電商參與促進農(nóng)戶綠色生產(chǎn)嗎？
——基于3省4縣812戶果農(nóng)的實證研究

王翠翠，夏春萍，童慶蒙，石苗苗

（1. 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，湖北武漢 430070；2. 華中師范大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院，湖北武漢 430079）

長期以來，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴化學(xué)品已成為常態(tài)。雖然化學(xué)農(nóng)藥對減少產(chǎn)量損失、保收增收具有重要作用，但過度使用農(nóng)藥不僅帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)冗余成本［1］，還會導(dǎo)致農(nóng)藥殘留、農(nóng)業(yè)面源污染等環(huán)境問題［2］，進而對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全及生態(tài)環(huán)境構(gòu)成威脅［3］。農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)是解決中國農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全和生態(tài)環(huán)境惡化問題的一條根本路徑［4］。作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的主體，農(nóng)戶是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為決策的直接決定者和實施者。尤其對于水果生產(chǎn)者而言，多年生經(jīng)濟作物種植環(huán)節(jié)復(fù)雜，病蟲害綜合防治時間跨度大，且農(nóng)藥品種和施藥技術(shù)選擇彈性較大，農(nóng)藥使用強度高，使得農(nóng)藥減量更為重要。為進一步推進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)，原農(nóng)業(yè)部于2015年和2017年先后出臺《到2020年農(nóng)藥使用量零增長行動方案》《果菜茶病蟲全程綠色防控試點方案》等政策，建議減少化學(xué)農(nóng)藥用量，加大病蟲綠色防控覆蓋面，在保障農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量的同時提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)。然而，目前中國農(nóng)戶綠色生產(chǎn)情況并不樂觀［5］，中國主要農(nóng)作物綠色防控覆蓋率僅為27.2%，水果綠色防控仍處于試點試驗階段［6］；且調(diào)研發(fā)現(xiàn)，大部分果農(nóng)綠色生產(chǎn)實施形式單一、實施程度較低。由此可見，推動果農(nóng)施藥環(huán)節(jié)實施綠色生產(chǎn)是現(xiàn)階段的一個重要現(xiàn)實問題［7］。

1 研究背景和問題提出

目前國內(nèi)外學(xué)者主要從農(nóng)藥減量施用、綜合病蟲害防控（IPM）及綠色防控技術(shù)（GCT）的采納等方面對農(nóng)戶施藥環(huán)節(jié)的綠色生產(chǎn)意愿和行為展開研究［5，8-9］。現(xiàn)有文獻指出，農(nóng)戶個體及資源稟賦特征、技術(shù)信息獲取、生態(tài)環(huán)境意識和責(zé)任、組織和政府支持及政府規(guī)制是影響農(nóng)戶在施藥環(huán)節(jié)實施綠色生產(chǎn)的重要因素［10-14］。此外，研究還發(fā)現(xiàn)信息不對稱和責(zé)任不可追蹤引起的市場失靈和道德風(fēng)險是農(nóng)戶不實施綠色生產(chǎn)的根本原因［3］。具體而言，一是農(nóng)戶對病蟲害信息缺乏了解、對假冒偽劣農(nóng)資識別不足以及對違禁農(nóng)藥的危害和相關(guān)知識認(rèn)知匱乏等會導(dǎo)致其因“無知”而實施非綠色生產(chǎn)行為［5，15］。二是農(nóng)戶往往會低估過度施用農(nóng)藥產(chǎn)生的危害，認(rèn)為“現(xiàn)有農(nóng)藥都是無公害農(nóng)藥，多使用一點影響不大”，進而可能導(dǎo)致過度施藥［8，16］。三是市場優(yōu)質(zhì)優(yōu)價機制不健全會使得農(nóng)戶“不信任”綠色農(nóng)產(chǎn)品市場，進而導(dǎo)致其非綠色生產(chǎn)行為［17］，市場交易模式也是影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)的因素之一［18］。遺憾的是，雖然一些學(xué)者探討了電商參與和綠色生產(chǎn)的關(guān)系，但目前關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品電商與農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為之間關(guān)系的實證研究依舊較為匱乏。李曉靜等［19］運用PSM 評估了電商參與對獼猴桃種植戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納的影響效應(yīng)，證實了電商參與能夠通過激勵和倒推等機制促進農(nóng)戶綠色生產(chǎn)技術(shù)采納，并采用LPM 模型等方法驗證了電商參與對綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響［20］。

據(jù)《2021 阿里農(nóng)產(chǎn)品電商報告》顯示，2020 年中國農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)零售額達到1.79 萬億元，其中農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)絡(luò)零售額高達3 975 億元，同比增長27%，由此可見，農(nóng)產(chǎn)品電商這一銷售渠道在農(nóng)產(chǎn)品銷售中的作用愈發(fā)明顯［21］。而同處于一條供應(yīng)鏈上，這種下游銷售方式及其結(jié)構(gòu)的改變必然會影響上游的生產(chǎn)端，促使農(nóng)戶實施綠色生產(chǎn)。一方面，在信息與通信技術(shù)（ICT）不斷發(fā)展和快速普及的背景下，電商參與縮短了小農(nóng)戶與市場之間的距離，擴寬了農(nóng)戶信息獲取的渠道，在一定程度上緩解了信息不對稱與信息約束［22］。這有助于促進市場和產(chǎn)品信息透明化，還有助于實現(xiàn)水果生產(chǎn)者與消費者之間的實時互動交流，進而有利于形成共享透明的生產(chǎn)模式［3］。另一方面，農(nóng)產(chǎn)品電商還銜接了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)的信息與資源整合服務(wù)，從而促進農(nóng)戶以較低成本便捷地獲取所需信息與資源［23］。因此，探究電商參與在果農(nóng)施藥環(huán)節(jié)實施綠色生產(chǎn)中的作用很有必要。那么，參與電商是否會促進果農(nóng)在施藥環(huán)節(jié)實施綠色生產(chǎn)呢？這種影響的內(nèi)在機理是什么？其作用效果是否會因行為屬性不同而存在差異呢？以上問題正是文章的切入點。

