內(nèi)容摘要：本文以江西省98家綠色食品農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)為樣本，運用回歸模型，實證分析扶持政策與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度的關(guān)系。結(jié)果顯示，品牌補貼和生態(tài)基地補貼政策等專門性綠色產(chǎn)品扶持政策有利于提升綠色食品農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色化強度。但貸款貼息政策和稅收減免等通用性支持政策，不能提高其綠色化強度。進一步分析，農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色化強度與其綠色產(chǎn)品銷售收入占總農(nóng)業(yè)收入的比重關(guān)系不顯著。農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度越高，其利潤越低。這些結(jié)果揭示了農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)普遍存在“漂綠”行為，而這正是農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)開發(fā)綠色食品的重要動機。

關(guān)鍵詞：扶持政策 農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè) 綠色食品開發(fā)強度 綠色食品開發(fā)動機

中圖分類號：F320 文獻標識碼：A

引言

我國是農(nóng)業(yè)大國，國家“十二五”規(guī)劃報告中把“完善現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系，發(fā)展高產(chǎn)、優(yōu)質(zhì)、高效、生態(tài)、安全農(nóng)業(yè)”放在十分突出的位置，彰顯政府對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重視。

1996-2013年間，我國認證綠色產(chǎn)品標志的企業(yè)數(shù)量每年以20.6%的速度增長，綠色食品品牌標志每年以25.3%的速度增長，實物產(chǎn)量每年以25.8%的速度增長，出口額以48.6%的速度增長，年銷售額以23%的速度增長，產(chǎn)地監(jiān)測面積以18.4%的速度增長（王運浩，2014），我國綠色食品產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成功跨越產(chǎn)業(yè)形成期，處于成長期向成熟期過渡階段（韓陽，2010）。但我國綠色食品產(chǎn)業(yè)仍面臨著企業(yè)規(guī)模小、市場集中低等難題（王德章、李翠霞、杜會永，2011；宋國宇、王錦良、尚旭東，2011）。

筆者根據(jù)中國綠色食品統(tǒng)計年報資料（2006-2013），將綠色食品總規(guī)模除以企業(yè)數(shù)量，發(fā)現(xiàn)每個企業(yè)擁有的綠色食品品牌標志平均每年只以3.8%的速度增長，銷售額只以1.9%的速度增長，產(chǎn)地監(jiān)測面積以1.8%的速度負增長。根據(jù)這些數(shù)據(jù)，筆者進一步測算出：綠色食品企業(yè)數(shù)量的擴張為產(chǎn)業(yè)快速成長提供80%的貢獻率，企業(yè)內(nèi)部綠色化擴張帶來的貢獻率卻不足20%。由此可以推測：由于政策扶持的作用，農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)對綠色食品認證較為積極，導(dǎo)致參與開發(fā)綠色食品的農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)數(shù)量快速增長，而企業(yè)進入綠色食品行業(yè)之后，企業(yè)卻缺乏綠色化擴張的動力。兩種力量共同作用，導(dǎo)致綠色食品產(chǎn)業(yè)集中度偏低。劉呈慶（2010）發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)往往采用“局部綠色化”策略。張明林（2011）指出，農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)可能通過獲得綠色食品標志“漂綠”企業(yè)，進而促進企業(yè)其它農(nóng)產(chǎn)品銷售，從而提高企業(yè)效益。但這些推測并未得到實證驗證，需要學(xué)術(shù)界進行實證分析，并剖析綠色食品農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)不愿意綠色化擴張的根源。

國外相關(guān)研究中，st，K.，Shanahan，H C.（2010）指出，由于綠色食品供應(yīng)鏈之間存在信息鴻溝，生產(chǎn)企業(yè)的綠色產(chǎn)品難以獲得順利銷售，從而降低了其擴張的積極性。Barr，S.，F(xiàn)ord，N. & Gilg，A.（2005）從消費者角度分析，如果綠色產(chǎn)品不能確保質(zhì)量，將降低消費數(shù)量。Lockwood，D.（2008）認為，政府規(guī)制非常重要，但目前面臨著重要挑戰(zhàn)。Nakada，M.（2004）通過實證分析認為，當(dāng)前許多國家環(huán)境政策并未促使綠色食品產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展。

