“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響研究

王軍 呂泳宏

[摘要]文章利用2010-2017年中國31個省（自治區(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用Malmquist指數(shù)法測度農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP），分析“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)TFP有顯著的促進(jìn)作用，即“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”每上升1個百分點，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率將提高0.014%。（2）“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對中國不同地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的影響有明顯差異性，對東部地區(qū)、中部地區(qū)的作用顯著，但對西部地區(qū)卻沒有實質(zhì)性影響。（3）“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對技術(shù)效率變化具有顯著的促進(jìn)作用，對技術(shù)進(jìn)步變化的作用不明顯，說明樣本期內(nèi)，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的提升主要來源于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)內(nèi)部技術(shù)效率的提升。據(jù)此提出加快建設(shè)普惠互聯(lián)網(wǎng)，加強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)上的應(yīng)用等對策建議。

[關(guān)鍵詞]全要素生產(chǎn)率;互聯(lián)網(wǎng)+;Malmquist指數(shù)法;技術(shù)效率

[中圖分類號]F323

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

[文章編號]1008-0694（2020）05-0083-12

一、引言

2015年，《國務(wù)院關(guān)于積極推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+”行動的指導(dǎo)意見>（國發(fā)[2015]40號）發(fā)布，“互聯(lián)網(wǎng)+”概念首次出現(xiàn)在公眾的視野中。同年，十二屆全國人大三次會議上，李克強(qiáng)總理提出“互聯(lián)網(wǎng)+”行動計劃。2016年，中央一號文件強(qiáng)調(diào)要“大力推進(jìn)‘互聯(lián)網(wǎng)+現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，應(yīng)用物聯(lián)網(wǎng)、云計算、大數(shù)據(jù)、移動互聯(lián)等現(xiàn)代信息技術(shù)，推動農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈改造升級”，“互聯(lián)網(wǎng)+”農(nóng)業(yè)正式以國家層面戰(zhàn)略形式出現(xiàn)。國務(wù)院及相關(guān)部委也密集出臺了《農(nóng)業(yè)部關(guān)于推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村大數(shù)據(jù)發(fā)展的實施意見》（農(nóng)市發(fā)[2015]6號）、《關(guān)于推進(jìn)農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的指導(dǎo)意見》（國辦發(fā)[2015]93號）、《“互聯(lián)網(wǎng)+”現(xiàn)代農(nóng)業(yè)三年行動實施方案》、《關(guān)于進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展的意見》（國辦發(fā)[2016]93號）等“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”相關(guān)政策。2019年中央一號文件再次強(qiáng)調(diào)，“實施數(shù)字鄉(xiāng)村戰(zhàn)略，深入推進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)，推進(jìn)重要農(nóng)產(chǎn)品全產(chǎn)業(yè)鏈大數(shù)據(jù)建設(shè)，實施互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)產(chǎn)品出村進(jìn)城工程”。

在強(qiáng)有力的政策推動下，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”引起了明顯的市場共鳴，以農(nóng)產(chǎn)品電子商務(wù)為例，阿里零售平臺2019年的農(nóng)產(chǎn)品銷售完成額度大約為2000億元，同比增長超過了30%（數(shù)據(jù)來源于《2020阿里農(nóng)產(chǎn)品電商報告》）。然而，盡管在“互聯(lián)網(wǎng)+”推力下，中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增速卻仍然逐年趨緩，反映出中國農(nóng)業(yè)發(fā)展仍然面臨著諸多問題，如較低的流通效率、低水平的標(biāo)準(zhǔn)化和品牌化等問題。因此，研究“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及其作用機(jī)制，具有較強(qiáng)的現(xiàn)實意義和必要性。基于以上分析，本文立足2010-2017年中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的基本情況，對“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”水平進(jìn)行量化，探究“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。具體來看，一方面，通過全要素生產(chǎn)率的指數(shù)分解來討論作用機(jī)制，分析“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”如何通過影響農(nóng)業(yè)技術(shù)水平、農(nóng)業(yè)技術(shù)效率來作用于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，又如何通過影響農(nóng)業(yè)純技術(shù)效率和規(guī)模效率來影響農(nóng)業(yè)技術(shù)效率;另一方面，從不同地區(qū)的角度討論“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響水平，結(jié)合不同地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特點分析“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”的影響異質(zhì)性。

