參與食品可追溯體系對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響

摘 要：基于2022年山東和陜西2省6縣（市、區(qū)）1 248戶蘋(píng)果種植戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，在使用有限混合模型（FMM）測(cè)度農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度的基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)參與食品可追溯體系對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響。研究結(jié)果表明：（1）參與食品可追溯體系會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，這一結(jié)論在解決潛在的內(nèi)生性問(wèn)題和經(jīng)過(guò)多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立;（2）異質(zhì)性分析表明，參與食品可追溯體系對(duì)大規(guī)模種植戶、參與組織和受教育水平更高的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用更為明顯;（3）機(jī)制分析結(jié)果表明，參與食品可追溯體系可以通過(guò)產(chǎn)品收益激勵(lì)、綠色認(rèn)知提升、社會(huì)聲譽(yù)維護(hù)三條路徑影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。據(jù)此提出加大食品可追溯體系建設(shè)，提高農(nóng)戶參與比率;明晰轉(zhuǎn)型關(guān)鍵制約因素，增強(qiáng)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型意愿;充分考慮不同資源稟賦農(nóng)戶特征，給予針對(duì)性的政策引導(dǎo)等對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：食品可追溯體系;綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型;溢價(jià)激勵(lì);隨機(jī)前沿模型;蘋(píng)果種植戶

中圖分類(lèi)號(hào)：F323

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1009-9107（2025）01-0089-12

收稿日期：2024-01-04

DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2025.01.11

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目（72303201）;中國(guó)博士后科學(xué)基金資助項(xiàng)目（2023M743789）

作者簡(jiǎn)介：陳哲，男，西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，博士，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)村區(qū)域發(fā)展。

*通信作者

引 言

化肥農(nóng)藥等過(guò)量施用引發(fā)的農(nóng)業(yè)面源污染問(wèn)題日趨嚴(yán)重，已經(jīng)成為制約農(nóng)業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展的主要因素之一。中國(guó)政府和學(xué)界深刻認(rèn)識(shí)到必須擺脫過(guò)去粗放式的農(nóng)業(yè)發(fā)展模式，改變農(nóng)業(yè)發(fā)展與生態(tài)保護(hù)對(duì)立的固有思維，通過(guò)降低化學(xué)品投入量和加快農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展^［1］。國(guó)家層面也先后出臺(tái)一系列利好政策，原農(nóng)業(yè)部于2015年出臺(tái)《到2020年化肥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)方案》與《到2020年農(nóng)藥使用量零增長(zhǎng)行動(dòng)方案》提出，“大力推進(jìn)化肥減量提效、農(nóng)藥減量控害，集成推廣綠色防控技術(shù)，實(shí)現(xiàn)提質(zhì)增效”，2023年中央一號(hào)文件更是明確指出“加快農(nóng)業(yè)投入品減量增效技術(shù)推廣應(yīng)用”，持續(xù)助力農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的主體，其生產(chǎn)行為轉(zhuǎn)變是推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵因素^［2］。然而，現(xiàn)實(shí)中農(nóng)戶實(shí)施綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型面臨著轉(zhuǎn)型收益激勵(lì)不足、綠色認(rèn)知程度低以及社會(huì)聲譽(yù)缺乏的問(wèn)題，導(dǎo)致農(nóng)戶實(shí)施綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的內(nèi)生動(dòng)力不足^［3］。因此，如何持續(xù)激發(fā)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)投資意愿，尋求促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的可行路徑，成為推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的核心。

農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的研究受到學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注，主要包括三個(gè)方面。一是關(guān)于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的內(nèi)涵。早期的研究文獻(xiàn)主要集中于對(duì)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的內(nèi)涵和外延等進(jìn)行探討，部分學(xué)者指出農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型是為應(yīng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境資源約束而提出的綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展主張，但目前有關(guān)“綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型”的研究多集中于工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型、城市綠色轉(zhuǎn)型等^［4］，而對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的內(nèi)涵尚未形成統(tǒng)一認(rèn)識(shí)。二是關(guān)于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響因素。有學(xué)者指出影響農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的因素主要可歸納為生產(chǎn)主體特征、制度環(huán)境、信息獲取渠道、產(chǎn)業(yè)組織參與、技術(shù)創(chuàng)新等^［5］。陳轉(zhuǎn)青認(rèn)為政策和市場(chǎng)雙重導(dǎo)向是農(nóng)戶生產(chǎn)實(shí)現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型的潛在拉力^［6］，譚永風(fēng)等則認(rèn)為綠色轉(zhuǎn)型帶來(lái)的直接經(jīng)濟(jì)效益是實(shí)施綠色轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵^［3］。三是關(guān)于農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的測(cè)度研究?！稗D(zhuǎn)型”是一個(gè)過(guò)渡性的模式轉(zhuǎn)換過(guò)程，存在著要素替代、結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換與效率升級(jí)等門(mén)檻效應(yīng)^［7］。有學(xué)者用綠色技術(shù)采納和采納持久性等指標(biāo)衡量綠色轉(zhuǎn)型的穩(wěn)定性和持續(xù)性^［8］，也有學(xué)者側(cè)重從要素投入減量化實(shí)施程度、綠色技術(shù)的推廣與應(yīng)用等某單一或多維角度構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型指標(biāo)^［9-10］，但尚未形成統(tǒng)一的測(cè)度方法。

