福建省農村電商扶貧效應研究
——基于電商示范縣設立的準自然實驗

彭冬冬，蔡志重，武舜臣

(1.中共福建省委黨校 生態文明教研部，福建 福州，350001；2.福建省閩貨特色產品貿易有限公司 電商部，福建 福州，350003；3.中國社會科學院 農村發展研究所，北京，100732)

貧困問題是當今世界面臨的最嚴峻挑戰之一，消除貧困是人類的共同使命。目前，我國脫貧攻堅戰已取得全面勝利，現行標準下農村貧困人口全部脫貧。在“后扶貧”時代，如何守住來之不易的扶貧成果，是需要深入思考的課題。客觀地評估中國扶貧工作中典型經驗做法的成效，對于持續鞏固脫貧攻堅成果具有重要意義。在互聯網時代，電子商務的蓬勃發展為脫貧攻堅提供了“新引擎”，電商進村助扶貧也成為我國一項重大政策創新[1]。從2015年開始，商務部等三部委決定開展電子商務進農村綜合示范工作，對于選出的電子商務進農村綜合示范縣(以下簡稱電商示范縣)，中央財政給予其補貼，支持電商示范縣完善物流配送機制、建設電商服務中心、進行電商培訓等。電商示范縣承擔著驅動農業農村現代化，夯實農村物流設施，健全農村電商公共服務體系，暢通農產品“上行”，最終帶動農民增收，助力脫貧攻堅的重任。

福建是全國較早實施扶貧工作的省份之一，截至2019年底，福建省現行標準下農村建檔立卡貧困人口已全部脫貧。同時，福建農村電商的發展也走在全國前列。根據最新的《中國電子商務發展指數報告》，福建位列全國電子商務發展優勢省份，電子商務滲透指數和支撐指數分別居全國第3位、第5位；2019年，福建省農村網絡零售額1 860億元，居全國第3位[2]。福建脫貧攻堅取得的顯著成效和農村電商發展水平較高的事實會引發一些思考：農村電商的發展是否是福建脫貧攻堅取得巨大成就的原因之一？如果是，如何準確地識別出福建農村電商發展與農民脫貧之間的因果關系？哪些因素會影響農村電商扶貧效應的發揮？對這些問題的探索，不僅有助于扶貧經驗的積累，還可以對建立健全防止返貧的長效機制提供有益參考。

關于農村電商扶貧的文獻大致可以分為三類：第一類文獻主要總結了農村電商扶貧的路徑與模式。顏強[3]等指出，農村電商可以通過增收、節支和提能三大路徑實現精準扶貧。第二類文獻主要分析了農村電商扶貧的實際效果。王方妍[4]等和韓杰[5]等分別基于固原市和東營市的農戶調查數據，運用傾向得分匹配法檢驗了貧困農戶參與電商扶貧對其家庭人均純收入的影響，發現參與電商扶貧的農戶比未參與的農戶獲得了更高的收入。第三類文獻探討了農戶參與電商扶貧意愿的影響因素。從個人特征看，農戶的受教育程度越高[6]47、社會信任程度越高[7]以及生計風險感知越強[8]，其參與電商扶貧的意愿越強烈；從區域環境看，完善的電商物流體系、良好的產業基礎以及政府的大力支持[6]48均會激勵農民積極地參與電商扶貧。從已有成果看，仍有兩個方面值得補充：第一，更加科學地識別出發展農村電商與農村居民脫貧的因果關系。現有文獻在評估農村電商扶貧的實際效果時大都采用截面數據，忽略了個體的動態信息。第二，研究樣本的范圍需要進一步擴展。已有文獻主要是基于單個地級市或縣級市層面部分農戶的數據分析農村電商的扶貧效應，所得到的研究結論未必具有普適性。為此，本文基于2011-2019年福建省58個縣(市)的面板數據，以電商示范縣的設立構造一個準自然實驗，使用雙重差分法全面系統地對設立電商示范縣的扶貧效應進行評估。