二、文獻(xiàn)回顧

根據(jù)“互聯(lián)網(wǎng)+”的定義引申可知，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”是指互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)與農(nóng)業(yè)的有機(jī)結(jié)合。國內(nèi)關(guān)于“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對經(jīng)濟(jì)的影響主要集中在對理論機(jī)制的研究上，相關(guān)實證研究較少?，F(xiàn)有研究顯示，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”是信息生產(chǎn)力直接作用于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈全過程的產(chǎn)物，農(nóng)資電商、農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)金融以及農(nóng)業(yè)信息化三大領(lǐng)域是其發(fā)展的主要方向。直接研究“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)影響的相關(guān)文獻(xiàn)主要從路徑分析的角度展開，第一，關(guān)于信息化對生產(chǎn)率影響方面的文獻(xiàn)頗為豐富，一方面，在“索洛悖論”現(xiàn)象下，部分研究認(rèn)為信息化對生產(chǎn)率沒有顯著聯(lián)系。另一方面，農(nóng)業(yè)信息化將農(nóng)業(yè)傳感器技術(shù)、精細(xì)農(nóng)作技術(shù)、機(jī)器人技術(shù)等先進(jìn)科技引入到農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)和監(jiān)控中，促進(jìn)獲取農(nóng)業(yè)信息流通。除了對技術(shù)水平的促進(jìn)作用，互聯(lián)網(wǎng)和農(nóng)業(yè)的結(jié)合還有利于人力資本積累，促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品銷售能力提高，對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。農(nóng)業(yè)信息化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的非線性作用方面，認(rèn)為只有農(nóng)村人力資本水平提高到一定程度，農(nóng)業(yè)信息化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長效應(yīng)才能夠被有效釋放。第二，農(nóng)業(yè)電子商務(wù)方面，已有文獻(xiàn)主要關(guān)注其發(fā)展形勢、發(fā)展模式與案例、消費者意愿及偏好等。認(rèn)為農(nóng)資電商擴(kuò)大了傳統(tǒng)流通渠道，增加農(nóng)村創(chuàng)業(yè)、就業(yè)的機(jī)會，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級，促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)實現(xiàn)就地城鎮(zhèn)化。第三，農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)金融方面，認(rèn)為農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)金融對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的促進(jìn)作用，主要是因為農(nóng)村金融發(fā)展水平的提高能夠更好地開展新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體貸款等一系列惠農(nóng)支付業(yè)務(wù)，有利于完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供良好的外部環(huán)境，即對市場流通和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有正面促進(jìn)作用。

關(guān)于“互聯(lián)網(wǎng)+”與全要素生產(chǎn)率的相關(guān)研究，許多學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了一定程度的探討。如有學(xué)者就從互聯(lián)網(wǎng)的技術(shù)、平臺、思維和網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)4個維度出發(fā)，在全國層面上，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)對中國的技術(shù)進(jìn)步的作用是正向的，而對中國的技術(shù)效率作用是反向的。沈悅和郭品（2015）認(rèn)為在技術(shù)溢出效應(yīng)作用下，互聯(lián)網(wǎng)金融提高了我國商業(yè)銀行的全要素生產(chǎn)率，且對不同類型商業(yè)銀行的影響程度也不同。肖利平（2018）發(fā)現(xiàn)“互聯(lián)網(wǎng)+”在技術(shù)效率驅(qū)動機(jī)制下，有助于提高我國裝備制造業(yè)全要素生產(chǎn)率。從信息平臺角度，施炳展（2016）認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)的優(yōu)勢在于它降低了交易成本、擴(kuò)大了交易規(guī)模、優(yōu)化了資源配置水平。

綜上，目前關(guān)于“互聯(lián)網(wǎng)+”的相關(guān)研究已經(jīng)取得了豐富的研究成果，但缺乏“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實證研究，缺乏將“互聯(lián)網(wǎng)+”與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率聯(lián)系在一起的研究。本文探討了“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及其作用機(jī)制，并試圖根據(jù)區(qū)域的劃分對該問題做出更具有普適性的討論。進(jìn)一步看，本文主要有以下兩點創(chuàng)新：一是首次將“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”進(jìn)行量化，考慮到互聯(lián)網(wǎng)資源的跨時空性和非排他性，加之與農(nóng)業(yè)的結(jié)合，用法人單位平均網(wǎng)站占有量來衡量“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”水平，為“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”的影響及影響機(jī)制實證研究提供一種新的衡量方法。二是已有對“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的直接研究文獻(xiàn)，通常只涉及理論研究，本文在這些理論分析的基礎(chǔ)上，對兩者的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，在豐富相關(guān)實證研究的基礎(chǔ)上，以期為相關(guān)政策制定提供參考。

