李曉靜,陳 哲,夏顯力

(西北農林科技大學 經濟管理學院,陜西 楊凌 712100)

引 言

目前中國經濟進入高速發(fā)展階段,居民對于綠色農產品的需求不斷增加。而在農產品供給方面,為了提高農產品產量,在農作物生產過程中普遍存在著過量施用農藥化肥的現(xiàn)象,導致綠色農產品市場供需不平衡矛盾日益突出[1-2]。課題組對獼猴桃主產區(qū)四川和陜西兩省調查發(fā)現(xiàn),多數(shù)果農一年內施用農藥的次數(shù)高達6～8次,施用肥料的次數(shù)高達4～6次,畝均農藥肥料投入額為1 200～1 500元,且多數(shù)農戶由于施用工藝落后、技術操作不規(guī)范和用量辨識不清等問題,在施藥施肥過程中時常出現(xiàn)過量施用和不規(guī)范施用等現(xiàn)象,不僅造成農業(yè)生產成本持續(xù)增長,更是加劇了因為農產品化學殘留超標帶來的食品安全風險[3]。因此,如何有序引導農戶實施綠色生產方式,促進農業(yè)綠色生產轉型,對于保障農產品質量安全、實現(xiàn)農業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

獼猴桃種植戶綠色生產轉型是指促進獼猴桃種植戶由傳統(tǒng)生產方式向綠色生產方式轉變,實質上是使用綠色化生產理念與綠色化生產技術改造傳統(tǒng)農業(yè)。具體表現(xiàn)為獼猴桃生產者具有綠色化發(fā)展理念,采用先進科技和綠色技術用于獼猴桃生產,使得資源配置效率和農產品質量得以提高。近年來,學者們從以下兩個方面對農戶綠色生產轉型進行了探討:一是基于生產視角，部分學者遵循了新古典經濟學中關于行為主體是“理性經濟人”的假設，認為農戶的生產決策是在“成本最小化且效益最大化”原則下進行的，經濟收益是影響農戶綠色生產轉型決策的重要因素[4]。同時,政策補貼、產出價格等因素也會對農戶綠色生產轉型產生影響[5]。二是基于消費視角，張社梅等認為綠色農產品的“優(yōu)質不優(yōu)價”及消費端信任關系缺失是農業(yè)綠色生產轉型困難的重要原因[6]。王定祥等指出綠色、有機農產品越來越受到消費者的青睞,農業(yè)經營者為了獲得更大經濟利益會積極實施綠色生產轉型以滿足消費者的綠色需求偏好[7]。伴隨著互聯(lián)網(wǎng)技術的發(fā)展,部分學者指出依托互聯(lián)網(wǎng)技術與傳統(tǒng)產業(yè)的深度融合,不僅能夠通過優(yōu)化生產要素、更新業(yè)態(tài)體系、重構商業(yè)模式等方式實現(xiàn)經濟轉型和結構升級,還能通過改變傳統(tǒng)農業(yè)的經營模式和贏利點等方式重塑農業(yè)生產,助推農業(yè)綠色生產轉型[8]。李曉靜等指出電商發(fā)展為綠色農產品“優(yōu)質優(yōu)價”提供了可能，顯著提高了農戶對綠色農產品的價格預期，從而助推農業(yè)綠色生產轉型[9]。

以上研究為本文選題奠定了堅實的基礎,但依然存在進一步探索的空間。雖然已有研究發(fā)現(xiàn)電商發(fā)展能夠促進綠色生產轉型,但這些研究多從理論層面進行分析,鮮有研究從微觀農戶視角探討參與電商對農業(yè)綠色生產轉型的影響,更缺少對不同參與電商模式下農業(yè)綠色生產轉型的對比研究?；诖?本文以陜西、四川兩省1 036戶獼猴桃種植戶為研究對象,在采用有限混合模型(FMM)測度種植戶綠色生產轉型程度的基礎上,使用LPM模型、工具變量法、實證檢驗了參與電商對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的影響,并使用處理效應模型檢驗不同參與電商模式對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的差異化效果,以期為助推農村電商發(fā)展和實現(xiàn)農業(yè)綠色生產轉型提供參考和借鑒。