但總體上看，“扶持政策與農(nóng)業(yè)企業(yè)綠色食品開發(fā)行為之間關(guān)系”的研究成果還不豐富。本文從微觀視角，實證研究“扶持政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度的影響效果”，并在此基礎(chǔ)上，進一步探索和揭示農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)行為動機，研究結(jié)論將為優(yōu)化我國綠色食品扶持政策提供重要的理論依據(jù)。

數(shù)據(jù)來源與樣本描述

（一）數(shù)據(jù)來源

為了獲取扶持政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度影響的真實數(shù)據(jù)，本課題組于2014年2-5月深入到江西省下轄地區(qū)，選擇具有代表性的、獲得綠色食品標志5年以上的農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)，通過對企業(yè)家進行座談與問卷調(diào)查，了解農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)情況及其獲得扶持政策情況。此次調(diào)研區(qū)域分布在江西省的6個地區(qū)共20個縣市，分別為南昌、九江、贛州、宜春、撫州、上饒，從樣本的地域分布來看，樣本具有較好的代表性。此次調(diào)研發(fā)放120份問卷，剔除缺失關(guān)鍵數(shù)據(jù)的無效問卷，共收回98份有效問卷，問卷有效率81.67%。

（二）樣本描述

從表1可以看出：本次調(diào)研樣本中省級以上農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)有13家，占比13.3%，縣市級農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)占86.7%；近5年開發(fā)綠色食品數(shù)量1-2個的農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)共28家，占28.6%，3-6個綠色食品的占50%，而超過6個綠色食品的占21.4%；近5年綠色產(chǎn)品年平均銷售收入0-500萬元的農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)76個，占比77.6%，而年平均銷售收入超過500萬元只有22家，占比22.4%；此外，近5年農(nóng)產(chǎn)品年平均銷售收入0-500萬元的農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)34個，占比34.7%，銷售收入在500-1000萬元之間的企業(yè)共45家，占比45.9%，銷售收入在1000萬元以上的企業(yè)共18家，占比18.4%；企業(yè)年平均利潤超500萬元的占33.7%，100-500萬占54.1%，少于100萬的占12.2%；農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色產(chǎn)品數(shù)量增長率超10%的占30%，小于等于10%的占70%；農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色產(chǎn)品銷售收入增長率超10%的占24.5%，小于等于10%的占75.5%；農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色產(chǎn)品數(shù)量占農(nóng)產(chǎn)品種類比率超10%的占37.8%，小于等于10%的占62.2%；農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色產(chǎn)品銷售收入占總農(nóng)業(yè)收入比率超10%的占31.6%，小于等于10%的占68.4%。

研究思路與變量處理

本研究主要從兩個層面展開研究：首先，實證分析扶持政策投入量與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度的關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，進一步揭示農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)行為動機。

（一）扶持政策與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度的關(guān)系

1.基本模型。我國綠色食品產(chǎn)業(yè)扶持政策主要指各級政府部門，如綠色食品發(fā)展中心、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化辦公室、發(fā)改委、科技等多個部門提供的資源支持，具體包括稅收減免、貸款減息、綠色產(chǎn)品認證補貼、基地建設(shè)補貼、項目支持、物流支持、培訓(xùn)支持等多種形式。其中，綠色品牌補貼量、生產(chǎn)基地建設(shè)補貼量、貸款貼息金額、稅收減免金額四項是主要的支持政策，因此本研究以這4項政策支持金額作為自變量。因變量為綠色食品開發(fā)強度。綠色食品開發(fā)強度是指綠色食品農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)開發(fā)綠色食品的程度和速度。綠色食品開發(fā)程度是指綠色食品標志數(shù)量占其總農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量比率（Y1），綠色食品銷售收入與農(nóng)業(yè)總銷售規(guī)模的比例（Y2）；綠色食品開發(fā)速度是指綠色產(chǎn)品標志數(shù)量增長率（Y3）和綠色產(chǎn)品銷售收入增長率（Y4）。顯然，綠色食品開發(fā)強度（Y）是一個綜合指標，需要進行綜合測度和評價。因此本研究采用模型如下：