雖然學(xué)術(shù)界從多方面對農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響因素進行了分析，但仍存在以下不足：①現(xiàn)有文獻關(guān)于綠色生產(chǎn)的研究對象多為水稻、玉米等大田作物，以水果等多年生經(jīng)濟作物為研究對象的成果較少；②鮮有研究從農(nóng)產(chǎn)品電商入手理論并實證探討果農(nóng)施藥環(huán)節(jié)的綠色生產(chǎn)行為，更缺乏對不同綠色生產(chǎn)行為的屬性差異和電商參與程度影響的考慮；③在研究方法上，現(xiàn)有研究僅考慮了可觀測因素的影響，未考慮到農(nóng)戶先天能力、心理動機等不可觀測因素造成的選擇性偏差。因此，文章先深入探討電商參與對果農(nóng)施藥環(huán)節(jié)的綠色生產(chǎn)行為的影響機理，再利用獲取的一手調(diào)研數(shù)據(jù)運用RBP 模型和中介效應(yīng)模型進行實證檢驗，對研究結(jié)論展開異質(zhì)性和穩(wěn)健性分析，最后基于結(jié)論提出促進果農(nóng)綠色生產(chǎn)的政策建議。

2 理論分析與研究方法

2.1 理論分析與研究假說

借鑒唐立強等［24］的研究，文章認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品電商主要是指農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)后供應(yīng)鏈環(huán)節(jié)上的電子商務(wù)活動，從農(nóng)戶視角來講，果農(nóng)電商參與是指果農(nóng)通過電商平臺銷售農(nóng)產(chǎn)品，其參與方式主要集中在以下兩大類：一類是傳統(tǒng)電商，主要包括以淘寶、京東、拼多多等為主的第三方電商平臺及企業(yè)自家獨立網(wǎng)站；另一類是基于社交媒體的電商，主要包括微信朋友圈、QQ 空間、微商、直播、社區(qū)團購等。對水果生產(chǎn)者而言，參與電商促進農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈。在這一過程中，在市場需求的激發(fā)下，農(nóng)戶誠信意識和建設(shè)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量追溯體系的積極性不斷提高，進而形成一種生產(chǎn)邏輯，激發(fā)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)動機［25］。通過對已有研究的概括和分析，文章認(rèn)為電商參與不僅可以提升果農(nóng)綠色生產(chǎn)認(rèn)識水平，誘導(dǎo)其自主實施綠色生產(chǎn)，還有利于提升果農(nóng)農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期并促使果農(nóng)追求消費者正向口碑，進而形成激勵和監(jiān)督機制，推動并倒逼果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)?；诖?，提出假說1。

假說1：電商參與有助于促進果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)。

具體而言，電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的影響路徑主要體現(xiàn)在以下三方面（圖1）。

圖1 電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的影響路徑

其一，電商參與能緩解果農(nóng)信息約束，提升果農(nóng)綠色生產(chǎn)認(rèn)知水平，進而誘導(dǎo)其綠色生產(chǎn)選擇。一方面，電商縮小了果農(nóng)與市場之間的距離，提升了電商果農(nóng)對綠色農(nóng)產(chǎn)品價格、消費者對綠色農(nóng)產(chǎn)品偏好和需求等市場信息的敏感程度［19］。因此，與未參與電商的果農(nóng)相比，在質(zhì)量溢價的激勵下，電商果農(nóng)對綠色生產(chǎn)的了解欲望更強烈，更傾向于主動積極地提升綠色生產(chǎn)認(rèn)知水平。另一方面，電商參與可以擴展果農(nóng)信息獲取渠道，幫助其通過互聯(lián)網(wǎng)或與消費者及其他線上供應(yīng)商等的交流來廉價、快速地獲取綠色生產(chǎn)相關(guān)信息。這不僅可以增強果農(nóng)對綠色生產(chǎn)知識的積累，還能改變其傳統(tǒng)生產(chǎn)觀念，從而提高其綠色生產(chǎn)認(rèn)知［26］。此外，農(nóng)戶在電商參與過程中可以了解到大量的食品安全和農(nóng)業(yè)污染的信息，進而激發(fā)其情感共鳴和危機意識，增加了解農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的欲望［27］。因此，提出假說2。

假說2：電商參與能夠提升果農(nóng)綠色生產(chǎn)認(rèn)知，進而促進果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)。