三、數(shù)據(jù)與變量

1.數(shù)據(jù)來源

本文使用中國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）2010-2017年分區(qū)域面板數(shù)據(jù)來進(jìn)行實證分析。若無特殊說明，各變量數(shù)據(jù)均來自相關(guān)年份的《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.估計方法與變量選擇

（1）被解釋變量為農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP），同時對該變量采取對數(shù)形式，以此來衡量農(nóng)業(yè)TFP及其構(gòu)成的變化程度。根據(jù)研究的需要，采取非參數(shù)法的Malmquist指數(shù)法對其進(jìn)行測度，首先將農(nóng)業(yè)TFP分解為技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)（TP）和技術(shù)效率變化指數(shù)（TE），進(jìn)而將技術(shù)效率變化指數(shù)分解為純技術(shù)效率變化指數(shù)（PE）和規(guī)模效率變化指數(shù)（SE）。其后，運(yùn)用DEP2.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行計算，產(chǎn)出變量為農(nóng)、林、牧、漁業(yè)總產(chǎn)值;投入變量包括勞動投入、土地投入以及資本投入。沿用已有文獻(xiàn)中的常見做法，勞動投入用農(nóng)、林、牧、漁業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員和農(nóng)村人口數(shù)量的加總進(jìn)行衡量，土地投入用農(nóng)作物總播種面積衡量，資本投入用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、農(nóng)用化肥使用量（折純量）進(jìn)行度量。

運(yùn)用上述方法，得到2010-2017年中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成（詳見表1），在樣本期內(nèi)，中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率總體呈現(xiàn)增長趨勢，年均增速約8.3個百分點，這說明中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力得到了較大水平的提升。但是，在不同時間階段呈現(xiàn)出明顯的波動性特征。在2010-2011年增長較快，是研究樣本期內(nèi)的最高水平;在2012年后，增長速度開始逐步放緩，雖然在2016年又出現(xiàn)了增長速度加快的現(xiàn)象，但在2017年又回歸了增長放緩的趨勢，且在該年中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率僅有1.2%。從增長源泉看，技術(shù)進(jìn)步指數(shù)、技術(shù)效率變化指數(shù)年均增速分別為0.1%、8.2%;純技術(shù)效率變化指數(shù)和規(guī)模效率變化指數(shù)年均增速分別為0.5%和-0.4%。這說明總體上來看，中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長主要依靠技術(shù)效率的改善而非技術(shù)進(jìn)步。

表2為分地區(qū)2010-2017年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解構(gòu)成，可以看出2010年到2017年8年間，中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解構(gòu)成的增長速度在不同地區(qū)中存在明顯差異?？傮w來看，中國各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的農(nóng)業(yè)TFP都呈現(xiàn)增長趨勢，忽略各地區(qū)差異得到的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術(shù)規(guī)模變化指數(shù)、技術(shù)水平變化指數(shù)等與全國層面的回歸結(jié)果大體一致，可以進(jìn)一步佐證全國層面的研究結(jié)論。（2）解釋變量是“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”水平?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”的本質(zhì)在于將互聯(lián)網(wǎng)資源應(yīng)用到農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)、銷售各個領(lǐng)域，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的結(jié)合，以及行業(yè)的數(shù)據(jù)化、數(shù)字化。因此，本文選取法人單位平均網(wǎng)站占有量來度量“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”水平，反映地區(qū)農(nóng)業(yè)互聯(lián)網(wǎng)資源豐富水平，在缺乏統(tǒng)一估算體系的背景下作為其替代指標(biāo)。（3）控制變量。由于影響中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素有很多，在實證分析中如果不控制這些因素可能會造成遺漏變量偏誤，從而損害回歸結(jié)果的一致性。因此，本文根據(jù)現(xiàn)有的對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素研究，將市場化水平（MK）、勞動力資源（WO）、地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比（OT）作為控制變量。究其原因，勞動力資源即農(nóng)村人力資本可以通過影響技術(shù)效率直接影響TFP，由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中過多的勞動力投入可能對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平提升和技術(shù)效率改善產(chǎn)生反向的效果，因此有必要控制勞動力資源（WO）。地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)相對地位對其農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有重要影響，而農(nóng)業(yè)市場化程度對該地區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率也有明顯影響，因此有必要控制地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比（OT）、市場化水平（MK）。沿用已有文獻(xiàn)中的常見做法，本文用地方財政營業(yè)稅占地方財政稅收總收入比重來衡量市場化水平（MK），用農(nóng)林牧漁業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員占年末常住人口比重來衡量勞動力資源（WO），用農(nóng)、林、牧、漁業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重來度量地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比（OT），表3給出了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