Y=ax1+bx2+cx3+dx4+ε （1）

式（1）反映了農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色產(chǎn)品開發(fā)：x1為綠色品牌補貼量；x2為生態(tài)基地建設(shè)補貼量；x3為貸款貼息額；x4為稅收減免量；ε為隨機干擾項，a、b、c、d為變量系數(shù)。本文從自變量的系數(shù)，判斷各扶持政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度的影響方向和程度，以及判斷總扶持政策對綠色食品開發(fā)強度的綜合影響效果。

2.變量處理。政策支持變量將按5年4項政策實際投入量總量進行處理；綠色產(chǎn)品標志數(shù)量指企業(yè)獲得農(nóng)業(yè)部認證的綠色產(chǎn)品標志的個數(shù)；綠色食品標志數(shù)量占其總農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量比率（Y1）是指5年來平均比率；綠色食品銷售收入與農(nóng)業(yè)總銷售規(guī)模的比例（Y2）是指5年來平均比率；綠色產(chǎn)品標志數(shù)量增長率（Y3）可用5年內(nèi)新增的綠色產(chǎn)品標志除以基期綠色產(chǎn)品標志；綠色食品銷售收入增長率（Y4）是指5年內(nèi)企業(yè)綠色產(chǎn)品銷售增長額除于基期綠色產(chǎn)品銷售額。

本研究采用熵權(quán)方法來測算農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度4個具體指標的權(quán)重。熵理論最早是由申農(nóng)引入信息論，目前已經(jīng)在工程技術(shù)、社會經(jīng)濟等領(lǐng)域得到了非常廣泛的應(yīng)用（劉剛，2010）。熵權(quán)法的基本思路是根據(jù)指標變異性的大小來確定客觀權(quán)重（張方，2011）。熵權(quán)方法的優(yōu)點是可以客觀測定權(quán)重，排除主觀因素的影響。一般來說，若某個指標的信息熵Ej越小，表明指標值的變異程度越大，提供的信息量越多，在綜合評價中所能起到的作用也越大，其權(quán)重也就越大。相反，某個指標的信息熵Ej越大，表明指標值的變異程度越小，提供的信息量也越少，在綜合評價中所起到的作用也越小，其權(quán)重也就越小。利用熵權(quán)法進行評價的基本步驟如下：

第一，數(shù)據(jù)標準化。將各指標數(shù)據(jù)進行標準化處理。

第二，求各指標信息熵。根據(jù)信息論中信息熵的定義，一組數(shù)據(jù)的信息熵，其中，如果pij=0，則定義。

第三，求各指標權(quán)重。根據(jù)信息熵的計算公式，計算出各個指標的信息熵為 E1，E2，…，Ek。通過信息熵計算各指標的權(quán)重：

第四，綜合評價。利用熵權(quán)法求出的指標權(quán)重值乘以指標數(shù)據(jù)加總得到綜合評價值。

（二）農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)行為動機實證研究

劉呈慶（2010）指出農(nóng)業(yè)龍頭綠色食品開發(fā)戰(zhàn)略呈現(xiàn)“局部化”現(xiàn)象。進一步指出農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)存在“漂綠行為”。張明林（2011）指出，所謂“漂綠行為”就是指農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)通過申報綠色食品標志產(chǎn)品，使企業(yè)成為綠色食品企業(yè)，再通過綠色化宣傳提升企業(yè)和品牌形象，達到提高農(nóng)產(chǎn)品總銷售收入的目的。由于綠色開發(fā)成本高于普通農(nóng)產(chǎn)品開發(fā)成本，所以農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)一旦申報綠色食品標志，出于節(jié)約成本目的，會降低綠色食品開發(fā)強度。根據(jù)上述邏輯，本文推斷：農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度與其綠色食品銷售收入正相關(guān)，與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)總利潤關(guān)系負相關(guān)，與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)總收入無關(guān)。

該部分研究采用線性模型如下：

Z=a+bY+ε （2）

式（2）反映了農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色產(chǎn)品開發(fā)強度：Z為被解釋變量，可分別為Z1綠色食品銷售收入，Z2農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)總收入，Z3農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)總利潤。ε為隨機干擾項，a為常數(shù)項，b自變量系數(shù)。

