農(nóng)業(yè)信息資源配置對農(nóng)產(chǎn)品電商績效影響機(jī)制研究
——以東部地區(qū)為例

賈鋮 ，夏春萍 *，陳鵬宇

（1. 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070；2. 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)電子商務(wù)研究所，湖北 武漢 430070）

隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)業(yè)信息資源逐步成為除物質(zhì)和能源之外的第三大農(nóng)村戰(zhàn)略資源。如何把龐大的農(nóng)業(yè)信息資源轉(zhuǎn)化為有效的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力[1]，既是農(nóng)業(yè)信息化所面臨的新問題，也是實(shí)現(xiàn)數(shù)字農(nóng)業(yè)的必經(jīng)之路[2]。近十年以來，數(shù)字信息技術(shù)在我國農(nóng)產(chǎn)品電商領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用。農(nóng)業(yè)信息資源配置水平的提高，不僅能夠促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品電商交易市場的增加，加快不同主體之間信息交換的效率[3]，還能有序組織與統(tǒng)籌協(xié)調(diào)農(nóng)產(chǎn)品流通不同環(huán)節(jié)中各種有形生產(chǎn)要素（如資本、勞動力等）組合匹配，進(jìn)而推動農(nóng)業(yè)信息資源向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力方向的轉(zhuǎn)變速率。大數(shù)據(jù)時代下，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平儼然已成為影響農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展水平的重要因素。另外，2019 年4 月國家發(fā)改委提出要充分利用數(shù)字信息發(fā)展好“農(nóng)產(chǎn)品電商業(yè)務(wù)”，突破農(nóng)產(chǎn)品上行瓶頸，以此實(shí)現(xiàn)對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈信息化與現(xiàn)代化的改造升級。因此，在“如火如荼”的農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展過程中，及時探討農(nóng)業(yè)信息資源配置對其影響的邏輯關(guān)系對加速農(nóng)村大數(shù)據(jù)建設(shè)、開發(fā)農(nóng)產(chǎn)品電商銷售的“藍(lán)海市場”（即實(shí)現(xiàn)特色農(nóng)產(chǎn)品的跨區(qū)銷售）具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

然而，國內(nèi)外涉及農(nóng)業(yè)信息資源配置對農(nóng)產(chǎn)品電商績效影響的研究幾乎處于“割裂”狀態(tài)。已有文獻(xiàn)要么只關(guān)注農(nóng)業(yè)信息資源配置水平，例如農(nóng)業(yè)信息資源配置水平測算[4-5]、農(nóng)業(yè)信息資源配置模式[6]和農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響等[7-8]；要么僅分析農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展績效評估[9]、績效模式[10]及其影響電商績效的主要因素[11-14]等?，F(xiàn)有成果多是從有形資源角度（如資本、勞動力等）討論對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響關(guān)系，極少在同一理論下從信息等無形資源角度同時考察農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效影響的邏輯關(guān)系。所以，有必要從信息資源視角下探討農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響關(guān)系。

事實(shí)上，不同地區(qū)農(nóng)業(yè)信息資源稟賦存在著巨大差異，尤其是東部地區(qū)農(nóng)業(yè)信息化的基礎(chǔ)設(shè)施普遍優(yōu)于中西部地區(qū)。根據(jù)信息技術(shù)生產(chǎn)率悖論，在信息容量“指數(shù)增長”速率遠(yuǎn)大于信息利用“線性增長”速率的現(xiàn)實(shí)情況下，農(nóng)業(yè)信息資源不同配置水平可能會對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的作用方向、作用強(qiáng)度造成較為復(fù)雜的非線性關(guān)系[15]。另外，Jin和Cho[16]曾明確指出信息資源對經(jīng)濟(jì)增長存在非線性影響效應(yīng)；而韓海彬和張莉[17]在門檻模型的基礎(chǔ)上證實(shí)了農(nóng)業(yè)信息化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在雙門檻的影響關(guān)系?；诖耍疚膰L試在全信息轉(zhuǎn)換理論等理論分析下，利用2011—2018 年東部10 省市的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建以農(nóng)業(yè)信息資源配置水平為門檻變量的面板門檻模型，從農(nóng)戶信息轉(zhuǎn)化能力與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩條主線深入剖析農(nóng)業(yè)信息資源配置對農(nóng)產(chǎn)品電商績效影響的邏輯關(guān)系，旨在揭示兩者之間存在的真實(shí)關(guān)系，進(jìn)而為縮小農(nóng)產(chǎn)品電商區(qū)域發(fā)展差距提供行之有效的對策建議。

