參與電商能否促進設施蔬菜種植戶綠色生產？

李全海 朱鵬 鄭軍

關鍵詞：農村電商；綠色生產；設施蔬菜；傾向得分匹配

設施蔬菜是中國蔬菜產業的重要組成部分，產量占比30%以上，在緩解蔬菜生產季節性和消費均衡性的矛盾中發揮了重要作用；但其對農藥化肥過度依賴的特性，容易造成土壤酸化、板結等資源環境問題，也可能產生農產品質量安全問題，威脅消費者的權益和健康。為此，2023年中央一號文件提出實施“設施農業現代化提升行動”，明確了設施蔬菜產業的綠色轉型方向；農業農村部印發《到2025年化肥減量化行動方案》和《到2025年化學農藥減量化行動方案》，規劃了設施蔬菜化肥農藥減量增效的路徑指南。然而，種植戶作為中國設施蔬菜生產的“主力軍”，其對綠色生產的回應并不積極，違規使用化肥農藥的現象屢禁不止。因此，探究設施蔬菜種植戶綠色生產行為的影響因素，引導其轉型綠色生產，對于保障國家“菜籃子”安全具有重要的現實意義。

1文獻綜述

農業綠色生產轉型的關鍵在于生態農業技術的學習采納和綠色農資的高效使用。目前，學術界關于農戶綠色生產行為影響因素的研究可以歸納為兩類。一類是以成本收益為核心的現實因素。根據舒爾茨的理性小農假說，農戶是理性的“經濟人”，是否采用綠色生產方式，主要取決于成本和收益的綜合考量［1］。而從事綠色生產的成本收益又因多種條件而轉移，如個體特征中的勞動力年齡和受教育年限，經營特征中的農地規模和組織模式［2-3］，外部環境中的政策補貼、市場環境、非正式制度［4-6］，以及技術設備、生態化肥、生態農藥等綠色農資的產品價格和可獲得性等［7-8］。另一類則是以“有限理性”為基本邏輯的認知特征。在心理學接入新古典經濟學分析框架后，農戶的“社會人”屬性逐漸成為關注重點，易用性感知、責任意識、綠色認知、價值感知等認知因素被視為農戶制定和執行綠色生產決策的內生動力［9］，一般來說認知水平的提升會帶動綠色生產行為的積極響應［10］；但也有研究發現，農業綠色生產轉型過程中“叫好不叫座”的現象時有發生［11］，風險不確定性感知、饑荒經歷等負面情緒的積累也會引發認知沖突，導致認知與行為的背離［12-13］。

隨著農村網絡基礎設施日益完善，智能手機及其應用逐漸成為農民社交和消費的主要工具，農村電商應運而生［14］。近年來，政府逐漸意識到農村電商在提振經濟增長和改造傳統農業方面的積極效用，先后出臺了“互聯網+”行動計劃和電子商務進農村綜合示范項目等一系列政策組合，使農村電商得到迅速發展；據《2023中國農產品電商發展報告》顯示，我國農村網絡零售額達到2.17萬億元，其中農產品電商零售額高達5313.8億元。在此背景下，學者們針對農村電商與農業綠色生產的相關關系進行了有益探索。研究發現，農村電商在一定程度上顛覆了傳統銷售模式，不僅實現了“小農戶”與“大市場”的有機銜接，也加速了農產品供應鏈的扁平化，生產者可以越過中間商捕捉消費者的需求偏好，而消費者也可以通過產品評價和信息反饋督促生產者提高農產品質量［15］?？陀^來講，農村電商引起的銷售端變革，有望通過供應鏈逆向傳導至生產端，賦能傳統農業的綠色生產轉型［16］。

雖然已有少數學者關注到參與電商對農戶綠色生產行為的積極影響，但仍存在進一步的優化空間：一是鮮有文獻聚焦設施蔬菜種植戶這一特定對象，事實上設施蔬菜復種指數高，農藥化肥投入呈現“高頻、超量、多品種混用”的特點，加之生產環節相對封閉，抑制了自然光對殘留農藥的降解效應，隔絕了雨水對土壤肥害的稀釋和分解效果，導致其土壤污染物積累嚴重，綠色生產水平亟待提升［17-18］。二是部分研究在構建理論機制時，忽視了經濟學原理同現實依據的有機結合，沒有緊密聯系農村電商運行特點和設施蔬菜生產銷售實際，未能真正回答賦什么能和如何賦能這兩個關鍵問題。三是多數文獻僅就農戶是否參與電商進行探討，缺乏對參與電商模式和參與電商強度的全面考察，難以揭示參與電商對農戶綠色生產行為的差異性影響。鑒于此，本研究首先解析參與電商對設施蔬菜種植戶綠色生產行為的影響機理，然后基于山東省的微觀調研數據，利用傾向得分匹配估計其影響效應和異質性表現，借助中介模型對影響機理進行實證檢驗，以期從參與電商視角，為推動設施蔬菜種植戶轉型綠色生產提供經驗借鑒。

