摘要：農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)耕種具有重要意義。從農(nóng)戶分化和示范引領(lǐng)的視角，基于7省857戶調(diào)查數(shù)據(jù)，利用半非參數(shù)估計(jì)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿、行為及意愿行為一致性的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿較高，但生產(chǎn)行為發(fā)生概率不高。職業(yè)分化對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿均存在正向影響，回歸系數(shù)分別為0.085 7、0.131 6和0.220 0，且均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。干部灌溉引領(lǐng)行為外，干部示范對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿和行為均存在顯著的正向影響，村民引領(lǐng)對(duì)農(nóng)戶化肥減量化意愿和行為、新型灌溉方式行為和低毒農(nóng)藥施用意愿存在顯著的正向影響。被調(diào)查者年齡越高，采用新型灌溉方式、施用低毒農(nóng)藥的意愿越強(qiáng)，影響系數(shù)分別為0.034 0和0.033 4，且均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。因而，在農(nóng)村農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)推進(jìn)中，提高基層干部威信，提高農(nóng)戶非農(nóng)收入水平，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)研發(fā)，提高綠色生產(chǎn)補(bǔ)貼，擴(kuò)大耕地生態(tài)宣傳等能從不同層面提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿和行為。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)；農(nóng)戶分化；半非參數(shù)估計(jì)；意愿與行為；示范引領(lǐng)

中圖分類(lèi)號(hào)：F323.22

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：2095-5553 （2024） 05-0279-11

收稿日期：2023年3月27日" 修回日期：2023年6月20日*基金項(xiàng)目：國(guó)家社科基金項(xiàng)目（20BMZ030）；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目（19YJA790059）

第一作者：孫前路，男，1983年生，河南尉氏人，博士，教授；研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。E-mail：" tbsql@qq.com

通訊作者：李朝柱，男，1987年生，湖北潛江人，博士，講師；研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。E-mail：" lichaozhu@cau.edu.cn

Effect of farmer differentiation and demonstration on farmers’ intention and

behavior of green agricultural production

Sun Qianlu1， Li Chaozhu2

（1. College of Economics and Management， Zhoukou Normal University， Zhoukou， 466001， China;

2. China Institute for Rural Studies， Tsinghua University， Beijing， 100084， China）

Abstract：

Farmers’ green agricultural production is of great significance to agricultural ecological cultivation. Based on the survey data of 857 households in 7 provinces and from the perspective of farmers differentiation and demonstration， this paper makes an empirical analysis on the influencing factors of" farmers’ willingness， behavior and willingness behavior consistency of agricultural green production by using semi nonparametric estimation. The results show that" farmers’ willingness to produce green agriculture is high， but the probability of production behavior is not high. Occupational differentiation has a positive effect on farmers’ intention to produce green agriculture， and the regression coefficients are 0.085 7， 0.131 6 and 0.220 0， respectively， which are significant at the 1% statistical level. In addition to cadre’s leading behavior in irrigation， cadre demonstration has significant positive influence on farmers’ intention and behavior of agricultural green production， and villager’s leading has significant positive influence on farmers’ intention and behavior of fertilizer reduction， new irrigation mode and low-toxic pesticide application. The older the respondents" are， the more willing they are to use new irrigation methods and apply low-toxicity pesticides. The influence coefficients are 0.034 0 and 0.033 4， respectively， and both are significant at the 1% statistical level. Therefore， in the promotion of green agricultural production in rural areas， improving the prestige of grassroots cadres， increasing farmers’ non-agricultural income， strengthening the research and development of green agricultural production， increasing green production subsidies， and expanding the ecological publicity of cultivated land can improve farmers’ willingness and behavior of green agricultural production from different levels.

Keywords：

green agricultural production; farmers differentiation; semi nonparametric estimation; willingness and behavior; demonstration and guidance

0 引言

改革開(kāi)放40多年來(lái)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展取得舉世矚目的成就。1978—2022年，我國(guó)糧食產(chǎn)量由3.04×108 t增長(zhǎng)到6.87×108 t，實(shí)現(xiàn)十九年連豐，連續(xù)8年總產(chǎn)量保持在6.5×1011 kg以上。40多年糧食產(chǎn)量的連續(xù)增加，不僅見(jiàn)證了土地改革、財(cái)政支農(nóng)、取消農(nóng)業(yè)稅等政策紅利的釋放，也見(jiàn)證了灌溉用水逐年增加、高毒農(nóng)藥泛濫和化肥施用量屢破新高。為破解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中面源污染問(wèn)題，2017年中共中央辦公廳與國(guó)務(wù)院辦公廳聯(lián)合印發(fā)《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(jiàn)》，力圖在頂層設(shè)計(jì)上走出農(nóng)業(yè)高消耗、高產(chǎn)出困局，十九大也強(qiáng)調(diào)“要大力推行農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展”，近幾年在中央“一號(hào)文件”中“農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展”更是被反復(fù)提及，可見(jiàn)政府農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的推進(jìn)決心。然而，由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為不僅受頂層制度設(shè)計(jì)、文化等因素制約，更受個(gè)人、家庭等因素的影響，如何激發(fā)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為尚在進(jìn)一步探索中。