綠色產(chǎn)品開發(fā)強度變量Y測度同上。Z1綠色食品銷售收入為5年平均值、Z2農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)總收入為5年平均值，Z3農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)總利潤均為5年平均值。

實證分析

（一）扶持政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度影響效果分析

本文利用SPSS19.0 軟件對98個樣本的數(shù)據(jù)運用回歸方法擬合多元線性模型，結(jié)果如表2所示。

從表2中的模型1可見：其F值為37.3，R2為0.67，模型整體通過檢驗。綠色食品標志數(shù)量占其總農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量比率（Y1）與綠色品牌補貼量x1正相關(guān)。這說明綠色品牌補貼政策有利于促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)進行綠色產(chǎn)品開發(fā)；綠色食品標志數(shù)量占其總農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量比率（Y1）與綠色基地補貼量x2正相關(guān)，這說明綠色基地補貼政策有利于促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)進行綠色產(chǎn)品開發(fā)；而綠色食品標志數(shù)量占其總農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量比率（Y1）與貼息貸款量x3出現(xiàn)負相關(guān)。這說明貼息貸款不僅沒有對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)產(chǎn)生積極作用，而且具有反作用。可能的解釋是這項政策不是專門針對綠色食品企業(yè)政策，也就是說該政策適合所有農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)。在政策設(shè)計時并沒有將貼息貸款的額度與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品規(guī)模和范圍聯(lián)系起來。農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)獲取的貼息貸款更多挪用于非綠色食品業(yè)務(wù)經(jīng)營。此外，綠色食品標志數(shù)量占其總農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量比率（Y1）與稅收減免x4無顯著性相關(guān)。這說明稅收減免政策不利于促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)進行綠色食品開發(fā)。

從模型2可以看出：其F值為22.9，R2為0.51，模型整體通過檢驗。綠色食品銷售收入與農(nóng)業(yè)總銷售規(guī)模的比例（Y2）與綠色品牌補貼量x1之間關(guān)系不顯著。這說明，綠色品牌補貼政策并未促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)進行綠色化擴張；綠色食品銷售收入與農(nóng)業(yè)總銷售規(guī)模的比例（Y2）與綠色基地補貼量x2正相關(guān)，這說明綠色基地補貼政策有利于促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色化擴張；綠色食品銷售收入與農(nóng)業(yè)總銷售規(guī)模的比例（Y2）與貼息貸款量x3出現(xiàn)負相關(guān)。這說明貼息貸款不僅沒有對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色化擴張產(chǎn)生積極作用，而且具有反作用；此外，綠色食品銷售收入與農(nóng)業(yè)總銷售規(guī)模的比例（Y2）與稅收減免x4無顯著性相關(guān)，這說明稅收減免政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色化擴張的影響效果不明顯。

從模型3可以看出：其F值為18.2，R2為0.43，模型整體通過檢驗。綠色產(chǎn)品標志數(shù)量增長率（Y3）與綠色品牌補貼量x1之間關(guān)系顯著。這說明，綠色品牌補貼政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)申請綠色食品標志產(chǎn)品有積極作用；綠色產(chǎn)品標志數(shù)量增長率（Y3）與綠色基地補貼量x2正相關(guān)，這說明綠色基地補貼政策有利于促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)申請綠色食品標志產(chǎn)品；綠色產(chǎn)品標志數(shù)量增長率（Y3）與貼息貸款量x3相關(guān)性不明顯。這說明貼息貸款沒有對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)申請綠色食品標志產(chǎn)品有積極作用；此外，綠色產(chǎn)品標志數(shù)量增長率（Y3）與稅收減免x4無顯著性相關(guān)，這說明稅收減免政策效果不佳。

從模型4可以看出：其F值為25.4，R2為0.55，模型整體通過檢驗。綠色食品銷售收入增長率（Y4）與綠色品牌補貼量x1之間關(guān)系顯著，這說明綠色品牌補貼政策對促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色業(yè)務(wù)收入提高作用效果明顯；綠色食品銷售收入增長率（Y4）與綠色基地補貼量x2正相關(guān)，這說明綠色基地補貼政策有利于促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色業(yè)務(wù)收入提高；綠色食品銷售收入增長率（Y4）與貼息貸款量x3出現(xiàn)負相關(guān)。這說明貼息貸款不僅沒有對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色業(yè)務(wù)收入提高產(chǎn)生積極作用，而且具有反作用；此外，綠色食品銷售收入增長率（Y4）與稅收減免x4無顯著性相關(guān)，這說明稅收減免政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色業(yè)務(wù)收入提高效果不明顯。

