摘要：基于全國288 份茶企問卷數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分匹配法實證檢驗有機(jī)認(rèn)證對茶企經(jīng)營效益的影響。實證表明，有機(jī)認(rèn)證對茶企經(jīng)營效益具有正向影響，且這種影響效應(yīng)在不同區(qū)域和自有茶園規(guī)模不同的分組中具有異質(zhì)性。相對中西部企業(yè)，東部企業(yè)參與有機(jī)認(rèn)證帶來的經(jīng)營效益的提升效應(yīng)更為明顯；相較自有茶園面積在中位數(shù)以上的茶企，自有茶園面積較小的企業(yè)參與有機(jī)認(rèn)證所帶來的效益提升效應(yīng)更大。據(jù)此，各地政府在綠色發(fā)展框架下可支持茶企開展有機(jī)認(rèn)證，中西部地區(qū)可組織企業(yè)到東部地區(qū)企業(yè)借鑒發(fā)展有機(jī)茶的實踐經(jīng)驗；茶企需結(jié)合自身發(fā)展定位和市場需求，酌情通過有機(jī)認(rèn)證促進(jìn)企業(yè)提質(zhì)增效。

關(guān)鍵詞：有機(jī)認(rèn)證；經(jīng)營效益；茶企；反事實估計

中圖分類號：S571.1；F307.12 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-369X（2023）06-881-10

農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展不僅是我國農(nóng)業(yè)在經(jīng)歷長期依賴傳統(tǒng)發(fā)展方式實現(xiàn)增長之后的必經(jīng)之路，也是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的必由之路[1]，對全面推動農(nóng)村生態(tài)文明建設(shè)有重要意義[2]。2017 年《關(guān)于創(chuàng)新體制機(jī)制推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的意見》印發(fā)，作為黨中央第一個關(guān)于農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的綱領(lǐng)性文件，為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展支持政策體系構(gòu)建了基本框架。2021 年，《“十四五”全國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》的出臺對“十四五”時期農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展作出了系統(tǒng)安排。同年，中央“一號文件”強(qiáng)調(diào)要推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，加強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量和食品安全監(jiān)管，發(fā)展綠色農(nóng)產(chǎn)品、有機(jī)農(nóng)產(chǎn)品和地理標(biāo)志農(nóng)產(chǎn)品。而要實現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展和農(nóng)產(chǎn)品綠色生產(chǎn)的關(guān)鍵之一是推動農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型。

有機(jī)農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)證（簡稱“有機(jī)認(rèn)證”）是實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全的有效途徑之一，它減少了農(nóng)藥、化肥等化學(xué)物質(zhì)對環(huán)境的污染，促進(jìn)了社會、經(jīng)濟(jì)和環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展[3]。根據(jù)國家市場監(jiān)督管理總局發(fā)布的《2023 年度有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證和產(chǎn)業(yè)發(fā)展報告》，2022 年我國共頒發(fā)了有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證證書25 603 張，獲證企業(yè)15 958 家，已經(jīng)成為全球第四大有機(jī)農(nóng)業(yè)種植國。眾多學(xué)者已從不同方面對有機(jī)農(nóng)業(yè)和有機(jī)認(rèn)證展開研究。部分學(xué)者對我國有機(jī)農(nóng)業(yè)與認(rèn)證的現(xiàn)狀和問題進(jìn)行了深入探索與分析[4-10]。

研究分析表明，目前我國有機(jī)認(rèn)證已經(jīng)擁有了一套完整的組織框架，監(jiān)管體系健全。有機(jī)農(nóng)業(yè)存在發(fā)展?jié)摿Φ裁媾R著諸如規(guī)模適度化困難、有機(jī)肥供應(yīng)無法充分保障、效益無法準(zhǔn)確評估等問題[10]。部分學(xué)者從需求端和供給端開展了微觀研究，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品質(zhì)量安全會顯著影響消費者的購買意愿[11-15]，多數(shù)消費者愿意為認(rèn)證產(chǎn)品支付更高的價格[16-17]。在茶葉消費中，茶葉消費者購買茶葉時也比較關(guān)注其質(zhì)量安全，對有機(jī)認(rèn)證的茶葉消費偏好更強(qiáng)[18-19]。相較研究成果較為豐富的需求端，目前有關(guān)供給端的研究較為有限，特別是對有機(jī)認(rèn)證與企業(yè)經(jīng)營效益關(guān)系的探索。企業(yè)作為重要的生產(chǎn)經(jīng)營主體，在有機(jī)產(chǎn)品生產(chǎn)、加工和流通環(huán)節(jié)中發(fā)揮重要作用。