圍繞農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)，學(xué)者們從經(jīng)濟(jì)因素和非經(jīng)濟(jì)因素兩個(gè)層面展開(kāi)了研究。經(jīng)濟(jì)因素主要包括風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)、成本收益、經(jīng)營(yíng)規(guī)模等。如于艷麗等［1］研究發(fā)現(xiàn)，安全認(rèn)知較高的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)物理防治措施采用率越高，而收入風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知越高采取物理防治措施的采用率越弱。石志恒等［2］認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)偏好較高的農(nóng)戶對(duì)資本密集型綠色生產(chǎn)行為選擇的概率更大。在經(jīng)營(yíng)規(guī)模上，Wu等［3］研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)場(chǎng)規(guī)模增加1%，每公頃化肥和農(nóng)藥施用量分別減少0.3%和0.5%；徐世艷等［4］研究發(fā)現(xiàn)，隨著農(nóng)地規(guī)模的擴(kuò)大，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的采用比例也較高。非經(jīng)濟(jì)因素主要包括農(nóng)戶認(rèn)知、外部環(huán)境等。在農(nóng)戶認(rèn)知方面，黃炎忠等［5］研究發(fā)現(xiàn)，隨著土壤板結(jié)、農(nóng)藥和化肥依賴(lài)等農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境問(wèn)題凸顯，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)的了解程度和農(nóng)業(yè)生態(tài)保護(hù)的有益性認(rèn)知均對(duì)采用農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)具有顯著的正向影響。在外部環(huán)境方面，宋曉威等［6］研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶家庭特征對(duì)綠色生產(chǎn)技術(shù)采用具有顯著影響。

已有研究從不同側(cè)面對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)進(jìn)行了多角度研究，為本文提供較好的思路借鑒，但相關(guān)研究仍存在進(jìn)一步拓展的空間。其一，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)涉及節(jié)能灌溉、低毒農(nóng)藥、化肥減量等多個(gè)方面，已有研究大多涉及以上一個(gè)或兩個(gè)方面，系統(tǒng)分析的研究較少；其二，農(nóng)戶分化明顯，農(nóng)戶生產(chǎn)行為不僅是個(gè)人和家庭特征稟賦下理性決策的結(jié)果，也受到村干部引領(lǐng)和村民示范影響，已有研究對(duì)這一方面的關(guān)注明顯不足；其三，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)是意愿與行為的統(tǒng)一，已有研究針對(duì)意愿和行為均進(jìn)行了較多的分析，但尚未回答農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿與行為的關(guān)聯(lián)。基于此，本文在已有研究的基礎(chǔ)上，從農(nóng)戶分化、示范引領(lǐng)角度出發(fā)，以農(nóng)戶為調(diào)查對(duì)象，從節(jié)能灌溉、低毒農(nóng)藥、化肥減量三個(gè)方面系統(tǒng)分析農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿、行為以及農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿向行為轉(zhuǎn)化的影響因素，以期為農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)提供經(jīng)驗(yàn)借鑒。

1 理論分析框架

1.1 農(nóng)戶分化對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的影響

農(nóng)戶分化是一定區(qū)域農(nóng)戶群體同質(zhì)性減弱而異質(zhì)性增強(qiáng)的過(guò)程［7］。按照李憲寶等［8］研究的界定，農(nóng)戶分化以非農(nóng)收入為主要指標(biāo)，具體可劃分為純農(nóng)戶、兼業(yè)戶和非農(nóng)戶。隨著研究的深入，農(nóng)戶分化的向度逐漸豐富。如劉同山等［9］認(rèn)為農(nóng)戶分化的形式是職業(yè)分化，而經(jīng)濟(jì)分化是本質(zhì)性的。

首先是職業(yè)分化。職業(yè)分化是農(nóng)戶分化的最大特征，直接反映了農(nóng)戶的收入結(jié)構(gòu)差異［10］。隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程加快，農(nóng)民涌入非農(nóng)行業(yè)，農(nóng)村家庭已經(jīng)呈現(xiàn)“傳統(tǒng)農(nóng)戶—兼業(yè)農(nóng)戶—非農(nóng)戶”的職業(yè)差異，這勢(shì)必影響到農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿與行為的差異。許佳彬等［11］認(rèn)為，兼業(yè)化程度反映了農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴(lài)程度，非農(nóng)收入越高的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重視程度較低，參與農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的意愿也就越低。王學(xué)婷等［12］研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)收入水平對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為存在顯著的正向影響，這是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)收入水平越高的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)的依賴(lài)度和關(guān)注度越高，能夠?yàn)榫G色農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供資金支持。

其次是收入分化。收入分化是農(nóng)戶收入水平差異的最直接表征，直接反映了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的支付能力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力［13］。對(duì)農(nóng)戶而言，家庭收入反映了農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的科學(xué)性，能夠?yàn)檗r(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)提供廣闊的空間［14］。同時(shí)，農(nóng)戶家庭收入的提高也有利于農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿向行為的轉(zhuǎn)化。如龔繼紅等［15］依據(jù)湖北、貴州農(nóng)戶分析了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意識(shí)的影響因素，發(fā)現(xiàn)家庭收入與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意識(shí)與行為的差異性存在顯著的影響，說(shuō)明農(nóng)戶家庭收入水平越高，意愿向行為的轉(zhuǎn)化可能越一致?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦卵芯考僬f(shuō)。