學(xué)者們多角度、多層次研究了農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的提升路徑，研究成果頗為豐富，但既有研究和實(shí)踐主要是從生產(chǎn)者視角出發(fā)，通過(guò)激勵(lì)生產(chǎn)者采納綠色技術(shù)和提升綠色生產(chǎn)意識(shí)等方面推動(dòng)農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。而消費(fèi)是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的最終目的和動(dòng)力^［11］，從消費(fèi)端研究農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型開(kāi)始得到學(xué)界的重視。有學(xué)者指出食品可追溯體系作為連接生產(chǎn)者和消費(fèi)者的重要信號(hào)傳遞渠道，在幫助消費(fèi)者了解產(chǎn)品生產(chǎn)信息的同時(shí)，促使購(gòu)買(mǎi)者通過(guò)消費(fèi)評(píng)價(jià)的方式，從消費(fèi)端倒逼經(jīng)營(yíng)主體改善生產(chǎn)方式提升產(chǎn)品質(zhì)量，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型提供了新的契機(jī)^［12］。食品可追溯體系建設(shè)的直接目的在于產(chǎn)品質(zhì)量追溯，通過(guò)農(nóng)產(chǎn)品詳細(xì)記錄生產(chǎn)過(guò)程中的生產(chǎn)信息，有助于消費(fèi)者對(duì)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)要素便捷開(kāi)展“投入溯源”活動(dòng)，有效激勵(lì)生產(chǎn)主體主動(dòng)嚴(yán)格按照質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)和操作規(guī)范生產(chǎn)可追溯農(nóng)產(chǎn)品，可以增強(qiáng)消費(fèi)者對(duì)可追溯食品的信任程度^［13-14］。另外，參與食品可追溯體系也為相關(guān)主體的責(zé)任追溯提供了切實(shí)依據(jù)，幫助政策監(jiān)管者實(shí)施更為有效的規(guī)制策略，降低政府監(jiān)管的盲目性。這進(jìn)一步增強(qiáng)了生產(chǎn)主體對(duì)法律責(zé)任的預(yù)期，使其在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中更自覺(jué)控制質(zhì)量安全風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)質(zhì)量安全生產(chǎn)行為的實(shí)施^［15-16］。本文旨在從食品可追溯體系視角關(guān)注其對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響，進(jìn)而揭示激活可追溯體系信息傳遞功能的可行策略及其在農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型中的潛在貢獻(xiàn)。

本文將以山東、陜西兩省蘋(píng)果主產(chǎn)區(qū)6個(gè)縣（市、區(qū)）1 248份微觀調(diào)查農(nóng)戶數(shù)據(jù)為例，采用有限混合模型測(cè)算農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度，通過(guò)OLS模型實(shí)證探討參與食品可追溯體系對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響效應(yīng)，并進(jìn)一步地揭示參與食品可追溯體系對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的微觀作用機(jī)制和異質(zhì)性影響效應(yīng)。研究和驗(yàn)證這些問(wèn)題對(duì)食品可追溯體系的推廣和農(nóng)業(yè)綠色的高效發(fā)展具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面。第一，現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型主要采用要素投入減量、綠色生產(chǎn)技術(shù)采用和廢棄物資源化利用等某一方面或幾個(gè)方面進(jìn)行衡量，難以全面涵蓋農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型特征。本文運(yùn)用有限混合模型對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型進(jìn)行測(cè)度，以彌補(bǔ)現(xiàn)有研究采用指標(biāo)體系測(cè)度的缺陷。第二，本文基于消費(fèi)端進(jìn)行分析拓展了影響農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的可能性因素，并從產(chǎn)品收益激勵(lì)、綠色認(rèn)知提升和社會(huì)聲譽(yù)維護(hù)三條路徑考察參與食品可追溯體系對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響，揭示參與食品可追溯體系提升農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型概率的微觀機(jī)制，為解決農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型緩慢困境找到更多的現(xiàn)實(shí)路徑。第三，充分考慮異質(zhì)性，從經(jīng)營(yíng)規(guī)模、組織參與和受教育程度視角探討參與食品可追溯體系對(duì)不同稟賦農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響差異，為決策者制定相關(guān)差異化政策提供思路。

一、理論分析與研究假說(shuō)

1.食品可追溯體系通過(guò)產(chǎn)品收益激勵(lì)機(jī)制促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。作為理性經(jīng)濟(jì)人，農(nóng)戶最關(guān)注的是農(nóng)產(chǎn)品最終的經(jīng)濟(jì)價(jià)值，與普通農(nóng)產(chǎn)品相比，參與食品可追溯體系農(nóng)戶的農(nóng)產(chǎn)品會(huì)表現(xiàn)出價(jià)格優(yōu)勢(shì)，其農(nóng)產(chǎn)品溢價(jià)水平越高，越會(huì)激發(fā)其綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的內(nèi)生動(dòng)力。具體體現(xiàn)在三個(gè)方面：一是食品可追溯體系的建立有助于將農(nóng)產(chǎn)品的“信任品”特征顯性化，發(fā)揮價(jià)格杠桿的優(yōu)勝劣汰功能，激勵(lì)農(nóng)戶短期內(nèi)在更高水平的當(dāng)下市場(chǎng)收益誘導(dǎo)下降低化學(xué)品投入，以提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型^［17］;二是大量研究表明消費(fèi)者更傾向于購(gòu)買(mǎi)可追溯農(nóng)產(chǎn)品，并且愿意為其支付高溢價(jià)^［18］，此時(shí)大規(guī)模的綠色市場(chǎng)需求為農(nóng)戶實(shí)施綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型提供了契機(jī)，降低了實(shí)施綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)了農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的意愿;三是參與食品可追溯體系能夠促進(jìn)農(nóng)戶與其他供應(yīng)鏈伙伴建立合作關(guān)系，確保綠色產(chǎn)品有穩(wěn)定的銷(xiāo)售渠道和價(jià)格優(yōu)勢(shì)^［19］，這種穩(wěn)定的收益預(yù)期會(huì)激勵(lì)農(nóng)戶增加耕地保護(hù)等長(zhǎng)期投資，從而積極實(shí)施綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型?；诖?，本文提出假說(shuō)H₁。