本研究綜合運(yùn)用5 種傾向得分匹配法（PSM），對調(diào)研收集的288 家茶企有效數(shù)據(jù)進(jìn)行整理分析，重點探討有機(jī)認(rèn)證是否可以提高茶企經(jīng)營效益，并進(jìn)一步分析其異質(zhì)性，以期為茶企經(jīng)營決策和政府產(chǎn)業(yè)政策制定提供參考。

1 理論分析與研究假說

1.1 有機(jī)認(rèn)證與茶企經(jīng)營效益的關(guān)系

企業(yè)參與食品質(zhì)量認(rèn)證可以通過兩方面影響企業(yè)經(jīng)營效益。一方面，食品質(zhì)量認(rèn)證對食品的生產(chǎn)、加工、儲存、運(yùn)輸?shù)热鞒逃忻鞔_要求，企業(yè)為了取得認(rèn)證資質(zhì)，會采用更標(biāo)準(zhǔn)化的管理流程和技術(shù)規(guī)范，直接促進(jìn)其產(chǎn)品質(zhì)量提升，從而增強(qiáng)產(chǎn)品市場競爭力[20]。另一方面，企業(yè)通過食品質(zhì)量認(rèn)證，向消費者傳遞質(zhì)量安全信號，從而解決經(jīng)營者與消費者信息不對稱的問題。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Spence[21]基于買賣雙方信息不對稱情境下，提出了信號傳遞理論，該理論指出，企業(yè)通過采取一系列行動，向市場傳遞相關(guān)信息，以將自己與其他企業(yè)區(qū)分開，且企業(yè)采取的行動通常具有一定的成本，使其他企業(yè)難以輕易模仿。對于茶葉企業(yè)而言，產(chǎn)品加貼認(rèn)證標(biāo)識就是向市場傳遞質(zhì)量安全信號，實現(xiàn)與無質(zhì)量認(rèn)證產(chǎn)品的分離，激勵消費者提高支付意愿，從而提高企業(yè)經(jīng)營效益。已有研究也表明，消費者對有機(jī)標(biāo)識具有較高的支付意愿[16-19]。據(jù)此，本研究提出假說1：

H1：有機(jī)認(rèn)證有利于提高茶企的經(jīng)營效益。

1.2 不同區(qū)域有機(jī)認(rèn)證影響的異質(zhì)性

根據(jù)區(qū)位優(yōu)勢理論，在產(chǎn)品銷售市場、資源要素集聚的區(qū)域，更有利于企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在明顯的區(qū)域性特征[22]，這種區(qū)域異質(zhì)性對農(nóng)業(yè)發(fā)展也存在一定影響。我國有機(jī)農(nóng)業(yè)空間上分布不均，存在局部集中現(xiàn)象[8-9]，其原因可能是各地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件不同，企業(yè)根據(jù)自身收益情況進(jìn)行認(rèn)證決策選擇的結(jié)果。同時，我國有機(jī)農(nóng)產(chǎn)品市場中，消費者信任水平存在明顯的區(qū)域差異，東部地區(qū)消費者信任水平高于中西部地區(qū)消費者[23]。據(jù)此，有機(jī)認(rèn)證對企業(yè)經(jīng)營效益的影響可能也呈現(xiàn)區(qū)域異質(zhì)性，在社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、消費者認(rèn)知和信任水平較高的區(qū)域，有機(jī)認(rèn)證對茶企經(jīng)營效益的影響可能得到更好的顯現(xiàn)。在此基礎(chǔ)上，本研究提出假說2：