一、理論分析與研究假設

貧困是多種因素共同作用的結果，學術界對于農村貧困的根源已有很多探討，其中，農村信息閉塞和流通基礎設施滯后始終是重要的致貧因子。而作為互聯網時代的新模式，設立電商示范縣可以通過消除“信息鴻溝”以及完善農村流通體系來釋放扶貧效應。

第一，設立電商示范縣可以消除“信息鴻溝”。信息既引導生產，也引導消費。一方面，農村電子商務的發展可以減少農戶生產的盲目性。因為不了解市場實際需求，大多數農民在從事農業生產時會根據以往的需求信息做出產量決策，這很容易引發供需矛盾，給農戶的生產帶來極大風險。由蛛網模型可知，當由上一期價格決定本期的產出時，對于供給彈性大于需求彈性的產品(如糧食)，其產出的波動會逐步加劇，無法恢復均衡。設立電商示范縣后，各地區電子商務的發展使得農戶可以準確、及時地了解市場真實的需求信息，以確定最優的生產規模，避免因價格波動給農戶生產帶來的不穩定性。另一方面，農村電子商務的發展可以擴大農產品的市場范圍。“酒香也怕巷子深”，由于消息的閉塞，消費者無法了解到諸多來自偏遠農村地區的優質農產品，很多特色農產品“藏在深山人未識”，造成了“豐產難豐收”的困局。設立電商示范縣后，電子商務的發展打破了傳統農產品營銷的地域限制，使貧困地區的特色農產品可以在線上向全國乃至全世界推廣營銷，打通了農產品銷售“最后一公里”。

第二，設立電商示范縣可以完善農村流通體系。農產品銷售難的一個重要原因是物流成本太高。一則，農產品具有體積大而笨重的特點，所需運輸空間較大，長途運輸十分不便；二則，部分鮮活農產品在配送途中如果冷藏保鮮措施不到位，容易發生腐爛。而電商示范縣的一個重要任務就是完善農村物流配送體系，不僅要發展與電子交易、網上購物、在線支付協同發展的物流配送服務，還要建設面向農村的綜合物流信息服務平臺，推動第三方配送、共同配送在農村的發展。因此設立電商示范縣后，農村流通體系的完善可以有效地降低農產品的物流成本，使得農產品“上行”更順暢。

總而言之，設立電商示范縣可以通過消除“信息鴻溝”以及完善農村流通體系實現小農戶與大市場的對接，為其扶貧效應的產生奠定基礎。一方面，農產品上行可以直接帶動參與農產品生產的農村貧困人口脫貧增收；另一方面，農產品上行可以間接促進上下游產業鏈，如農產品加工、快遞物流等產業的發展，同時吸納大量農村貧困人口參與其中，實現增收。由此提出假設1：

H1：設立農村電商示范縣具有扶貧效應。

農戶將電子商務應用到農產品的生產、營銷與物流等環節，可以實現收入的增長，因此，農戶技能水平、農產品的品質以及農戶參與合作社的程度都會對設立農村電商示范縣的扶貧效應產生調節作用。具體而言，其一，農戶技能水平越高，設立農村電商示范縣的扶貧效應越明顯。農戶技能水平越高，就會更有意愿、更加熟練地把電子商務應用到農產品的產業鏈中，電子商務對農戶收入的促進作用也會更加明顯。其二，特色農產品種類越多，設立農村電商示范縣的扶貧效應越明顯。隨著互聯網發展和消費需求升級，網購成為主流消費渠道，消費者對農產品品質的要求越來越高，特色農產品受到更多消費者的青睞。因此，當地特色農產品種類越多，更能發揮電子商務向外界傳遞農產品信息的作用。其三，農戶參與合作社的程度越高，設立農村電商示范縣的扶貧效應越明顯。單個農戶由于勢單力薄，難以推動農產品走向市場。而農民合作社作為一種新型的農業經營主體，可以將分散的農戶組織起來，承擔起單家獨戶“辦不了”或“不劃算”的農產品銷售重任。例如，福建省第三次全國農業普查數據顯示，農民合作社的電商銷售額是規模經營農戶的15倍之多。為此，設立電商示范縣后，當地農村電商的發展對農民增收帶動作用的發揮就依賴于農戶參與合作社的程度。由此提出假設2：