H1：農(nóng)戶分化對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿與行為存在顯著影響。

H1a：農(nóng)戶職業(yè)分化程度越高，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)參與意愿越低，參與行為發(fā)生概率越低。

H1b：農(nóng)戶收入水平越高，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)參與意愿越高，參與行為發(fā)生概率越高。

1.2 示范引領(lǐng)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的影響

示范引領(lǐng)是指在農(nóng)村一定社會(huì)規(guī)范影響下農(nóng)戶生產(chǎn)決策受到周邊相關(guān)主體［16］語(yǔ)言引導(dǎo)、行為示范作用的總稱(chēng)。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)踐中，示范引領(lǐng)體現(xiàn)農(nóng)戶群體的價(jià)值取向，是農(nóng)戶間通過(guò)習(xí)俗、道德、社會(huì)規(guī)范形成非正式制度準(zhǔn)則的相互表達(dá)，與正式制度約束和監(jiān)督相比，示范引領(lǐng)約束力更強(qiáng)，成本更低，對(duì)農(nóng)戶的影響也更為有效。

首先表現(xiàn)在村干部的帶頭作用（干部示范）。村干部不僅是農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)政策傳達(dá)者，更是農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)政策的引領(lǐng)者，在農(nóng)戶意識(shí)與行為上具有典型的“卡里斯瑪型效應(yīng)”。村干部在農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)中獲得信息的途徑更多，渠道更通暢［17］，其農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)認(rèn)知與行為對(duì)農(nóng)戶具有較強(qiáng)的表率作用，家中有村干部的農(nóng)戶更容易受到輻射作用［18］。其次表現(xiàn)在村民的潛在影響（村民引領(lǐng)）。農(nóng)村是由血緣、親緣、地緣形成的熟人社會(huì)，鄰里溝通是農(nóng)業(yè)技術(shù)傳播的重要途徑［19］，農(nóng)戶生產(chǎn)行為中存在著鄰里效應(yīng)［20］；李明月等［21］農(nóng)戶發(fā)現(xiàn)村民采用農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)有成效后，其采納綠色生產(chǎn)技術(shù)的概率更高。我們認(rèn)為，作為單一家庭經(jīng)營(yíng)的農(nóng)戶，其生產(chǎn)行為與村民的一致性是相似的個(gè)體特征和生產(chǎn)對(duì)象形成的關(guān)聯(lián)效應(yīng)導(dǎo)致的，是在特定的“熟人社會(huì)”通過(guò)長(zhǎng)期互動(dòng)的結(jié)果?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦卵芯考僬f(shuō)。

H2：示范引領(lǐng)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿與行為存在顯著的正向影響。

H2a：干部示范對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿與行為存在顯著的正向影響。

H2b：村民引領(lǐng)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿與行為存在顯著的正向影響。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與特征

本文采用2022年1—2月田野調(diào)查的數(shù)據(jù)。為保證調(diào)查樣本的代表性，首先結(jié)合中國(guó)各省農(nóng)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，選擇7?。ㄉ綎|、河北、河南、湖北、湖南、四川、云南）作為調(diào)查區(qū)域，然后以各省下轄各市農(nóng)業(yè)發(fā)展水平為依據(jù)，進(jìn)一步確定調(diào)查范圍，并依據(jù)調(diào)查范圍招募調(diào)查員。為了保證調(diào)查效果，每個(gè)調(diào)查點(diǎn)選擇3名調(diào)查員，每個(gè)調(diào)查員發(fā)放問(wèn)卷60份，共計(jì)發(fā)放問(wèn)卷1 260份，調(diào)查中，由于疫情原因，5名調(diào)查員未進(jìn)行調(diào)查，因而本次發(fā)放問(wèn)卷960份，收回有效問(wèn)卷857份，問(wèn)卷有效率達(dá)89.27%。在857戶樣本中，男性樣本偏少，占42.71%。受訪者文化程度主要集中在小學(xué)和初中水平，分別占33.96%和46.67%，這與國(guó)家統(tǒng)計(jì)部門(mén)農(nóng)村居民文化水平接近；在年齡分布上，30～60歲的樣本比重之和超過(guò)70%，即反映了大部分被調(diào)查者對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)較為熟悉，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也有更為清晰的認(rèn)知；農(nóng)戶家庭總收入1～3萬(wàn)元的比例最高，達(dá)31.27%，10萬(wàn)元以上的比例最低，僅占3.97%，說(shuō)明農(nóng)戶整體收入水平偏低，調(diào)查結(jié)果與調(diào)查區(qū)域農(nóng)村居民收入水平吻合性較好；在地域分布上，河南省和河北省的樣本最多，兩省超過(guò)總樣本的40%，山東、湖南、云南3省的樣本比例較低，可能與個(gè)別調(diào)查員未能如期實(shí)施調(diào)查有關(guān)，盡管如此，由于本次調(diào)查樣本較多，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿和行為省域間差別不大，對(duì)分析結(jié)果影響不大；在村莊與縣城距離上，5 km以內(nèi)的樣本占41.31%，5～15 km的樣本占34.42%。整體而言，樣本符合調(diào)查區(qū)域?qū)嶋H。