H2：有機(jī)認(rèn)證對不同地區(qū)茶企經(jīng)營效益的影響存在顯著差異。

1.3 不同茶園規(guī)模下有機(jī)認(rèn)證影響的異質(zhì)性

亞當(dāng)·斯密和馬歇爾等指出，規(guī)模是影響企業(yè)經(jīng)營的重要因素。馬歇爾進(jìn)一步揭示了規(guī)模經(jīng)濟(jì)報酬的變化規(guī)律，即隨著生產(chǎn)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，規(guī)模報酬將依次經(jīng)過規(guī)模報酬遞增、規(guī)模報酬不變和規(guī)模報酬遞減三個階段。根據(jù)規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論，在既定的技術(shù)條件下，邊際成本在某一產(chǎn)量規(guī)模區(qū)間內(nèi)遞減，則說明存在“規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”，但如果邊際成本不隨規(guī)模增加而減少，甚至隨規(guī)模擴(kuò)大而提高，則可能出現(xiàn)“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象”。茶產(chǎn)業(yè)屬于土地依賴型和勞動力依賴型產(chǎn)業(yè)。對于茶企而言，茶園的規(guī)模與生產(chǎn)成本息息相關(guān)，茶園面積如果過大，可能會出現(xiàn)“規(guī)模不經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象”。企業(yè)參與有機(jī)認(rèn)證一般有兩個方面的動機(jī)，一是大宗茶出口所需，二是產(chǎn)品形象提升和有機(jī)品牌打造所需。這兩種類型茶企的茶園規(guī)模通常是前者更大，但茶葉價格往往偏低。因此，有機(jī)認(rèn)證在具有不同茶園規(guī)模茶企中發(fā)揮的效用可能存在明顯差異。為此，提出假說3：

H3：有機(jī)認(rèn)證對自有茶園基地規(guī)模不同的茶企經(jīng)營效益的影響存在顯著差異。

2 數(shù)據(jù)、變量與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究所使用的數(shù)據(jù)來源于課題組2022年12 月至2023 年6 月期間，對茶企開展的問卷調(diào)查，包括線上和實地調(diào)研。調(diào)研區(qū)域覆蓋安徽、福建、廣東、廣西、貴州、河南、湖北、湖南、江蘇、江西、山東、陜西、四川、云南、浙江、重慶共16 個省份，共計收集312 家茶企數(shù)據(jù)。剔除缺乏關(guān)鍵信息問卷以及存在邏輯矛盾的問卷后，得到有效問卷288 份，有效率92.31%。

2.2 變量選取和描述性統(tǒng)計

文章主要變量定義如表1 所示，表2 為主要變量的描述性統(tǒng)計。

被解釋變量：企業(yè)2022 年度營業(yè)利潤。參考已有研究[24-25]，本研究選取營業(yè)利潤作為企業(yè)經(jīng)營效益的衡量指標(biāo)，并取自然對數(shù)以縮小數(shù)據(jù)絕對值之間的差距。

核心解釋變量：茶企參與有機(jī)認(rèn)證情況。采用問卷中“貴企業(yè)是否進(jìn)行有機(jī)認(rèn)證”這一虛擬變量進(jìn)行刻畫。其中X=1 表示茶企進(jìn)行有機(jī)認(rèn)證，X=0 表示茶企未進(jìn)行有機(jī)認(rèn)證。控制變量：茶企決策人的個體特征和企業(yè)特征。茶企決策人的個體特征主要選取了性別、年齡、受教育程度。企業(yè)特征參考王雙進(jìn)等[26]和張兆國等[27]的研究，選擇企業(yè)經(jīng)營年限、注冊資本、員工數(shù)量、自有茶園面積作為控制變量。為縮小數(shù)據(jù)絕對值之間的差距，將注冊資本和茶園面積取自然對數(shù)。

從描述性統(tǒng)計結(jié)果來看（表2），樣本企業(yè)中，有24.7%的茶企進(jìn)行了有機(jī)認(rèn)證，企業(yè)決策人的男性占比為87.5%，平均年齡在48.6歲。經(jīng)營者受教育程度的平均值為3.531，其中在小學(xué)及以下的占比為1.05%，初中的占比為8.36%、高中（技校/中專）的占比為32.40%、大?；虮究频恼急葹?3.66%，碩士及以上的占比為4.53%。企業(yè)成立時間最長的為67 年，最短為1 年，平均年限為12 年，平均注冊資本約414 萬元，平均長期聘用員工數(shù)約為40人，平均自有茶園面積約為54.9 hm2。

2.3 研究方法

為檢驗有機(jī)認(rèn)證對茶企經(jīng)營效益的影響，本研究首先基于最小二乘法（OLS）構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型，表達(dá)式為：

Lnprofit = α + βCertification + γicontrolsi + ε········································（1）