其二，電商參與能夠促進農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈扁平化，提高果農(nóng)農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期，進而激勵其實施綠色生產(chǎn)。傳統(tǒng)的農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈模式最明顯的特點是冗長散亂和多級中間商。前者導(dǎo)致農(nóng)戶與消費者之間存在信息不對稱問題，為中間商可能產(chǎn)生的機會主義行為提供便利，后者則利用自身信息與資源優(yōu)勢制造價格差，從而分享農(nóng)產(chǎn)品價值。一方面，農(nóng)產(chǎn)品電商能夠增強市場和產(chǎn)品信息的透明度，緩解買賣雙方間的信息不對稱，將農(nóng)產(chǎn)品小市場擴展為全國性大市場［18］，加強了農(nóng)產(chǎn)品賣方之間的充分競爭，提升了農(nóng)產(chǎn)品市場的有效性和“促進了”價格機制的發(fā)揮，從而促使綠色農(nóng)產(chǎn)品的價格明顯高于普通農(nóng)產(chǎn)品，形成質(zhì)量溢價［19-20］。另一方面，農(nóng)產(chǎn)品電商有助于減少甚至消除中間商，使得農(nóng)戶與消費者直接對接成為可能，減少中間商對質(zhì)量溢價的分享，進而提高農(nóng)戶最終獲得的綠色農(nóng)產(chǎn)品價格［19，28］。此外，基于電商平臺大數(shù)據(jù)的合理使用，農(nóng)戶能夠有效地針對不同群體的需求做出相應(yīng)的生產(chǎn)銷售決策［21］，使得質(zhì)量改進與消費者需求在一定程度上得以精準(zhǔn)匹配。農(nóng)戶也能夠通過產(chǎn)品認(rèn)證、農(nóng)藥殘留質(zhì)量檢測、直播其綠色生產(chǎn)過程等方法提高綠色農(nóng)產(chǎn)品的辨識度和市場認(rèn)可度［29］，進而獲得與質(zhì)量相匹配的價格。團隊在調(diào)研中的發(fā)現(xiàn)也進一步佐證了以上分析，即相比外觀，消費者更注重農(nóng)產(chǎn)品的口感等內(nèi)在品質(zhì)和安全性情況，甚至有一些顧客偏向“丑而口感好的果品”。綜上，農(nóng)產(chǎn)品電商為綠色農(nóng)產(chǎn)品的“優(yōu)質(zhì)優(yōu)價”提供了可能［19］，使得農(nóng)戶分享消費者綠色偏好所帶來的產(chǎn)品增值成為現(xiàn)實，進而提高農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品的價格預(yù)期，并最終促進農(nóng)戶綠色生產(chǎn)。基于此，提出假說3。

假說3：電商參與能夠提高果農(nóng)農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期，進而促進果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)。

其三，電商參與能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品買賣雙方之間的實時互動交流，聲譽和面子效應(yīng)促使農(nóng)戶追求消費者正向口碑，進而“督促”農(nóng)戶綠色生產(chǎn)。已有研究指出質(zhì)量保證才是企業(yè)在市場中保持競爭優(yōu)勢、穩(wěn)固市場定位的長久之道，雖然農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商決策及參與程度很大程度上依賴其社會資本，但自身和農(nóng)產(chǎn)品聲譽才是電商參與能否持久的重要因素［30］。一方面，電商參與能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品買賣雙方之間的實時互動交流，消費者能夠“看到”生產(chǎn)者的生產(chǎn)過程，增強對生產(chǎn)者及其所生產(chǎn)產(chǎn)品的信任與認(rèn)可，進而形成正向口碑和客戶黏性［21］。同時，若農(nóng)戶采取機會主義行為被消費者發(fā)現(xiàn)，會形成消費者負(fù)面口碑，進而產(chǎn)生“報復(fù)”行為，因此，在買賣雙方的反復(fù)互動下，農(nóng)戶會為了銷量和聲譽而選擇誠信實施綠色生產(chǎn)［31］。另一方面，為了將顧客發(fā)展為長期客戶，農(nóng)戶在電商參與的過程中傾向于將消費者拉進其“朋友圈”，成為“熟人網(wǎng)絡(luò)”中的一員，而農(nóng)戶的朋友圈是基于農(nóng)戶的社會資本建立起來的交際網(wǎng)絡(luò)，具有較強的信用基礎(chǔ)，為了“面子”，農(nóng)戶會傾向于誠信實施綠色生產(chǎn)，進而形成良性循環(huán)。此外，隨著農(nóng)產(chǎn)品電商的持續(xù)發(fā)展，電商平臺的準(zhǔn)入門檻不僅相應(yīng)提升，且更重視消費者的反饋情況，即農(nóng)產(chǎn)品的品質(zhì)與安全性等特質(zhì)達到電商平臺的最低要求才可持續(xù)銷售并獲利［20］?；诖?，提出假說4。

假說4：電商參與能夠促進果農(nóng)追求消費者正向口碑，進而促進果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)。

2.2 研究方法

鑒于果農(nóng)電商參與行為和綠色生產(chǎn)行為選項均為“是”和“否”，屬于二元變量，同時，果農(nóng)不是隨機選擇是否參與電商，而是一系列因素共同影響下的自選擇結(jié)果［32］，即具有異質(zhì)性，且可能存在個人愛好、心理動機等不可觀測因素同時影響果農(nóng)電商參與和綠色生產(chǎn)行為。因此，文章將采用遞歸雙變量Probit模型（Recursive Bivariate Probit Model，RBP）控制潛在的內(nèi)生性（雙向因果等）和選擇性偏差［33］。相對于只能控制由可觀測因素引起偏誤的傾向得分匹配法（PSM）和逆概率加權(quán)回歸調(diào)整（IPWRA），RBP模型可以同時控制由可觀測和不可觀測因素造成的影響，獲得更精確的處理組平均處理效應(yīng)（ATT）［34］。而相較于內(nèi)生轉(zhuǎn)換Probit 模型，RBP 模型可以估算目標(biāo)解釋變量的邊際效應(yīng)［33］，有助于更全面地分析電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的影響。

RBP 模型是一種兩階段估計方法。第一階段是電商參與決策模型。根據(jù)前人對ICT 技術(shù)采納的研究［32］，農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商的決策是基于隨機效用框架構(gòu)建的：令T*i表示參與農(nóng)產(chǎn)品電商（UiP）和不參與（UiN）之間的效用差異，如果，則農(nóng)戶i 選擇參與電商。然而，這兩個效用是主觀的，無法被觀察到。因此，將其表示為潛變量模型中可觀測部分的函數(shù)，具體如下：

其中：T*i表示電商參與概率的潛變量，當(dāng)T*i＞0時，Ti=1，否則Ti=0。Zi是影響果農(nóng)電商參與的控制變量，αi是待估參數(shù)，μi為隨機干擾項。