一、理論分析與研究假說

導致農戶綠色生產方式轉型困難的主要原因是正向激勵機制難以發(fā)揮效果,即農產品缺乏有效質量評級和綠色認證難以獲得市場競爭優(yōu)勢,使得高效的經濟收益回報被割斷,農戶綠色生產方式轉型意愿被虛弱[10]。從生產端來看,首先,由傳統(tǒng)生產方式向綠色有機化生產方式的轉變過程中往往需要投入大量的人力物力,倘若實現(xiàn)綠色生產轉型無法獲得合理的經濟回報,反而需要承擔高昂的投入成本,會導致農戶綠色生產轉型動力不足。其次,分散認證的綠色農產品在市場上認可度并不高,綠色認證農產品帶來的溢價能力有限,農戶難以獲取較高的利潤[11]。周潔紅等指出如果農戶認為質量安全控制行為可以明顯提高家庭收入,則會對實施質量安全控制行為表現(xiàn)得更加積極[12]。張云華等發(fā)現(xiàn)雖然農產品品質會因使用無公害農藥而獲得更高的市場價值,但由于農產品市場發(fā)育不完全和質量檢測體系不健全,綠色農產品的優(yōu)質優(yōu)價機制難以發(fā)揮,缺乏經濟激勵下的農戶向綠色生產方式轉變的意愿并不強烈[13]。再次,在傳統(tǒng)農產品銷售中,由于流通環(huán)節(jié)冗余、交易主體過多、農產品交易過程中存在諸多信息不對稱問題,導致農產品難以充分競價[14];加之受生產規(guī)模限制，小農戶難以打造農產品品牌和實施產品認證，無法精準對接市場實際需求，面對極不穩(wěn)定性的市場，“增產不增收”現(xiàn)象時有存在，致使小農戶對需要更高資本投入的綠色生產方式望而卻步。然而，作為“互聯(lián)網(wǎng)”的主要表現(xiàn)形式的農產品電商發(fā)展對打破上述現(xiàn)實約束有了實質性突破[8]。農戶參與農產品電商銷售不僅能夠縮短生產者與消費者的空間距離和購買時間,減少中間商參與環(huán)節(jié),降低交易成本,提升農戶經濟收益[15]。而且農產品電商持續(xù)化發(fā)展會要求農產品逐步向規(guī)模化、集約化、標準化靠近,即農產品質量安全需要達到電商銷售平臺的準入門檻才能從中獲得相應收益,這會引導獼猴桃種植戶及時調整投資策略,選擇優(yōu)質高產的種植品種和使用節(jié)本增效的綠色生產技術,實現(xiàn)農業(yè)綠色生產轉型[9]。綜上所述,參與電商帶來的生產端經濟收益提升激勵農戶綠色生產轉型。

從消費端來看,隨著經濟增長和收入水平的提升,城鄉(xiāng)居民的消費觀念已經從吃得飽向吃得好、吃得安全轉變。在傳統(tǒng)銷售渠道中,安全農產品從生產者流向消費者過程中存在信息大量失真和消息不對稱問題,且由于農業(yè)生產者與消費者存在空間分離的特性,二者缺乏有效的互動溝通機制和有效的信息反饋機制,導致消費者并不能有效分辨農產品的品質優(yōu)劣,而農戶也不能及時獲取消費者的真實需求,最終產生供需矛盾[16]?；ヂ?lián)網(wǎng)具備的開放共享和快速便捷特性正逐步更新居民的消費理念,拓寬居民的消費邊界,使得消費者的消費能力逐步增強、消費結構也向更高層次轉化[17]。就農產品消費而言,消費者對農產品的需求不再是追求數(shù)量上的滿足,而是對農產品的品質、綠色安全等方面有了更高的要求。消費者對消費需求的綠色轉型有助于引導和倒逼農產品生產者由傳統(tǒng)生產方式向綠色生產方式轉型,保障更加優(yōu)質綠色的農產品供給來滿足市場提檔升級的消費需求[18]。長期以來,在廣大農村形成兩種具有代表性的農戶參與農產品電商銷售的模式,一種是農戶在淘寶、京東等電商平臺上開設網(wǎng)店銷售農產品的平臺電商模式,另一種是農戶借助微信、微博和直播平臺等社交工具銷售農產品的社交電商模式(見圖1)。這些不同的電商模式的興起不僅為農產品消費提供更加廣闊的市場空間,也給傳統(tǒng)農業(yè)思維模式、流通渠道及市場發(fā)展等帶來了強大沖擊[19]。在平臺電商模式下,農戶利用電商平臺的在線留言、產品評論等信息披露和反饋評級機制,能夠引導農業(yè)生產者積極采納綠色生產方式提供更高質的農產品,從而獲得良好的聲譽溢價[8]。而在社交電商模式下,農業(yè)生產者與消費者可以實現(xiàn)直接對話和實時動態(tài)互動,消費者可以深入了解產品的形態(tài)與屬性,在交易前后均可以與農業(yè)生產者隨時溝通和交流,更易建立生產者與消費者間的親密關系鏈,且通過客戶間和親友間的分享推廣,更容易實現(xiàn)農產品的口碑宣傳[20]。社交電商模式更依賴關系網(wǎng)絡衍生的社會信任機制,不僅可以規(guī)范生產者的生產行為,激勵生產者主動按照綠色的理念進行綠色化生產,且網(wǎng)絡間交流互動實現(xiàn)了綠色技術和生產方式的快速擴散,能夠縮小技術采用的交易成本,進而有效提升農戶綠色生產轉型的意愿[21]?；谝陨戏治?本文提出如下假說:

