理性认知、环境规制对中药材种植户绿色生产转型的影响研究

Research on the influence of rational cognition and environmental regulation on the green production transition of Chinese medicinal herb growers: Evidence from Gansu Province and Ningxia Hui Autonomous Region

摘要

为探究内外部因素对农户绿色生产转型的影响，基于甘肃省和宁夏回族自治区980份中药材种植户调研数据，采用综合指数法测度绿色生产转型水平，利用OLS模型和调节效应模型探究理性认知、环境规制及其交互作用对中药材种植户绿色生产转型的影响。结果表明：1）理性认知能够显著促进中药材种植户绿色生产转型；2）环境规制对中药材种植户绿色生产转型具有显著正向影响；3）理性认知与环境规制在影响中药材种植户绿色生产转型过程中存在交互作用；4）理性认知、环境规制及交互项对中药材种植户绿色生产转型的影响在生长节奏和经营主体上存在差异。因此，需要深化种植户的理性认知，激发绿色生产转型的内生动力；完善环境规制体系，增强绿色生产转型的外部驱动力；加强交互协同，实现理性认知与环境规制的双向赋能；实施差异化调节，提升政策对异质性群体的适配性。

Abstract

To explore the influences of internal and external factors on farmers’ green production transition， based on survey data from 980 Chinese medicinal herb growers in Gansu Province and Ningxia Hui Autonomous Region. The comprehensive index method was used to measure the level of green production transition. The OLS model and moderation effect model were used to explore the effects of rational cognition， environmental regulation， and the interaction on the green production of Chinese herbal medicine growers. The findings revealed that： 1） Rational cognition can significantly promote the green production transition of traditional Chinese medicine growers. 2） Environmental regulations exert a positive impact on the green production transition of traditional Chinese medicine growers. 3） There is an interactive effect exists between environmental regulations and rational cognition. 4） The effects of rational cognition， environmental regulations， and their interaction differ across production rhythms and business entities. Therefore， it is necessary to deepen cognitive cultivation so as to strengthen the endogenous motivation for green production transition， optimize the environmental regulation system to enhance the external driving force of green production transition， reinforce interactive synergy to promote the two-way empowerment between rational cognition and environmental regulation， and implement differentiated regulation to improve the adaptability of policies to heterogeneous groups.

Graphical abstract

关键词

理性认知 / 环境规制 / 绿色生产转型 / 交互作用

Key words

rational cognition / environmental regulations / green production transition / interaction mechanism

党的二十大报告明确提出将人民的健康问题置于优先发展的战略位置，强调了建设健康中国的重要性。中药材不仅对人类健康具有独特价值，还承载着生态价值与文化传承功能，是国家重点发展的特色农业产业之一。为推动中药材产业蓬勃发展，国家持续出台政策推动其规模化发展，但部分农户为追求短期利益，生产过程不规范，导致中药材质量安全问题突出^［1-2］。对此，《关于提升中药质量促进中医药产业高质量发展的意见》^［3］《中药生产监督管理专门规定》^［4］等政策要求加强道地药材管理，推广绿色生产技术。尽管在一系列环境规制下，中药材种植户绿色生产转型初见成效，但仍存在主观能动性差和持续参与动力不足等突出问题，制约了中药材产业的可持续发展。因此，推动中药材种植户树立绿色生产理念、激发其绿色生产转型的内生动力，对于实现中药材产业高质量发展具有重要现实意义。

通过文献梳理发现，农户绿色生产转型行为是个体认知与外部情境共同驱动的结果，理性认知是影响农户绿色生产转型行为的前置因素，激活农户转型意愿并使其转化为实际行动；环境规制作为重要的制度工具，是驱动农户转变生产方式、提高绿色生产效率的重要外部因素^［5-6］。具体来说，农户绿色生产是在当前农村生态环境污染和技术有效性认知基础上形成的自觉行为^［7］。已有研究多从单一维度出发，考察农户的生态认知^［8］、绿色认知^［9］、技术认知^［10］以及效益感知^［11］等主观认知对其绿色生产行为的驱动效应。作为理性经济人，农户对绿色生产的认知具有多维性和综合性。但现有研究仍缺乏对农户绿色生产认知的系统审视，鲜有探讨农户理性认知与绿色生产转型之间的内在逻辑机制。另一方面，环境规制具有“创新补偿”效应，能够通过“倒逼机制”推动农户生产方式绿色转型^［12］。为弥补环境规制合规成本，农户也会选择采纳绿色生产方式^［13］。但受制于中药材生产活动的广泛性和分散性，以及生产污染的隐蔽性、长期性和随机性等特点，目前关于环境规制能否有效促进中药材种植户绿色生产转型，学术界尚未达成一致共识。

现有研究为农户绿色生产转型提供了理论支撑，但仍存在深入探索空间。第一，在研究视角方面，现有分析框架多囿于内部或外部单一维度，忽视了农户行为决策的系统性，且内部认知与外部制度间交互作用的深层机制尚未得到充分探讨，尤其缺乏对不同类型环境规制与农户认知之间差异化作用关系的识别。第二，在研究对象方面，已有研究对象多聚焦于高产的果蔬和粮食等农产品，中药材具有种植周期长、生态依赖性强和质量要求严等特点，其转型具有特殊研究价值。第三，在研究情境方面，现有研究对国家重点帮扶县特色产业绿色转型的关注相对有限，尚未充分揭示欠发达地区农户在资源约束、市场风险与政策引导并存条件下的绿色生产转型逻辑。因此，本研究基于社会认知理论，构建“主体感知（理性认知）—情境构建（环境规制）—行为选择（绿色生产转型）”的分析框架，聚焦甘肃、宁夏地区国家重点帮扶县的中药材种植户，在测度理性认知及绿色生产转型水平的基础上，采用最小二乘法（OLS）、调节效应模型和Johnson-Neyman法（J-N法）剖析理性认知、环境规制及其交互效应对绿色生产转型的影响，以期为国家重点帮扶县发展特色产业、推进中药材产业绿色转型提供实证参考与政策启示。