H₁：參與食品可追溯體系能夠通過(guò)產(chǎn)品收益激勵(lì)機(jī)制促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。

2.食品可追溯體系通過(guò)綠色認(rèn)知提升機(jī)制促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。綠色認(rèn)知是指農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與生產(chǎn)環(huán)境之間關(guān)系，從而形成對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源環(huán)境相關(guān)問(wèn)題的認(rèn)識(shí)、評(píng)價(jià)以及傾向的綜合表達(dá)^［20］。參與食品可追溯體系可以通過(guò)提升農(nóng)戶的綠色認(rèn)知水平進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。一方面，參與食品可追溯體系通過(guò)制定標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)技術(shù)規(guī)程、建立生產(chǎn)記錄檔案等系列舉措，以指令性的組織規(guī)范手段對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)行為進(jìn)行強(qiáng)力外部規(guī)制。此時(shí)，為了參與可追溯體系并進(jìn)而高價(jià)銷(xiāo)售農(nóng)產(chǎn)品以獲取較高經(jīng)濟(jì)收益，農(nóng)戶會(huì)充分了解食品可追溯體系規(guī)定的技術(shù)內(nèi)容和約束條件，能夠增加他們接觸綠色知識(shí)和綠色生產(chǎn)技術(shù)的頻率，從而顯著提升他們的綠色認(rèn)知水平^［21］。另一方面，參與可追溯體系將包含農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)信息的數(shù)據(jù)進(jìn)行公開(kāi)化和透明化展示，使農(nóng)戶生產(chǎn)行動(dòng)及利益獲取可被其他生產(chǎn)主體和消費(fèi)者共同監(jiān)督，促使農(nóng)戶更加關(guān)注農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量安全問(wèn)題^［22］。這種關(guān)注促使農(nóng)戶主動(dòng)接受相關(guān)培訓(xùn)，學(xué)習(xí)更多綠色生產(chǎn)的知識(shí)和綠色生產(chǎn)技術(shù)，從而有助于提升他們的綠色認(rèn)知水平。行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論指出個(gè)體認(rèn)知水平和意識(shí)能夠潛移默化地影響并主導(dǎo)其動(dòng)機(jī)行為^［23］，農(nóng)戶綠色認(rèn)知的提升促使其深刻認(rèn)識(shí)到綠色生產(chǎn)對(duì)環(huán)境、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的益處，更有可能積極采用新的綠色技術(shù)和改變生產(chǎn)方式，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)其綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型?；诖?，本文提出假說(shuō)H₂。

H₂：參與食品可追溯體系能夠通過(guò)綠色認(rèn)知提升機(jī)制促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。

3.食品可追溯體系通過(guò)社會(huì)聲譽(yù)維護(hù)機(jī)制促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。與經(jīng)濟(jì)性懲罰的形式不同，聲譽(yù)激勵(lì)屬于一種隱性的激勵(lì)手段，農(nóng)戶的社會(huì)聲譽(yù)是農(nóng)戶過(guò)去所有能夠反映其向利益相關(guān)者提供有價(jià)值產(chǎn)出的行為及結(jié)果的綜合體現(xiàn)，建立和維持良好的社會(huì)聲譽(yù)需要農(nóng)戶不斷地投資和維護(hù)^［24］。一是在食品安全問(wèn)題頻發(fā)和環(huán)境規(guī)制趨嚴(yán)的情境下，農(nóng)戶的生產(chǎn)源頭質(zhì)量安全問(wèn)題成為了公眾關(guān)注的焦點(diǎn)。在高強(qiáng)度的社會(huì)關(guān)注下，農(nóng)戶任何不規(guī)范的生產(chǎn)問(wèn)題都可能被無(wú)限放大，對(duì)農(nóng)戶聲譽(yù)產(chǎn)生不利影響，甚至可能?chē)?yán)重影響農(nóng)產(chǎn)品的銷(xiāo)售和價(jià)值實(shí)現(xiàn)。參與食品可追溯體系能夠幫助消費(fèi)者清晰了解產(chǎn)品的生產(chǎn)過(guò)程，農(nóng)戶為了維護(hù)自身市場(chǎng)聲譽(yù)主動(dòng)采納綠色生產(chǎn)技術(shù)以減輕公眾關(guān)注所導(dǎo)致的潛在收益損失，顯著提升其在市場(chǎng)中的份額，從而在競(jìng)爭(zhēng)中獲得優(yōu)勢(shì)。二是參與食品可追溯體系不僅要求農(nóng)戶嚴(yán)格遵守相關(guān)生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)和規(guī)定，提供高品質(zhì)、安全可靠的產(chǎn)品以減少可能存在的環(huán)境污染和食品安全隱患問(wèn)題，還強(qiáng)制要求農(nóng)戶公開(kāi)農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)信息^［25］。這促使產(chǎn)品信息透明度增強(qiáng)，會(huì)顯著提高消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的信任感，與消費(fèi)者建立起的信任關(guān)系將促進(jìn)農(nóng)戶的社會(huì)聲譽(yù)積累。而社會(huì)聲譽(yù)也被視為一種責(zé)任，享有較高聲譽(yù)的農(nóng)戶為了維護(hù)其農(nóng)產(chǎn)品在市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力，會(huì)采取積極行動(dòng)以滿足與其社會(huì)所匹配的社會(huì)期望。此時(shí)，農(nóng)戶為了確保農(nóng)產(chǎn)品符合健康和環(huán)境友好的要求，會(huì)主動(dòng)采納綠色生產(chǎn)技術(shù)和加大綠色生產(chǎn)投資，從源頭生產(chǎn)控制農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量，進(jìn)而推動(dòng)其生產(chǎn)方式向綠色高效轉(zhuǎn)型^［26］。基于此，本文提出假說(shuō)H₃。