圖1 參與電商促進獼猴桃種植戶綠色生產轉型的影響機理

H1:參與電商促進獼猴桃種植戶綠色生產轉型；

H2:不同參與電商模式下獼猴桃種植戶綠色生產轉型存在差異。

二、計量模型設定與變量選取

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于“陜西省獼猴桃產業(yè)體系”課題組2018年9-10月對四川、陜西兩省獼猴桃主產區(qū)農戶開展的實地調研。調查過程遵循分層逐級抽樣和隨機抽樣相結合的原則,共調查110個村,收回有效問卷1 036份。農戶層面調查內容包括農戶家庭人口結構、收支狀況、農業(yè)生產狀況、銷售狀況及農戶電商銷售狀況等,村級層面調查涉及村莊人口結構、經濟發(fā)展狀況、綠色生產狀況及電商推廣現(xiàn)狀。

(二)計量模型設定

1.有限混合模型。考慮到種植戶在生產方式選擇層面上存在不同的潛在類別,借用曹建民等對樣本潛在類別的分類方式[22],將全部樣本的分布函數(shù)表示為幾個分概率密度函數(shù),公式如下:

(1)

其中,f(Y|X,θk)表示Y由于不可觀測的異質性因素落在潛在類別k下的條件密度分布,X是解釋變量組成的向量,θk為待估參數(shù)。πk表示為混合比例,且∑πk=1。通過計算(2)式可以計算每個樣本落入第j個類別的后驗概率,從而不同的樣本劃入不同的潛在類別下。

(2)

2.LPM模型。影響獼猴桃種植戶綠色生產轉型的因素涉及多個方面,獼猴桃種植戶個體特征、家庭特征、技術培訓及政府支持等均是影響獼猴桃種植戶綠色生產轉型的重要因素,采用線性概率模型(LPM)進行回歸,構建如下模型:

(3)

其中,y為被解釋變量,反映獼猴桃種植戶綠色生產轉型程度;xi表示影響獼猴桃種植戶綠色生產轉型程度y的因素；μ為殘差項,βi為待估參數(shù)。

3.2SLS模型。獼猴桃種植戶參與電商行為與其綠色生產轉型可能存在內生性問題。本文參考何婧等的研究思路[22],多次嘗試了不同的工具變量,最終選定按照縣域和受訪者年齡分組后的參與電商平均水平作為工具變量。本文依照40歲以下、40～49歲、50～59歲、60歲及以上年齡段對獼猴桃種植戶進行分組。

(4)

式(4)為選擇方程。其中，Ti=1表示獼猴桃種植戶參與電商,Ti=0表示獼猴桃種植戶未參與電商；Zi是影響獼猴桃種植戶參與電商決策的相關變量；γ是待估參數(shù),μi為隨機誤差項。

第二階段為估計參與電商對獼猴桃種植戶綠色生產轉型概率的影響,當Ti=1時,

(5)

當Ti=0時,

(6)

5.處理效應模型。在本文中參與電商模式為多值變量(分為傳統(tǒng)銷售模式、平臺電商模式、社交電商模式三種),對此,本文借鑒蔡榮等使用的多值處理效應模型來進行分析[24],其具體形式為:

(7)

其中，Dim(Ti)為第i個獼猴桃種植戶選擇第m種處理狀態(tài)的指示變量,當Ti=m時,Dim(Ti)=1,否則,Dim(Ti)=0；當Ti=m時,第i個獼猴桃種植戶對應的潛在結果變量為yim,即第i個獼猴桃種植戶在第Ti=m個處理狀態(tài)下的綠色生產轉型的概率為yim。據(jù)此,可得到獼猴桃種植戶綠色生產轉型概率的條件期望值可表示為:

E[yim|Zi]=E[yim|Ti=m,Zi]=β0m+Ziβ1m

(8)

其中,βm=[β0mβ1m]為待估參數(shù)。值得注意的是,多值處理效應模型要求使用廣義傾向值(GPS)回歸調整法來計算不同處理狀態(tài)Ti對應結果變量方程的條件期望值[25],廣義傾向值ri的表達式為:

ri=(m,Z)=Pr[Ti=m|Zi]=E[Dim(Ti)|Zi]

(9)

綜上,總樣本及子樣本的平均處理效應的表達式為:

(10)

(11)

本文使用逆概率加權回歸調整法估計平均處理效應(ATE、ATET),并使用擴展版的逆概率加權估計法的估計結果作為穩(wěn)健性檢驗。

(三)變量選取和描述性統(tǒng)計

1.判別獼猴桃種植戶綠色生產轉型的變量選取。本文采用C-D生產函數(shù)的形式,構建潛類別隨機前沿模型,刻畫獼猴桃種植戶生產獼猴桃的投入產出關系,模型的具體形式為:

(12)

其中,Yi為獼猴桃種植戶i的獼猴桃每畝年收入；Ki為獼猴桃種植戶i的獼猴桃每畝資本投入；Li為獼猴桃種植戶i的獼猴桃每畝勞動力投入；A為綜合技術水平；μ為隨機誤差項。對(12)式進行對數(shù)化處理,得到:

lnYi=lnA+αlnKi+βlnLi+μ

(13)

在有限混合模型中需要選擇合適的協(xié)變量,依據(jù)農業(yè)農村部發(fā)布的《2020年種植業(yè)工作要點》的要求(1)資料來源:農業(yè)農村部辦公廳《關于印發(fā)2020年種植業(yè)工作要點的通知》,http://www.moa.gov.cn/ztzl/2020gzzd/gsjgzyd/202002/t20200213_6337047.htm.,結合獼猴桃種植特性,本文選取有機肥施用率、生物農藥使用率、節(jié)水灌溉設備投入使用率、物理防治技術投入和包裝物回收率五個指標作為判斷農戶生產方式的依據(jù),這五個指標只是農戶綠色生產方式的幾個表現(xiàn)特征,并不能完全代表獼猴桃種植戶的綠色生產方式,但利用這個關系密切的協(xié)變量和產出的關系,可以間接計算獼猴桃種植戶落入綠色生產方式的概率,從而得到綠色生產轉型的代理變量。相關變量含義見表1。

表1 有限混合模型變量設置及含義

2.核心解釋變量的選取。本文主要兩個核心解釋變量:(1)參與電商決策。若獼猴桃種植戶通過電商渠道銷售獼猴桃則賦值為1,否則,賦值為0;(2)參與電商模式。若獼猴桃種植戶采用傳統(tǒng)銷售模式,則賦值為0；若獼猴桃種植戶參與平臺電商模式銷售農產品,則賦值為1；若獼猴桃種植戶參與社交電商模式銷售農產品,則賦值為2。

3.控制變量的選取。本文選擇獼猴桃種植戶個體特征、家庭特征、社會網(wǎng)絡特征、政府支持特征和地區(qū)變量作為控制變量。個體特征方面選取戶主年齡和戶主受教育程度;家庭特征方面選取經營規(guī)模、種植專業(yè)化、農技培訓次數(shù)；社會網(wǎng)絡特征包括家中是否有村干部、人情往來支出;政府支持方面選取當?shù)卣G色宣傳力度;地區(qū)變量選取距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離、省份。具體變量定義及描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量選取、變量定義及描述性統(tǒng)計

三、實證結果分析

(一)獼猴桃種植戶生產方式判定

1.獼猴桃種植戶生產方式數(shù)目的確定。借鑒曹建民等的研究采用BIC值對潛在類別的個數(shù)進行篩選[25],具體判別結果如表3所示。當類別數(shù)目為2時,BIC值為221.533,遠低于類別數(shù)目為1和類別數(shù)目為3時的BIC值。因此,本文將獼猴桃種植戶生產方式分為兩類:綠色生產方式和傳統(tǒng)生產方式。