1　理论分析与研究假说

班杜拉提出的社会认知理论指出，个体行为与环境、认知因素密切相关。环境、认知和行为三者作为独立的部分存在，同时又构成了动态的交互关系^［14］。然而，现有社会认知理论框架并未深入研究认知与环境中各要素如何协同影响行为意愿的产生^［15］。实际上，中药材种植户在绿色生产转型决策过程中面临多重约束与现实困境，其行为选择受到个体理性认知、政府环境规制及其交互作用的共同影响。理性认知构成了在不确定环境中分析信息、评估风险并预见决策后果的内在基础，也是驱动绿色生产转型行为的重要逻辑起点；环境规制则通过标准约束、补贴激励与技术推广等方式，界定种植户生产行为的可行边界与成本收益结构，进而影响其绿色生产转型的方向与强度。需要指出的是，理性认知与环境规制对绿色生产转型行为呈现交互影响：二者对绿色生产转型行为的边际作用并非均衡不变，而是可能表现为“替代”或“互补”的非线性特征。基于此，本研究的理论分析遵循“个体认知—情景构建—行为选择”的逻辑框架，系统阐释理性认知、环境规制及其交互作用对绿色生产转型的影响机理，影响机制见图1。

1.1　理性认知对中药材种植户绿色生产转型的影响机制

理性认知是指种植户基于成分收益分析与农业生产经验，对绿色生产的长期价值、风险预期及市场规律形成的系统性理解。农户在绿色生产决策中不仅是“理性经济人”，也是“生态经济人”^［16］，理性认知水平是种植户从传统农业生产方式转向绿色生产方式的重要基础^［17］。

具体而言，种植户的理性认知主要包括经济理性、生态理性、资源理性、社会理性和风险理性5个维度。其中，经济理性是绿色生产的核心动力。种植户在衡量投入与产出的过程中发现，采用绿色生产方式虽然可能在短期内增加成本，但能够显著提升中药材的品质，进而增强市场竞争力，带来更稳定的长期收益，因此更愿意选择绿色生产方式。生态理性是绿色生产的价值基础。随着种植户对土壤退化、生态破坏和农药残留等问题的认识加深，其生态保护意识不断增强，从而更倾向于采取减药减肥、绿色防控和生态种植等方式。资源理性是绿色生产的重要支撑。具备较强资源理性的种植户，更能够从土地、劳动力、资金和技术等资源优化配置的角度出发，选择更高效、更节约和更可持续的生产方式，推动农业生产由传统粗放型向绿色集约型转变。社会理性是绿色生产的外在牵引。在社会规范、政策导向、行业标准和消费者需求的影响下，种植户能够逐渐认识到绿色生产不仅是个体经营选择，也是顺应产业升级和履行社会责任的重要路径，更容易形成绿色转型意愿。风险理性是绿色生产的重要保障。中药材生产面临质量安全、市场波动和生态环境等多重风险，种植户在增强风险理性后，能够更加清晰地认识到绿色生产在降低质量隐患、规避市场风险以及提升经营稳定性方面的积极作用，从而主动实施绿色生产转型。

综上所述，理性认知的5个维度在激发绿色生产动机、强化绿色生产意识、提高绿色生产效率、优化绿色生产决策和分散绿色生产风险层面产生综合作用，系统提升绿色生产转型的深度与可持续性。基于以上分析，提出研究假说：

H₁：理性认知能促进中药材种植户绿色生产转型。

1.2　环境规制对中药材种植户绿色生产转型的影响机制

基于“经济人”假设，农户在利润最大化目标的驱动下，往往倾向于选择“规避风险、安全第一”的生产策略^［18］，而非前期投入成本较高、收益显现滞后且存在不确定性的绿色生产行为。因此，有必要借助外部制度引导、约束其生产决策。现有研究普遍认为，环境污染的负外部性主要通过政府规制与市场机制2种途径实现内部化。然而，环境资源以及农户绿色生产行为具有公共物品属性，且其产权边界难以界定，容易导致市场失灵。在此背景下，环境规制在引导农户绿色生产转型过程中具有不可替代的重要作用^［5］。

环境规制是政府为促进环境保护与农业绿色可持续发展，通过正式或非正式制度安排对农户生产经营行为实施约束、引导与调控的制度性工具。根据李芬妮等^［5］、宋洋等^［19］的研究，环境规制主要包含约束、激励与引导三类。具体来看，约束型规制主要通过经济惩罚或声誉惩罚等手段，提高种植户生产经营成本，增加其心理压力，迫使其规避不合规行为。根据前景理论，种植户对资本损失的敏感度要大于预期收益，若因不合规行为而承担经济等损失，种植户将顺应约束型规制采用绿色生产方式。激励型规制则通过补贴、奖金等经济激励与声誉激励，使种植户有能力采用绿色生产技术和设备，缓解转型压力的同时减少污染排放^［20］。引导型规制主要通过宣传教育强化中药材种植户绿色生产转型意识，开展培训交流促进农户间合作，从意识和资源层面提高其绿色生产转型可能性。

综上所述，不同类型的环境规制对中药材种植户绿色生产转型的影响路径不同。约束、激励、引导三类规制分别从限定违规行为、提供选择和保障、引领自愿参与三方面助推种植户绿色生产转型。基于以上分析，提出研究假说：

H₂：约束型、激励型和引导型环境规制能促进中药材种植户绿色生产转型。

1.3　理性认知与环境规制对中药材种植户绿色生产转型的交互作用

基于理性经济人的假设，农户在追求利润最大化的过程中，必然会权衡绿色生产转型带来的收益。借鉴宋洋等^［19］的研究，本研究假定中药材种植户绿色生产转型行为取决于其获得的效用现值总和，将种植户绿色生产转型行为的间接效用记为μ，效用最大化函数可以表示为：

\mu =\mu \left(\mathrm{R}\mathrm{C},\mathrm{E}\mathrm{R}\right)（1）

式中：RC、ER分别为影响中药材种植户绿色生产转型的理性认知、环境规制。

理性认知和环境规制在中药材种植户行为的各个阶段中以互动的方式影响其绿色生产转型。为刻画这一交互作用机制，构建间接效用函数：

\mu =\mathrm{E}\mathrm{R}\times f\left(\mathrm{R}\mathrm{C}\right)（2）

对间接效用函数进行微分条件假定：假定一，RC>0，ER>0，环境规制作为政府调控手段持续存在，且中药材种植户绿色生产转型行为与其理性认知之间存在紧密关联；假定二，环境规制与理性认知的效用随时间的推移而增加，政府环境规制并非立即见效而是存在一定的滞后效应，同样中药材种植户的理性认知也需要时间的积累才能充分发挥作用；假定三，间接效用函数边际影响呈递减趋势。具体表示如下：