H₃：參與食品可追溯體系能夠通過(guò)社會(huì)聲譽(yù)維護(hù)機(jī)制促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。

綜上，形成本文的研究機(jī)理如圖1所示。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及研究方法

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2022年7-9月在山東、陜西兩省開(kāi)展的農(nóng)村實(shí)地入戶調(diào)查。調(diào)查采取多階段分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法。首先，依據(jù)全國(guó)蘋(píng)果種植面積分別選取了山東和陜西兩省。選擇這兩個(gè)省份的原因在于：蘋(píng)果是中國(guó)最早實(shí)行可追溯的農(nóng)產(chǎn)品之一，山東、陜西是中國(guó)蘋(píng)果種植面積前兩位的省份，其開(kāi)展蘋(píng)果可追溯體系建設(shè)的時(shí)間較長(zhǎng)，具有代表性。其次，在各省份內(nèi)按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異，調(diào)查組分別抽取了山東省的棲霞市、蓬萊區(qū)、沂水縣，陜西省的蒲城縣、禮泉縣、米脂縣，在每個(gè)縣（市、區(qū)）按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高低分別選取了2～3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)。最后，在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選擇2～3個(gè)自然村，每個(gè)行政村（社區(qū)）內(nèi)再隨機(jī)抽取15～20個(gè)樣本農(nóng)戶進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。此次調(diào)查共調(diào)查6個(gè)縣（市、區(qū)），發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷1 300份，在剔除存在明顯邏輯錯(cuò)誤和關(guān)鍵信息缺失的問(wèn)卷后，最終有效問(wèn)卷1 248份，問(wèn)卷有效率為96.00％。其中，個(gè)人問(wèn)卷主要涵蓋受訪者收支、就業(yè)、風(fēng)險(xiǎn)偏好和綠色生產(chǎn)等信息，村級(jí)問(wèn)卷主要涵蓋村莊人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)發(fā)展等信息。

（二）變量定義

1.因變量：農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。本文借鑒李曉靜等^［2］的方法，借鑒蘋(píng)果種植戶綠色生產(chǎn)的特性，采用設(shè)置潛變量隨機(jī)前沿模型（FMM）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)的方式，測(cè)度農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型變量。該模型主要通過(guò)輸入反映綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的有機(jī)肥施用率、生物農(nóng)藥使用率、節(jié)水灌溉設(shè)備使用率、物理防治技術(shù)投入、包裝物回收率5個(gè)指標(biāo)作為協(xié)變量，判別農(nóng)戶落入綠色生產(chǎn)方式類(lèi)別的后驗(yàn)概率，并據(jù)此刻畫(huà)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的程度。

2.自變量：參與食品可追溯體系。蘋(píng)果可追溯體系貫穿蘋(píng)果生產(chǎn)、加工、流通和消費(fèi)的各個(gè)環(huán)節(jié)，通過(guò)對(duì)涉及質(zhì)量安全隱患的各關(guān)鍵環(huán)節(jié)的信息進(jìn)行正確地識(shí)別、如實(shí)記錄、有效傳遞和監(jiān)控管理，為產(chǎn)品提供身份標(biāo)志和實(shí)現(xiàn)全程追溯，并幫助確定質(zhì)量問(wèn)題出現(xiàn)后的責(zé)任歸屬。參考尹世久等^［27］的研究，若受訪農(nóng)戶所生產(chǎn)的蘋(píng)果在銷(xiāo)售過(guò)程中貼有可追溯標(biāo)簽，則認(rèn)為該農(nóng)戶已經(jīng)參與了食品可追溯體系，則記為1，否則記為0。樣本中參與和未參與食品可追溯體系的農(nóng)戶分別為374 戶和874戶，分別占總樣本的29.97％和70.03％。

3.作用機(jī)制變量。（1）產(chǎn)品收益?？勺匪蒉r(nóng)產(chǎn)品收益采用農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)價(jià)格與銷(xiāo)售量乘積扣除成本后的銷(xiāo)售利潤(rùn)來(lái)表征產(chǎn)品收益。（2）綠色認(rèn)知。參考張曉慧等^［28］對(duì)綠色認(rèn)知的界定，從綠色知識(shí)了解、綠色法規(guī)熟悉、生產(chǎn)責(zé)任認(rèn)知三個(gè)層次衡量農(nóng)戶綠色認(rèn)知，最后采用因子分析法和線性加權(quán)法來(lái)測(cè)度農(nóng)戶的綠色認(rèn)知水平。（3）社會(huì)聲譽(yù)。參考劉哲等^［29］的方法，采用“參與食品可追溯體系使農(nóng)產(chǎn)品在市場(chǎng)中具有較高競(jìng)爭(zhēng)力”“參與食品可追溯體系使農(nóng)產(chǎn)品在市場(chǎng)中能夠獲得良好的口碑”兩個(gè)變量的均值測(cè)量農(nóng)戶的社會(huì)聲譽(yù)狀況。