3.2 變量選擇

被解釋變量：本文涉及被解釋分為灌溉、施肥、農(nóng)藥三類(lèi)，每類(lèi)被解釋變量均包括意愿、行為及意愿行為一致性三個(gè)變量。在意愿上，調(diào)查中采取農(nóng)戶對(duì)“您是否愿意采取現(xiàn)代灌溉技術(shù)”“您是否愿意減少化肥施用量”“您是否愿意施用低毒農(nóng)藥”三個(gè)問(wèn)題直接回答的方法，設(shè)計(jì)選項(xiàng)從“非常不愿意”到“非常愿意”。同樣，設(shè)置農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為變量也采用三個(gè)問(wèn)題回答的形式完成，具體包括“您家目前主要灌溉方式”“與2020年相比，2021年您家每公頃耕地化肥施用量”“與2020年相比，2021年您家每公頃耕地低毒農(nóng)藥施用量”，其中農(nóng)戶灌溉方式選項(xiàng)分為傳統(tǒng)方式和新方式?；适┯貌捎?021年與2020年農(nóng)戶實(shí)際投入比較獲得，若2021年化肥投入少于2020年投入；低毒農(nóng)藥減少設(shè)為1，其他設(shè)為0；農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿行為一致性表征借鑒孫前路［24］的測(cè)度方式，將“具有綠色生產(chǎn)意愿無(wú)行為”的賦值為0，將“具有綠色生產(chǎn)意愿有行為”的賦值為1。

核心解釋變量1：農(nóng)戶分化。借鑒楊慧琳等［25］對(duì)農(nóng)戶分化的界定，本文從職業(yè)分化、收入分化兩個(gè)維度對(duì)農(nóng)戶分化進(jìn)行刻畫(huà)。其中職業(yè)分化采用農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入占家庭總收入比重進(jìn)行衡量，并分別與純農(nóng)戶、兼業(yè)Ⅰ類(lèi)、兼業(yè)Ⅱ類(lèi)和非農(nóng)戶進(jìn)行表示。收入分化層面通過(guò)詢問(wèn)農(nóng)戶2021年家庭總收入的形式獲得，為了盡可能剔除異常值的影響，實(shí)證中對(duì)農(nóng)戶家庭總收入進(jìn)行進(jìn)一步劃分。

核心解釋變量2：示范引領(lǐng)。按照前文分析，示范引領(lǐng)包含村干部示范和村民引領(lǐng)兩部分，由于本文將農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)分為新型灌溉方式、低毒農(nóng)藥和化肥減量三個(gè)維度，為便于區(qū)分，回歸模型中將示范引領(lǐng)進(jìn)一步劃分為灌溉示范、農(nóng)藥示范、化肥示范、灌溉引領(lǐng)、農(nóng)藥引領(lǐng)、化肥引領(lǐng)6個(gè)指標(biāo)。借鑒朱紅根［26］、賈晉［27］等對(duì)村干部的度量，楊肖麗［28］、李立朋［29］等的度量方法，指標(biāo)測(cè)度如下：在村干部引領(lǐng)層面，通過(guò)“村干部已經(jīng)滴灌”“村干部已經(jīng)施用低毒農(nóng)藥”“村干部已經(jīng)減少化肥施用”進(jìn)行度量，在村民示范層面“村民已經(jīng)滴灌”“村民已經(jīng)施用低毒農(nóng)藥”“村民已經(jīng)減少化肥施用”進(jìn)行度量。對(duì)應(yīng)的備選項(xiàng)均為“非常不同意”“比較不同意”“同意”“比較同意”“非常同意”。

控制變量：被調(diào)查者的性別、年齡、文化程度等、家庭縣城距離、戶主文化程度、家庭成員是否擔(dān)任村干部、耕地流轉(zhuǎn)狀況、耕地塊數(shù)、耕地類(lèi)型、耕地距離、耕地狀況等。各變量具體賦值和描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

4 實(shí)證分析

在計(jì)量分析之前，本文先檢驗(yàn)了自變量多重共線性，發(fā)現(xiàn)各自變量間相關(guān)系數(shù)均在0.3以下，且膨脹因子均值為2.17，多重共線程度可以接受。按照前文變量設(shè)定，采用STATA13.1軟件，利用半非參數(shù)估計(jì)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿進(jìn)行計(jì)量擬合，回歸結(jié)果見(jiàn)表2（模型1、模型4、模型7）。文中農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為屬于二元選擇變量，采用廣義最大熵logit模型進(jìn)行估計(jì)，計(jì)量結(jié)果見(jiàn)表2（模型2、模型5、模型8）。同時(shí)，為進(jìn)一步分析農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿、行為一致性的影響因素，將農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿中的“非常不愿意”和“比較不愿意”設(shè)置為“無(wú)意愿”，將“一般”“比較愿意”和“非常愿意”設(shè)置為“有意愿”，采用廣義最大熵logit模型進(jìn)行擬合，結(jié)果見(jiàn)表2（模型3、模型6、模型9）。