第二階段估計的是電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的影響。假設(shè)果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為是電商參與虛擬變量和其他解釋變量Xi的線性函數(shù)，則綠色生產(chǎn)行為實施函數(shù)可以表示為：

其中：Ai是果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為，Ti表示電商參與，Xi代表影響果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的控制變量。βi、γi是待估參數(shù)，εi為隨機干擾項。需要注意的是，為了識別模型，至少有一個工具變量應(yīng)該包含Zi里，而不會出現(xiàn)在Xi中。如果工具變量影響果農(nóng)電商參與決策，但不直接影響其綠色生產(chǎn)行為實施，則該工具變量是有效的。文章借鑒Ma 等［32］的研究，依據(jù)工具變量的選取條件，選取電商氛圍作為識別變量。選取原因為：周圍果農(nóng)電商參與行為可能會對果農(nóng)電商參與決策有重要影響，與果農(nóng)電商參與行為具有較強的相關(guān)性，但不會直接影響其綠色生產(chǎn)行為。此外，還將估計處理組平均處理效應(yīng)（ATT），以便更全面地了解電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的影響［35］，計算公式如下：

3 數(shù)據(jù)來源與變量選取

3.1 數(shù)據(jù)來源

采取二次抽樣法進行數(shù)據(jù)收集。其中，第一次抽樣為非概率抽樣，目的是確定樣本的采集地點。課題組于2020 年10—12 月及2021 年4—6 月深入湖北省秭歸縣、陜西省眉縣和扶風(fēng)縣及山東省平邑縣進行調(diào)研。湖北秭歸盛產(chǎn)柑橘，被譽為“中國臍橙之鄉(xiāng)”，山東平邑的武臺黃桃歷史悠久，被譽為“中國黃桃之鄉(xiāng)”，兩者均為地理標(biāo)志產(chǎn)品，且秭歸縣和平邑縣均為第二批全國農(nóng)作物病蟲害“綠色防控示范縣”。陜西省獼猴桃種植規(guī)模位居全國首位，而眉縣和扶風(fēng)縣氣候適宜，土壤肥沃，是獼猴桃的最佳產(chǎn)區(qū)之二，且眉縣獼猴桃為地理標(biāo)志產(chǎn)品，扶風(fēng)縣鳳鳴村為農(nóng)產(chǎn)品淘寶村，主銷獼猴桃。綜上，這些地區(qū)均能在一定程度上反映相應(yīng)水果產(chǎn)業(yè)的基本發(fā)展情況，具有一定的代表性。第二次采用分層隨機抽樣的形式進行抽樣，以此來確定各個樣本采集點的具體調(diào)研對象。具體的樣本抽樣過程為：在所選的每個縣各隨機選擇1～3 個鎮(zhèn)，每個鎮(zhèn)隨機選2～5 個行政村，每個村隨機選25～35 個果農(nóng)。經(jīng)過后期排查并剔除關(guān)鍵變量缺失樣本后共獲得有效問卷812份，問卷有效率為90.42%。

3.2 變量選取及描述性統(tǒng)計分析

3.2.1 被解釋變量

根據(jù)聯(lián)合國環(huán)境署界定，綠色農(nóng)業(yè)是將工業(yè)農(nóng)業(yè)和自給農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向生態(tài)無害的農(nóng)業(yè)實踐，綠色生產(chǎn)指的是通過合理有效的耕作方法和田間管理模式，在保障并提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力和盈利能力的同時，實現(xiàn)低污染、高資源利用率的生產(chǎn)方式。文章參考聯(lián)合國環(huán)境署［36］的相關(guān)概念，并借鑒于艷麗等［8］的研究，聚焦于病蟲害防治環(huán)節(jié)，以“是否嚴(yán)格按照標(biāo)準(zhǔn)施藥”“是否采用物理防治措施”及“是否采用生物防治措施”有效考察果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為，具體而言，嚴(yán)格按照標(biāo)準(zhǔn)施藥主要是指用藥時要嚴(yán)格控制農(nóng)藥劑量、濃度和安全間隔期，注意農(nóng)藥的交替使用，且混配時要嚴(yán)格按照農(nóng)藥混合使用表操作，并注意隨混隨用；物理防治措施主要包括黏蟲板和殺蟲燈；生物防治措施具體是指生物農(nóng)藥的使用和以蟲治蟲。調(diào)查時，分別詢問是否實施上述三種綠色生產(chǎn)行為，以“1=是，0=否”進行衡量，使用本年度是否至少采納一種綠色生產(chǎn)行為測度果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為情況。樣本統(tǒng)計結(jié)果顯示，44.95%的果農(nóng)未實施綠色生產(chǎn)，39.78%的果農(nóng)實施一種或兩種綠色生產(chǎn)行為，15.27%的果農(nóng)采納三種綠色生產(chǎn)行為?？傮w而言，秭歸縣綠色生產(chǎn)情況優(yōu)于扶風(fēng)縣和眉縣且優(yōu)于平邑縣。各綠色生產(chǎn)行為的實施情況從大到小依次為：嚴(yán)格按照標(biāo)準(zhǔn)施藥、生物防控措施、物理防控措施（表1）。

表1 果農(nóng)3種綠色生產(chǎn)行為實施情況 /%

3.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為電商參與，即果農(nóng)通過電商平臺銷售農(nóng)產(chǎn)品。在問卷中，以“您家是否參與農(nóng)產(chǎn)品電商銷售？（參與方式包括：①包含當(dāng)?shù)仉娚唐脚_在內(nèi)的第三方自營網(wǎng)店；②微商、微信朋友圈及QQ 空間；③直播電商平臺；④學(xué)生代理電商銷售；⑤社區(qū)團購）”體現(xiàn)。所有樣本中，參與農(nóng)產(chǎn)品電商的果農(nóng)占比為49.02%，電商參與程度在1/3 以下的樣本占電商參與果農(nóng)總樣本的51.51%，由此可見，果農(nóng)農(nóng)產(chǎn)品電商仍具有較大發(fā)展空間。