2理論分析與研究假說

銷售環節是農產品價值實現的必經之路，農村電商賦能設施蔬菜綠色生產本質上是電子商務與農產品供應鏈融合之后衍生出的新興銷售模式對農戶生產行為決策的一次逆向重塑，其重點在于“賦什么能”和“如何賦能”兩個關鍵問題。

就“賦什么能”而言，一方面，農村電商激活了種植戶綠色生產的“原動力”，使其“想要做”。實際上，追求個人收益的最大化是種植戶從事綠色生產的主要目的，但在傳統銷售模式中，受資源稟賦貧弱和信息不對稱的制約，個體種植戶在綠色農產品銷售過程中處于不利地位［5，16］；而農村電商則拉近了種植戶與消費者之間的空間距離，增強了種植戶在綠色農產品市場中的話語權［15-16，19］，能幫助其拓寬利潤空間，激發其綠色生產積極性。另一方面，農村電商賦予了種植戶綠色生產的“新動能”，確保其“能做到”。在前互聯網時代，種植戶是典型的信息弱勢群體，獲取和處理信息的效率低下，導致其生產行為決策大多基于主觀感受和先前經驗［20］，對于綠色生產常常是一問三不知，既不知何為綠色生產，也不知為何綠色生產，更不知如何綠色生產。而農村電商等互聯網應用的廣泛推廣則有效降低了相關信息的搜尋成本［21］，能幫助種植戶跨越信息素養的數字鴻溝，改善其對綠色生產的行為認知［22］；而且農村電商特有的質量信譽評價機制使種植戶不得不直面消費者的輿論壓力［15］，抬高了搭便車的投機成本，有助于落實綠色生產的行為決策。據此，提出假說H1。

H1：參與電商對設施蔬菜種植戶綠色生產行為有正向影響。

就“如何賦能”而言，設施蔬菜的種植利潤等于銷售收益與總成本之差，而生產環節的蔬菜產量和生產成本相對固定，因此農村電商激活種植戶綠色生產“原動力”的主要手段應是提高價格預期和降低交易成本。但同時，種植戶從事綠色生產需要破除信息資源的約束壁壘，其中信息獲取是前提，信息評價是關鍵［22］?？梢?，農村電商賦予種植戶綠色生產“新動能”既依賴于互聯網拓寬信息獲取渠道的“共性”特征，也取決于電子商務質量信譽評價的“個性”功能。參與電商對設施蔬菜種植戶綠色生產行為的影響機理如圖1所示。

（1）價格預期激勵機制。價格經濟學認為，貨幣價格是商品價值實現的判別標準，但在傳統銷售模式下，綠色農產品的商品價值并未得到完全實現。一是因為消費者缺乏有效的辨別手段，對綠色農產品的購買欲望不強烈；二是因為許多上游生產者經常以次充好擾亂市場的價格機制，導致優質農產品的生產者因“逆向選擇”陷于溢價競爭的不利局面［19］；三是因為中間商話語權較高，經常利用自身信息與資源優勢制造價格差，壓縮綠色農產品的利潤空間［23］。而農村電商更有利于實現綠色農產品的商品價值。其一，通過圖文介紹、視頻演繹等產品展示機制向消費者傳遞真實的農產品生產和品質信息，有利于增強其信任程度，提升其溢價支付意愿；其二，借助產品質量認證提升市場辨識度，抑制其他生產者的投機行為，保障綠色農產品的“優質優價”［24］；其三，搭建生產者與消費者的直接對話平臺，提高生產者的議價能力，降低中間商的市場壟斷地位，幫助生產者爭取更多的溢價份額［25］。價格預期提升以后，為追求個人利益的最大化，種植戶傾向于將更多的資源要素投入到綠色生產中。

（2）交易成本節約機制。按照交易費用理論的基本觀點，農產品從生產者流向消費者的過程會產生一定的費用支出，其大小取決于資產專用性、交易頻率以及市場不確定性［26］。與傳統銷售模式相比，農村電商顯著降低了設施蔬菜的交易成本。一是設施蔬菜保質期短且不便于長距離運輸，因而在傳統銷售模式下產品滯銷風險較大，生產者需要投資建設或者租用專門的生鮮冷庫進行貯藏；而農村電商拓寬了設施蔬菜的銷售渠道，有助于降低貨物積壓概率，縮短設施蔬菜的貯藏周期，減少專用性物質資產的費用支出。二是與傳統銷售模式相比，農村電商繞過了中間商，實現了供求雙方的直接對話，減少了交易達成所需的主體數量，降低了設施蔬菜的交易頻率。三是傳統銷售模式中，設施蔬菜交易雙方一般借助口頭契約或者簡化合同確定交易的時間、數量和金額，法律效力較弱，違約風險的發生概率較高；而農村電商生成的電子票據相對規范，并且有第三方見證，法律效力較強，違約成本較高，減少了交易過程的不確定性。而在交易費用降低后，種植戶銷售綠色設施蔬菜的利潤空間被進一步拓寬，其從事綠色生產的積極性將會更高。