此外，由于本文所采用的數(shù)據(jù)是經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展數(shù)據(jù)，具有一定的趨勢性，在對其進(jìn)行ADF單位根檢驗后，發(fā)現(xiàn)各變量都是一階單整數(shù)列，故而本文回歸分析中的數(shù)據(jù)都是差分處理后的數(shù)據(jù)。

四、實證分析

1.固定效應(yīng)模型基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文借鑒Jeanneney和Hua（2006）、張軍和金煜（2005）等學(xué)者對全要素生產(chǎn)率的相關(guān)實證研究文獻(xiàn)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，具體回歸方程如下：

其中，i代表各省（自治區(qū)、直轄市），t代表不同的年份，α₀表示常數(shù)項，InTFP和InINT分別表示被解釋變量和解釋變量。InX表示一系列控制變量，包括市場化水平（MK）、人力資源（WO）、地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比（OT）。u為隨機(jī)誤差項，服從正態(tài)分布。prince表示省際固定效應(yīng)，用于剔除短時間內(nèi)不隨時間變化的因素的影響。

基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表4所示，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”（INT）每上升1個百分點，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率將提高0.014%，且在1%的水平上顯著。這個說明“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”的推廣能夠顯著提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）。同時，市場化水平（MK）每提升1個百分點，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率下降0.031%，但未通過顯著性檢驗。地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比（OT）每提高1個百分點，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高0.122%，且在5%的水平上顯著。以上兩個控制變量可以顯示農(nóng)業(yè)的地區(qū)特征，說明地區(qū)農(nóng)村勞動力資源的增多、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比提高，對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率有正面促進(jìn)效果。勞動力資源（WO）每提高1個百分點，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高0.51%，且在1%的水平上顯著，因而人力資本是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的一個重要內(nèi)在推動力。

2.影響機(jī)制分析

為了進(jìn)一步探究“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率促進(jìn)作用的影響機(jī)制，本文還分別用技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)（TP）、技術(shù)效率變化指數(shù)（TE）作為因變量對固定效應(yīng)模型重新進(jìn)行回歸，得到的結(jié)果為表5第（1）、（2）列。進(jìn)而用純技術(shù)效率變化指數(shù)（PE）和規(guī)模效率變化指數(shù)（SE）作為因變量對固定效應(yīng)模型重新進(jìn)行回歸，得到的結(jié)果為表5第（3）、（4）列。

對比第（1）、（2）列，本文認(rèn)為“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用主要由對技術(shù)效率變化的影響導(dǎo)致。具體來說，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”（INT）每上升1個百分點，技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)（TP）下降0.007%，但未通過顯著性檢驗?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”（INT）每上升1個百分點，技術(shù)效率變化指數(shù)（TE）增加0.014%，且在1%的顯著性水平下通過了顯著性檢驗，說明“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升屬于技術(shù)效率驅(qū)動型。結(jié)合市場化水平（MK）、勞動力資源（WO）、地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比（OT）來說，技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)（TP）對市場化水平（MK）、勞動力資源（WO）的估計參數(shù)值分別是0.018、-0.032，但均未通過顯著性檢驗;技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)（TP）對地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比（OT）的估計參數(shù)值是0.122，且在5%的顯著性水平下通過顯著性檢驗。技術(shù)效率變化指數(shù)（TE）對市場化水平（MK）、勞動力資源（WO）的參數(shù)估計值分別是-0.062、0.591，且在1%的顯著水平下通過顯著性檢驗。技術(shù)效率變化指數(shù)（TE）對地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比（OT）的參數(shù)估計值是0.093，在5%顯著水平下通過顯著性檢驗。

可以看出，勞動力資源（WO）、農(nóng)業(yè)市場化水平（MK）對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響均屬于技術(shù)效率驅(qū)動型，而非技術(shù)進(jìn)步驅(qū)動型;而地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比（OT）對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用屬于技術(shù)進(jìn)步驅(qū)動型。