3.2.3 控制變量

借鑒已有研究成果［7，9，37］，文章從以下三個方面選取多個變量作為控制變量：①果農(nóng)個體特征方面，選取性別、年齡、學(xué)歷、風(fēng)險偏好和食品安全認(rèn)知5 個變量；②果農(nóng)資本稟賦方面，選取農(nóng)業(yè)收入占比、農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量、栽培年限、種植面積、家庭政治身份及合作社組織6個變量；③外部因素層面，主要是政府支持和規(guī)制，選取技術(shù)培訓(xùn)次數(shù)、約束制度、激勵制度及技術(shù)試驗示范4 個變量。需要指出的是：一是結(jié)合理論與實際情況發(fā)現(xiàn)，食品安全認(rèn)知和栽培年限僅對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為有影響，而與其電商參與行為不相關(guān)，因此，在第一階段的回歸中未加入這兩個變量。二是考慮到電商培訓(xùn)內(nèi)容集中在電商認(rèn)知及運營技巧方面，對電商參與具有重要影響，但不會直接影響其綠色生產(chǎn)行為實施情況，因此，在第一階段回歸中加入了電商培訓(xùn)經(jīng)歷這一變量。文章所涉及的所有具體變量及其處理方法見表2。

3.2.4 路徑變量

文章的路徑變量為綠色生產(chǎn)認(rèn)知、綠色農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期和消費者正向口碑，三個路徑變量分別采用不同維度的指標(biāo)進行測量。具體而言，參考于艷麗等［38］關(guān)于農(nóng)戶綠色生產(chǎn)認(rèn)知的測度，融合了閆貝貝等［39］對農(nóng)戶綠色認(rèn)知的劃分，從政策認(rèn)知、技術(shù)認(rèn)知、責(zé)任認(rèn)知、農(nóng)藥施用規(guī)范認(rèn)知及農(nóng)藥影響認(rèn)知5 個方面選取了農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)政策了解程度、農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)重要性、綠色生產(chǎn)技術(shù)采用風(fēng)險、綠色生產(chǎn)技術(shù)了解程度、農(nóng)藥安全間隔期了解程度、農(nóng)藥殘留認(rèn)知了解程度、農(nóng)藥對生態(tài)環(huán)境影響的了解程度及農(nóng)藥對人體健康影響的了解程度共8 個指標(biāo)衡量果農(nóng)綠色生產(chǎn)認(rèn)知。參考李曉靜等［19］的做法，結(jié)合現(xiàn)實情況，采用面子效應(yīng)和聲譽效應(yīng)兩個變量衡量消費者正向口碑。借鑒李曉靜等［19］和黃炎忠等［9］的研究，從綠色農(nóng)產(chǎn)品的市場溢價和溢價能力兩個方面對綠色農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期進行測度?；诖耍\用熵值法測度，并參考吳雪蓮等［40］的做法，將熵值法所得“綠色生產(chǎn)認(rèn)知”四舍五入，界定為有序離散變量。各維度指標(biāo)定義及賦權(quán)結(jié)果見表3。

4 實證分析

4.1 果農(nóng)電商參與和果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的RBP模型分析

似不相關(guān)雙變量Probit（SUBP）模型檢驗表明，果農(nóng)電商參與和綠色生產(chǎn)行為可能同時受到一些不可觀察變量的影響，因而需要采用RBP 模型控制內(nèi)生性問題?；诖耍捎肦BP 模型分析農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的影響因素。需要指出的是，限于篇幅，SUBP 模型估計結(jié)果未展示。表4 底部的wald 檢驗顯示ρ = 0 在1%水平下顯著不為0，這表明電商參與和綠色生產(chǎn)行為在一定程度是由果農(nóng)同時決定的，存在前文所述內(nèi)生性問題。此外，ρ′με值為負(fù)，表明存在負(fù)向選擇性偏差，即有更低概率實施綠色生產(chǎn)的果農(nóng)更可能參與電商。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

4.1.1 果農(nóng)電商參與行為的決定因素

從果農(nóng)電商參與行為決策方程來看，果農(nóng)電商參與行為受到學(xué)歷、風(fēng)險偏好、農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量、家庭政治身份及電商培訓(xùn)經(jīng)歷等控制變量和電商氛圍這一識別變量的顯著正向影響。具體而言，學(xué)歷在1%的置信水平下通過顯著性檢驗，表明教育水平越高，果農(nóng)信息能力和學(xué)習(xí)能力越強，越傾向于參加農(nóng)產(chǎn)品電商。風(fēng)險偏好在1%的顯著性水平上顯著，這表明風(fēng)險偏好型農(nóng)戶更愿意嘗試新的銷售方式。同時，農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)越多，果農(nóng)越重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及銷售，為了獲得更多收益，會盡可能將農(nóng)產(chǎn)品在價格高的途徑銷售，進而更傾向于參與農(nóng)產(chǎn)品電商。家庭政治身份在1%的水平下通過顯著性檢驗。這表明，村干部及公務(wù)員更容易了解電商相關(guān)政府政策、捕捉創(chuàng)業(yè)機會，獲得技術(shù)指導(dǎo)，其家庭參與電商的概率越大。電商氛圍在1%的水平下通過顯著性檢驗，且方向為正，這與中國農(nóng)村現(xiàn)實情況相符，中國農(nóng)村是典型的熟人社會，內(nèi)部認(rèn)同感使得村落內(nèi)部的溝通和交流更加便捷［41］。電商培訓(xùn)經(jīng)歷在1%的水平下通過顯著性檢驗。這表明，電商培訓(xùn)不僅可以提供了解電商、學(xué)習(xí)并熟悉電商運營技巧的機會，還能夠營造良好的創(chuàng)業(yè)氛圍，進而增加果農(nóng)電商參與傾向。