其中，Lnprofit 代表茶企利潤，以對數(shù)形式表示；Certification 代表茶企參與有機(jī)認(rèn)證的虛擬變量，已認(rèn)證取值為1，未認(rèn)證則取值為0；β 為核心估計系數(shù)，表示認(rèn)證對企業(yè)經(jīng)營績效的影響；controlsi 是一系列可能影響到茶企經(jīng)營效益的控制變量，對應(yīng)的估計系數(shù)為向量組γi；α 是常數(shù)項，ε 為隨機(jī)干擾項。

在估計和評價某種處理效應(yīng)的作用情況時，隨機(jī)對照試驗是較理想的方法，但由于存在研究成本高、實際操作困難等問題，真正的隨機(jī)對照試驗往往難以實現(xiàn)。實際情況中，企業(yè)進(jìn)行有機(jī)認(rèn)證的決策不具有隨機(jī)性，而是結(jié)合其所處環(huán)境和發(fā)展需求等相關(guān)因素做出決策，可能存在自選擇效應(yīng)。傾向得分匹配法是常用的處理自選擇問題的分析模型，其基本思想是對非隨機(jī)化研究中的混雜因素進(jìn)行類似隨機(jī)化的均衡處理，然后找到一群與處理組特征相似的控制組，兩組樣本趨于均衡可比狀態(tài)，使得兩組樣本的行為結(jié)果具有可比性。

傾向匹配得分是既定條件下茶企進(jìn)行有機(jī)認(rèn)證的概率，一般用Logit 模型或Probit 模型估計。得到傾向匹配得分后，選擇合適的匹配方法進(jìn)行匹配，同時，進(jìn)行共同支撐域檢驗和平衡性檢驗以確保匹配的有效性。以Logit模型為例，其表達(dá)式為：

3 實證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸

有機(jī)認(rèn)證對茶企經(jīng)營效益影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3 所示。結(jié)果顯示，核心解釋變量是否參與認(rèn)證在1%的統(tǒng)計水平下差異顯著，回歸系數(shù)為0.181，表明與未認(rèn)證的茶企相比，進(jìn)行有機(jī)認(rèn)證可以使企業(yè)的營業(yè)利潤提高18.1%。據(jù)此，假說1 得到驗證，即有機(jī)認(rèn)證確實能夠提高企業(yè)經(jīng)營效益。

同時，企業(yè)經(jīng)營年限、注冊資本、茶園面積也顯著影響茶企的經(jīng)營效益。企業(yè)經(jīng)營年限和注冊資本在1%水平下顯著為正，茶企經(jīng)營年限的回歸系數(shù)為0.003，注冊資本的回歸系數(shù)為0.032。說明茶企經(jīng)營年限增加1 年，企業(yè)營業(yè)利潤提高0.3%；注冊資本每增加1%，企業(yè)營業(yè)利潤提高3.2%。茶園面積在5%水平下顯著為正，回歸系數(shù)為0.016，說明茶園面積每增加1%，企業(yè)營業(yè)利潤提高1.6%。

3.2 傾向得分匹配

3.2.1 共同支撐域檢驗

運(yùn)用Stata 17.0 軟件進(jìn)行傾向得分匹配后，為保證匹配質(zhì)量，本研究進(jìn)行共同支撐假設(shè)檢驗。如果共同支撐域太窄，則在共同支撐域外的樣本得不到有效匹配。如圖1 所示，經(jīng)傾向得分匹配法匹配后，處理組與控制組傾向得分的核密度函數(shù)較為接近，兩組樣本的大多數(shù)傾向得分值落入共同取值范圍，表明樣本匹配效果較好。

3.2.2 平衡性檢驗

為保證樣本匹配后的平衡性和穩(wěn)健性，本研究分別采用K 近鄰匹配、卡尺內(nèi)K 近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配法進(jìn)行匹配。表4 的平衡性檢驗結(jié)果顯示，與匹配前相比，匹配后的偽決定系數(shù)（Pseudo R2）降至0.001～0.003，卡方檢驗值（LR chi2）降至0.15～0.60，均值偏差均小于5%，中位數(shù)偏差由14.0%降至1.1%～2.5%。根據(jù)上述分析結(jié)果可知，匹配后樣本自選擇導(dǎo)致的估計偏誤大大降低，各協(xié)變量在統(tǒng)計上不存在顯著差異，即數(shù)據(jù)匹配具有良好的平衡性。