（3）信息獲取便利機制。按照新古典經濟學的“信息完全假定”，構建理想的綠色農產品市場環境，需要借助信息要素的充分流動來消除買賣雙方的“信息不對稱”現象［27］。但在傳統銷售模式下，時空限制抬高了信息搜尋成本，加之部分主體為實現套利經常散播虛假信息，導致生產者與消費者之間存在明顯的雙向信息壁壘，容易滋生“價高質劣”和“劣幣驅逐良幣”的市場亂象，不僅抑制了消費者的購買欲望，也降低了生產者的綠色轉型信心［28］。而農村電商則在一定程度上打破了交易過程中的信息壁壘。對于消費者來講，農村電商的數字追溯體系能利用大數據、云計算等現代信息技術打通生產、加工、物流環節的“信息孤島”，并借助全媒體的可視化表達功能向其傳遞真實可靠的產權和質量安全信息，能激發其對綠色農產品的支付意愿，有助于擴大綠色農產品的市場規模［29］。對于生產者來講，一是農村電商縮短了信息傳遞鏈條，使其能迅速了解綠色農產品的市場行情和消費者偏好，結合區域供求和價格波動制定生產計劃和銷售策略，有利于提升其銷售業績［14］；二是農村電商針對綠色農產品的信息認證、審核和監管機制有效制裁了“以次充好”“水軍刷單”和“惡意差評”等虛假信息，維護了正規生產者的聲譽和市場地位，有助于降低其經營風險［30］?？傊?，農村電商有助于打破買賣雙方之間的信息壁壘，構筑更加理想的綠色農產品市場環境，使從事綠色生產的種植戶更容易趨近最優均衡點［31］。

（4）質量信譽評價機制。由于綠色農產品的經驗品屬性，消費者之間存在交流購買體驗的現實需求。但在傳統銷售模式下，消費者獲取產品和服務信息的主要渠道是物理感知和標簽介紹，無法直接接觸其他消費者的客觀評價，給部分生產者和中間商創造了投機空間。而電商銷售模式雖然弱化了物理線索，但通過獨特的質量信譽評價機制建立了消費者之間的信息溝通渠道，能對生產者的綠色行為產生間接影響。一方面，對于消費者來講，其他顧客對產品和服務的評價往往比商家介紹更加真實，好的圖文評價能幫助其打消疑慮，放大感知價值，強化其對綠色農產品的消費信念［32］。另一方面，平臺為了營造良好的競爭環境和吸引客戶青睞，會主動通過主頁廣告投放、搜索引擎推薦、店鋪星級顯示等方式向質量信譽評價優秀的商家導流，而在互聯網環境中，流量和銷量本就是一體兩面，這種引流有助于增加綠色農產品的瀏覽量和訂單量［33］。當然，質量信譽評價機制的優勢還在于抬高了生產者的投機成本，畢竟一旦“東窗事發”，消費者的差評和平臺的限流都可能產生“乘數”效應，造成產品銷量的持續下滑［34］?；谏鲜鐾评?，本研究認為農村電商的質量信譽評價機制既能通過好評和引流拉動種植戶從事綠色生產的積極性，也能借助差評和限流倒逼種植戶減少投機行為。據此，提出假說H2。

H2：參與電商通過價格預期激勵、交易成本節約、信息獲取便利、質量信譽評價4個中介機制對設施蔬菜種植戶綠色生產行為產生正向影響。

3研究設計

3.1數據來源

本研究所用樣本來自課題組2020—2021年對山東省蔬菜產業重點縣設施蔬菜種植戶的微觀調查。主要基于如下考量：一是種植戶是設施蔬菜生產的“主力軍”，同時也是設施蔬菜綠色生產的“后進生”。設施蔬菜生產者一般可分為種植戶、家庭農場、蔬菜工廠3類，其中種植戶占比高達70%以上，而且其經營規模小且分散，資源稟賦較為貧弱，綠色生產水平遠低于家庭農場和蔬菜工廠。二是以山東省作為研究區域具有代表性和典型性。一方面山東省蔬菜產量位居全國第一，61縣（區）被農業農村部劃定為蔬菜產業重點縣，是全國蔬菜產業的“領頭羊”，另一方面山東省是農藥化肥密集使用的“重災區”，設施蔬菜尤為甚之。