4.控制變量?；诮?jīng)濟(jì)學(xué)理論邏輯及相關(guān)文獻(xiàn)的分析^［2-3］，本文選取戶主個(gè)體特征、家庭特征及村莊特征共3類(lèi)15個(gè)變量作為影響農(nóng)戶參與食品可追溯體系及綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的控制變量，其中，戶主性別、年齡、受教育程度反映個(gè)體特征;種植規(guī)模、種植年限、家庭年收入、勞動(dòng)力人數(shù)、農(nóng)技培訓(xùn)次數(shù)、加入合作社、互聯(lián)網(wǎng)使用、風(fēng)險(xiǎn)偏好、綠色認(rèn)知等反映家庭特征;政府政策支持、鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離反映村莊特征變量;考慮到區(qū)域間的差異，本文還加入了省份虛擬變量。主要指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

（三）研究方法

1.有限混合模型?？紤]到種植戶在生產(chǎn)方式選擇層面上存在不同的潛在類(lèi)別（即傳統(tǒng)生產(chǎn)類(lèi)別與生產(chǎn)綠色方式類(lèi)別），借用曹建民等^［30］對(duì)樣本潛在類(lèi)別的分類(lèi)方式，將全部樣本的分布函數(shù)表示為幾個(gè)分概率密度函數(shù)，公式表示如下：

f（Y|X，θ）=∑Kk=1π_k f（Y|X，θ_k）=π₁ f₁ （X）+π₂ f₂ （X）+…π_k f_k （X）（1）

其中，f（Y|X，θ_k）表示y由于不可觀測(cè)的異質(zhì)性因素落在潛在類(lèi)別k下的條件密度分布，X是解釋變量組成的向量，θ_k為待估參數(shù)，π_k表示為混合比例，且∑Kk=1π_k=1。通過(guò)式（2）可以計(jì)算每個(gè)樣本落入第j個(gè)類(lèi)別的后驗(yàn)概率，從而將不同的樣本劃入不同的潛在類(lèi)別下。實(shí)際上，由于綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型并不是一個(gè)明確的技術(shù)而是一個(gè)綜合的狀態(tài)，樣本落入綠色生產(chǎn)方式類(lèi)別的后驗(yàn)概率在一定程度上反映的是種植戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的程度。

P（j|X，Y）=π_j f_j（Y|X，θ_j）∑Kk=1π_k f_k（Y|X，θ_k）（2）

2.OLS模型。影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的因素涉及多個(gè)方面，農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭特征、村莊特征均是影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的重要因素，采用多元回歸模型（OLS）進(jìn)行回歸，構(gòu)建參與食品可追溯體系對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型影響的基準(zhǔn)估計(jì)模型：

y=β₀+β₁ x₁+∑ki=2β_i·C_i+μ（3）

其中，y為被解釋變量，表示農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型;x₁表示農(nóng)戶是否參與食品可追溯體系;C_i表示影響綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的控制變量;μ為殘差項(xiàng);β_i為待估參數(shù)。

3.中介效應(yīng)模型。為了探究食品可追溯體系是否能夠通過(guò)產(chǎn)品收益激勵(lì)機(jī)制、綠色認(rèn)知提升機(jī)制和社會(huì)聲譽(yù)維護(hù)機(jī)制對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型產(chǎn)生影響，本文構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)。

Y=cX₁+∑ki=1β_i·C_i+e₁（4）

M=aX₁+∑ki=1β_i·C_i+e₂（5）

Y=c′X₁+bM+∑ki=1β_i·C_i+e₃（6）

其中，X₁為自變量，即農(nóng)戶是否參與食品可追溯體系;Y為因變量，即農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度;M為中介變量，主要指產(chǎn)品收益、綠色認(rèn)知和社會(huì)聲譽(yù)。式（4）的系數(shù)c為自變量X₁對(duì)因變量Y的總效應(yīng);式（5）的系數(shù)a為自變量X₁對(duì)中介變量M的效應(yīng);式（6）的系數(shù)b是在控制了自變量X₁的影響后，中介變量M對(duì)因變量Y的效應(yīng);系數(shù)c′是在控制了中介變量M的影響后，自變量X₁對(duì)因變量Y的直接效應(yīng);e₁、e₂、e₃是回歸殘差。中介效應(yīng)等于間接效應(yīng)，等于系數(shù)乘積a·b，反映食品可追溯體系通過(guò)上述中間傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)其綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型所產(chǎn)生的影響作用。

三、模型估計(jì)與分析結(jié)果

（一）蘋(píng)果種植戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度測(cè)度

1.蘋(píng)果種植戶生產(chǎn)方式數(shù)目的確定。本文基于C-D生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建潛類(lèi)別隨機(jī)前沿模型，采用BIC值對(duì)潛在類(lèi)別的個(gè)數(shù)進(jìn)行篩選，具體判別結(jié)果如表2所示。當(dāng)類(lèi)別數(shù)目為2時(shí)，BIC值為1 802.299，低于類(lèi)別數(shù)目為1和類(lèi)別數(shù)目為3時(shí)的BIC值。因此，本文將蘋(píng)果種植戶生產(chǎn)方式分為兩類(lèi)：綠色生產(chǎn)方式和傳統(tǒng)生產(chǎn)方式。

2.樣本屬于潛在類(lèi)別的概率分析。由于樣本落入類(lèi)別A和類(lèi)別B的概率是相等的，本文僅需要從樣本落入類(lèi)別（A）的概率進(jìn)行整理分析（見(jiàn)表3），研究結(jié)果表明在1 248個(gè)樣本中，后驗(yàn)概率p＞0.5的樣本數(shù)為585個(gè)，概率均值為0.724;后驗(yàn)概率p≤0.5的樣本數(shù)為663個(gè)，概率均值為0.172，樣本落入該組的多一些。根據(jù)概率大小與綠色生產(chǎn)方式的契合度，本文將樣本落入類(lèi)別A的后驗(yàn)概率作為被解釋變量，表征農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度。