H2：農戶技能水平越高、特色農產品種類越多、農戶參與合作社的程度越高，設立農村電商示范縣的扶貧效應越明顯。

二、模型設定、變量選擇與數據說明

(一)模型設定

雙重差分法已被廣泛地應用到公共政策影響效應的評估中，它通過在樣本中加入和處理組可以對比的控制組，較好地解決了模型的遺漏變量問題。從2015年開始，福建部分縣(市)陸續被確立為電商示范縣，推動了當地農村電商的發展，為當地扶貧工作提供了新方式。因此，將電商示范縣的設立作為一個準自然實驗，通過雙重差分法評估福建農村電商的扶貧效應。在其他條件不變的前提下，雙重差分法可以檢驗電商示范縣設立前后，處理組(電商示范縣)和控制組(非電商示范縣)農村居民的收入狀況是否存在顯著差異。因此，建立如下回歸模型：

incomeit=α0+α1DIDit+βXit+γi+γt+μit

(1)

其中，下標i代表縣(市)，下標t代表年份。incomeit表示被解釋變量，考慮到貧困人口集中在農村地區，將農村居民人均收入作為被解釋變量。汪向東[9]指出，廣大農民是否獲得實惠是衡量農村電商成敗的根本標準。DIDit是核心解釋變量，它由兩個虛擬變量相乘構成，即DIDit=Ti×Pit。其中，Ti為縣(市)i被確立為電商示范縣的虛擬變量，如果在2015-2019年縣(市)i被確立為電商示范縣，則Ti=1，否則Ti=0；Pit為縣(市)i被確立為電商示范縣以后，如果縣(市)i在t年被確立為電商示范縣，則從t年到2019年Pit均為1，否則為0。Xit為縣(市)層面的控制變量。γi表示縣(市)固定效應，用以控制不隨時間變動的個體因素，γt表示年份固定效應，用于控制不隨個體變動的時間因素。μit表示誤差項。

(二)變量選擇

1.被解釋變量(income)的測度。由于在2011-2019年期間福建省各縣(市)農村居民人均收入的統計口徑有過調整，因此在2013年及其以前使用農村居民人均純收入表示農村居民人均收入，在2013年以后使用農村居民人均可支配收入表征農村居民人均收入。農村居民人均收入以對數的形式進入回歸方程。

(三)數據說明

使用2011-2019年福建58個縣(市)的面板數據評估福建農村電商的扶貧效應，除特殊說明外，原始數據均來自2012-2020年《福建統計年鑒》。表1報告了變量的描述性統計。在進行實證分析前，將所有縣(市)按照其在樣本期內是否被確立為電商示范縣分為處理組和控制組，分別計算出兩組縣(市)農村居民人均收入的增長趨勢，具體的計算方法是，分別使用這兩組2012-2019年的農村居民人均收入除以其2011年的農村居民人均收入再乘以100。發現，在2014年及其以前，兩組的差距較小并且基本不變，但在2015年之后，處理組農村居民人均收入的增長趨勢越來越大于控制組。這只是一個數據整理后的初步結果，接下來將通過嚴謹的回歸分析檢驗設立電商示范縣對農村居民人均收入增長的真實影響。

表1 變量的描述性統計Tab.1 Descriptive statistics of variables

三、實證結果分析

(一)基準回歸結果

表2報告了對公式(1)的估計結果。在第(1)列中未加入任何控制變量和固定效應，DID的估計系數為0.227 4，并且在1%的置信水平上顯著，初步表明被確立為電商示范縣的縣(市)農村居民人均收入增長得更快，福建發展農村電商會產生明顯的扶貧效應。在第(2)(3)列中逐步控制住縣(市)固定效應、年份固定效應以及控制變量，結果顯示，盡管DID的估計系數較第(1)列有減小，但是仍然在5%的置信水平上顯著，假設1得以驗證。