首先，按照地理區位，采取非概率抽樣方法，在魯東遴選濰坊市下轄的安丘市和壽光市，在魯中遴選淄博市下轄的臨淄區和高青縣，在魯西遴選聊城市下轄的莘縣、冠縣和陽谷縣，在魯南遴選臨沂市下轄的郯城縣和莒南縣，在魯北遴選濱州市下轄的博興縣和惠民縣，共計五市十一縣開展調研。其次，考慮到設施蔬菜不同于大田作物，其生產分布并不均勻，以村為單位難以收集到相對隨機的數據，故按照隨機分層抽樣的原則，在各縣區選擇3～5個鄉鎮，每個鄉鎮隨機選擇20～30位設施蔬菜種植戶開展調研。共計發放問卷986份，審查去除無效問卷后，共回收有效問卷900份，其中，臨沂市148份、淄博市196份、濱州市169份、濰坊市242份、聊城市145份，有效回收率達91.28%。

3.2研究方法

3.2.1變異系數法

為保證綠色生產行為評價體系中各指標權重設置的合理性，參考朱鵬等［23］的研究，采用客觀賦權范疇中的變異系數法，按照各指標的變異程度來確定指標權重。該方法可有效減少主觀賦權產生的隨意性誤差。具體公式如下：

在公式（1）中，k表示不同的綠色生產行為，Vk為變異系數，Sk為標準差，Mk為平均值。在公式（2）中，Wk為指標變異權重，等于該指標變異系數除以全部指標變異系數之和，變異權重越大，意味著指標重要程度越高。

3.2.2傾向得分匹配

考慮到是否參與電商本質上屬于種植戶的自選擇行為，采用傾向得分匹配對可能存在的自選擇偏差予以控制。首先，采用Logit模型來估計設施蔬菜種植戶的傾向匹配得分P（Zi），即參與電商的概率值。其中，Zi為匹配變量，Di為處理變量，Di=1表示參與電商，Di=0表示未參與電商，Pr為概率函數，i表示種植戶，具體公式如下：

其次，依據計算得出的傾向匹配得分，選擇近鄰匹配、核匹配、半徑匹配等方式將處理組（參與電商）和對照組（未參與電商）進行匹配。匹配完成后使用平衡性檢驗考察組別間系統偏差的消除情況，使用共同支撐域檢驗考察匹配過程中的樣本損失情況，二者均通過意味著匹配效果理想。

最后，將因變量在處理組和對照組之間差分，計算出處理組（電商戶）綠色生產行為的平均處理效應，以此衡量參與電商對設施蔬菜種植戶綠色生產行為的影響程度，其表達式為：

其中：ATT表示處理組（電商戶）綠色生產行為的平均處理效應，Y1為參與電商的設施蔬菜種植戶綠色生產行為得分均值，Y0為未參與電商的種植戶綠色生產行為得分均值，E為條件數學期望。

3.2.3中介模型

本研究借鑒溫忠麟等［35］的研究，構建中介模型檢驗參與電商對設施蔬菜種植戶綠色生產行為的影響機制。具體公式如下：

其中：Y代表本研究被解釋變量，即由變異系數法加權測出的設施蔬菜種植戶的綠色生產行為。X代表核心解釋變量參與電商。H則代表參與電商影響設施蔬菜種植戶綠色生產行為的中介變量。a、b、c、c'表示待估系數，e表示模型殘差。

3.3變量設置及描述性統計

3.3.1被解釋變量

從蔬菜種植角度講，設施蔬菜綠色生產涵蓋產前環節的設施材料、產中環節的藥肥施用、產后環節的廢棄物處理等方面，其中農藥和化肥直接關系到蔬菜品質和人身健康，是消費者最為關心，同時也是綠色轉型最為棘手的兩大桎梏［17-18］。因此，參照《綠色食品蔬菜標準與技術規程》和《無公害蔬菜生產技術操作規程》，借鑒梁志會等［36］和杜三峽等［37］的研究，以綠色用藥和綠色施肥為例，構建設施蔬菜種植戶綠色生產行為的評價體系，設置投入品管理、化肥農藥減量、化肥農藥替代3個維度進行測度。為避免主觀賦權的隨意性，采用變異系數法進行加權匯總，結果見表1。

樣本統計結果呈現出以下特點：①設施蔬菜綠色生產水平有待提升。樣本區域種植戶目標層得分均值為0.537，意味著900位設施蔬菜種植戶中僅有53.7%的人實施了綠色生產。②綠色施肥行為的采納比例高于綠色用藥行為。一級指標中設施蔬菜種植戶綠色施肥行為的得分均值為0.607，綠色用藥行為的得分均值為0.477，意味著有60.7%的種植戶采納了綠色施肥行為，但僅有47.7%的種植戶采用綠色用藥行為。③六種綠色生產行為的采納情況并不一致。按照得分均值從高到低依次為，拒用高毒農藥0.902、有機肥施用0.774、化肥施用記錄0.710、統防統治0.510、測土配方施肥0.462、生物防控0.351。

3.3.2核心解釋變量

設施蔬菜種植戶在選擇參與電商時需要面臨一系列的決策組合，其中是否參與電商、參與電商強度和參與電商模式是3個關鍵要素。在調查的有效樣本中，設施蔬菜種植戶參與農村電商的情況呈現出以下特點：①總體參與水平較低，電商戶占比僅為35.44%，未參與電商的種植戶占比高達64.56%。②參與電商強度有待提高，55.93%的種植戶通過電商銷售的設施蔬菜不足總銷量的50%。③平臺電商占據主導地位，66.77%的種植戶選擇在京東到家、淘菜菜等平臺電商上銷售設施蔬菜。