（3）

在假定条件下对式（2）进行全微分和导数变换，整理可得效用函数方程如下：

d\mu =\frac{\partial \mu }{\partial \mathrm{R}\mathrm{C}}\times d\mathrm{R}\mathrm{C}+\frac{\partial \mu }{\partial \mathrm{E}\mathrm{R}}\times d\mathrm{E}\mathrm{R}（4）

将公式（4）改写为弹性形式，并引入理性认知与环境规制的交互作用项：

\frac{d\mu }{\mu }={\eta }_{\mathrm{R}\mathrm{C}}\times \frac{d\mathrm{R}\mathrm{C}}{\mathrm{R}\mathrm{C}}+{\eta }_{\mathrm{E}\mathrm{R}}\times \frac{d\mathrm{E}\mathrm{R}}{\mathrm{E}\mathrm{R}}+{\eta }_{\mathrm{I}\mathrm{N}\mathrm{T}}\times \left(\frac{d\mathrm{R}\mathrm{C}}{\mathrm{R}\mathrm{C}}\times \frac{d\mathrm{E}\mathrm{R}}{\mathrm{E}\mathrm{R}}\right)（5）

式中：{\eta }_{\mathrm{R}\mathrm{C}}=\frac{\partial \mu }{\partial \mathrm{R}\mathrm{C}}\times \frac{\mathrm{R}\mathrm{C}}{\mu }为理性认知的效用弹性；{\eta }_{\mathrm{E}\mathrm{R}}=\frac{\partial \mu }{\partial \mathrm{E}\mathrm{R}}\times \frac{\mathrm{E}\mathrm{R}}{\mu }为环境规制的效用弹性；{\eta }_{\mathrm{I}\mathrm{N}\mathrm{T}}=\frac{{\partial }^{\mathrm{2}}\mu }{\partial \mathrm{R}\mathrm{C}\partial \mathrm{E}\mathrm{R}}\times \frac{\mathrm{R}\mathrm{C}\times \mathrm{E}\mathrm{R}}{\mu }为交互作用的系数，表示理性认知和环境规制之间的交互作用对绿色生产转型的影响。

根据效用最大化原则，理性认知不仅直接作用于中药材种植户绿色生产转型行为的间接效用（\frac{d\mathrm{R}\mathrm{C}}{\mathrm{R}\mathrm{C}}），还通过与环境规制的交互作用（\frac{d\mathrm{R}\mathrm{C}}{\mathrm{R}\mathrm{C}}\times \frac{d\mathrm{E}\mathrm{R}}{\mathrm{E}\mathrm{R}}）影响种植户绿色生产转型行为的间接效用。因此，最终的效用变化为：

d\mu =\frac{\partial \mu }{\partial \mathrm{R}\mathrm{C}}\times d\mathrm{R}\mathrm{C}+\frac{\partial \mu }{\partial \mathrm{E}\mathrm{R}}\times d\mathrm{E}\mathrm{R}+\mu \times {\eta }_{\mathrm{I}\mathrm{N}\mathrm{T}}\times \left(\frac{d\mathrm{R}\mathrm{C}}{\mathrm{R}\mathrm{C}}\times \frac{d\mathrm{E}\mathrm{R}}{\mathrm{E}\mathrm{R}}\right)（6）

环境规制与理性认知共同影响中药材种植户绿色生产转型，在这一过程中可能存在交互现象。具体而言，引导型规制是政府为引导农户采纳绿色生产技术与生态友好型生产方式而实施的非强制性干预手段^［21］。这类规制通过信息传递、技术培训和政策宣传，降低农户获取绿色生产知识的成本，增强对绿色生产的认知，推动其生产决策由经验驱动转向理性驱动。同时，通过示范推广和技术帮扶，将环境目标转化为可操作的生产实践，帮助农户从模糊认知逐步过渡到理性判断和稳定认同。由此可见，引导型规制为理性认知提供知识基础，理性认知为引导型规制落地提供内在动力，二者共同推动农户主动实现绿色生产转型。

与引导型规制的“赋能”作用不同，约束型规制是政府为控制农业面源污染和规范农户生产行为而实施的强制性措施^［22］，可能会抑制理性认知的作用。一方面，过于严苛的约束型规制会增加农户绿色生产的短期遵从成本与行为风险，容易诱发农户的规避心理和抵触情绪，弱化其主动学习绿色生产知识的内在意愿。另一方面，在乡土社会背景下，对绿色生产具有理性认知的农户往往具备较强的生态责任感与社会监督意识，不仅能主动遵守政策规定，还可能对未实施绿色生产的农户进行舆论监督与劝导，这与约束型规制的作用存在功能重叠，使得强制性方式在高理性认知群体中趋于冗余。因此，约束型规制会在一定程度上挤压理性认知对农户绿色生产转型的作用空间。

激励型规制是政府为鼓励农户采纳绿色生产方式而实施的补贴、奖励和经济补偿等一系列激励手段^［23］。虽然这种规制在一定程度上能提升农户绿色生产意愿，但过度依赖经济激励易使农户的生产决策偏向短期收益最大化，而非基于资源、效益与风险的理性判断。当外部经济刺激主导农户的绿色生产认知，农户对绿色生产的系统性理解会不断弱化，甚至形成“为补贴而生产”的被动式行为倾向，削弱其主动学习与自主决策的内在动力。基于此，过度的经济干预会使农户的绿色生产行为停留于利益响应层面，难以实现可持续的认知深化。基于以上分析，提出研究假说：