表3 獼猴桃種植戶生產方式的潛在類別檢驗結果

2.樣本屬于潛在類別的概率分析。由于樣本落入類別A和類別B的概率是相等的,本文僅需要從樣本落入類別A的概率進行整理分析(見表4),研究結果表明在1 036個樣本中,后驗概率P>0.5的樣本數(shù)為195個,占樣本總數(shù)的18.82%，概率均值為0.798;后驗概率P≤0.5的樣本數(shù)為841個,概率均值為0.222,大多數(shù)樣本落入該組。

表4 樣本落入A組的后驗概率統(tǒng)計結果

3.兩類生產方式特征分析。為了對比兩種生產方式在投入產出方面是否具有顯著差異,本文通過樣本均值T檢驗進行識別(見表5)。結果顯示,兩類獼猴桃種植戶在表征綠色生產方式的五個指標均存在一組顯著高于二組的特點,這說明落入A類別的后驗概率越大,其采用綠色生產方式越明顯,因此在后文分析中以落入A類別的后驗概率作為被解釋變量。

表5 不同生產方式下獼猴桃種植戶投入指標對比分析

(二)回歸結果分析

1.基準回歸。從表6的(1)列和(2)列可以看出,參與電商決策對獼猴桃種植戶綠色生產轉型有顯著促進作用。不納入控制變量時,參與電商的獼猴桃種植戶比不參與電商的獼猴桃種植戶的綠色生產轉型概率高出7.50%,在納入控制變量后,參與電商比不參與電商獼猴桃種植戶的綠色生產轉型概率高出5.00%,R2的值從0.019提升到0.103,表明納入控制變量的估計結果更為精確。從控制變量估計結果來看,戶主受教育程度對獼猴桃種植戶綠色生產轉型影響為正,在10%的水平上顯著,說明戶主受教育程度的提高有助于獼猴桃種植戶綠色生產轉型。經營規(guī)模對獼猴桃種植戶綠色生產轉型影響為負,在1%的水平上顯著,說明種植規(guī)模越大的獼猴桃種植戶由于其生產成本提升,向綠色生產轉型的成本壓力促使其保留在傳統(tǒng)方式中。種植專業(yè)化對獼猴桃種植戶綠色生產轉型影響為正,且在1%的水平上顯著,說明種植專業(yè)化程度越高,獼猴桃種植戶綠色生產轉型的可能性越大。農技培訓次數(shù)對獼猴桃種植戶綠色生產轉變影響為正,且在10%的水平上顯著,說明接受農業(yè)技術培訓對獼猴桃種植戶綠色生產轉型有顯著促進作用。人情往來支出對獼猴桃種植戶綠色生產轉型有顯著正向影響,且在5%的水平上顯著,說明人情往來支出越高的獼猴桃種植戶其綠色生產轉型的概率越高。

表6 參與電商決策對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的估計結果

為了驗證回歸結果的穩(wěn)健性,以獼猴桃種植戶生產方式為被解釋變量(綠色生產方式=1,傳統(tǒng)生產方式=0),采用Probit模型進行穩(wěn)健性檢驗,回歸結果如表6的(3)列和(4)列所示,由于Probit模型的回歸系數(shù)不具有解釋效力,表中呈現(xiàn)均為平均邊際效應?；貧w結果所示,無論是否納入控制變量,參與電商決策對獼猴桃種植戶選擇綠色生產方式均有顯著促進作用,進一步驗證了回歸結果的穩(wěn)健性。

2.內生性檢驗?？紤]到獼猴桃種植戶參與電商決策可能具有內生性,本文使用工具變量法對參與電商對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的概率進行穩(wěn)健回歸,回歸結果如表7的(1)列所示。此外,采用ESP模型對參與電商與生產方式選擇影響的回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗,估計結果如表7的(2)列所示。

表7 內生性檢驗結果分析

2SLS模型結果顯示,在選擇方程中,戶主年齡的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負;戶主受教育程度、種植專業(yè)化、農技培訓次數(shù)和人情往來支出占比的系數(shù)在1%的顯著性水平上均顯著為正。家中是否有村干部變量在10%的顯著性水平上顯著為正;距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離變量在5%的顯著性水平上顯著為正,可能的原因是離鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離較近的獼猴桃種植戶更能接觸到批發(fā)市場和農產品交易市場,并不需要參與電商即可實現(xiàn)銷售。另外,電商政策感知變量在1%的顯著性水平上顯著為正。在結果方程中,參與電商在1%的水平上顯著正向影響獼猴桃種植戶綠色生產轉型,表明在解決內生性問題的情況下,參與電商依舊能夠顯著促進獼猴桃種植戶綠色生產轉型。