3.2.3 平均處理效應(yīng)估計

使用K 近鄰匹配、卡尺內(nèi)K 近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配所得到的平均處理效應(yīng)值分別為0.162 3、0.162 8、0.169 9、0.174 6 和0.172 1，估計結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。匹配結(jié)果表明有機(jī)認(rèn)證對企業(yè)的經(jīng)營效益均具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，平均處理效應(yīng)的平均值約為0.168 3，表明在排除內(nèi)生性干擾后，有機(jī)認(rèn)證可以促使經(jīng)營效益顯著提高16.83%。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究將基準(zhǔn)回歸中的核心解釋變量“是否參與認(rèn)證”分別替換為“有機(jī)認(rèn)證時長”和“有機(jī)認(rèn)證面積占比”。其中“有機(jī)認(rèn)證時長”用初次認(rèn)證年份距離調(diào)查年份（2022 年）的差值衡量，“有機(jī)認(rèn)證面積占比”用“有機(jī)認(rèn)證面積”與“茶園總面積”的比值衡量。估計結(jié)果如表5 所示。替換解釋變量后，“有機(jī)認(rèn)證時長”和“有機(jī)認(rèn)證面積占比”分別在10%和1%的置信水平下顯著為正，有機(jī)認(rèn)證時長的系數(shù)為0.004，有機(jī)認(rèn)證面積占比的系數(shù)為0.166。說明企業(yè)認(rèn)證時長每增加1 年，營業(yè)利潤將提高0.4%；有認(rèn)證面積占比每提高1%，營業(yè)利潤將提高16.6%。替換解釋變量后的估計結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，表明估計結(jié)果穩(wěn)健。

3.4 異質(zhì)性分析

3.4.1 區(qū)域異質(zhì)性

基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，茶企進(jìn)行有機(jī)認(rèn)證可以顯著提高其經(jīng)營效益，但不同區(qū)域的企業(yè)可能由于資源要素稟賦不同而呈現(xiàn)異質(zhì)性。為此，本研究進(jìn)一步分析不同區(qū)域茶企進(jìn)行有機(jī)認(rèn)證對自身經(jīng)營效益的異質(zhì)性作用。

根據(jù)國家統(tǒng)計局的區(qū)域分類，所收集的樣本按地區(qū)可劃分為東部、中部和西部。東部樣本包括浙江、福建、山東、廣東、江蘇、上海；中部樣本包括河南、安徽、湖北、湖南、江西；西部樣本包括貴州、廣西、陜西、四川、云南和重慶?；貧w結(jié)果如表6 所示，有機(jī)認(rèn)證對東部、中部和西部地區(qū)的茶企都具有正向顯著影響，這種促進(jìn)效應(yīng)在東部地區(qū)企業(yè)樣本中更為明顯，假說2 得到驗證。具體表現(xiàn)為，茶企進(jìn)行認(rèn)證后，東部、中部和西部企業(yè)的營業(yè)利潤分別可以提升32.2%、14.1%和14.6%。有機(jī)認(rèn)證對東部茶企經(jīng)營效益的提升效應(yīng)更明顯，可能是由于東部地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)，茶企綠色經(jīng)營的理念和消費者綠色消費理念更為深入，有機(jī)茶的生態(tài)價值和健康價值得到了更為明顯的體現(xiàn)。

3.4.2 茶園規(guī)模異質(zhì)性

為了探究有機(jī)認(rèn)證對不同茶園規(guī)模企業(yè)經(jīng)營效益的異質(zhì)性影響，將樣本茶企按照茶園面積的中位數(shù)（66.67 hm2）分為2 組并進(jìn)行再估計，結(jié)果如表7 所示。估計結(jié)果顯示，有機(jī)認(rèn)證對2 組樣本企業(yè)經(jīng)營效益均存在顯著的正向影響，但系數(shù)不同。在茶園面積位于中位數(shù)以下的樣本中，認(rèn)證茶企的營業(yè)利潤比未認(rèn)證茶企的營業(yè)利潤高24%；在茶園面積位于中位數(shù)以上的樣本中，認(rèn)證茶企的營業(yè)利潤比未認(rèn)證茶企的營業(yè)利潤高15.3%。綜上所述，相較茶園面積在中位數(shù)以上的樣本，茶園面積較小的企業(yè)樣本參與有機(jī)認(rèn)證帶來的效益提升效應(yīng)更大，驗證了假說3。結(jié)合調(diào)研情況分析，之所以出現(xiàn)“有機(jī)認(rèn)證對茶園規(guī)模較小企業(yè)的經(jīng)營效益提升效應(yīng)更明顯”的現(xiàn)象，可能是規(guī)模較小的茶企通常選擇高端化的產(chǎn)品定位，旨在打造“小而精，小而美”的精品茶園，有機(jī)認(rèn)證有助于茶產(chǎn)品形象提升，為企業(yè)帶來了較好的溢價空間。