4.1 核心解釋變量

4.1.1 農(nóng)戶分化

在農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿上，職業(yè)分化對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿均存在正向影響，回歸系數(shù)分別為0.085 7、0.131 6和0.220 0，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這表明職業(yè)分化越大的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿越強(qiáng)，這可能因?yàn)檗r(nóng)戶職業(yè)分化意味著家庭財(cái)富來(lái)源越傾向于工資性收入，較傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)而言，收入水平往往較高，能夠支付農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)相關(guān)投入。同時(shí)，職業(yè)分化越高，意味著農(nóng)戶外出務(wù)工頻次較高，務(wù)工時(shí)間也較長(zhǎng)，外出務(wù)工不僅為農(nóng)戶帶來(lái)非農(nóng)收入，也開(kāi)拓了農(nóng)戶的視野，因而農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿也就較強(qiáng)，H1a未得到印證。家庭收入因素對(duì)農(nóng)戶低毒農(nóng)藥施用意愿呈現(xiàn)正向影響，回歸系數(shù)為0.074 3，且在5%統(tǒng)計(jì)水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但對(duì)農(nóng)戶采用新型灌溉方式意愿和化肥減量化意愿影響不顯著。這說(shuō)明家庭收入對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿存在差異影響，其原因可能是家庭收入較高農(nóng)戶對(duì)健康較為關(guān)注，對(duì)農(nóng)藥殘余的認(rèn)知性較強(qiáng)。在農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為上，職業(yè)分化對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為均存在顯著的正向影響，且均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這表明職業(yè)分化越大的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為發(fā)生的概率也越高，這與職業(yè)分化對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿的影響存在相似性。家庭收入因素對(duì)新型灌溉方式、低毒農(nóng)藥施用存在顯著的正向影響，且分別在10%和5%統(tǒng)計(jì)水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明家庭收入水平越高，農(nóng)戶灌溉技術(shù)革新和低毒農(nóng)藥行為越有可能發(fā)生，但家庭收入因素對(duì)化肥減量化行為影響不顯著，可能因?yàn)檗r(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)原因使得在施肥選擇上存在“隨大流”現(xiàn)象。在農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿行為轉(zhuǎn)化上，職業(yè)分化對(duì)農(nóng)戶低毒農(nóng)藥施用意愿行為和化肥減量化施用意愿行為一致性均存在正向影響，回歸系數(shù)分別為0.249 1和0.199 2，且均在5%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，這表明職業(yè)分化有助于農(nóng)戶低毒農(nóng)藥施用和化肥減量化上意愿向行為轉(zhuǎn)化，但對(duì)農(nóng)戶采用新型灌溉方式的意愿與行為的影響不顯著，說(shuō)明在職業(yè)分化中有明顯的意愿行為背離現(xiàn)象，其原因可能是農(nóng)戶新型灌溉方式盡管需要相關(guān)灌溉設(shè)施購(gòu)置，而化肥和農(nóng)藥服務(wù)外包比例較大，致使農(nóng)戶職業(yè)分化在新型灌溉方式采用一致性上存在差異。家庭收入對(duì)農(nóng)戶低毒農(nóng)藥施用意愿與行為一致性存在正向影響，回歸系數(shù)為0.231 6，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明家庭收入水平越高，在低毒農(nóng)藥施用意愿與行為的一致性越強(qiáng)，H1b部分得到印證。另外，通過(guò)對(duì)模型1～模型9可以發(fā)現(xiàn)，除職業(yè)分化對(duì)農(nóng)戶灌溉意愿與行為一致性不顯著外，對(duì)農(nóng)戶其他農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿、行為以及意愿行為一致性均存在顯著的影響。這表明，在農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)中，農(nóng)戶的職業(yè)分化程度不僅是家庭收入來(lái)源的表征，對(duì)農(nóng)戶家庭在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中認(rèn)知與行為存在顯著的影響。這是因?yàn)椋杖雭?lái)源差異反映了農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)邏輯的差異，非農(nóng)收入越高的農(nóng)戶更傾向于接受農(nóng)業(yè)綠色種植理念，并付諸行動(dòng)。同時(shí)，收入分化對(duì)農(nóng)戶新型灌溉方式采用行為和低毒農(nóng)藥施用意愿、行為及意愿與行為一致性均存在正向影響，但對(duì)其他綠色生產(chǎn)意愿與行為影響并不顯著，這是因?yàn)榈投巨r(nóng)藥價(jià)格相對(duì)較高，低收入家庭難以承擔(dān)高額農(nóng)藥費(fèi)用。但是，收入分化對(duì)新型灌溉方式和化肥減量化影響不顯著，可能與近幾年農(nóng)村灌溉技術(shù)革新和化肥施用量整體下降有關(guān)。