H₃：理性认知与环境规制在影响中药材种植户绿色生产转型的过程中存在交互作用。

2　研究设计

2.1　数据来源

甘肃省作为全国四大中药材主产区之一，中药材资源具有显著的规模性、多样性与道地性特征，形成了以根茎类大宗药材为主导的产业体系，中药材产业呈现出“道地特色、种类多元、产业集聚”的格局；而宁夏回族自治区的中药材呈现出更鲜明的“地域特产”与“沙旱生”属性，产业风格更侧重于特色品种的精品化与地理标志品牌建设，展现了“特色鲜明、生态依赖、品牌引领”的发展路径。两地中药材产业在资源规模、种类多样性及发展模式等方面存在一定差异，有助于增强本样本的代表性。本研究所用数据源于课题组2024年7—8月在甘肃省和宁夏回族自治区重点帮扶县针对金银花、枸杞、党参和当归等道地药材种植户开展的实地调查，共计11个县57个村。调研采用多阶段分层随机抽样，通过入户访谈和结构化问卷方式收集数据，最终共获得1 058份问卷，剔除缺失、异常的无效问卷，保留有效问卷980份，问卷有效率为92.6%。

2.2　模型设定

2.2.1　基于博弈论的组合权重模型

1）熵值法

由于各指标的量纲和数量级存在差异，需对原始数据进行无量纲化处理。对于正向指标，使用公式（7）进行标准化：

X_{ij}^{\text{'}}=\frac{X_{ij}-\mathrm{m}\mathrm{i}\mathrm{n}\{X_{ij}\}}{\mathrm{m}\mathrm{a}\mathrm{x}\{X_{ij}\}-\mathrm{m}\mathrm{i}\mathrm{n}\{X_{ij}\}}（7）

对于负向指标，使用公式（8）进行标准化：

X_{ij}^{\text{'}}=\frac{\mathrm{m}\mathrm{a}\mathrm{x}\{X_{ij}\}-X_{ij}}{\mathrm{m}\mathrm{a}\mathrm{x}\{X_{ij}\}-\mathrm{m}\mathrm{i}\mathrm{n}\{X_{ij}\}}（8）

式中：X_{ij}为标准化前的原始数据；X_{ij}^{\text{'}}为处理后的结果；\mathrm{m}\mathrm{a}\mathrm{x}\{X_{ij}\}、\mathrm{m}\mathrm{i}\mathrm{n}\{X_{ij}\}分别为各项指标数据的最大值和最小值，i=\mathrm{1,2},\cdots ,m表示样本，j=\mathrm{1,2},\cdots ,n表示指标。经过极差标准化处理后，无论原始数据是正值还是负值，该指标各个观察值的数值变化范围应在0~1，为避免出现负值或零值，在标准化后的数据X_{ij}^{\text{'}}后加上0.001，即Y_{ij}^{\text{'}}=X_{ij}^{\text{'}}+\mathrm{0.001}，便于后续的数据分析与比较。

计算第j个评价指标的熵值H_j，公式如下：

H_j=-\frac{\mathrm{1}}{\mathrm{l}\mathrm{n}\left(m\right)}{\displaystyle \sum _{j=\mathrm{1}}^m}{f}_{ij}\mathrm{l}\mathrm{n}\left(f_{ij}\right)（9）

式中：f_{ij}=\frac{Y_{ij}^{\text{'}}}{{\displaystyle \sum _{i=\mathrm{1}}^m}{Y}_{ij}^{\text{'}}}\left(i=\mathrm{1,2},\dots ,m;j=\mathrm{1,2},\dots ,n\right)。

根据指标熵值计算第j个指标的熵权W_j^o：

W_j^o=\frac{\mathrm{1}-H_j}{n-{\displaystyle \sum _{j=\mathrm{1}}^n}{H}_j}（10）

2）层次分析法

首先，结合绿色生产转型评价体系的结构，将评价体系划分为3个层次，并根据各层指标的重要程度进行专家两两比较评分。设总目标层为A，与准则层B₁、B₂，…,B_n有联系，准则层又与方案层C₁、C₂，…,C_n 有联系，且同一层次的不同指标之间相互独立，构造判断矩阵 M ：

\begin{array}{c}\mathit{M}=\left[\begin{array}{cccc}{B}_{\mathrm{11}}& B_{\mathrm{12}}& \cdots & B_{\mathrm{1}k}\\ B_{\mathrm{21}}& B_{\mathrm{22}}& \cdots & B_{\mathrm{2}k}\\ ⋮& ⋮& ⋮& ⋮\\ B_{k\mathrm{1}}& B_{k\mathrm{2}}& \cdots & B_{kk}\end{array}\right]\end{array}（11）

其次，采用方根法计算各指标的主观权重。计算判断矩阵每行元素的乘积M_p：

M_p={\prod }_{q=\mathrm{1}}^k{b}_{pq}\left(p=\mathrm{1,2},\cdots ,k\right)（12）

式中：M_p为矩阵第p行指标值的乘积；b_{pq}为矩阵第p行第q列的指标值。

计算M_p的k次方根，得到初始权重{\overline{W}}_p：

{\overline{W}}_p=\sqrt[k]{M_p}（13）

对初始权重{\overline{W}}_p进行归一化处理，得到最终主观权重W_p^s：

W_p^s=\frac{{\overline{W}}_p}{{\sum }_{p=\mathrm{1}}^k{\overline{W}}_p}（14）

最后，为确保判断矩阵的逻辑合理性，需进行一致性检验。

计算判断矩阵的最大特征值{\lambda }_{\mathrm{m}\mathrm{a}\mathrm{x}}：

{\lambda }_{\mathrm{m}\mathrm{a}\mathrm{x}}=\frac{\mathrm{1}}{k}{\displaystyle \sum _{p=\mathrm{1}}^k}\frac{{\left(\mathit{M}\times W^s\right)}_p}{W_p^s}（15）

式中：{\left(\mathit{M}\cdot W^s\right)}_p为判断矩阵\mathit{M}与主观权重向量W^s乘积结果的第p个元素。

计算一致性指标\mathrm{C}\mathrm{I}：

\mathrm{C}\mathrm{I}=\frac{{\lambda }_{\mathrm{m}\mathrm{a}\mathrm{x}}-k}{k-\mathrm{1}}（16）