表7的(2)列結果顯示,瓦爾德檢驗(Waldχ2)在1%的顯著性水平上拒絕了ρ1=ρ0=0,因此選擇ESP模型是合適的。同時,選擇方程和結果方程中各變量符號與顯著性大致與2SLS模型的結果保持一致,表明上述分析結果較為穩(wěn)健。

(三)參與電商模式對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的影響分析

1.無空值假設檢驗。多值處理效應使用之前需要驗證重疊假設或無空值假設。本文對此假設進行檢驗,發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)銷售模式、平臺電商模式和社交電商模式的條件概率均在0～1之間,且存在明顯的重疊區(qū)間,條件概率分布如圖2所示。

圖2 參與電商模式的條件概率分布

2.不同參與電商模式下獼猴桃種植戶綠色生產轉型的影響因素分析。表8為不同參與電商模式下獼猴桃種植戶綠色生產轉型影響因素回歸結果。在總樣本回歸結果中,戶主年齡、戶主受教育程度、經營規(guī)模、種植專業(yè)化、農技培訓次數(shù)、人情往來支出、省份均對獼猴桃種植戶綠色生產轉型有顯著影響。從參與電商模式分樣本回歸結果來看,經營規(guī)模、種植專業(yè)化、農技培訓次數(shù)、家中是否有村干部、人情往來支出對不同電商模式的獼猴桃種植戶綠色生產轉型的影響因素具有差異,說明不同參與電商模式下獼猴桃種植戶綠色生產轉型程度存在明顯差異。

表8 獼猴桃種植戶綠色生產轉型概率影響因素回歸結果

3.參與電商模式對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的平均處理效應。本文使用IPWRA估計方法得到不同參與電商模式對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的平均處理效應(ATE),回歸結果如表9所示。在其他條件保持不變的前提下,參與平臺電商模式和社交電商模式的獼猴桃種植戶綠色生產轉型概率均顯著高于傳統(tǒng)銷售模式,且參與平臺電商模式比參與社交電商模式對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的影響程度更高。同樣地,參與平臺電商模式和社交電商模式顯著地提高了獼猴桃種植戶選擇綠色生產方式,且參與平臺電商模式比參與社交電商模式對獼猴桃種植戶選擇綠色生產方式的影響程度更高。因此,平均處理效應的結果均表明不同參與電商模式對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的影響存在顯著差異。

表9 參與電商模式對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的平均處理效應(ATE)

四、研究結論與政策

本文利用陜西、四川兩省1 036份獼猴桃種植戶的調研數(shù)據(jù),在采用FMM模型對獼猴桃種植戶生產轉型測度的基礎上,探究參與電商決策及不同參與電商模式對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的影響,得到以下主要結論:(1)獼猴桃種植戶的生產方式可以劃分為綠色生產方式和傳統(tǒng)生產方式兩類,樣本中有18.82%的獼猴桃種植戶選擇綠色生產方式;(2)參與電商對其綠色生產轉型具有顯著促進作用,在充分考慮內生性問題后該結論依舊成立;(3) 在其他條件保持不變的前提下，不同參與電商模式對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的影響具有顯著差異,首先是參與平臺電商模式對獼猴桃種植戶綠色生產轉型的影響程度最高,其次是參與社交電商模式,最后是傳統(tǒng)銷售模式。

基于此,本文提出如下政策建議:(1)政府應該充分認識到參與電商在促進綠色生產轉型方面的重要作用,加大對電商支持政策、營銷知識與綠色技術的宣傳,提高農戶參與電商的意識和能力,增進農戶對綠色技術的理解,進而提升其綠色生產轉型的意愿。(2)政府應該繼續(xù)完善法律法規(guī),加強農產品市場認證標志監(jiān)管,并推動建立第三方農產品質量安全檢測平臺,對綠色農產品生產者提供免費檢測和補貼獎勵,而對不規(guī)范生產的農戶實行嚴厲的處罰,進而激發(fā)農戶參與綠色生產轉型的熱情。(3)政府應該聯(lián)合行業(yè)協(xié)會制定參與電商的產品準入標準和主體準入標準,通過強化行業(yè)規(guī)制和政府規(guī)制的方式提高進入壁壘,誘導農戶對于進入壁壘的提高做出更為積極的反應,鼓勵其通過綠色生產轉型實現(xiàn)標準化、綠色化和優(yōu)質化農產品供給,從而獲得先入優(yōu)勢。