4 結(jié)論與啟示

本研究利用全國288 家茶企的調(diào)研數(shù)據(jù)，實證檢驗了有機(jī)認(rèn)證對企業(yè)經(jīng)營績效的影響，并探討了不同地理區(qū)域和不同自有茶園規(guī)模的企業(yè)進(jìn)行有機(jī)認(rèn)證對自身經(jīng)營效益的異質(zhì)性作用。研究結(jié)果表明，（1）進(jìn)行有機(jī)認(rèn)證能夠顯著提高企業(yè)經(jīng)營效益；（2）有機(jī)認(rèn)證對不同地理區(qū)域茶企的經(jīng)營效益均有提升效果，但提升幅度不同，對東部地區(qū)樣本企業(yè)作用更為明顯；（3）有機(jī)認(rèn)證對自有茶園基地規(guī)模不同的茶企經(jīng)營效益的提升效果具有異質(zhì)性，相較自有茶園面積在中位數(shù)以上的樣本，自有茶園面積較小的企業(yè)參與有機(jī)認(rèn)證帶來的效益提升效應(yīng)更大。

研究結(jié)論對地方政府產(chǎn)業(yè)政策制定和茶企經(jīng)營決策具有一定的啟示。第一，各地政府可支持鼓勵茶企參與有機(jī)認(rèn)證。農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型是未來農(nóng)業(yè)重要發(fā)展趨勢，有機(jī)認(rèn)證提升了產(chǎn)品質(zhì)量安全，滿足了消費者對食品質(zhì)量安全的需求。第二，鼓勵東中西部企業(yè)加強(qiáng)交流，增強(qiáng)良性互動，不斷提升企業(yè)效益和產(chǎn)業(yè)活力。第三，茶企需結(jié)合自身發(fā)展定位和市場需求，酌情通過有機(jī)認(rèn)證促進(jìn)企業(yè)提質(zhì)增效。

本研究也存在一定的局限性：（1）通過實證分析驗證了有機(jī)認(rèn)證可以提高企業(yè)經(jīng)營效益，但限于數(shù)據(jù)可得性，影響的機(jī)制和路徑研究有待進(jìn)一步開展。（2）研究數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù)，欠缺對認(rèn)證的滯后效應(yīng)分析，未來研究可以利用連續(xù)追蹤的面板數(shù)據(jù)來考察其動態(tài)效應(yīng)，加強(qiáng)研究深度。

參考文獻(xiàn)

[1] 杜志雄， 金書秦. 從國際經(jīng)驗看中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展[J]. 世界農(nóng)業(yè)， 2021（2）： 4-9， 18.

Du Z X， Jin S Q. China's agricultural green developmentfrom international experience [J]. World Agriculture，2021（2）： 4-9， 18.

[2] 于法穩(wěn)， 林珊. 碳達(dá)峰、碳中和目標(biāo)下農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的理論闡釋及實現(xiàn)路徑[J]. 廣東社會科學(xué)， 2022（2）： 24-32.

Yu F W， Lin S. Theoretical explanation and realisation pathof agricultural green development under peak carbondioxide emissions and carbon neutral targets [J]. SocialSciences in Guangdong， 2022（2）： 24-32.

[3] 顧紹平， 王茂華， 唐茂芝， 等. 有機(jī)認(rèn)證作為我國生態(tài)文明重要評價指標(biāo)的探討[J]. 環(huán)境保護(hù)， 2014， 42（22）：58-60.

Gu S P， Wang M H， Tang M Z， et al. Investigation of organiccertification as an important evaluation index of ecologicalcivilization in China [J]. Environmental Protection， 2014，42（22）： 58-60.

[4] 郭紅東， 鄭偉強(qiáng). 我國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀、問題及對策[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)， 2011（11）： 34-37.

Guo H D， Zheng W Q. Current situation， problems andcountermeasures of the development of organic agriculturein China [J]. Rural Economy， 2011（11）： 34-37.

[5] 劉芳清， 周克艷. 長沙市有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展路徑研究[J]. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2014， 35（1）： 121-127.