（二）基準(zhǔn)回歸

表4為參與食品可追溯體系對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型影響的估計(jì)結(jié)果。表4列（1）為不納入控制變量的估計(jì)結(jié)果，表4列（2）為僅納入性別、年齡、受教育程度等個(gè)體特征的估計(jì)結(jié)果，表4列（3）為納入除省份以外控制變量的估計(jì)結(jié)果，表4列（4）為納入所有控制變量的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，不納入控制變量時(shí)，參與食品可追溯體系的農(nóng)戶比不參與農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型概率高31.5％，在納入所有控制變量后，參與食品可追溯體系比不參與農(nóng)戶的高26.6％，R²的值由0.214上升到0.261，表明納入控制變量的估計(jì)結(jié)果更可信。在所有的回歸結(jié)果中，參與食品可追溯體系變量的系數(shù)均為正，且變量在1％的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明參與食品可追溯體系能夠顯著促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。此外，從表4列（4）的控制變量估計(jì)結(jié)果來(lái)看，年齡對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型影響為負(fù)，在10％水平上通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明生產(chǎn)決策者越年輕的家庭越傾向于實(shí)施綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。種植規(guī)模、種植年限對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型影響均為正，且均在5％的水平上通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明種植規(guī)模越大、種植年限越長(zhǎng)的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度越高，大規(guī)模農(nóng)戶和種植經(jīng)驗(yàn)較長(zhǎng)的農(nóng)戶依靠自身稟賦優(yōu)勢(shì)和種植經(jīng)驗(yàn)可滿足綠色生產(chǎn)訴求，綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型較高。勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度的影響為正，且在1％的水平上通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明家庭勞動(dòng)力人數(shù)越多越傾向于綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，充足的勞動(dòng)力人數(shù)能夠滿足綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的要素需求，還保證了綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的穩(wěn)定性。農(nóng)技培訓(xùn)次數(shù)、加入合作社、互聯(lián)網(wǎng)使用、風(fēng)險(xiǎn)偏好、政府規(guī)制對(duì)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度的影響也均為正，且均在5％的水平上通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)技培訓(xùn)次數(shù)越多、加入合作社、互聯(lián)網(wǎng)使用頻繁、風(fēng)險(xiǎn)偏好越高、受政府規(guī)制越多的農(nóng)戶其綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的程度更高。

（三）內(nèi)生性討論

1.工具變量檢驗(yàn)。實(shí)證分析過(guò)程中需要關(guān)注內(nèi)生性問(wèn)題，變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。一方面，可能存在部分變量既會(huì)影響農(nóng)戶參與食品可追溯體系，又可能同時(shí)對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型產(chǎn)生影響，且未在模型中給予考慮。另一方面，參與食品可追溯體系是農(nóng)戶自選擇的結(jié)果，即參與食品可追溯體系變量并不滿足隨機(jī)抽樣，用它進(jìn)行直接回歸可能因非隨機(jī)抽樣使估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生內(nèi)生性。因此，本文采用工具變量對(duì)模型可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行處理，進(jìn)而降低估計(jì)結(jié)果的偏誤值得注意的是，盡管前文已證明選取的工具變量是外生的，但完全外生的情形是一種理想狀態(tài)， 本文放松工具變量的排除性約束條件， 研究發(fā)現(xiàn)即使考慮工具變量可能存在的非嚴(yán)格外生性，本文的工具變量估計(jì)結(jié)果仍然是穩(wěn)健的。限于文獻(xiàn)篇幅，結(jié)果未展示，留存?zhèn)渌鳌?。?報(bào)告了使用村均食品可追溯體系參與率作為工具變量，采用2SLS工具變量法進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。選取村均食品可追溯體系參與率作為工具變量必須滿足相關(guān)性假設(shè)和外生性假設(shè)，從相關(guān)性角度而言，村莊是農(nóng)戶開(kāi)展生產(chǎn)生活的共同體，血緣和地緣的高度結(jié)合使得村莊內(nèi)部農(nóng)戶的決策行為可能由于社會(huì)互動(dòng)和社會(huì)交往呈現(xiàn)相似性，即農(nóng)戶參與食品可追溯體系會(huì)受到村莊內(nèi)其他農(nóng)戶參與食品可追溯體系的影響。從外生性角度而言，其他農(nóng)戶參與食品可追溯體系并不會(huì)直接影響樣本農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。估計(jì)結(jié)果表明，第一階段，工具變量村均食品可追溯體系參與率在1％的顯著性水平下對(duì)農(nóng)戶參與食品可追溯體系產(chǎn)生正向影響，工具變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示，一階段F值為11.890，大于經(jīng)驗(yàn)值10，且Wald檢驗(yàn)值為7.030，表明不存在弱工具變量的問(wèn)題，說(shuō)明工具變量選取是較為合適的，滿足相關(guān)性假設(shè)。第二階段估計(jì)結(jié)果顯示，考慮內(nèi)生性問(wèn)題后，參與食品可追溯體系對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響系數(shù)在1％的顯著性水平下為正，2SLS 估計(jì)結(jié)果中參與食品可追溯體系的系數(shù)值有所增大，但符號(hào)方向與基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果保持一致，表明回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