從模型5可以看出，其F值為28.9，R2為0.63，模型整體通過檢驗。綠色食品開發(fā)強度（Y）與綠色品牌補貼量x1之間關(guān)系顯著。這說明，綠色品牌補貼政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度影響明顯；綠色食品開發(fā)強度（Y）與綠色基地補貼量x2正相關(guān)，這說明綠色基地補貼政策有利于提升農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度；綠色食品開發(fā)強度（Y）與貼息貸款量x3出現(xiàn)負相關(guān)。這說明貼息貸款不僅沒有對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度提升產(chǎn)生積極作用，而且具有反作用；此外，綠色食品開發(fā)強度（Y）與稅收減免x4無顯著性相關(guān)，這說明稅收減免政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度提升效果不明顯。

（二）農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)動機實證分析

利用SPSS19.0 軟件對98個樣本的數(shù)據(jù)運用回歸方法擬合多元線形模型，結(jié)果見表3。

從模型6來看，其F值為33.7，R2為0.72，模型整體通過檢驗。綠色食品銷售收入Z1與綠色食品開發(fā)強度Y正相關(guān)。這說明，促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)進行綠色產(chǎn)品開發(fā)有利于其綠色業(yè)務(wù)收入提高。

從模型7來看，其F值為2.7，R2為0.13，模型整體未通過檢驗。綠色食品開發(fā)強度Y與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)總收入Z2相關(guān)性不明顯。這說明農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色開發(fā)程度越高，企業(yè)總收入并未表現(xiàn)出顯著性增加。由此可以推斷，雖然隨著農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度提高，綠色業(yè)務(wù)收入增多。但這部分收入增加不足以提升整個企業(yè)銷售收入。

從模型8來看，其F值為24.5，R2為0.59，模型整體通過檢驗。農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色開發(fā)強度Y與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)總利潤Z3顯著負相關(guān)，這說明農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色開發(fā)強度越高，導(dǎo)致其利潤越低。反之，農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色開發(fā)強度越低，其利潤越高。由此可以證實前面推測，由于開發(fā)綠色食品的成本高于普通農(nóng)產(chǎn)品，出于降低成本和提高利潤的目的，許多綠色食品農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)并不愿意提升綠色食品開發(fā)強度。農(nóng)產(chǎn)品市場存在高度信息不對稱，一旦某一企業(yè)成功獲得少數(shù)綠色食品認證標志，就會對社會和公眾宣稱其為綠色食品企業(yè)，消費者可能認為其生產(chǎn)的所有產(chǎn)品為綠色食品，這樣就“漂綠”了企業(yè)及其品牌，從而增進了總銷售收入，提高了企業(yè)的綜合利潤。

相關(guān)結(jié)論及討論

（一）扶持政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)的影響效果及討論

根據(jù)前面計量分析結(jié)果可以看出，我國綠色食品產(chǎn)業(yè)扶持政策的具體效果存在較大差異。具體來說：

1.綠色品牌補貼政策在一定程度上促進了農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)進行綠色食品開發(fā)。在模型1、模型3和模型4中，該項政策效應(yīng)非常明顯。綠色品牌補貼有利于促進綠色品牌標志數(shù)量增加，進而促進其在企業(yè)農(nóng)產(chǎn)品家族中比例和份量，并提高綠色產(chǎn)品銷售收入。但在模型2中，綠色品牌補貼政策對綠色食品收入占其總農(nóng)業(yè)收入比重影響不甚明顯。合理的解釋是，雖然農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色產(chǎn)品標志數(shù)量和綠色產(chǎn)品銷售收入增加了，但其農(nóng)產(chǎn)品總銷售收入也可能增加，這導(dǎo)致綠色品牌政策與對綠色食品收入占其總農(nóng)業(yè)收入比重影響不甚明顯。模型5說明，綠色品牌政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色產(chǎn)品強度增加有顯著性影響。