3.3.3匹配變量

為控制樣本自選擇問題，參考李曉靜等［16］和張曉慧等［38］的研究，選取兼業程度、年齡和受教育年限3個指標作為個體特征的匹配依據，選取種植收益、農業收入比重和勞動力人數3個指標作為經營特征的匹配依據，選取互聯網使用頻率、電商認知和電商培訓作為互聯網特征的匹配依據，選取社會網絡和物流環境作為環境特征的匹配依據。在設計問卷之初，考慮到多數種植戶文化水平有限，因此調研問題主要借鑒廣泛應用于社會科學研究的李克特五分法設置選項，通過梳理政策文件和已有文獻科學劃分選項區間，以使問卷語言簡單直觀，受訪者能準確和充分地理解問題內容，并迅速做出回答。值得注意的是，在匹配特征中，電商戶設施蔬菜種植收益的整體均值低于非電商戶，似乎是意料之外；但實際上，后文的估計結果證實，種植收益并沒有對種植戶是否參與電商產生顯著影響，即電商戶和非電商戶在該變量上并不存在統計意義上的顯著差異?？赡艿慕忉屖?，設施蔬菜的反季節特性使得部分規模型種植戶擁有專屬穩定的銷售渠道，如特供酒店、企業、機關單位等，其收入可能比普通的電商戶更高。

3.3.4中介變量

結合理論分析，參考李曉靜等［16］和王翠翠等［15］的研究，以“種植戶對本年度設施蔬菜的銷售價格預期”作為中介變量價格預期的考察指標，以“種植戶對設施蔬菜銷售過程中所需支付的交易費用判斷”作為中介變量交易成本的考察指標，以“種植戶對設施蔬菜口碑評價的在意程度”作為中介變量質量信譽評價的考察指標，為保證問卷調研的準確性，均采用李克特五分法從低到高依次打分。此外，參考高楊等［39］的研究，以“種植戶獲取農業相關信息的常用渠道數目”作為中介變量信息獲取的考察指標。由表2可知，電商戶在價格預期、信息獲取和質量信譽評價的得分均值分別為2.64、2.68、2.46，均高于非電商戶；而電商戶交易成本的得分均值為1.77，低于非電商戶，意味著參與電商可能通過提高價格預期、拓寬信息渠道和追求正向信譽評價三種正向機制，以及降低交易成本這一負向機制影響設施蔬菜種植戶綠色生產行為。

3.3.5工具變量

為控制其他內生性問題，參考劉同山等［40］的研究，選取村參與電商率為工具變量。從邏輯角度講，農村的社會網絡由熟人關系交織而成，本村參與農村電商人數越多，設施蔬菜種植戶對電商運行模式和相關政策的了解就越深入，其參與電商的概率值就越高，達到了工具變量的相關性門檻；同時，個體是否參與電商難以左右全村人的參與決策，達到了工具變量的外生性門檻。此外，工具變量農村參與電商率的F值為38.45，拒絕弱工具變量假設。對比來講，村參與電商率作為一種客觀數據，測度結果更為準確，而且避免了主觀性工具變量的個人偏好問題。綜合考慮上述結果，村參與電商率能夠滿足進行研究的基本要求。

3.3.6分類變量

為細化研究結論，綜合考慮設施蔬菜種植戶的群體特征和生產現實，將作物類別、經營規模、風險偏好設置為分類變量，考察參與電商對設施蔬菜種植戶綠色生產行為的異質性影響。

4實證結果與分析

4.1參與電商對設施蔬菜種植戶綠色生產行為的影響效應

4.1.1傾向得分估計

首先，借助Logit模型確定傾向得分估計值，以衡量種植戶參與電商的可能性，結果見表3。

從表3可以看出：①個體特征中，變量農戶兼業程度的系數為-0.522，變量受教育年限的系數為0.325，兩者都在1%的統計水平上顯著，說明不兼業且受教育年限多的設施蔬菜種植戶更傾向參與電商。②經營特征中，變量農業收入比重的系數為0.149且在5%的統計水平上顯著，說明以農業為主要收入來源的種植戶對參與電商的積極性更高。③互聯網特征中，變量互聯網使用頻率的系數為0.297，變量電商認知的系數為0.405，變量電商培訓的系數為0.305，三者均在1%的統計水平上顯著，說明設施蔬菜種植戶在日常生活中使用互聯網工具頻率越高，對農村電商認知越清晰，參與電商培訓次數越多，其參與電商的概率越大。