计算一致性比率\mathrm{C}\mathrm{R}：

\mathrm{C}\mathrm{R}=\frac{\mathrm{C}\mathrm{I}}{\mathrm{R}\mathrm{I}}（17）

式中：\mathrm{R}\mathrm{I}为平均随机一致性指标，其取值根据判断矩阵阶数k确定。当\mathrm{C}\mathrm{R}<0.10时，矩阵通过一致性检验。

3）博弈论组合赋权法

博弈论组合赋权法是将不同方法得到的各指标权重进行线性组合，以寻求最优的指标权重的过程。通过层次分析法和熵权法计算出评价指标的权重向量W_{}^s\mathrm{、}{W}_{}^o，构建基于博弈论的组合赋权模型，分别测算中药材种植户绿色生产转型4个维度各指标的权重。设主观权重向量W^s={\left(W_{\mathrm{1}}^s,W_{\mathrm{2}}^s,\dots ,W_n^s\right)}^T，客观权重向量W^o={\left(W_{\mathrm{1}}^o,W_{\mathrm{2}}^o,\dots ,W_n^o\right)}^T，构建线性组合权重向量：

W={\alpha }_{\mathrm{1}}{W}^s+{\alpha }_{\mathrm{2}}{W}^o（18）

式中：{\alpha }_{\mathrm{1}}、{\alpha }_{\mathrm{2}}为线性组合系数，且{\alpha }_{\mathrm{1}}>0、{\alpha }_{\mathrm{2}}>0。

为使组合权重W与客观权重W_{}^o、主观权重W^s偏离程度最小，结合博弈论最小偏离原则，构建目标函数：

\mathrm{m}\mathrm{i}\mathrm{n}{‖{\alpha }_{\mathrm{1}}{W}^s+{\alpha }_{\mathrm{2}}{W}^o-W^s‖}^{\mathrm{2}}+{‖{\alpha }_{\mathrm{1}}{W}^s+{\alpha }_{\mathrm{2}}{W}^o-W^o‖}^{\mathrm{2}}（19）

根据矩阵微分性质，对目标函数求一阶导数并令其等于0，可得到最优组合系数满足的方程组：

\begin{array}{c}\left[\begin{array}{cc}{W}^{sT}{W}^s& W^{sT}{W}^o\\ W^{oT}{W}^s& W^{oT}{W}^o\end{array}\right]\left[\begin{array}{c}{\alpha }_{\mathrm{1}}\\ {\alpha }_{\mathrm{2}}\end{array}\right]=\left[\begin{array}{c}{W}^{sT}{W}^s\\ W^{oT}{W}^o\end{array}\right]\end{array}（20）

求解上述方程组，得到最优组合系数{\alpha }_{\mathrm{1}}^{*}、{\alpha }_{\mathrm{2}}^{*}，对其进行归一化处理：{\alpha }_{\mathrm{1}}^{**}=\frac{{\alpha }_{\mathrm{1}}^{*}}{{\alpha }_{\mathrm{1}}^{*}+{\alpha }_{\mathrm{2}}^{*}}，{\alpha }_{\mathrm{2}}^{**}=\frac{{\alpha }_{\mathrm{2}}^{*}}{{\alpha }_{\mathrm{1}}^{*}+{\alpha }_{\mathrm{2}}^{*}}。

将最优组合系数代入式（18），得到各评价指标的最终组合权重W^{*}：

W^{*}\equiv {\alpha }_{\mathrm{1}}^{**}{W}^s+{\alpha }_{\mathrm{2}}^{**}{W}^o（21）

将各样本的标准化数据Y_{ij}^{}与最终组合权重W^{*}加权求和，得到绿色生产转型综合评价指数C_i，公式如下：

C_i={\displaystyle \sum _{j=\mathrm{1}}^n}{W}_j^{*}{Y}_{ij}^{\text{'}}（22）

式中：W_j^{*}为第j个指标的最终组合权重；C_i为第i个样本的绿色生产转型综合水平，取值范围为［0，1］。

2.2.2　基准回归模型

为分析理性认知、环境规制对中药材种植户绿色生产转型的影响，采用OLS模型和逐步回归模型进行检验。首先，探究理性认知对中药材种植户绿色生产转型的影响，仅对理性认知及控制变量进行回归：

Y_i={\alpha }_{\mathrm{0}}+{\alpha }_{\mathrm{1}}\mathrm{R}{\mathrm{C}}_i+{\alpha }_{\mathrm{3}}{X}_i+{\epsilon }_i（23）

其次，探讨环境规制对中药材种植户绿色生产转型的影响，仅对环境规制及控制变量进行回归：

Y_i={\alpha }_{\mathrm{0}}+{\alpha }_{\mathrm{2}}\mathrm{E}{\mathrm{R}}_i+{\alpha }_{\mathrm{3}}{X}_i+{\epsilon }_i（24）

最后，验证理性认知、环境规制对中药材种植户绿色生产转型的共同作用：

Y_i={\alpha }_{\mathrm{0}}+{\alpha }_{\mathrm{1}}\mathrm{R}{\mathrm{C}}_i+{\alpha }_{\mathrm{2}}\mathrm{E}{\mathrm{R}}_i+{\alpha }_{\mathrm{3}}{X}_i+{\epsilon }_i（25）

式中：被解释变量Y_i为中药材种植户i的绿色生产转型水平；核心解释变量\mathrm{R}{\mathrm{C}}_i、\mathrm{E}{\mathrm{R}}_i分别为理性认知和环境规制；X_i为影响绿色生产转型的一系列控制变量；{\epsilon }_i为误差项；{\alpha }_{\mathrm{0}}为待估参数。

2.2.3　调节效应模型

为检验环境规制在理性认知影响中药材种植户绿色生产转型中的调节机制，设计如下模型：

Y_i={\alpha }_{\mathrm{0}}+{\alpha }_{\mathrm{1}}^{"}\mathrm{R}{\mathrm{C}}_i+{\alpha }_{\mathrm{2}}^{\text{'}}\mathrm{E}{\mathrm{R}}_i+\alpha \mathrm{R}{\mathrm{C}}_i\times \mathrm{E}{\mathrm{R}}_i+{\alpha }_{\mathrm{3}}^{"}{X}_i+{\alpha }_i^{"}（26）

式中：\mathrm{R}{\mathrm{C}}_i\times \mathrm{E}{\mathrm{R}}_i为理性认知与环境规制的交互项，其余变量的含义同式（23）~（25）。