Liu F Q， Zhou K Y. Research on the development path oforganic agriculture in Changsha [J]. Chinese Journal ofAgricultural Resources and Regional Planning， 2014， 35（1）：121-127.

[6] 王二平. 我國有機(jī)農(nóng)業(yè)的發(fā)展與有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證及監(jiān)管[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2014， 35（6）： 70-74.

Wang E P. The development of organic agriculture in Chinaand organic product certification and supervision [J].Chinese Journal of Agricultural Resources and RegionalPlanning， 2014， 35（6）： 70-74.

[7] 譙薇， 云霞. 我國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展：理論基礎(chǔ)、現(xiàn)狀及對策[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)， 2016（2）： 20-24.

Qiao W， Yun X. Development of organic agriculture inChina： theoretical basis， current situation andcountermeasures [J]. Rural Economy， 2016（2）： 20-24.

[8] 盧瑜， 向平安. 中國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間效應(yīng)及影響因素[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)學(xué)報， 2021， 37（6）： 1583-1591.

Lu Y， Xiang P A. Spatial effects and influencing factors oforganic agriculture development in China [J]. JiangsuJournal of Agricultural Sciences， 2021， 37（6）： 1583-1591.

[9] 王浩然， 王玉華， 劉笑含， 等. 中國有機(jī)農(nóng)業(yè)企業(yè)基地的空間依賴性與影響因素分析——以四川省為例[J/OL]. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2023： 1-11 [2023-09-28].http：//kns.cnki.net/kcms/detail/11.3513.S.20230714.1624.002.html.

Wang H R， Wang Y H， Liu X H， et al. Spatial evolution andinfluencing factors of organic agricultural enterprises basesin Sichuan province， China [J/OL]. Chinese Journal ofAgricultural Resources and Regional Planning， 2023： 1-11[2023-09-28]. http：//kns.cnki.net/kcms/detail/11.3513.S.20230714.1624.002.html.

[10] 孟凡喬. 中國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展：貢獻(xiàn)與啟示[J]. 中國生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報， 2019， 27（2）： 198-205.

Meng F Q. Organic agriculture development in China：challenges and implications [J]. Chinese Journal ofEco-Agriculture， 2019， 27（2）： 198-205.

[11] Razak I， Nirwanto N， Triatmanto B. The impact of productquality and price on customer satisfaction with the mediatorof customer value [J]. Journal of Marketing and ConsumerResearch， 2016， 30： 59-68.

[12] Balogh P， Békési D， Gorton M， et al. Consumer willingnessto pay for traditional food products [J]. Food Policy， 2016，61： 176-184.

[13] 李文瑛， 李崇光， 肖小勇. 基于刺激—反應(yīng)理論的有機(jī)食品購買行為研究——以有機(jī)豬肉消費為例[J]. 華東經(jīng)濟(jì)管理， 2018， 32（6）： 171-178.

Li W Y， Li C G， Xiao X Y. A study on organic foodpurchasing behaviour based on stimulus-response theory： acase of the consumption organic pork [J]. East ChinaEconomic Management， 2018， 32（6）： 171-178.

[14] 尹世久， 王一琴， 李凱. 事前認(rèn)證還是事后追溯？——食品安全信息標(biāo)識的消費者偏好及其交互關(guān)系研究[J]. 中國農(nóng)村觀察， 2019（5）： 127-144.

Yin S J， Wang Y Q， Li K. Pre-certification orpost-traceability？ A study on consumer’s preferences forfood safety information labels and their interactiverelationship [J]. China Rural Survey， 2019（5）： 127-144.

[15] 劉山水， 肖海峰. 聲稱、認(rèn)證與消費者對液態(tài)奶營養(yǎng)屬性的支付意愿——基于430 份網(wǎng)絡(luò)交易數(shù)據(jù)的特征價格模型[J]. 世界農(nóng)業(yè)， 2022（4）： 69-82.

Liu S S， Xiao H F. Claim， certification and consumers'willingness to pay for the nutritional properties of liquidmilk： a hedonic price model based on 430 online transactiondata [J]. World Agriculture， 2022（4）： 69-82.

[16] Van Doorn J， Verhoef P C. Willingness to pay for organicproducts： differences between virtue and vice foods [J].International Journal of Research in Marketing， 2011， 28（3）：167-180.

[17] 尹世久， 徐迎軍， 徐玲玲， 等. 食品安全認(rèn)證如何影響消費者偏好？——基于山東省821 個樣本的選擇實驗[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)， 2015（11）： 40-53.