4.1.2共同支撐域與平衡性檢驗

（1）共同支撐域檢驗。匹配完成后，如果共同支撐域面積過小，代表著樣本損失太多，匹配效果不佳。如圖2所示，匹配后共同支撐域面積大于匹配前，說明匹配效果較好。同時，處理組和對照組的傾向得分區間相交為［0.06，0.84］，區間長度尚可，區間內包含863個樣本種植戶，僅損失37個樣本種植戶，共同支撐域檢驗通過。

（2）平衡性檢驗。傾向得分匹配后，處理組和對照組樣本在各匹配變量上不能存在系統差異，因此還需進行平衡性檢驗。結果見表4。

匹配前，電商戶和非電商戶在匹配特征上存在顯著差異。個體特征中的兼業程度、年齡和受教育年限，經營特征中的種植收益、農業收入比重和勞動力人數，互聯網特征中的互聯網使用頻率、電商認知、電商培訓，環境特征中的物流環境，均值差異都高于10%，t統計量顯著。而匹配后，除變量互聯網使用頻率外，兩者的匹配變量均值差異縮小到10%以內，均未通過t檢驗，說明偏差并不明顯；而且電商戶和非電商戶在匹配變量互聯網使用頻率上的均值差異雖達到12.70%，但未通過t檢驗，差異不顯著。平衡性檢驗通過。

4.1.3影響效應估計

（1）是否參與電商。共同支撐域和平衡性檢驗成立之后，采用近鄰匹配（一對二）、近鄰匹配（一對四）、半徑匹配和核匹配計算參與電商對設施蔬菜種植戶綠色生產行為的影響效應，結果見表5。

由表5可以看出，近鄰匹配（一對二）、近鄰匹配（一對四）、半徑匹配、核匹配估計出的影響效應分別為0.225、0.235、0.246、0.242，均在1%的統計水平上顯著，均值結果為0.237，意味著參與電商的設施蔬菜種植戶采納綠色生產行為的概率比非電商戶高23.7%，即假說H1成立。此外，匹配前處理組的ATT為0.259，匹配后下降至0.237，意味著匹配前的估計結果是包含內生效應和處理效應在內的混合效應，借助傾向得分匹配則清除了內生效應，有效避免了樣本的自選擇偏誤。

（2）參與電商強度。以參與強度為依據可以將電商戶歸為兩類，一類是借助電商出售的設施蔬菜占總銷量50%及以下，即低強度參與型；另一類是借助電商售賣的設施蔬菜占總銷量51%～100%，即高強度參與型。參與強度的不同，反映了種植戶銷售結構中電商與其他銷售渠道的地位高低，可能會造成影響效應的差異性表現。采用近鄰匹配（一對二）的估計結果見表6。

從ATT結果來看，高強度參與電商的設施蔬菜種植戶采納綠色生產行為的概率比非電商戶高41.5%，低強度參與電商的提升效果僅為18.7%?？赡艿慕忉屖?，綠色用藥和綠色施肥所需的技術設備具有較強的資產專用性，設施蔬菜種植戶轉型綠色生產往往面臨著較高的資金門檻，但低強度參與電商所帶來的溢價激勵有限，難以彌補設施蔬菜綠色生產的高額成本支出，導致種植戶的利潤空間被壓縮，不利于激發其對綠色生產的投資動機。

（3）參與電商模式?，F階段設施蔬菜種植戶參與農村電商的模式大體分為兩類：一類是以商家身份參與京東到家、淘菜菜、美團優選等平臺電商；另一類則是以微信朋友圈、qq空間、微博推廣等社交媒體作為銷售主陣地［42］。廣義上，兩者都屬于電子商務范疇，但嚴格來講，各自模式的運行特點并不一致，有可能引起影響效應的分化。采用近鄰匹配（一對二）的估計結果見表7。

從ATT結果來看，參與平臺電商的設施蔬菜種植戶采納綠色生產行為的概率比非電商戶高33.4%，社交電商的提升效果僅為14.6%?？赡艿脑蛴袃牲c：①從激勵角度講，平臺電商輻射范圍廣、客戶流量大，能提供穩定的銷量保證，有助于激發生產者的綠色生產信心；而社交電商過度依賴銷售者的社會網絡和營銷推廣能力，收益不確定性較大，不利于回收投資成本，抑制了生產者的綠色生產積極性。②從倒逼角度講，目前社交電商運行規范性不足，產品質量監管力度薄弱，消費者質量信譽評價機制欠缺，生產者投機成本較低，導致農村電商對設施蔬菜綠色生產的賦能效果大打折扣。

4.2內生性檢驗

為避免其他內生性問題，采用工具變量法重新估計參與電商對設施蔬菜種植戶綠色生產行為的影響。同時，為保持研究邏輯的一致性，參考朱鵬等［23］的研究，將上文得出的傾向得分視作控制變量，以避免樣本的自選擇偏誤。第一階段和第二階段的回歸結果見表8。