2.3　变量定义及描述性统计

1）被解释变量：绿色生产转型。本研究使用综合指数法，参考相关研究^［24-25］，选择化学投入减量化、绿色生产技术替代化、废弃物无害化和农产品绿色化4个维度综合测算绿色生产转型，具体指标见表1。其中，层次分析法的一致性比率CR为0.081（<0.1），通过一致性检验。

2）核心解释变量：①理性认知。借鉴相关研究^{［11，16］}，从经济理性、生态理性、资源理性、社会理性和风险理性5个维度测度种植户对绿色生产的理性认知。各问题采用李克特五级量表测度，1~5级分别代表完全不同意、不同意、一般、比较同意和非常同意，具体指标见表2。对理性认知11个题项进行探索性因子分析，Harman单因子检验结果显示首个因子方差解释率为29.750%（<40%），表明样本不存在严重的共同方法偏差。其次，进行信度和效度检验，量表的Cronbach’α系数为0.894，表明量表的信度良好；KMO值为0.830，Bartlett球形检验统计值在1%的统计水平上显著，累计方差解释率为77.963%（>60%），表明量表的效度良好，适合做因子分析。此外，各题项的因子载荷均超过0.6，说明测量模型具有良好的收敛效度。②环境规制。参考王弘烨等^［26］、谢芳宇等^［27］的研究，约束型规制通过“2023年，中药材种植户参与政府绿色生产宣传教育、培训的次数”来衡量；激励型规制通过“2023年，中药材种植户的非绿色生产行为受到政府禁止、批评或处罚的次数”来衡量；引导型规制通过“2023年，中药材种植户因绿色生产行为获得政府价格补贴、实物兑换、表扬奖励等的次数”来衡量。

3）控制变量：借鉴既有研究^{［18，28］}，结合中药材种植特点，纳入中药材种植户个体特征、家庭特征和环境特征等相关变量，并设置省份虚拟变量，以控制其他因素对估计结果的干扰。其中，个体特征变量包括种植户年龄、受教育年限和健康状况等，家庭特征变量包括家庭存款、参与合作社、党员/村干部和农业收入占比等，环境特征包括中药材GAP基地（中药材生产质量管理规范基地）、土地权属稳定性、土地撂荒数等。具体变量定义及描述性统计见表3。

3　结果与分析

3.1　基准回归分析

在进行回归分析前，为了提高模型估计结果的可靠性，本研究对变量进行了多重共线性检验。在对年龄变量进行中心化处理后，各变量的VIF值介于1.02~2.07（<10），说明各变量间不存在多重共线性。然后，通过OLS模型，采用逐一引入变量的方法对980个样本进行回归处理（表4）。

表4模型（3）结果显示，理性认知的系数为0.085 2，在1%的水平上正向显著，表明对绿色生产具有理性认知的中药材种植户，绿色生产转型的可能性更大，假说H₁得到验证。具备较强理性认知的种植户更倾向于将绿色生产视为兼顾自身长期利益和社会责任的理性选择，进而显著提高绿色生产转型的可能性。同时，约束型、激励型和引导型规制均显著促进种植户绿色生产转型，假说H₂得到验证。但不同类型的环境规制对种植户绿色生产转型的影响程度不同，这与沈玉洁等^［6］的研究结论一致。相较于约束型和引导型规制，激励型规制对种植户绿色生产转型的影响程度更高。可能是因为财政补贴和税收减免等经济手段能直接减轻种植户绿色生产转型的成本压力，降低其试错风险^［29］。同时，农户具有损失厌恶心理，激励型规制的奖励手段更容易被种植户接受，促使其实现绿色生产转型。此外，激励型规制还包括口头表扬和绿色药材认证等，有利于塑造良好的品牌形象、提升产品认可度，进而推动种植户绿色生产转型。

根据表4模型（3）可知，在个人特征中，年龄的系数显著为正，而年龄平方的系数显著为负，呈现出“倒U型”关系，说明中药材种植户的绿色生产转型程度随着年龄增加先上升后下降，其峰值位于55岁附近。中年种植户往往拥有较丰富的生产经验，能够快速理解并掌握绿色生产技术的操作方式，进而显著降低了绿色生产转型的门槛；但是随着年龄进一步增长，尤其是进入老年阶段后，种植户学习新技术的意愿和能力逐渐下降，风险规避倾向不断增强，使得绿色生产转型进程放缓甚至倒退。此外，健康状况显著促进了种植户绿色生产转型。健康状况直接影响种植户的劳动力供给，拥有良好身体素质的种植户能够实现精细化田间管理，减少对化学投入品的依赖，进而推动绿色生产转型。

在家庭特征中，参与合作社、党员/村干部和农业收入占比显著正向影响种植户绿色生产转型。合作社通过规模经济优势，建立统一的生产资料供应体系，降低了种植户绿色生产转型所需的交易成本，推动种植户采纳绿色生产方式^［30］。同时，合作社内部成员通过经验分享与技术交流，能够有效降低绿色生产的复杂性与感知风险，推动种植户绿色生产转型。家中有党员/村干部的种植户能更精准地获取并解读绿色生产政策，更容易获得及时可靠的技术指导与服务，有效降低了绿色生产转型的信息不对称^［31］。更为重要的是，村干部身份所带来的政治责任感、制度信任及示范效应，内在地提升了绿色生产转型的意愿，使其成为乡村绿色生产转型网络中的关键节点与扩散源。农业收入占比可以衡量农业生产在家庭经济结构中的地位。农业收入占比较高的种植户会更加重视农业可持续发展，进而采取绿色生产方式以获得长期经济效益。

在环境特征中，位于中药材GAP基地的种植户绿色生产转型意愿更高。调研中发现，中药材GAP基地往往通过强制性或引导性手段实施绿色生产标准，降低了种植户偏离绿色生产方式的可能性。同时，基地所配套的技术指导、基础设施及质量检测体系，为种植户绿色生产转型提供了关键的技术与物质保障。更为重要的是，基地通常拥有更强的市场议价能力、品牌溢价效应和更稳定的产品销售渠道，推动种植户将外部转型压力转化为内在的经济动力。