2.對(duì)遺漏變量問(wèn)題的分析。盡管在回歸模型中，本文試圖通過(guò)控制較多的變量來(lái)緩解遺漏變量問(wèn)題，但是仍然無(wú)法避免由于遺漏不可觀測(cè)變量帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題。因此，采用Altonji等^［31］提出的用于評(píng)估不可觀測(cè)因素影響的方法來(lái)分析遺漏變量是否會(huì)導(dǎo)致上文估計(jì)結(jié)果的嚴(yán)重偏誤。該方法通過(guò)計(jì)算不可觀測(cè)因素可能引起的偏倚程度來(lái)充分展示回歸中可能存在的樣本選擇問(wèn)題的影響。比較控制變量受限和不受限回歸中核心解釋變量的系數(shù)差異比率，系數(shù)差異比率越大，解釋全部效應(yīng)的所需樣本選擇效應(yīng)越大，估計(jì)結(jié)果越不可能完全由不可觀測(cè)因素所導(dǎo)致。本文考慮四組受限制的控制變量：第一組只加入?yún)⑴c食品可追溯體系，不納入控制變量;第二組加入戶主年齡和戶主受教育程度;第三組加入除了省份以外的所有控制變量;第四組加入所有控制變量。表6報(bào)告了基于四組受限回歸計(jì)算出的系數(shù)差異比率，結(jié)果顯示，四個(gè)比率均在4.5～6.5之間。這意味著，如果遺漏的不可觀測(cè)因素要使得回歸結(jié)果產(chǎn)生嚴(yán)重偏誤，那么所需要的不可觀測(cè)因素影響平均而言至少是已經(jīng)控制的可觀測(cè)因素的5.427倍。顯然，根據(jù)上述計(jì)算，本文認(rèn)為參與食品可追溯體系的估計(jì)效應(yīng)不太可能存在五倍左右的不可觀測(cè)因素的影響，此結(jié)果在某種程度上證明了本文基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)表4中基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用替換被解釋變量、替換核心解釋變量、剔除異常值等方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，替換被解釋變量。本文調(diào)整被解釋變量的賦值，將農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度大于0.5的賦值為1，定義為綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型組;小于0.5的賦值為0，定義為未綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型組。替換被解釋變量的回歸結(jié)果如表7列（1）所示。結(jié)果表明，參與食品可追溯體系仍然對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型具有顯著正向影響，參與食品可追溯體系比未參與食品可追溯體系的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度高。第二，替換核心解釋變量。在參與食品可追溯體系過(guò)程中，不同農(nóng)戶的參與年份并不相同，本文使用“食品可追溯體系參與時(shí)長(zhǎng)”作為“參與食品可追溯體系”的替代變量，估計(jì)結(jié)果如表7列（2）所示。估計(jì)結(jié)果表明，核心解釋變量食品可追溯體系參與時(shí)長(zhǎng)對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型具有顯著正向影響，這說(shuō)明參與食品可追溯體系年份越長(zhǎng)，農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度會(huì)越高，證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。第三，縮減樣本量。為了剔除異常值對(duì)模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果的干擾，本文對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度進(jìn)行5％的縮尾處理，再重新進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表7列（3）所示。估計(jì)結(jié)果表明，在剔除異常值后，參與食品可追溯體系對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型依然具有顯著正向影響，與基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果基本一致。綜上，上述三種方式的估計(jì)結(jié)果均通過(guò)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（五）機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)前文分析，參與食品可追溯體系對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型具有顯著促進(jìn)作用，雖然前文理論分析認(rèn)為，參與食品可追溯體系可以通過(guò)產(chǎn)品收益激勵(lì)、綠色認(rèn)知提升和社會(huì)聲譽(yù)維護(hù)等路徑影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，但上述路徑還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。為此，本文采用中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)上述作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)由于中介效應(yīng)模型中機(jī)制變量和被解釋變量間可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果存在偏誤，本文采用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型再次對(duì)影響路徑進(jìn)行檢驗(yàn)，機(jī)制變量與核心解釋變量的交互項(xiàng)依然顯著，驗(yàn)證了上述機(jī)制的存在，限于篇幅未列在文中，留存?zhèn)渌?。。?列（1）（3）（5）結(jié)果顯示，參與食品可追溯體系分別對(duì)產(chǎn)品收益、綠色認(rèn)知和社會(huì)聲譽(yù)具有顯著的正向影響，列（2）（4）（6）顯示，參與食品可追溯體系分別和產(chǎn)品收益、綠色認(rèn)知和社會(huì)聲譽(yù)共同對(duì)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型產(chǎn)生顯著正向影響，這表明產(chǎn)品收益、綠色認(rèn)知和社會(huì)聲譽(yù)在參與食品可追溯體系影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型關(guān)系中存在部分中介效應(yīng)，即參與食品可追溯體系均顯著通過(guò)產(chǎn)品收益激勵(lì)機(jī)制、綠色認(rèn)知提升機(jī)制和社會(huì)聲譽(yù)維護(hù)機(jī)制影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，假說(shuō)H₁～H₃得到驗(yàn)證。