4.1.2 果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的影響因素

鑒于RBP 模型中解釋變量的估計系數(shù)不能直接解讀為影響程度，且文章關(guān)注的是電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的作用，因此，表4 還匯報了影響果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的因素的回歸結(jié)果及其邊際效應(yīng)。在RBP 模型回歸結(jié)果中，電商參與在1%的水平下通過顯著性檢驗，且邊際效應(yīng)是31.07%。這表明在給定其他條件不變的情況下，參與電商使得果農(nóng)綠色生產(chǎn)實施概率增加了31.07%?？赡艿慕忉屖牵娚虆⑴c有助于緩解與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)相關(guān)的信息不對稱問題，并增強農(nóng)民對綠色生產(chǎn)效益的了解，同時，電商參與的增收效應(yīng)及其對質(zhì)量安全的要求有助于增強果農(nóng)綠色生產(chǎn)選擇意愿，進而提高果農(nóng)綠色生產(chǎn)實施的概率。

在影響果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的其他因素中，風(fēng)險偏好在10%的顯著性水平上顯著，具體而言，風(fēng)險偏好每增加一個等級，果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)的概率將提高5.87%。這表明，施藥環(huán)節(jié)的綠色生產(chǎn)方式可能存在施用不當(dāng)導(dǎo)致的減產(chǎn)風(fēng)險和“優(yōu)質(zhì)優(yōu)價”體現(xiàn)不足帶來的價格風(fēng)險，而風(fēng)險偏好型農(nóng)戶實施綠色生產(chǎn)的概率更高。食品安全認(rèn)知在1%的顯著性水平上顯著，且食品安全認(rèn)知每增加一個等級，果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)的可能性將增加6.76%，該結(jié)果與黃炎忠等［9］的研究結(jié)論一致。家庭政治身份在5%的顯著性水平上顯著，且家中有村干部或公務(wù)員的果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)的概率比家中無政治身份的果農(nóng)高出14.40%。這表明，村干部及公務(wù)員更容易降低獲取政策支持及技術(shù)指導(dǎo)，降低綠色生產(chǎn)實施風(fēng)險與效益的不確定性，進而更傾向于實施綠色生產(chǎn)。合作社組織使果農(nóng)綠色生產(chǎn)實施的概率提高了9.97%。這表明，合作社不僅能夠?qū)Ψ稚⒐r(nóng)的生產(chǎn)經(jīng)營進行統(tǒng)一管制，還可提供信息、資源和技術(shù)指導(dǎo)。

表3 綠色生產(chǎn)認(rèn)知、消費者正向口碑和綠色農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期各維度指標(biāo)賦權(quán)結(jié)果

約束制度和激勵制度分別在5%和1%的水平下通過顯著性檢驗，且方向為正。具體而言，約束制度和激勵制度的邊際效應(yīng)分別為15.36%和32.73%。這表明，政府約束與激勵制度均對農(nóng)產(chǎn)品市場的生產(chǎn)規(guī)范起到引導(dǎo)作用，相輔相成，進而提高果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)的可能性。但相對于約束制度而言，激勵制度的促進作用更明顯?？赡艿慕忉屖?，政府激勵制度能夠降低果農(nóng)綠色生產(chǎn)的實施成本，進而在一定程度上彌補綠色生產(chǎn)方式實施的正外部性。而約束制度在較大程度上考慮的是整個社會的利益，容易忽略農(nóng)戶自身利益。技術(shù)試驗示范在5%的水平下通過顯著性檢驗，具體而言，技術(shù)試驗示范使果農(nóng)綠色生產(chǎn)實施的概率提高了15.99%。這表明，技術(shù)試驗示范作為技術(shù)推廣的典型活動之一，能夠較好地發(fā)揮其向農(nóng)戶傳遞技術(shù)信息的作用［9］。

4.2 電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為影響的平均處理效應(yīng)

邊際效應(yīng)僅估計了電商參與變量從0 變?yōu)? 的情況下對綠色生產(chǎn)行為的部分影響。為了更全面地了解電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的影響，文章也對電商參與影響果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的平均處理效應(yīng)進行評估，具體見表5。結(jié)果顯示，電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的ATT估計值為0.247，在1%的水平下通過顯著性檢驗。雖然RBP 模型估計中電商參與對綠色生產(chǎn)行為的邊際效應(yīng)和ATT 估算值存在差異，但均顯示了顯著正向影響。這表明電商參與正向影響果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為。綜上所述，假說1得到驗證。需要指出的是，邊際效應(yīng)和ATT的估算思路和方法不同，因而上述差異的存在是合理的。邊際效應(yīng)反映的是隨著電商參與變量從0 變?yōu)? 的過程中果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)的概率變化情況［42］，而ATT 估算的是前者與后者之間的因果關(guān)系，各有其不同的經(jīng)濟含義［33］。