既然福建發展農村電商的扶貧效在統計意義上是顯著的，那么這一效應在經濟意義上又有多大？表2第(3)列納入所有變量的估計結果顯示，DID的估計系數為0.008 8，表明在其它影響因素不變的條件下，在被確立為電商示范縣后，農村居民人均收入增長了約0.89%(exp0.0088-1)。通過整理數據發現，一方面，在被確立為電商示范縣前后，處理組的農村居民人均收入平均增長了47.8%，換言之，設立農村電商示范縣這一政策解釋了農村居民人均收入增長的1.86%(0.89/47.8)；另一方面，在被確立為電商示范縣前，處理組的農村居民人均收入為10 572元，農村常住人口數量平均為16.7萬人，即設立電商示范縣這一政策獲得了約1 571(10 572×0.008 9×16.7)萬元的收益，高于處理組對電商示范縣支持資金的平均使用金額(849.3萬元)①。總之，設立電商示范縣的扶貧效應在經濟意義上也是可觀的。

表2 基準回歸結果Tab.2 Benchmark results

(二)平行趨勢檢驗

使用雙重差分法有一個前提條件就是處理組和控制組要滿足平行趨勢，即在被確立為電商示范縣以前，處理組和控制組農村居民人均收入的變化趨勢是一致的，否則通過雙重差分法得到的估計量就是有偏的。為了檢驗平行趨勢，在模型(1)的基礎上設定如下回歸模型：

(2)

其中，bj是一個虛擬變量，當某一縣(市)在j年之后被確立為電商示范縣，則bj取1，否則為0；bj刻畫了在被確立為電商示范縣以前第j年處理組相對于控制組農村居民人均收入的增長趨勢。將被確立為電商示范縣的前一年作為參考基準，如果b4-b2的估計系數不顯著，表明樣本數據滿足平行趨勢條件。aj也是一個虛擬變量，當某一縣(市)在j年之前被確立為電商示范縣，則aj取1，否則為0；aj刻畫了在被確立為電商示范縣之后第j年處理組相對于控制組農村居民人均收入的增長趨勢。

從圖1可以看出，在被確立為電商示范縣以前，處理組和控制組農村居民人均收入的增長趨勢基本一致，表現為b4-b2的估計系數不顯著(90%的置信區間內包含了0值)，說明數據滿足平行趨勢的條件；a0-a3的估計系數不顯著、a4估計系數顯著為正，表明設立電商示范縣的扶貧效應有一定的時滯，這可能與電商示范縣支持資金的使用有關，設立電商示范縣的扶貧效應至少要在四年后才可以顯現出來。

圖1 平行趨勢檢驗Fig.1 Parallel trend test注：b4的取值方式為，當縣(市)在至少4年之后被確立為電商示范縣取1，否則為0。圖中虛線為90%的置信區間。

(三)穩健性檢驗

基準回歸的結果已經證實電商示范縣的設立產生了顯著的扶貧效應，為了保證這一結果的可靠性，從多個角度進行穩健性檢驗。

1.排除其他政策的影響。除了電商示范縣的設立，其他政策也可能對農村居民的收入產生顯著影響。比如，2013年9月，福建省23個省級扶貧開發工作重點縣的設立就產生了顯著的減貧效應[10]；2014年福建取消了對34個縣(市)的GDP考核，而政績考核導向的優化可以促使貧困地區聚焦于扶貧開發工作，從源頭上糾正經濟發展與扶貧開發的偏差；福建省在省級層面出臺了一系列支持農村電商的政策，2015年設立了25個省級農村電子商務示范縣，2018年設立了157個省級農村電子商務示范村。為了準確識別出設立電商示范縣的扶貧效應，應將這些政策的影響進行排除。具體而言，在控制變量中加入povertyi×post_2013t、restricti×post_2014t、provicei×post_2015t和villagei×post_2018t。其中，povertyi為縣(市)i為省級扶貧開發工作重點縣的虛擬變量，restricti為縣(市)i被取消GDP考核的虛擬變量，provice為縣(市)i被確立為省級農村電子商務示范縣的虛擬變量，village為縣(市)i擁有的省級農村電子商務示范村的數量，post_2013t為2013年及其以后的時間虛擬變量，post_2014t為2014年及其以后的時間虛擬變量，post_2015t為2015年及其以后的時間虛擬變量，post_2018t為2018年及其以后的時間虛擬變量。表3的結果顯示，在控制其他政策的影響后，DID的估計系數依然顯著為正。

