正向影響。四是鄉村振興戰略在農戶家庭生活消費水平對農戶綠色生產行為的影響中并未產生顯著影響；“鄉風文明”維度的政策對農戶綠色生產行為的影響也不顯著。五是區域因素對農戶綠色生產行為的影響存在異質效應。東部地區的農業生產服務應用程度對農戶綠色生產行為產生顯著的正向影響，中部地區的農產品商品化程度對農戶綠色生產行為產生顯著的正向影響，西部地區和東北地區的農村勞動力老齡化程度和農業生產服務應用程度均對農戶綠色生產行為產生顯著的正向影響。

上述結論對于全面推進鄉村振興、促進農業綠色發展、激勵農戶綠色生產行為具有一定的啟示價值。根據上述研究結論，提出如下政策建議：

第一，全面推進鄉村振興、實現綠色生產，要注重農村勞動力的優化配置。在全面開啟中國式農業農村現代化的征程中，農業農村綠色發展進程受到農村勞動力結構失衡的制約。從勞動力要素的總量和結構來看，從事農業生產的勞動力老齡化嚴重，專業能力過硬的年輕勞動力匱乏。然而，農村勞動力的老齡化在一定程度上會倒逼農戶綠色生產行為。因此，政府應采取有效措施，推動農村勞動力優化配置及高效利用，充分考慮鄉村振興戰略不同維度政策的影響，在“治理有效”維度和“生活富裕”維度的政策上加大對農村勞動力的支持力度，在注重農村勞動力技能提升的同時，提高其現代化管理水平，誘導其積極采用綠色生產行為，更好地增加收入水平，實現農業綠色發展。

第二，全面推進鄉村振興、實現綠色生產，要加快高品質生態農產品的市場化。市場需求側日益青睞優質安全的生態農產品，確保這類產品的供給能力主要取決于供給側的農戶綠色生產行為。農產品商品化程度在鄉村振興戰略的“生態宜居”維度政策下會強化農戶采用綠色生產行為。因此，政府在實施鄉村振興戰略“生態宜居”維度政策時，應建立和完善生態農產品的市場機制，特別是注重農業生態產品價值實現機制，依據《鄉村振興促進法》的要求，強化農業生產領域的環境規制，激勵綠色生產方式，提升優質生態農產品供給能力，并采取政策補貼、生態補償等相關機制，誘導農戶采用綠色生產行為。

第三，全面推進鄉村振興、實現綠色生產，要創新農業生產服務技術。建設農業強國，離不開農業綠色生產服務技術的創新，而加大農戶綠色生產技術的創新和推廣力度，能夠促使農戶更有條件和基礎來采用綠色生產行為。因此，在全面推進鄉村振興的實踐中，應創新農業生產服務技術，提升農戶綠色生產技術的管理水平，提高農民生活富裕程度，從而增強農戶綠色生產行為的意愿。

第四，全面推進鄉村振興、實現綠色生產，要發揮區域優勢、因地制宜予以推進。區域因素對農戶綠色生產行為的影響存在異質效應。就東部地區而言，應發揮綠色技術優勢，注重農業綠色生產技術創新，逐步擴大輻射范圍；就中部地區而言，應發揮農業生態產品優勢，提高優質安全生態農產品的生產能力與供給能力，滿足人民日益增長的美好生活需要；就東北地區而言，應重視農業勞動力紅利以及知識擴散與技術的溢出效應，推動綠色生產；就西部地區而言，應發揮生態優勢，逐漸展現出西部農村勞動力的紅利及農業生產技術的后發優勢，推動區域農業綠色發展。