4.1.2 示范引領(lǐng)

在干部示范上，村干部示范對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿均存在正向影響，系數(shù)分別為0.054 6、0.132 2和0.500 0，且均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明村干部行為對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿提高有較強(qiáng)影響，H2a得到印證。這是因?yàn)榇甯刹渴寝r(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)政策主要傳播者，其政策宣傳與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為直接反映村干部對(duì)政策的理解與認(rèn)知，進(jìn)而影響到農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿。

但是，村干部示范并不一定對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為產(chǎn)生影響?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，干部示范僅對(duì)農(nóng)戶低毒農(nóng)藥和化肥減量化行為存在顯著的正向影響，而對(duì)農(nóng)戶采用新型灌溉方式行為影響不顯著。這可能因?yàn)檗r(nóng)戶是理性人，農(nóng)戶行為是基于家庭稟賦的結(jié)果，灌溉過(guò)程中傳統(tǒng)灌溉設(shè)施并不能立即向新型灌溉設(shè)施過(guò)渡，在農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿行為一致性上，干部示范的影響均不顯著，說(shuō)明在農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿與行為轉(zhuǎn)化上，干部示范的影響尚有不足。這可能與改革開(kāi)放以來(lái)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，且近些年農(nóng)戶外出務(wù)工比例較高，農(nóng)戶家庭收入與農(nóng)村聯(lián)系減弱有關(guān)。在村民引領(lǐng)上，村民引領(lǐng)對(duì)農(nóng)戶采用新型灌溉方式行為顯著，且在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，但對(duì)農(nóng)戶意愿和意愿行為一致性的影響不顯著，這進(jìn)一步說(shuō)明前文農(nóng)戶灌溉設(shè)施更新?lián)Q代需要時(shí)間，H2b部分得到印證。同時(shí)，村民引領(lǐng)僅影響農(nóng)戶低毒農(nóng)藥施用意愿，對(duì)行為和遠(yuǎn)遠(yuǎn)行為的一致性的影響也不顯著，說(shuō)明在農(nóng)藥施用上，農(nóng)戶受村民的影響不是很大。需要指出的是，村民引領(lǐng)對(duì)農(nóng)戶化肥減量化施用意愿、行為及意愿行為一致性上均存在顯著的正向影響，在施肥上農(nóng)戶受村民的影響非常大，這可能與近幾年外出務(wù)工增加，新生代農(nóng)戶對(duì)施肥量和化肥種類(lèi)選擇經(jīng)驗(yàn)不足有關(guān)。

4.2 控制變量

4.2.1 個(gè)人與家庭特征

被調(diào)查者年齡對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿、行為存在差異影響。具體表現(xiàn)在被調(diào)查者年齡對(duì)采用新型灌溉方式和低毒農(nóng)藥施用的意愿和行為均存在正向影響，且分別在不同顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn)，但年齡對(duì)化肥減量化意愿和行為的影響未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且在化肥減量化意愿和行為一致性上存在負(fù)向影響，系數(shù)為-0.042 2，且在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這說(shuō)明年齡越高的農(nóng)戶對(duì)新型灌溉方式采用、低毒農(nóng)藥施用的意愿和行為較強(qiáng)，而年齡較大的農(nóng)戶在化肥減量化意愿行為一致性上存在明顯的背離。文化程度對(duì)低毒農(nóng)藥施用行為存在正向影響，且在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明文化程度越高的農(nóng)戶越傾向于采用低毒農(nóng)藥，這可能與文化程度越高，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥殘留認(rèn)知危害越強(qiáng)有關(guān)。但是，文化程度對(duì)化肥減量化意愿、行為和意愿行為一致性均存在顯著的負(fù)向影響，這說(shuō)明文化程度越高的農(nóng)戶，對(duì)化肥減量化意愿并不強(qiáng)，行為發(fā)生的概率也較低，調(diào)查發(fā)現(xiàn)，由于近十幾年農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，農(nóng)家積肥戶數(shù)較少，積肥量較低，農(nóng)戶農(nóng)家肥施用以購(gòu)置豬糞、鴨糞為主，往往需要購(gòu)置取得，且費(fèi)時(shí)費(fèi)力，而文化程度較高的農(nóng)戶家庭非農(nóng)經(jīng)營(yíng)水平較高，更傾向施用化肥，這一結(jié)論也在戶主文化程度上得到印證?；貧w結(jié)果顯示，戶主文化程度對(duì)新型灌溉方式采用和低毒農(nóng)藥施用的意愿和行為均存在正向影響，且分別在不同顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn)，而對(duì)化肥減量化意愿、行為和意愿行為一致性的影響均不顯著。村莊到縣城距離對(duì)農(nóng)戶低毒農(nóng)藥施用、化肥減量化行為和一致性均存在顯著的負(fù)向影響，說(shuō)明靠近城鎮(zhèn)的農(nóng)戶高毒農(nóng)藥施用的比例較高，化肥施用也較多，這可能與城鎮(zhèn)周邊農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)蔬菜等經(jīng)濟(jì)作物較多有關(guān)。