3.2　内生性检验

由于遗漏变量和选择性偏误等问题，理性认知、环境规制与中药材种植户绿色生产转型之间可能存在内生性，回归结果产生偏误。为此，本研究运用因子分析法测度理性认知、采用熵值法计算环境规制的综合指数，以弱化单一维度的理性认知、环境规制指标可能存在的内生性问题，同时运用两阶段最小二乘法（2SLS）进一步解决内生性问题。

对于理性认知，借鉴孙子烨等^［32］的研究，选择“同村其他农户的理性认知水平”作为工具变量。其合理性在于：其一，在农业生产中，同村农户通过技术扩散、信息交流和经验分享会形成趋同的认知模式，满足工具变量的相关性要求。其二，同村其他农户的理性认知水平由村庄整体信息环境、邻里互动与群体共识等因素共同决定。这种典型的社会结构变量独立于特定农户自身的禀赋与经营能力，不会直接决定该农户的生产行为，满足外生性要求。对于环境规制，参考王欢等^［33］的研究，选择“中药材种植户到乡镇农业部门的距离”作为工具变量。从政策执行来看，种植户到乡镇农业部门的距离是影响环境相关政策宣传与推广的重要因素。对于单个农户而言，其居住地与农业部门之间的距离是既定的客观事实，与绿色生产转型行为没有直接联系，属于外生变量。

表5结果显示，在2SLS估计的第一阶段，同村其他农户的理性认知水平和到乡镇农业部门的距离均在1%的水平上显著，满足工具变量相关性条件；第二阶段中，理性认知和环境规制均显著正向影响绿色生产转型，与基准回归结果一致。此外，识别变量有效性检验显示，Kleibergen-Paap rk LM统计量均在1%的水平上显著，拒绝了工具变量识别不足的原假设；Cragg-Donald Wald F统计量分别为28.725、18.729，高于Stock-Yogo弱识别检验10%水平的临界值16.38，进一步拒绝了工具变量是弱识别的原假设。

3.3　稳健性检验

为检验表4基准回归结果的稳健性，本研究采用替换因变量、删减样本和5%缩尾3种方式进行验证，结果见表6。首先，为减少综合指标构建可能带来的偏误，本研究采用有机肥施用、生物农药施用、节水灌溉设备使用、绿色防控技术采纳、保护性耕作和农业废弃物回收等绿色生产行为的数量重新定义绿色生产转型水平。替换因变量后的结果显示，理性认知、约束型规制、激励型规制和引导型规制仍在1%的水平上显著正向影响种植户绿色生产转型，与基准回归结果一致。其次，为避免极端样本估计导致结果存在误差，将年龄低于30岁和高于70岁的种植户样本剔除，理性认知和3种环境规制均能显著促进种植户绿色生产转型，进一步说明估计结果的稳健性。最后，为减少异常值的影响，对所有连续变量进行5%缩尾处理，结果显示，理性认知、环境规制的系数仍显著为正，表明研究结果具有稳健性。

3.4　理性认知与环境规制对中药材种植绿色生产转型的交互作用

表4模型（3）结果显示，在加入环境规制变量后，理性认知的系数由0.151 2变为0.085 2。可能是在环境规制的影响下，理性认知对种植户绿色生产转型的促进作用被弱化。为验证理性认知与环境规制在影响种植户绿色生产转型过程中的交互作用，运用调节效应模型、调节效应图和J-N法进行检验。

3.4.1　交互作用结果分析

表7结果显示，理性认知与引导型规制的交互项在1%统计水平上正向显著，表明理性认知和引导型规制对种植户绿色生产转型的影响呈现出互补关系。具有理性认知的种植户能够内在理解并认同绿色生产的必要性，而引导型规制为种植户提供绿色生产的外部支持，二者相互促进，共同推动种植户绿色生产转型。理性认知与约束型、激励型规制的交互项均在1%统计水平上负向显著，与主效应的作用方向相反，这表明理性认知和约束型、激励型规制对种植户绿色生产转型的影响呈现出部分替代关系。当约束型、激励型规制强度达到阈值时，将压制理性认知的作用空间，进而形成替代效应。假说H₃得到初步验证。

此外，相较于激励型规制，约束型规制对理性认知的替代效应更强。进一步分析发现，约束型规制通过明确的行为禁令、处罚标准与监督机制，直接划定生产行为的合规边界，弱化了理性认知在决策中的主导作用。调研中了解到，部分种植户即使对绿色生产的认知不足，也会因避免处罚而被动调整生产行为，遵循绿色生产要求。这种行为选择更多依赖制度约束，而非自身理性认知的驱动，从而表现出更强的替代效应。

为了更明确地展示环境规制的调节作用，以环境规制的平均值为基准，按高于和低于平均值一个标准差分为高环境规制组和低环境规制组，制作调节效应图进一步分析（图2）。相较于低引导型规制，高引导型规制斜率更大，趋势更陡，表明引导型规制在从低变高的过程中，理性认知对种植户绿色生产转型的影响变强，即引导型规制增强了理性认知对绿色生产转型的促进作用（图2（a））；相较于高约束型、高激励型规制，低约束型、低激励型规制斜率更大，趋势更陡，说明约束型、激励型规制削弱了理性认知对绿色生产转型的促进作用，与假说H₃一致（图2（b）和2（c））。

3.4.2　交互作用的影响变化

为进一步讨论环境规制的调节作用，根据调节效应结果绘制J-N图（图3）。当引导型规制低于临界值-5.084 7（β=0.039 8，95%CI=［0.000 0，0.079 6］）时，条件效应的置信区间包含0，引导型规制的调节作用并不显著。当引导型规制临界值高于-5.084 7时，理性认知对绿色生产转型的置信区间都在0以上，理性认知对绿色生产转型的影响随着引导型规制升高而增强。此外，当约束型规制临界值低于6.279 6（β=0.028 9，95%CI=［0.000 0，0.057 8］），激励型规制临界值低于9.956 7（β=0.036 0，95%CI=［0.000 0，0.072 1］）时，理性认知对绿色生产转型的置信区间都在0以上，理性认知对绿色生产转型的影响随着约束型规制和激励型规制的增强而降低。由此可见，环境规制的调节作用存在边界，政府应注意规制力度，避免过强的环境规制失效或抑制理性认知的促进作用。