表4 電商參與和果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的RBP模型估計結(jié)果

4.3 穩(wěn)健性討論

為保障回歸結(jié)果穩(wěn)定可靠，進一步采用以下方式進行穩(wěn)健性討論：①采用PSM 和IPWRA 模型估算電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的ATT。②運用Roodman［43］提出的基于極大似然估計的條件混合過程（Conditional Mixed Process，CMP）方法在控制潛在內(nèi)生性和選擇偏差的基礎(chǔ)上估算電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的影響，作為文章的穩(wěn)健性檢驗之一。該方法避免了2SLS方法在第一階段回歸時因內(nèi)生性變量為離散變量而造成的偏差。③鑒于文章的核心解釋變量“電商參與”無法量化不同農(nóng)戶參與程度的差異，為此采用替換核心解釋變量的方法進一步估計電商參與程度對綠色生產(chǎn)行為的影響。其中，由于電商參與程度為連續(xù)型變量，不符合RBP 模型的適用條件，為此，該部分采用CMP方法進行實證回歸。

（1）如表5 所示，基于PSM 和IPWRA 模型估算的ATT值分別為0.113 和0.092。該結(jié)果進一步證實了電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的積極作用。然而，由PSM 和IPWRA 方法估計的ATT 值均小于RBP 模型估計的結(jié)果（0.247）。這一現(xiàn)象存在的原因是，PSM 和IPWRA 模型未考慮不可觀測變量共同影響果農(nóng)電商參與和綠色生產(chǎn)行為帶來選擇偏差，且文章在RBP 回歸結(jié)果中發(fā)現(xiàn)了負(fù)選擇偏差。因此，只能糾正由可觀測因素造成偏誤的PSM 和IPWRA 模型低估了電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的影響。

表5 電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的平均處理效應(yīng)

（2）CMP 方法為兩階段估計模型，其中，第一階段回歸（電商參與為被解釋變量進行回歸）中LR 檢驗值為394.52，拒絕了零假設(shè)，基本排除了電商氛圍為弱工具變量的可能性。需要指出的是，限于篇幅，該階段回歸結(jié)果未顯示。表6 中模型一為電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的CMP 第二階段回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，CMP 回歸在10%的顯著性水平下通過了atanhrho_12 檢驗，表明采用工具變量的CMP 方法估計是合適的，工具變量的使用是有效的。從回歸結(jié)果來看，采用工具變量的CMP 方法解決內(nèi)生性問題后，電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為具有顯著正向影響，與前文的回歸結(jié)果一致。

（3）表6中模型二所報告的是電商參與程度對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的CMP 回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果來看，電商參與程度均在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，這表明，果農(nóng)電商參與程度能夠顯著積極提升其綠色生產(chǎn)的概率。可能存在的解釋是，首先，在一定程度上，電子商務(wù)的參與程度代表了電子商務(wù)的銷售能力。農(nóng)民的銷售能力和信息能力越強，他們對建設(shè)質(zhì)量可追溯體系的熱情就越高，實施綠色生產(chǎn)的動機也就越強［3］。其次，電子商務(wù)參與程度越高，果農(nóng)實現(xiàn)“高質(zhì)量、高價”產(chǎn)品的經(jīng)濟效益越大，可以有效地提高果農(nóng)綠色生產(chǎn)的實施概率和實施程度。綜上，文章的回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

4.4 電商參與對果農(nóng)不同綠色生產(chǎn)行為影響的平均處理效應(yīng)

此外，考慮到不同綠色生產(chǎn)行為的屬性差異，文章進一步分別估計了果農(nóng)電商參與對不同綠色生產(chǎn)行為影響的平均處理效應(yīng)，具體結(jié)果見表7。對參與農(nóng)產(chǎn)品電商的果農(nóng)來說，電商參與對不同綠色生產(chǎn)行為采納的平均處理效應(yīng)存在較大差異，按照ATT 由大到小依次為：嚴(yán)格按照標(biāo)準(zhǔn)施藥、物理防控措施、生物防控措施。具體表現(xiàn)為，電商參與對果農(nóng)物理防控措施實施的ATT 為0.283；電商參與對果農(nóng)生物防控措施實施的ATT為0.199；電商參與對果農(nóng)嚴(yán)格按照標(biāo)準(zhǔn)施藥實施的ATT為0.317，且電商參與對三種綠色生產(chǎn)行為的平均處理效應(yīng)均通過顯著性檢驗。這也進一步表明，電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為具有正向影響。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

5 電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)的影響路徑檢驗

以上研究結(jié)果表明果農(nóng)電商參與能夠促進其實施綠色生產(chǎn)，但文章的關(guān)注重點之一是“如何促進”。基于此，文章將進一步從提升綠色生產(chǎn)認(rèn)知、提高農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期和追求消費者正向口碑3 方面分析參與農(nóng)產(chǎn)品電商對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的影響路徑，以驗證前文理論分析部分。需要說明的是，考慮到電商參與對不同綠色生產(chǎn)行為的影響路徑可能不同，文章將對幾種綠色生產(chǎn)行為進行獨立檢驗。路徑變量的定義及描述見表2，具體驗證結(jié)果見表8。

綠色生產(chǎn)認(rèn)知已被廣泛證實是促進農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為的關(guān)鍵［44］。因此，文章選擇“綠色生產(chǎn)認(rèn)知”來驗證電商參與通過緩解農(nóng)戶信息約束，提升農(nóng)戶綠色生產(chǎn)認(rèn)知影響果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為這一路徑。文章先以綠色生產(chǎn)認(rèn)知為因變量，電商參與作為自變量進行回歸，基于此，參考溫忠麟等［45］研究中介效應(yīng)的方法，引入綠色生產(chǎn)認(rèn)知進行回歸。如表8 回歸（1）、（4）、（5）、（6）所示，參與電商能夠顯著提升果農(nóng)綠色生產(chǎn)認(rèn)知水平，且在引入綠色生產(chǎn)認(rèn)知后，電商參與和綠色生產(chǎn)認(rèn)知對物理防控措施、生物防控措施及嚴(yán)格按照標(biāo)準(zhǔn)施藥的影響均通過顯著性檢驗。由此可見，提高綠色農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期是電商參與促進果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)的影響路徑之一，假說2得到驗證。