2.生態(tài)基地補貼政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度影響效果顯著。在模型1、模型2、模型3、模型4中，生態(tài)基地補貼因子對因變量影響顯著，且正相關(guān)。因此，生態(tài)基地補貼政策不僅有利于促進綠色品牌標志數(shù)量增加，提升其在農(nóng)產(chǎn)品家族中比例和份量。同時該政策因子增加了綠色產(chǎn)品銷售收入，甚至提高綠色產(chǎn)品銷售收入占其總農(nóng)業(yè)收入比重。模型5的結(jié)果說明，生態(tài)基地補貼政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色產(chǎn)品強度增加有顯著性影響。

3.貸款貼息政策對于促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)效果不明顯。在模型3和模型4中，貸款貼息政策影響因子對因變量影響不顯著。這說明，貼息貸款政策并沒有促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)積極申報綠色產(chǎn)品標志，也未能達到提升其綠色產(chǎn)品銷售收入目的。在模型1和模型2中，貼息貸款因子與因變量呈負相關(guān)。這說明，貼息貸款政策可能促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)進行其它普通農(nóng)產(chǎn)品開發(fā)，從而導(dǎo)致綠色產(chǎn)品標志數(shù)量占總產(chǎn)品數(shù)比例及綠色產(chǎn)品銷售收入占總銷售收入比例下降。模型5的結(jié)果說明，貸款貼息政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色產(chǎn)品強度產(chǎn)生負面影響。

4.稅收減免政策對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)強度影響效果不明顯。在模型1、模型2、模型3、模型4和模型5中，稅收政策因子對各因變量影響均不相關(guān)。這說明該項政策不能有效促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)進行綠色食品開發(fā)。

綜上，綠色品牌補貼和生態(tài)基地補貼政策作為專門性綠色產(chǎn)品扶持政策有利于促進農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)進行開發(fā)，提升其綠色化程度和速度。但貸款貼息政策和稅收減免是針對所有農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)實用性支持政策，不僅不能提高其綠色化強度，還可能通過轉(zhuǎn)化資金使用用途進行普通農(nóng)產(chǎn)品開發(fā)。因此，我國在綠色產(chǎn)業(yè)扶持政策體系中，要進一步強化專門性綠色扶持政策力度，尤其要加強對綠色品牌補貼和生態(tài)基地政策的扶持力度。同時，要對貸款貼息政策和稅收減免政策扶持方式進行重新設(shè)計。本研究建議，要將綠色化程度和速度指標納入到后兩項扶持政策考核體系中。

（二）農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色食品開發(fā)動機結(jié)論及討論

模型6、模型7計量結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色化強度提高的確有利于提升其綠色產(chǎn)品銷售收入，但不一定能提高其綠色產(chǎn)品銷售收入占總農(nóng)業(yè)收入的比重。由于農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)開發(fā)綠色產(chǎn)品成本明顯高于其開發(fā)普通農(nóng)產(chǎn)品成本，出于追求利潤最大化的目的，農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)一旦申報了少量的綠色產(chǎn)品標志，變?yōu)椤熬G色食品農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)”后，可能會降低申報綠色標志的頻率和范圍。模型8的結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色化開發(fā)強度高，其利潤越低。這有力證明農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)普遍存在“漂綠”行為。

農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)的“漂綠”行為導(dǎo)致許多農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)初次申報綠色食品標志熱情很高，但其綠色產(chǎn)品開發(fā)強度不高。從微觀主體來看，許多農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)經(jīng)營戰(zhàn)略呈現(xiàn)出“局部綠色化”特征。從產(chǎn)業(yè)組織視角來看，整個綠色產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)“小規(guī)模、大范圍”，市場集中度偏低的現(xiàn)象。因此，要優(yōu)化我國綠色食品產(chǎn)業(yè)組織結(jié)構(gòu)，就需要抑制農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)“漂綠”行為。本研究建議，政府一方面要加強對綠色食品產(chǎn)業(yè)規(guī)制，提高準入標準。另一方面，要對農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)綠色產(chǎn)品標志規(guī)模和范圍信息進行專門管理，并向消費者及時公布。對于農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)對消費者進行誤導(dǎo)性和擴大化“綠色”宣傳行為進行嚴厲處理。

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