1 理論分析與研究假設(shè)

農(nóng)業(yè)信息資源配置水平是提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化綜合生產(chǎn)力與經(jīng)營管理效率的過程，通過信息引導(dǎo)可以使資金、勞動力等有形經(jīng)濟(jì)要素瞄準(zhǔn)農(nóng)產(chǎn)品電商高收益的流通環(huán)節(jié)，保持在時空與流量上的協(xié)調(diào)發(fā)展，從而有效解決農(nóng)業(yè)信息技術(shù)嵌入農(nóng)產(chǎn)品電商平臺的應(yīng)用問題。另外，農(nóng)產(chǎn)品電商作為“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”的一種平臺模式，其發(fā)展水平可以通過績效差異綜合反映不同地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品電商運(yùn)營管理的經(jīng)濟(jì)水平。由此推斷，農(nóng)業(yè)信息資源配置對農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的作用關(guān)系主要聚焦于農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響程度。

1.1 理論分析

Simonin[18]曾指出運(yùn)用信息技術(shù)的水平會影響用戶的知識交換與信息接收，鐘義信[19]提出的“知識外部生態(tài)學(xué)規(guī)律”說明“知識是由信息生長而來，又向智能決策生長而去”。對農(nóng)產(chǎn)品電商經(jīng)營主體而言，一方面，基于全信息轉(zhuǎn)換理論，農(nóng)業(yè)信息資源的流動與重組不僅可以轉(zhuǎn)換成個體知識、智能策略，包括先驗(yàn)知識和基礎(chǔ)意識；還可以轉(zhuǎn)化為信息接收用戶的注意能力、情感表達(dá)能力與理智謀略能力[19]。在提升農(nóng)戶信息處理能力的基礎(chǔ)上，幫助農(nóng)戶將有效的知識或技能應(yīng)用到農(nóng)產(chǎn)品電商運(yùn)營的不同情境下，從而提高知識的運(yùn)用水平與經(jīng)濟(jì)效益。同時在計(jì)劃行為理論指導(dǎo)下，信息處理后所形成的思維意識（如農(nóng)產(chǎn)品電商交易低成本等信息）可以決定農(nóng)戶是否選擇電商銷售農(nóng)產(chǎn)品的采納行為，從而直接影響農(nóng)產(chǎn)品電商銷售的利潤[7]。另一方面，根據(jù)治理結(jié)構(gòu)理論的主要觀點(diǎn)：當(dāng)農(nóng)業(yè)信息資源獲取或交易成本的知識協(xié)調(diào)度越高，高價(jià)值隱形知識越可能在低成本的代價(jià)下嵌入到農(nóng)戶思維意識內(nèi)部，這對農(nóng)戶參與電商交易具有重要的激勵作用。在此基礎(chǔ)上，復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)理論進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)信息資源與知識流動之間具有顯著的互動關(guān)系，結(jié)合趙健宇等[20]的觀點(diǎn)，知識流動能夠?qū)崿F(xiàn)異質(zhì)性信息的跨時空傳播效率，減少信息（例如農(nóng)業(yè)信息）滯后與失真現(xiàn)象，提高農(nóng)產(chǎn)品電商經(jīng)營主體的信用評估以及拓展金融貸款等服務(wù)信息來源的獲取渠道[5]，從而間接推動農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展水平。因此，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平可以通過信息知識轉(zhuǎn)換影響農(nóng)產(chǎn)品電商經(jīng)營主體的綜合決策能力進(jìn)而提升農(nóng)產(chǎn)品電商績效水平。

除此之外，根據(jù)克拉克定理，第一產(chǎn)業(yè)勞動者比重隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐步會向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。當(dāng)提高農(nóng)業(yè)信息資源配置水平，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會逐漸呈現(xiàn)高知識、高技術(shù)密集的特征，加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)分化與重組升級的同時拓展農(nóng)產(chǎn)品交易的線上渠道，如農(nóng)產(chǎn)品電商模式等。分析農(nóng)業(yè)信息資源配置水平通過農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響農(nóng)產(chǎn)品電商績效主要表現(xiàn)在四個方面：1）信息技術(shù)與農(nóng)產(chǎn)品銷售結(jié)合，跨越空間地域限制，使傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品銷售模式得以革新，縮短農(nóng)產(chǎn)品從生產(chǎn)到消費(fèi)的流通環(huán)節(jié)，提高了農(nóng)產(chǎn)品銷售總量[21]；2）大數(shù)據(jù)技術(shù)的運(yùn)用提高了農(nóng)產(chǎn)品線上經(jīng)營管理的信息化水平；3）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級不僅能為農(nóng)產(chǎn)品電商提供廣闊的發(fā)展機(jī)遇與先進(jìn)的硬件基礎(chǔ)設(shè)施[22]，同時還能完善農(nóng)產(chǎn)品市場供需結(jié)構(gòu)。其中透明、有效的市場信息能夠促使農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)與銷售之間的波動穩(wěn)定在相對均衡水平；4）優(yōu)化農(nóng)業(yè)信息資源配置能夠加快農(nóng)業(yè)信息在農(nóng)戶生產(chǎn)、生活各類環(huán)節(jié)中的利用效率，提高農(nóng)戶對信息的處理能力和信息的傳播速率，從而及時調(diào)整農(nóng)村勞動力的分布結(jié)構(gòu)。