4.2.2 其他控制變量

回歸結(jié)果顯示，耕地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)戶新型灌溉方式、低毒農(nóng)藥施用和化肥減量化存在顯著的正向影響，這表明，耕地流出的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿較強(qiáng)，綠色生產(chǎn)行為的發(fā)生概率也較高，這可能因?yàn)楦亓鬓D(zhuǎn)降低了農(nóng)戶耕地耕種面積和耕種塊數(shù)，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的灌溉設(shè)施投資和耕地化肥施用量需求能夠有效減少，農(nóng)戶新型灌溉方式采用率較高，農(nóng)家肥施用占比也較大。這一結(jié)論在農(nóng)戶耕地塊數(shù)維度也可得到驗(yàn)證，即耕地塊數(shù)越多的家庭，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的意愿較低，行為發(fā)生的概率也較低，盡管未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，在一定層面也能說(shuō)明農(nóng)戶耕地塊數(shù)的增加加大了農(nóng)戶耕地負(fù)擔(dān)。在耕地類(lèi)型上，耕地類(lèi)型為壤土的農(nóng)戶較黏土、沙土類(lèi)型的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿更強(qiáng)，綠色生產(chǎn)行為發(fā)生的概率也更高，這表明農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿與行為與耕地類(lèi)型關(guān)系密切。耕地狀況認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶新型灌溉方式、低毒農(nóng)藥施用的意愿、行為和意愿行為一致性存在顯著的負(fù)向影響，對(duì)化肥減量化施用的影響不顯著，缺乏耕地狀況清晰認(rèn)知是傳統(tǒng)灌溉方式和高毒農(nóng)藥施用的重要因素，這可能因?yàn)檗r(nóng)戶耕地狀況認(rèn)知需要長(zhǎng)期對(duì)比才能形成正確的認(rèn)知，同時(shí)農(nóng)戶耕地狀況認(rèn)知主要基于自家耕地狀況，缺乏宏觀耕地狀況的整體把握，因而形成了不太符合實(shí)際的耕地狀況認(rèn)知。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)前文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，作者以農(nóng)戶灌溉意愿、行為及意愿行為一致性為例（表2）進(jìn)行檢驗(yàn)。本文對(duì)灌溉技術(shù)成本認(rèn)知、耕地鹽堿化程度認(rèn)知進(jìn)一步進(jìn)行控制，仍按照前文的估計(jì)方法對(duì)各模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果分別為模型10～模型15（表3）。

4.3.1 灌溉技術(shù)成本認(rèn)知

灌溉技術(shù)成本認(rèn)知是農(nóng)戶灌溉方式選擇的重要影響因素，認(rèn)為新型灌溉方式成本較高的農(nóng)戶在耕地灌溉時(shí)采用傳統(tǒng)大水漫灌的可能性越大。一方面，認(rèn)為新型灌溉方式成本越高，意味著農(nóng)戶家庭金融資本相對(duì)薄弱，家庭對(duì)新型灌溉方式設(shè)備購(gòu)置存在資金約束較強(qiáng)。同時(shí)，由于農(nóng)村傳統(tǒng)灌溉時(shí)間較長(zhǎng)，設(shè)備的普及率較高，在家庭資本相對(duì)豐富的農(nóng)戶采用新型灌溉方式的前提下，借用傳統(tǒng)灌溉工具的可能性也就越大。另一方面，灌溉設(shè)施的使用頻率亦是農(nóng)戶采用新型灌溉方式較高的原因。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，滴灌等灌溉工具在一次灌溉流程結(jié)束以后，由于鋪設(shè)的要求較高，農(nóng)戶往往采用“一次鋪設(shè)、多次使用”的方式進(jìn)行，在農(nóng)戶耕地塊數(shù)較多、面積較大的情況下，灌溉設(shè)備的購(gòu)置成本較高，也不利于新型灌溉方式的推廣。若這些影響存在的話，則表2中的模型擬合結(jié)果可能存在偏誤。在模型10～模型13（表3）中，增加了灌溉技術(shù)成本認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶灌溉意愿與行為的影響。對(duì)照表2，已有相關(guān)顯著變量的方向和顯著程度并未發(fā)生顯著變化。

4.3.2 耕地鹽堿化程度認(rèn)知

受氣候和水資源影響，傳統(tǒng)灌溉方式引起的耕地鹽堿化問(wèn)題已日益突出，提高耕地鹽堿化程度認(rèn)知有益于農(nóng)戶新型灌溉方式的采用意愿和行為。農(nóng)戶若對(duì)耕地鹽堿化程度具有認(rèn)知，對(duì)鹽堿化產(chǎn)生的原因較為清楚，采用噴灌、滴灌的意愿較強(qiáng)，行為發(fā)生概率也較高。若該方面影響存在的話，表2中模型擬合結(jié)果則不再穩(wěn)健。在增加了耕地鹽堿化程度認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶灌溉意愿與行為的影響。對(duì)照表2，模型13～模型15（表3）中的顯著變量的方向和顯著程度并未發(fā)生明顯變化。