表3 排除其他政策的影響Tab.3 Excluding the influence of other policies

(3)

(四)調節因素分析

為驗證假設2，分別在解釋變量中引入DID與農戶技能水平(skill)的交乘項、DID與特色農產品種類(special)的交乘項和DID與農戶參與農民合作社程度(farmer)的交乘項進行回歸分析。使用農村居民的平均受教育年限表征農戶技能水平，計算方法為將文盲、小學、初中、高中、大學(及以上)分別以0年、6年、9年、12年以及16年為權重進行計算，相關數據來自《2015年福建省1%人口抽樣調查資料》；各縣(市)特色農產品種類來自福建省農業廳、發改委、林業廳、海洋與漁業廳認定的福建特色農產品優勢區(第一批)名單；使用各縣(市)單位農民合作社吸納的農戶數來衡量農戶參與農民合作社程度，相關數據來自福建省第三次全國農業普查。表4第(1)-(3)列的結果顯示，DID×skill、DID×special和DID×farmer的估計系數均顯著為正，表明隨著農村居民技能水平、特色農產品種類以及農戶參與合作社程度越高，設立農村電商示范縣的扶貧效應更加突出，這為假設2提供了證據支持。在表4的第(4)列中，將所有交乘項納入到一個回歸中，估計結果再次顯示，農戶技能水平越高、特色農產品種類越多、農戶參與合作社程度越高，設立農村電商示范縣后農村居民的收入增長得越快，驗證了前文理論分析的準確性。

表4 調節因素分析Tab.4 Regulatory factor analysis

四、擴展分析

(一)分位數回歸

前文探討的是設立電商示范縣對農村居民人均收入增長的平均影響效應，然而各個縣(市)農村居民人均收入存在較大差異，隨著農村居民人均收入由分布的低端向高端變化，設立電商示范縣的扶貧效應是否會發生變化？為了回答這一問題，選取10%、25%、50%、75%、90%這五個具有代表性的分位點進行分位數回歸。

從表5可以看到，隨著農村居民人均收入由分布低端向高端演變，設立電商示范縣對農村居民人均收入增長的促進作用呈現出上升的趨勢。這可能與農村居民人均收入越高的縣(市)其農民的技能水平也越高有關。其一，通過整理數據發現，隨著農村居民人均收入由分布的低端向高端演變，農村居民的人均受教育年限也在不斷提高；其二，表4第(1)列的結果已經證明隨著農村居民技能水平的提高，設立農村電商示范縣的扶貧效應更加明顯。這表明各類型的扶貧舉措是相輔相成的，在推進扶貧工作時要多措并舉，堅持電商扶貧、教育扶貧等共同推進。

表5 分位數回歸Tab.5 Quantile regression

(二)空間溢出效應

前文已經證明，電商示范縣的設立帶動了當地農村居民人均收入的增長。那么，電商示范縣的設立是否也會影響鄰近地區農村居民人均收入的增長？為了回答這一問題，構建如下回歸模型：

(3)

其中，Wij為空間矩陣，對角線上的元素均為0，非對角線上的元素若滿足縣(市)i和縣(市)j相鄰則取1，否則為0；其余變量的含義與前文一致；ρ1反映了鄰近縣(市)電商示范縣的設立對本地區農村居民人均收入的影響，若ρ1>0，表明鄰近縣(市)電商示范縣的設立對本地區農村居民人均收入增長具有促進作用。