第一階段的回歸結果顯示，村參與電商率對設施蔬菜種植戶是否參與電商的影響系數為0.116，在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗，即工具變量與解釋變量之間呈顯著的正相關關系。第二階段的回歸結果顯示，工具變量對設施蔬菜種植戶綠色生產行為的影響系數為0.348，在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗，即工具變量與被解釋變量呈顯著的正相關關系，意味著在考慮其他內生性問題后，參與電商促進設施蔬菜種植戶綠色生產行為的假說依然成立。

4.3群體異質性分析

農戶是高度異質性群體，在經營目標和資源稟賦方面不盡相同，這種主體異質性往往會導致行為差異［43］。為進一步細化參與電商對不同群體綠色生產行為的影響差異，本研究結合設施蔬菜的生產實際，根據作物類別、經營規模、風險偏好對種植戶進行分類。不同群體的ATT見表9。

（1）就作物類別而言，參與電商后，葉菜類設施蔬菜種植戶采納綠色生產行為的概率會提高26.6%，根莖類種植戶則會提高31.5%?？赡艿脑蛟谟冢孩偈秤貌课徊煌瑢е滤幏适┯们闆r有所差異。根莖類的植物根系長期深埋地下，生長情況和病蟲害侵襲程度無法直接觀測，而且藥肥需要經過土壤富集方能發揮效果，導致整體利用率不高。在此情境下，為保證植物塊莖的形成和膨大，同時最大化滅殺有害病菌，種植戶往往超量施用藥肥，導致投入成本遠高于葉菜類設施蔬菜。②綠色生產有助于降低藥肥投入成本。綠色生產技術諸如測土配方施肥和統防統治技術，能夠精準研判植物根系的生長狀況和病蟲害侵襲程度，輔助種植戶確定最優的藥肥施用量、施用次數和施用間隔，有效減少了投入成本，放大了參與電商的賦能效果。

（2）就經營規模而言，參與電商后，各種規模的設施蔬菜種植戶采納綠色生產行為的概率都會提高，影響效應從高到低依次是中等規模農戶38.5%、大規模農戶35.6%、小規模農戶17.6%。究其原因，規模差異會導致生產過程中單位收益與成本的不同，進而導致生產者的行為分化。具體來講：①大規模種植戶資源稟賦充裕，實現了一定程度的規模經濟，設施蔬菜種植過程的綠色化水平本就不低，因此電商的影響效應相對局限。②小規模種植戶稟賦條件相對弱勢，很難達到綠色生產所附加的現實門檻，而且零散經營使其難以充分獲取綠色農產品的市場溢價，抑制了參與電商的賦能效果。

（3）就風險偏好而言，參與電商對不同風險偏好的設施蔬菜種植戶綠色生產行為均能產生積極影響，但影響效應大小有所差別，從高到低依次是風險偏好型41.8%、風險中立型32.7%、風險規避型18.4%。主要原因在于：①風險規避型種植戶傾向于穩定收益和規避風險，在選擇參與電商和綠色生產時較為謹慎；而風險偏好型種植戶傾向于“富貴險中求”，充分調動現有資源來參與電商和轉型綠色生產，以追求設施蔬菜種植利潤的最大化。②設施蔬菜種植容易遭受大風、冰雹等自然災害侵襲，風險發生概率較高，風險損失數額超出一般種植戶的承受范圍，但多數地區設施蔬菜農業保險覆蓋率低于30%，且品種結構由單一險種（氣象災害類保險）主導，因此在風險和保障不匹配的情況下，設施蔬菜種植戶為保證收益和成本維持在合理區間，往往對于轉型綠色生產慎之又慎，側面放大了風險偏好所導致的行為差異。

4.4機制分析

前文理論分析發現，價格預期、交易成本、信息獲取、質量信譽評價是參與電商影響設施蔬菜種植戶綠色生產行為的中介橋梁，該部分參考溫忠麟等［35］的研究，將上述中介變量置于統一模型，借助SPSS的process插件檢驗其顯著性和效應占比，具體結果見表10。

首先，從中介效應顯著性來看，價格預期、交易成本、信息獲取、質量信譽評價所承擔的間接效應值分別為0.054、0.044、0.022、0.028，各自95%的置信區間都不含0，且直接效應顯著，意味著這四個中介變量是顯著的部分中介變量，即假說H2成立。

其次，從中介效應占比來看，從高到低依次為價格預期20.48%、交易成本16.60%、質量信譽評價10.63%、信息獲取8.28%，意味著價格預期激勵機制和交易成本節約機制是參與電商影響設施蔬菜綠色生產的主要中介機制，信息獲取便利機制和質量信譽評價機制屬于次要中介機制?？赡艿慕忉屖?，設施蔬菜種植戶本質上是理性的“經濟人”，從事蔬菜種植和綠色生產的首要目標是追求個人利益的最大化，設施蔬菜的銷售價格和交易成本直接關系到凈收益，因此對其更為關注；而信息獲取和質量信譽評價雖然也有可能影響其利潤空間，但這種影響多是間接發生，影響程度相對較小，并非設施蔬菜種植戶的關注重點。結合理論分析，農村電商基于互聯網所迸發的“新動能”雖然產生了積極效果，但仍然居于輔助地位，側面說明目前農村電商的信息獲取機制和質量信譽評價機制并非十分完善，需要進一步出臺具體措施，挖掘其賦能潛力。