對比第（3）、（4）列，本文認(rèn)為“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率變化的影響主要由對純技術(shù)效率的促進(jìn)作用導(dǎo)致。具體來說，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”（INT）每上升1個百分點，純技術(shù)效率變化指數(shù)（PE）增加0.005%，且在5%的顯著性水平下通過顯著性檢驗?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”（INT）每上升1個百分點，規(guī)模效率變化指數(shù)（SE）降低0.012%，且在1%的顯著性水平下通過了顯著性檢驗。也就是說，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對純技術(shù)效率有正面促進(jìn)作用，而對規(guī)模效率變化卻具有負(fù)面抑制作用。因此，本文認(rèn)為“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升屬于技術(shù)效率驅(qū)動型。結(jié)合市場化水平（MK）、勞動力資源（WO）、地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比（OT）來說，市場化水平（MK）對規(guī)模效率變化指數(shù)（SE）和純技術(shù)效率變化指數(shù)（PE）分別具有促進(jìn)和抑制作用，地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比（OT）對純技術(shù)效率變化指數(shù)（PE）具有顯著的正面促進(jìn)作用，而勞動力資源（WO）對純技術(shù)效率變化和規(guī)模效率變化的影響都不顯著。本文對“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)純技術(shù)效率具有正向影響的解釋是：“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”下的信息生產(chǎn)力在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈全過程中發(fā)揮作用，互聯(lián)網(wǎng)切入農(nóng)資市場，可以改善農(nóng)產(chǎn)品的消費市場。同時，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”有利于提高決策效率、減少交易成本，進(jìn)而優(yōu)化農(nóng)業(yè)資源配置。而“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對規(guī)模效率變化的負(fù)面抑制作用的一種解釋是：基于互聯(lián)網(wǎng)平臺的交叉網(wǎng)絡(luò)外部性，平臺另一端用戶數(shù)量的多少很大程度影響了用戶對該平臺的評價，這種用戶集聚效應(yīng)，同時使平臺壟斷的可能性提高。

五、穩(wěn)健性檢驗和異質(zhì)性分析

1.穩(wěn)健性檢驗

本文分別對測量誤差、遺漏變量、逆向因果引起的內(nèi)生性問題進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。第一，針對測量誤差，本文采用Malmquist指數(shù)法測量被解釋變量，數(shù)據(jù)全部來自國家統(tǒng)計局的權(quán)威數(shù)據(jù)，在一定程度上可以弱化測量誤差。第二，針對遺漏變量，本文在固定效應(yīng)模型中加入了市場化水平、勞動力資源、地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比作為控制變量，在一定程度上弱化了遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題。第三，針對逆向因果，逆向因果所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題是本文所要解決的一個重要問題，主要通過滯后項作為關(guān)鍵解釋變量進(jìn)行回歸和應(yīng)用工具變量法考察由逆向因果引起的內(nèi)生性問題。

本文用InINT的滯后項（LlnINT）作為自變量，在固定效應(yīng)模型下重新進(jìn)行回歸。表6為回歸結(jié)果，可以看出以滯后項作為自變量，仍然存在與基準(zhǔn)回歸時相似的結(jié)論，即關(guān)鍵解釋變量對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率有正面促進(jìn)作用，這個作用主要由關(guān)鍵解釋變量對技術(shù)效率變化指數(shù)的正面促進(jìn)作用導(dǎo)致。

本文還采取了工具變量法對由逆向因果引起的內(nèi)生性問題進(jìn)行考察。參考已有較為通用的研究成果，本文選取互聯(lián)網(wǎng)+水平對數(shù)形式（lnINT）的滯后項作為工具變量，為了檢驗工具變量是否具有弱工具變量問題，本文用兩階段最小二乘法，表7報告了回歸結(jié)果。第一階段即對以下方程進(jìn)行回歸：

結(jié)果顯示工具變量與內(nèi)生變量存在顯著的相關(guān)性，不存在弱相關(guān)性問題。進(jìn)而在第二階段本文對以下方程進(jìn)行回歸：