（六）異質(zhì)性分析

為了探究參與食品追溯體系對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型影響效應(yīng)的異質(zhì)性，本文從種植規(guī)模、是否加入合作社、受教育程度三個(gè)方面進(jìn)行探究。為了避免直接分組回歸可能存在子樣本分布不一和控制組不統(tǒng)一的問(wèn)題，本文參照部分學(xué)者“分割實(shí)驗(yàn)組、固定對(duì)照組”^［32］的做法進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，這樣能夠降低分組本身對(duì)回歸結(jié)果造成的干擾。一是規(guī)模異質(zhì)性。估計(jì)結(jié)果如表9列（1）（2）所示，參與食品可追溯體系對(duì)大規(guī)模種植農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響效應(yīng)更大。這可能的原因是，種植規(guī)模較大的農(nóng)戶其資源稟賦相較于小農(nóng)戶更為優(yōu)越，能集聚更多的資源來(lái)緩解實(shí)施綠色技術(shù)的資金和資源約束，因此參與食品可追溯體系對(duì)大規(guī)模種植戶的綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響更大。二是組織異質(zhì)性。估計(jì)結(jié)果如表9列（3）（4）所示，參與食品可追溯體系對(duì)加入合作社農(nóng)戶的綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響效應(yīng)更大。這可能的原因是，參加合作社的農(nóng)戶相對(duì)于非社員農(nóng)戶，不僅能夠獲取合作社在其參與可追溯體系中提供技術(shù)支持和指導(dǎo)，還能夠獲取合作組織的綠色技術(shù)支持和教育培訓(xùn)，提高其綠色技術(shù)的可及性和議價(jià)能力，因此參與食品可追溯體系對(duì)參與合作社種植戶的綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響更大。三是教育異質(zhì)性。估計(jì)結(jié)果如表9列（5）（6）所示。結(jié)果表明，參與食品可追溯體系對(duì)受教育水平高的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型影響效應(yīng)更大。這可能的原因是，更高的受教育水平能夠使農(nóng)戶更容易理解和掌握綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的知識(shí)和價(jià)值，并做出更愿意綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的積極選擇。

四、結(jié)論與政策建議

本文以2022年山東和陜西6縣（市、區(qū)）1 248戶蘋(píng)果種植戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在使用有限混合模型（FMM）判別綠色生產(chǎn)類(lèi)別的基礎(chǔ)上測(cè)度農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型程度，并實(shí)證檢驗(yàn)了參與食品可追溯體系對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果如下。第一，參與食品可追溯體系會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，在解決實(shí)證模型潛在的內(nèi)生性問(wèn)題、選擇性偏誤以及經(jīng)過(guò)一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，所得結(jié)果依然成立。第二，參與食品可追溯體系對(duì)不同資源稟賦農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型具有異質(zhì)性影響，參與食品可追溯體系對(duì)大規(guī)模種植戶、參與組織和受教育水平更高的農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的助推作用更大。第三，機(jī)制分析結(jié)果表明，參與食品可追溯體系可以通過(guò)產(chǎn)品收益激勵(lì)、綠色認(rèn)知提升、社會(huì)聲譽(yù)維護(hù)三條路徑影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。

基于上述研究結(jié)論，提出如下對(duì)策建議。第一，加大食品可追溯體系建設(shè)，提高農(nóng)戶參與比率。政府應(yīng)該將推動(dòng)食品可追溯體系建設(shè)作為重點(diǎn)工作之一，通過(guò)謹(jǐn)慎采取稅收優(yōu)惠、財(cái)政補(bǔ)貼、減少貸款利率等方式，為農(nóng)戶參與食品可追溯體系提供充足的資金和技術(shù)支持，降低參與成本和技術(shù)門(mén)檻。第二，明晰轉(zhuǎn)型關(guān)鍵制約因素，增強(qiáng)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型意愿。政府應(yīng)積極承擔(dān)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的管理和監(jiān)督責(zé)任，多層次、全方位識(shí)別影響農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的制約因素，并采取多種途徑定期面向農(nóng)戶開(kāi)展農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的宣傳與培訓(xùn)工作，提升其綠色生產(chǎn)素養(yǎng)水平和營(yíng)造良好的綠色轉(zhuǎn)型環(huán)境，增強(qiáng)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的信心與動(dòng)力，從而助推農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。第三，充分考慮不同資源稟賦農(nóng)戶特征，給予針對(duì)性的政策引導(dǎo)。鑒于參與食品可追溯體系對(duì)不同資源稟賦的農(nóng)戶在綠色生產(chǎn)轉(zhuǎn)型方面產(chǎn)生的差異效果，政府應(yīng)按照“分類(lèi)發(fā)展、優(yōu)先扶持”的原則，優(yōu)先對(duì)種植規(guī)模大、加入合作社和受教育程度的農(nóng)戶提供扶持，幫助他們提高學(xué)習(xí)能力和技術(shù)轉(zhuǎn)化能力，并增加他們參加食品可追溯體系的積極性。

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The Impact of Participation in Food Traceability Systems on Farmers’ Transition to Green Production

CHEN Zhe¹，LI Xiaojing²，SI Wei^3*

（1.College of Economics and Management，Northwest Aamp;F University，Yangling，Shaanxi 712100;2.College of Economics and Management，Yantai University，Yantai，Shandong 264005;3.College of Economics and Management，China Agricultural University，Beijing 100083，China）

Abstract：This paper utilizes micro-survey data from 1 248 apple farmers across six counties （cities） in Shandong and Shaanxi provinces in 2022.Employing a finite mixture model （FMM） to measure the degree of farmers’ transition to green production，the study empirically examines the impact of participation in food traceability systems on this transition.The results indicate that：（1） Participation in food traceability systems significantly promotes the transition to green production among farmers.This conclusion remains robust even after addressing potential endogeneity issues and conducting various robustness checks.（2） Heterogeneity analysis reveals that the promotion effect of participation in food traceability systems on green production transition is more pronounced among large-scale farmers， those involved in organizations， and those with higher education levels.（3） Mechanism analysis suggests that participation in food traceability systems influences farmers’ transition to green production through three pathways：product revenue incentives，enhancement of green awareness，and maintenance of social reputation.These findings provide empirical evidence for the government to promote the establishment of food traceability systems and offer feasible pathways for improving and advancing green production systems.

Keywords：food traceability systems;green production transition;premium incentives;FMM model;apple farmer

（責(zé)任編輯：楊峰）