表6報告了對模型(3)的估計結果，其顯示，電商示范縣的設立顯著地促進了周邊非電商示范縣農村居民人均收入的增長，而對周邊電商示范縣農村居民人均收入增長卻產生了抑制作用但不顯著。其原因可能是，相鄰縣(市)之間在資源稟賦等方面差異較小，其特色農產品也非常接近甚至相同，如果本地區是電商示范縣，本地區與鄰近的電商示范縣在電商平臺共同推出相似的農產品，競爭會比較激烈，不利于本地區特色農產品的銷售；如果本地區非電商示范縣，鄰近電商示范縣依托電商平臺助力“農產品上行”，擴大了產品知名度，使得本地區相似產品的銷售獲益。

表6 農村電商扶貧的空間溢出效應Tab.6 Spatial overflow effect of rural e-commerce poverty alleviation

五、研究結論與政策啟示

基于2011-2019年福建縣(市)層面的面板數據，以電商示范縣的設立作為一個準自然實驗，使用雙重差分法對該政策的扶貧效應進行了全面細致的研究。基準回歸的結果顯示，電商示范縣的設立顯著地促進了當地農村居民人均收入的增長，在進行平行趨勢檢驗、排除其他政策的影響、排除非觀測因素的影響等一系列穩健性檢驗后，這一結論仍然成立；多個因素會對設立電商示范縣的扶貧效應產生調節作用，在農戶技能水平高、特色農產品種類多、農戶參與合作社程度高的縣(市)，設立電商示范縣的扶貧效應更加明顯；分位數回歸的結果表明，隨著農村居民人均收入由分布低端向高端演變，設立電商示范縣的扶貧效應呈現出上升趨勢；電商示范縣的設立還對鄰近非電商示范縣農村居民人均收入的增長產生了正向溢出效應。

第一，持續推進電子商務進農村綜合示范縣的建設。其一，要切實加強對電商示范縣的監督、檢查與指導。密切跟蹤示范地區項目進展情況，及時發現并解決項目和資金管理等存在的問題。其二，要合理布局電商示范縣。根據已有電商示范縣的分布，認真分析非示范縣與鄰近電商示范縣特優農產品的異同，以此來合理選拔布局示范縣，最大限度地發揮電商示范縣的品牌溢出效應，規避電商示范縣的競爭效應。

第二，健全完善農村電子商務人才的培訓體系。一是因人施教。支持對返鄉農民工、大學生、退伍軍人、貧困戶等有針對性、分層次地開展電商培訓。二是豐富培訓形式。可以靈活采取課堂教學、現場教學、實地考察和實操演練等多種形式。三是注重培訓實效。重點完善培訓跟蹤服務機制，指導對接就業，做好培訓效果轉化跟蹤服務。

第三，注重農村特色電商產品的打造。一是要依托各地區的特色資源優勢，更加專注客戶需求、產品創新，開發適合網絡銷售的本地農特產品，同時加快農特產品標準化體系建設，積極培育扶持優質網銷農特產品；二是把擴大各地區特色產品網上銷售量作為發展電子商務的重要抓手，積極探索“企業+基地+網店”“協會+合作社+網店”等模式，進一步拓展各地區特色產品的銷售渠道。

第四，增強農民合作社服務帶動能力。一是支持農民合作社加強農資供應、技術服務、培育品牌、開展農產品質量認證等關鍵環節能力建設，提高服務農戶的能力；二是進一步加大財政與金融的扶持力度，既要落實稅收、用地、用電等政策，降低農民合作社生產經營成本，也要開發專門信貸產品與保險品種，緩解農民合作社融資難題，增強農民合作社應對風險能力。

注釋：

①數據來源：福建省商務廳.電子商務進農村綜合示范資金使用進度(截至2019年12月底)[EB/OL].(2019-12-31)[2021-03-01].http://swt.fujian.gov.cn/ztzl/dzswjnczhsf/tzgg/202005/t20200520_5268113.htm.