第二階段回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果相符，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”水平對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正面促進(jìn)作用，該相關(guān)系數(shù)在絕對值上小于基準(zhǔn)回歸估計結(jié)果，說明潛在的內(nèi)生性問題傾向于高估“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”的作用。具體而言，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”水平每上升1個百分點，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率會提高0.009%。而在作用機(jī)制方面，第二階段回歸結(jié)果表明“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”水平對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率變化指數(shù)具有顯著正面促進(jìn)作用，對技術(shù)水平變化指數(shù)具有負(fù)面抑制作用，這也與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相符，農(nóng)業(yè)技術(shù)效率變化指數(shù)作為因變量的相關(guān)系數(shù)在絕對值上減小，說明潛在的內(nèi)生性問題傾向于高估“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率變化的作用。具體而言，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”水平每上升1個百分點，農(nóng)業(yè)技術(shù)效率變化指數(shù)會提高0.005%，農(nóng)業(yè)技術(shù)水平變化指數(shù)會降低0.005%，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對技術(shù)效率的提高作用彌補(bǔ)了對技術(shù)水平的降低作用，進(jìn)而在總體上表現(xiàn)為對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率有正面促進(jìn)作用。

2.異質(zhì)性分析

在異質(zhì)性分析方面，為了驗證“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否具有地區(qū)差異，本文首先將中國31個省（自治區(qū)、直轄市）中浙江等11個地區(qū)作為東部地區(qū)，四川等12個地區(qū)作為西部地區(qū)，山西等8個地區(qū)作為中部地區(qū)，對“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)的全要素生產(chǎn)率影響的地區(qū)性差異做進(jìn)一步研究。

表8、表9分別為三個分區(qū)域采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸和機(jī)制分析的回歸結(jié)果。東部地區(qū)“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用在5%顯著性水平下顯著，彈性為0.02;中部地區(qū)“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用彈性系數(shù)為0.018，且在10%置信區(qū)間內(nèi)顯著，而西部地區(qū)這一彈性為0.007，但不顯著。因此在機(jī)制分析中，僅對作用顯著的東部地區(qū)和中部地區(qū)樣本進(jìn)行分析，結(jié)果顯示東部地區(qū)“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率和農(nóng)業(yè)純技術(shù)效率變化都存在顯著促進(jìn)作用，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”水平每上升1個百分點，二者分別會提高0.027%和0.007%。與上述結(jié)果相符，說明在東部地區(qū)“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用屬于技術(shù)效率驅(qū)動型。而中部地區(qū)的影響機(jī)制結(jié)果顯示“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對全要素生產(chǎn)率的分指數(shù)的作用不顯著。因此，本文不對中部地區(qū)的“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”作用機(jī)制進(jìn)行詳細(xì)分析。綜上，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響具有明顯的地區(qū)差異，其作用效果在東部地區(qū)最為明顯，其次是在中部地區(qū)，而在西部地區(qū)“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率沒有實質(zhì)性的影響。

六、結(jié)論

本文利用2010-2017年中國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用Malmquist指數(shù)法，測度2010-2017年中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，從不同的角度分析了“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，具體得到如下研究結(jié)論：第一，在樣本期間內(nèi)，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”能夠顯著提高中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，即“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”每上升1個百分點，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率將提高0.014%。第二，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在中國各個地區(qū)有明顯的地區(qū)異質(zhì)性，對東部地區(qū)、中部地區(qū)的作用顯著，對西部地區(qū)沒有實質(zhì)性影響，但從長期來看這種正面促進(jìn)作用在不同區(qū)域之間具有趨同性。第三，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的驅(qū)動力主要來自對技術(shù)效率變化的促進(jìn)作用，規(guī)模效應(yīng)對技術(shù)規(guī)模具有抑制作用，純技術(shù)效應(yīng)對技術(shù)規(guī)模具有明顯的正面驅(qū)動作用。本文的結(jié)論在一定程度上可以說明，農(nóng)業(yè)是“信息技術(shù)投資發(fā)揮巨大作用”的行業(yè)。

本文的發(fā)現(xiàn)較具有政策含義：“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對中國各地區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在技術(shù)效率上，其中對東部地區(qū)的促進(jìn)作用最為明顯。因此有必要加快建設(shè)普惠互聯(lián)網(wǎng)，尤其是要加快西部地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，在全國各地區(qū)普及“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”，運(yùn)用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)對農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)進(jìn)行改造和整合，進(jìn)一步減少交易中間環(huán)節(jié)，提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈效率;同時，為緩解和逆轉(zhuǎn)“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”對技術(shù)水平變化、規(guī)模效率的負(fù)面作用，應(yīng)該加強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)上的應(yīng)用，持續(xù)推動農(nóng)業(yè)的規(guī)?；?jīng)營。

（責(zé)任編輯 肖華堂）