3.5　异质性分析

3.5.1　生长节奏异质性

根据调研地中药材种植现状，并结合作物生长节奏，将中药材划分为高频多年生（如金银花、枸杞）和低频多年生（如黄芪、当归、党参）2组，进行分组回归。表8显示，理性认知能够推动高频多年生和低频多年生中药材种植户绿色生产转型，且2组之间无明显差异。在种植低频多年生中药材的农户中，引导型规制的正向调节作用更强（表8）。主要是因为多年生中药材的生产周期较长、前期投入较大且经营方式的路径依赖较强，种植户在转型过程中面临更高的信息不确定性与决策风险，更需要借助引导型规制来推动理性认知向绿色生产行为转化。同时，激励型规制在该类农户中的负向调节作用更为明显，说明补贴和奖励等外部激励在一定程度上使种植户绿色转型更多依赖短期收益驱动，弱化了理性认知的作用。相比之下，约束型规制主要通过刚性的外部约束直接规范生产行为，虽然具有负向调节作用，但其作用机制具有较强的统一性和普适性，因此在不同类型种植户之间未表现出显著差异。

3.5.2　经营主体异质性

随着乡村振兴战略的推进，以土地与服务规模化为主要特征的新型农业经营主体逐渐成为推动小农户绿色生产转型的“领头雁”^［34］。参考张曦等^［35］的研究，将种植户划分为普通种植户和新型农业经营主体（家庭农场、合作社等）2组进行回归。表9显示，理性认知能够推动普通种植户和新型农业经营主体实现绿色生产转型，且2组之间无明显差异。相较于普通种植户，在新型农业经营主体中，引导型规制的正向调节作用和约束型规制的负向调节作用更大。激励型规制在2组中都具有显著的负向调节作用，但无明显差异。进一步分析发现，新型农业经营主体通常具备更高的组织化程度、技术吸纳能力和市场导向意识，对成本收益和政策风险等信息更为敏感，因此，引导型规制能够更有效地嵌入其经营决策链条，放大理性认知对绿色生产转型的正向驱动效应。同时，新型农业经营主体组织化程度更高，生产标准更规范，对政策约束和监管要求更为敏感。严格的约束型规制可能会增加其合规成本与管理负担，对理性决策产生挤出或抑制效应。虽然经济激励通过提供直接的外部收益补偿降低了种植户对自身理性认知的依赖程度，但这种作用机制在不同经营主体间具有一致性，因此未表现出显著的组间差异。

4　结论与政策建议

本研究基于甘肃和宁夏地区重点帮扶县980份中药材种植户调研数据，实证检验了理性认知和环境规制对绿色生产转型的交互影响。研究结果表明：第一，理性认知能显著促进中药材种植户绿色生产转型。第二，环境规制对种植户绿色生产转型具有显著正向影响，但不同类型的环境规制对中药材种植户绿色生产转型的影响程度不同。第三，理性认知与环境规制在影响中药材种植户绿色生产转型的过程中存在交互作用，引导型规制与理性认知之间存在互补关系，而约束型规制、激励型规制与理性认知之间存在替代关系。第四，相较于种植高频多年生中药材的农户，在种植低频多年生中药材的农户中，引导型规制的正向调节作用更大，激励型规制的负向调节作用更大，约束型规制负向调节作用无明显差异；而相较于普通种植户，在新型农业经营主体中，引导型规制的正向调节作用更大，约束型规制的负向调节作用更大，激励型规制的负向调节作用无明显差异。

基于上述结论，提出如下政策建议：第一，深化理性认知，激发绿色生产转型的内生动力。应着力提升种植户对绿色生产综合收益的认知水平，使其充分认识到绿色生产在提升产品质量、稳定市场价格、增强抗风险能力和拓展长期收益空间等方面的积极作用，推动绿色生产由外部政策要求转化为农户的理性选择。同时，依托村两委、合作社带头人及示范户等乡村精英，构建认知扩散网络，通过示范带动与口碑传播降低农户对绿色技术的不确定性感知，促进理性认知向内生动力转化。第二，完善环境规制体系，增强绿色生产转型的外部驱动力。要持续强化引导型规制，通过完善绿色技术推广体系、加强绿色标准培训、健全绿色信息服务平台以及组织订单式生产指导等方式，将政策引导嵌入绿色生产全过程。约束型规制应突出底线约束、规则透明和执法规范，并通过设置过渡期和提供适度补偿等措施缓解短期调整压力。激励型规制需要将普惠式补贴与绩效导向型激励相结合，切实提高政策激励的针对性和有效性。第三，加强交互协同，实现理性认知与环境规制的双向赋能。一方面，构建理性认知与引导型规制协同增效的制度环境。通过完善绿色技术培训、政策宣传、示范推广和信息共享体系，增强种植户对绿色生产的理解、认同与行动能力，使外部政策引导与内部理性认知形成协同发力、相互促进的良性机制。另一方面，精准、适度使用约束型和激励型规制，防范政策工具对理性认知的替代效应。约束型规制应注重监管强度与实施弹性，避免单纯依赖行政命令和处罚措施挤压种植户的自主决策空间，将刚性约束与教育引导相结合，推动种植户由“被动服从”向“主动转型”转变。提升激励型规制的精准性和持续性，将物质激励与能力建设、认知提升相结合，防止种植户过度依赖外部经济刺激而弱化内生认知基础。第四，实施差异化调节，提升政策对异质性群体的适配性。针对种植低频多年生中药材的农户，以强化绿色认知、完善技术服务和稳定收益预期为重点，建立覆盖种植全过程的绿色技术服务体系与嵌入式推广网络，并通过订单农业、优质优价和风险保障等机制增强其绿色转型信心，推动政策支持向长期能力积累转化。对于新型农业经营主体，应加强标准化、可追溯和责任化治理，构建全链条监管体系，并将其纳入绿色认证、品牌建设、金融支持和市场准入等联动机制，通过外部制度推动理性认知向绿色生产行为转化。

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基金资助

国家社会科学基金项目(23CJY052)

陕西省哲学社会科学研究专项一般项目(2026YB0404)