5 結(jié)論與政策啟示

5.1 結(jié)論

1）" 職業(yè)分化對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿均存在正向影響，回歸系數(shù)分別為0.085 7、0.131 6和0.220 0，且均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著；示范引領(lǐng)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿和行為的影響存在差異。表現(xiàn)在職業(yè)分化對(duì)農(nóng)戶不同綠色生產(chǎn)意愿和行為均存在正向影響，其中村民化肥示范行為和村干部化肥引領(lǐng)行為對(duì)農(nóng)戶綠色生產(chǎn)意愿的影響程度最高，分別為0.500 0和0.743 7，且均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，而村民灌溉示范行為的影響程度較低，僅為0.054 6。農(nóng)戶收入分化對(duì)農(nóng)戶使用低毒農(nóng)藥施用意愿、行為存在正向影響，影響系數(shù)分別為0.074 3和0.245 9，且分別在5%和1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著；除干部灌溉引領(lǐng)行為外，干部示范對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿和行為均存在顯著的正向影響，村民引領(lǐng)對(duì)農(nóng)戶化肥減量化意愿和行為、新型灌溉方式行為和低毒農(nóng)藥施用意愿存在顯著的正向影響。

2）" 被調(diào)查者年齡越高，采用新型灌溉方式、施用低毒農(nóng)藥的意愿越強(qiáng)，影響系數(shù)分別為0.034 0和0.033 4，且均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。同時(shí)被調(diào)查者年齡越高，其采用新型灌溉方式、施用低毒農(nóng)藥的行為發(fā)生概率越高，影響系數(shù)分別為0.040 0和0.059 4，且分別在10%和1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這說(shuō)明，年齡越大的農(nóng)戶，新型灌溉方式、施用低毒農(nóng)藥的采用頻次越高。但被調(diào)查者年齡對(duì)化肥減量化施用意愿和行為不顯著，且對(duì)意愿和行為一致性的影響顯著為負(fù)（-0.042 2），說(shuō)明在農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)中，年齡越大的農(nóng)戶越容易出現(xiàn)意愿和行為相背離。相對(duì)于距離縣城較遠(yuǎn)的農(nóng)戶，距離縣城越近的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)意愿較高，農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為發(fā)生的概率也較高。

5.2 政策啟示

1）" 提高基層干部威信，樹(shù)立農(nóng)業(yè)生產(chǎn)榜樣，加強(qiáng)非正式引導(dǎo)。農(nóng)村是由血緣、親緣組成的熟人社會(huì)，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)意愿與行為受農(nóng)村基層干部和群眾的直接影響。村干部不僅是農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)政策的宣傳者，更是示范者，村干部行為是對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)政策執(zhí)行要求的直接反映，其農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)行為直接反映了其自身對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的政策解讀，因而提高村干部綠色生產(chǎn)政策認(rèn)知能夠?yàn)檗r(nóng)戶樹(shù)立農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)榜樣，對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)政策推廣有重要意義。

2）" 培養(yǎng)務(wù)工技能，拓展務(wù)工渠道，提高農(nóng)戶非農(nóng)收入水平。在我國(guó)廣大農(nóng)村，外出務(wù)工比例在增加、外出務(wù)工時(shí)間在延長(zhǎng)，但外出務(wù)工者工資偏低，其根本原因在于專(zhuān)業(yè)化務(wù)工技能偏低。因而，通過(guò)有針對(duì)性的務(wù)工技能培訓(xùn)能夠有效提高務(wù)工者務(wù)工技能的針對(duì)性，增強(qiáng)農(nóng)戶外出務(wù)工技能，同時(shí)搭建不同類(lèi)型的務(wù)工平臺(tái)，拓展農(nóng)戶外出務(wù)工渠道，減少農(nóng)戶外出務(wù)工的時(shí)間成本，提高農(nóng)戶務(wù)工收入，進(jìn)而提高農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)認(rèn)知，采用意愿和行為。

3）" 加強(qiáng)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)研發(fā)，提高綠色生產(chǎn)補(bǔ)貼，增大推廣覆蓋面。農(nóng)戶是否進(jìn)行農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)，其關(guān)鍵在于成本是否提高，收益是否增加，這是農(nóng)戶理性決策的結(jié)果。鑒于現(xiàn)有農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)投入較高，農(nóng)業(yè)綠色收益尚未有效體現(xiàn)，相關(guān)部門(mén)應(yīng)加大灌溉設(shè)施、低毒農(nóng)藥、高效化肥等研發(fā)力度，持續(xù)推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)投入品的革新。

4）" 提高耕地生態(tài)宣傳力度，提高農(nóng)戶耕地生態(tài)保護(hù)認(rèn)知。農(nóng)戶耕地狀況認(rèn)知對(duì)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)存在負(fù)向影響，其根本原因在于農(nóng)戶對(duì)耕地生態(tài)認(rèn)知與耕地生態(tài)宏觀狀況不一致，因而通過(guò)耕地生態(tài)宣傳，強(qiáng)化農(nóng)戶耕地生態(tài)環(huán)境變化認(rèn)知對(duì)促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)具有重要意義。

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