表7 電商參與對不同類型果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為影響的平均處理效應(yīng)

優(yōu)質(zhì)優(yōu)價是農(nóng)產(chǎn)品市場有效性的重要體現(xiàn)。所以文章選擇“綠色農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期”來驗證電商參與通過促進農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈扁平化，提升農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期影響果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為這一路徑。如表8回歸（2）、（7）、（8）、（9）所示，參與電商能夠顯著提高果農(nóng)對綠色農(nóng)產(chǎn)品的價格預(yù)期，且在引入綠色農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期后，電商參與和綠色農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期對物理防控措施、生物防控措施及嚴(yán)格按照標(biāo)準(zhǔn)施藥的影響均通過顯著性檢驗。據(jù)此可判斷，提高綠色農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期是電商參與促進果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)的影響路徑之一，假說3得到驗證。

參與電商能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品種植者與消費者間的實時溝通，這種互動交流讓農(nóng)戶能夠感知到消費者口碑的重要性，意識到農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量不好會嚴(yán)重影響個人及家庭成員的面子，進而激勵果農(nóng)追求消費者正向口碑。因此，文章選擇“消費者正向口碑”來驗證電商參與通過促使農(nóng)戶注重聲譽和面子，追求消費者正向口碑影響果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為這一路徑。如表8 回歸（3）、（10）、（11）和（12）所示，參與電商能夠顯著提高果農(nóng)消費者正向口碑，且在引入消費者正向口碑后，電商參與和消費者正向口碑對物理防控措施、生物防控措施及嚴(yán)格按照標(biāo)準(zhǔn)施藥的影響均通過顯著性檢驗。據(jù)此可判斷，追求消費者正向口碑是電商參與促進果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)的影響路徑之一，假說4得到驗證。

表8 電商參與對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的影響路徑檢驗

6 結(jié)論與對策建議

文章主要探討了電商參與和果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為的關(guān)系，從提升綠色生產(chǎn)認(rèn)知、提高農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期和追求消費者正向口碑3方面深入探究其影響機制，并基于湖北省秭歸縣、陜西省扶風(fēng)縣和眉縣及山東省平邑縣的812份實地調(diào)研的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，運用RBP 模型進行了實證檢驗，最后對結(jié)果的穩(wěn)健性與異質(zhì)性展開探討，得出如下結(jié)論：①電商參與能夠顯著促進果農(nóng)綠色生產(chǎn)。通過更換模型和替換解釋變量等一系列方法進行穩(wěn)健性檢驗后，上述基準(zhǔn)結(jié)論穩(wěn)健可靠。②風(fēng)險偏好、食品安全認(rèn)知、家庭政治身份、合作社組織、約束制度、激勵制度及技術(shù)試驗示范也對果農(nóng)綠色生產(chǎn)行為有顯著影響。③電商參與對不同綠色生產(chǎn)行為的處理效應(yīng)存在差異。具體表現(xiàn)為，按照ATT 數(shù)值由大到小依次為：嚴(yán)格按照標(biāo)準(zhǔn)施藥、物理防控措施、生物防控措施。④電商參與能夠通過提升綠色生產(chǎn)認(rèn)知、提高農(nóng)產(chǎn)品價格預(yù)期和追求消費者正向口碑影響果農(nóng)實施綠色生產(chǎn)行為實施。

結(jié)論表明，可以鼓勵果農(nóng)參與電商進而推動其實施綠色生產(chǎn)。為此：①應(yīng)加強農(nóng)產(chǎn)品電商宣傳與推廣，提高果農(nóng)電商參與率和參與程度。應(yīng)提高果農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營素養(yǎng)，并在果農(nóng)硬件條件不能改變的情況下，開展多種形式的電商系列培訓(xùn)，提高果農(nóng)電商操作和運營能力，同時，加強電商大戶標(biāo)桿帶動、電商政策和增收效應(yīng)宣傳，進而提高果農(nóng)電商參與率和參與程度。②必須確保農(nóng)產(chǎn)品電商在獲得質(zhì)量溢價方面的有效性。一些網(wǎng)商可能仍會為了改善果品的外觀而未實施綠色生產(chǎn)，甚至過量施用農(nóng)藥，并謊報產(chǎn)品質(zhì)量信息。而這一現(xiàn)象存在的根本原因是無法保障消費者完全識別綠色生產(chǎn)帶來的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量改進。因此，政府應(yīng)該加強綠色產(chǎn)品認(rèn)證等產(chǎn)品質(zhì)量評級和認(rèn)證標(biāo)準(zhǔn)的構(gòu)建和實現(xiàn)，提升農(nóng)藥殘留質(zhì)量檢測的權(quán)威性和真實性；加強農(nóng)產(chǎn)品品牌建設(shè)，引導(dǎo)果農(nóng)標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)，并通過誠信補貼等方式提高果農(nóng)誠信生產(chǎn)意識。同時，傳統(tǒng)電商平臺及社交平臺應(yīng)提高并實施農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全的最低要求，并密切關(guān)注消費者反饋，重構(gòu)果農(nóng)和消費者信任機制。③綠色生產(chǎn)實施應(yīng)“因地制宜”，提高其推廣和應(yīng)用的適用性，同時，全面客觀地了解不同綠色生產(chǎn)方式的技術(shù)屬性，加強化學(xué)農(nóng)藥與綠色生產(chǎn)互助共存，促進生態(tài)環(huán)境保護與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長共同發(fā)展。④增強政府在果農(nóng)綠色生產(chǎn)上的引導(dǎo)，加大農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)補貼力度，擴大技術(shù)示范規(guī)模。此外，強化村干部、公務(wù)員的帶頭作用，增強其對周圍農(nóng)戶的宣傳和鼓勵。