最后，從各中介的重要性來看：①農村電商在激活種植戶追求個體利益最大化這一“原動力”時，提升價格預期比降低交易成本更加有效。從數據上看，價格預期的中介占比為20.48%，高于交易成本中介的16.60%。從現實角度講，一方面隨著收入水平提升和消費理念升級，人們對綠色無公害的設施蔬菜愈發青睞，并且愿意支付高于平均水準的市場價格；而且在綠色農產品質量參差不齊的現實情境下，高質量的綠色設施蔬菜所能獲取的產品溢價空間十分可觀，因此價格“天花板”的上限更高。另一方面，雖然農村電商相對傳統銷售明顯減少了交易費用支出，但這種減少往往呈現邊際遞減，而且無論是交易成本還是生產成本，都存在一個用來保證交易和生產活動有序進行的基本門檻，除非出現技術迭代升級，否則這種成本“地板”很難大幅降低。②農村電商在賦予種植戶綠色生產“新動能”時，仍要以質量信譽評價機制為“主攻點”。從數據上看，質量信譽評價的中介占比為10.63%，略高于信息獲取中介的8.28%。從本質上講，信息獲取中介發揮作用的核心機理在于互聯網技術拉近了人與人之間的空間距離，而這恰恰是所有互聯網應用的“共性特征”，即使是微信、qq等社交工具也能幫助種植戶掌握更多的信息資源；反觀質量信譽評價機制則是農村電商的“特色功能”，能顯著區別于其他的互聯網應用，在規范平臺引流不當、商家刷單好評、買家惡意差評等不良現象后，有望實現農村電商和設施蔬菜綠色生產的協同進步。

5結論與對策建議

本研究基于山東省五市十一縣的微觀調研數據，運用傾向得分匹配和中介模型分析了參與電商對設施蔬菜種植戶綠色生產行為的影響效應和路徑，得出如下結論：①參與電商的設施蔬菜種植戶采納綠色生產行為的概率比非電商戶高23.7%，經工具變量法檢驗后依然成立；從參與強度角度講，高強度參與比低強度參與電商更能提高設施蔬菜種植戶的綠色生產水平；從參與模式角度講，平臺電商的促進效果要強于社交電商。②群體異質性分析表明，作物類別、經營規模和風險偏好會導致影響效應分化，參與電商對根莖類、中等規模、風險偏好型設施蔬菜種植戶綠色生產行為的影響效應尤為明顯。③參與電商通過價格預期激勵、交易成本節約、信息獲取便利、質量信譽評價來影響設施蔬菜種植戶綠色生產行為；從占比結果來看，前兩者是主要中介，后兩者是次要中介。

上述結論表明，引導設施蔬菜種植戶參與電商是推動其實現綠色生產轉型的有效途徑。據此提出以下建議：①激發設施蔬菜種植戶參與電商積極性，提升其參與電商強度，鼓勵多元化參與電商。具體來講，在種植戶個體特征和經營特征等硬性條件難以改變的情境下，一是要積極開展電商培訓，普及農村電商和互聯網應用的相關知識，提高種植戶電商認知水平；二是通過典型帶動和宣傳推廣，培育種植戶對農村電商的信心，引導其提升電商銷售量；三是平臺電商應充分發揮自身優勢，借助平臺補貼、店鋪推薦、客戶引流等多種方式輻射帶動更多設施蔬菜種植戶，而社交電商需完善運行規范，加強產品質量監管，健全消費者信息評價和維權機制，挖掘對設施蔬菜綠色生產的賦能潛力。②綜合考慮作物類別、經營規模、風險偏好等群體異質性特征，制定差異化的電商推廣策略。具體來講，一是重點關注中等規模、根莖類設施蔬菜種植戶，通過信貸優惠、農機補貼等扶持政策充分挖掘其潛力，使其成為農村電商賦能設施蔬菜綠色生產的“主力軍”；二是建立健全設施蔬菜的農業風險保障機制，針對綠色生產優化賠付廣度和力度，滿足種植戶日益多樣化的風險保障需求。③疏通農村電商賦能設施蔬菜綠色生產的現實渠道。在電商推廣過程中，要重點完善綠色設施蔬菜的價格激勵機制和交易成本節約機制，拓寬種植戶的信息獲取渠道，密切關注消費者的信息反饋。④完善補貼體系，為農村電商賦能設施蔬菜綠色生產提供支持政策。聯合銀行、物流公司等第三方機構為電商戶提供資金借貸和物流優惠，完善生態藥、有機肥等綠色農資的價格補貼政策，優化綠色農機設備的購置補貼力度。