Yin S J， Xu Y J， Xu L L， et al. How does food safetycertification affect consumer preferences？ A selectionexperiment based on 821 samples in Shandong province [J].Chinese Rural Economy， 2015（11）： 40-53.

[18] 陳富橋， 姜愛芹， 姜仁華， 等. 消費者茶葉質(zhì)量安全標(biāo)識認(rèn)知度及支付意愿研究[J]. 食品工業(yè)， 2015， 36（2）：240-243.

Chen F Q， Jiang A Q， Jiang R H， et al. The study of consumeperceptions and willingness-to-pay for tea quality and safetyidentifications [J]. The Food Industry， 2015， 36（2）： 240-243.

[19] 張國政， 彭嬪， 王坤波， 等. 基于聯(lián)合分析法的消費者對茶葉品牌、價格、有機(jī)認(rèn)證與地理標(biāo)志的偏好分析[J]. 茶葉通訊， 2019， 46（2）： 215-220.

Zhang G Z， Peng P， Wang K B， et al. Tea brand， price，organic certification and geographical indications analysisof consumer preferences based on joint analysis [J]. Journal of Tea Communication， 2019， 46（2）： 215-220.

[20] 韓青， 文洪星. 食品質(zhì)量認(rèn)證與財務(wù)績效的關(guān)系——研發(fā)強(qiáng)度與競爭地位的調(diào)節(jié)作用[J]. 經(jīng)濟(jì)與管理評論， 2019，35（2）： 44-55.

Han Q， Wen H X. The relationship between food qualitycertification and financial performance： the moderatingeffect of Ramp;D intensity and competitive position [J].Review of Economy and Management， 2019， 35（2）： 44-55.

[21] Spence M. Job market signaling [J]. The Quarterly Journalof Economics， 1973， 87（3）： 355-374.

[22] 徐建華， 魯鳳， 蘇方林， 等. 中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的時空尺度分析[J]. 地理研究， 2005， 24（1）：57-68.

Xu J H， Lu F， Su F L， et al. Spatial and temporal scaleanalysis on the regional economic disparities in China [J].Geographical Research， 2005， 24（1）： 57-68.

[23] 袁曉輝， 肖亞成. 信息獲取能力、認(rèn)知水平與有機(jī)農(nóng)產(chǎn)品消費者信任[J]. 管理學(xué)刊， 2021， 34（5）： 92-108

Yuan X H， Xiao Y C. Information accessibility， cognitivelevel and consumer trust in organic agricultural products [J].Journal of Management， 2021，34（5）： 92-108

[24] 張晶， 王錄安， 陶莎. 收儲制度改革提高糧食加工企業(yè)經(jīng)營效益了嗎？——基于全國17 省176 家糧食加工企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)[J]. 中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報， 2021， 26（5）： 194-207.

Zhang J， Wang L A， Tao S. Have China's market-orientedgrain procurement and storage system reform encouragedthe economic benefit of grain processing enterprises： ananalysis based on survey data of 176 companies in 17provinces [J]. Journal of China Agricultural University，2021， 26（5）： 194-207.

[25] 王慧， 杜富林. 牧戶經(jīng)營規(guī)模對綜合效率與經(jīng)營效益影響的實證研究——以典型草原地區(qū)為例[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2023（8）： 100-112.

Wang H， Du F L. Empirical research on the effect ofherdsmen operation scale on comprehensive efficiency andoperational effectiveness： take a typical grassland region asan example [J]. Journal of Agrotechnical Economics，2023（8）： 100-112.

[26] 王雙進(jìn)， 田原， 黨莉莉. 工業(yè)企業(yè)ESG 責(zé)任履行、競爭戰(zhàn)略與財務(wù)績效[J]. 會計研究， 2022（3）： 77-92.

Wang S J， Tian Y， Dang L L. ESG implementation，competition strategy and financial performance of industrialenterprises [J]. Accounting Research， 2022（3）： 77-92.

[27] 張兆國， 張弛， 裴瀟. 環(huán)境管理體系認(rèn)證與企業(yè)環(huán)境績效研究[J]. 管理學(xué)報， 2020， 17（7）： 1043-1051.

Zhang Z G， Zhang C， Pei X. Research on environmentalmanagement system certification and corporateenvironmental performance [J]. Chinese Journal ofManagement， 2020， 17（7）： 1043-1051.