綜上所述，在農(nóng)業(yè)信息技術(shù)應(yīng)用基礎(chǔ)上，農(nóng)戶綜合決策能力與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級成為聯(lián)結(jié)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平與農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展之間的“橋梁”。由此間接推斷出農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效影響的理論框架（圖1）。

圖1 農(nóng)業(yè)信息資源配置對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響機(jī)制Fig. 1 Influencing mechanism of agricultural information resource allocation on e-commerce performance

1.2 研究假設(shè)

結(jié)合信息技術(shù)生產(chǎn)率悖論，農(nóng)業(yè)信息內(nèi)容指數(shù)增長與農(nóng)戶信息處理線性增長之間的差距客觀說明，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響可能存在一個或多個“轉(zhuǎn)折點(diǎn)”，從而形成兩者之間的非線性關(guān)系；而且隨著其配置水平跨過或未跨過“門檻值”前后對農(nóng)產(chǎn)品電商績效影響的作用方向和作用強(qiáng)度會發(fā)生相應(yīng)的變化，這種非線性的前后變化，即為本文所要探究的門檻效應(yīng)。

為便于分析，初步假設(shè)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效影響只存在一個“門檻界限”。伴隨農(nóng)業(yè)信息資源配置水平的提升，一方面提高了農(nóng)業(yè)信息內(nèi)容公開的透明度，有效降低知識共享與信息搜尋成本并加快了嵌入信息中高價(jià)值隱形知識的轉(zhuǎn)換效率[23]，提高農(nóng)戶對市場信息的利用及處理能力，從而擴(kuò)大了農(nóng)產(chǎn)品跨區(qū)銷售的空間半徑，解決了農(nóng)產(chǎn)品流通“最后一公里”的窘境；另一方面，根據(jù)規(guī)模報(bào)酬遞增理論，農(nóng)業(yè)信息流能夠引導(dǎo)有形經(jīng)濟(jì)要素在前期投入過程中處于規(guī)模報(bào)酬遞增階段。具體表現(xiàn)為：隨著資本、勞動力等要素投入規(guī)模的增加，正向促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展水平的效果愈發(fā)明顯[8]。由此推斷，農(nóng)業(yè)信息資源與有形經(jīng)濟(jì)要素之間的組合匹配推動了農(nóng)產(chǎn)品電商績效隨農(nóng)業(yè)信息資源配置水平的提高而提高。

然而，當(dāng)配置水平跨過門檻界限后，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響可能會出現(xiàn)三種不同的情形：1）正向減弱的促進(jìn)作用。當(dāng)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平越過門檻值后，仍會對農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展產(chǎn)生正向影響，但作用強(qiáng)度可能有所減弱。一方面，在新的發(fā)展階段內(nèi)，推動農(nóng)產(chǎn)品電商績效提升的條件變得更為苛刻。根據(jù)邊際報(bào)酬遞減理論，即便農(nóng)業(yè)信息資源投入不斷增加，但短期內(nèi)由于農(nóng)產(chǎn)品未形成規(guī)?；a(chǎn)，難以持續(xù)吸收與消化由信息所帶來的資金、人才等資源的融入。一旦基礎(chǔ)設(shè)施匹配不足，可能就會出現(xiàn)投入資源冗余，從而降低了農(nóng)產(chǎn)品電商銷售的后發(fā)動力；另一方面，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平的提高雖然表面上增加了農(nóng)業(yè)信息容量，但同時加劇了信息知識轉(zhuǎn)化的無限性與農(nóng)戶處理信息的有限性之間的矛盾，這種矛盾則會導(dǎo)致一系列的負(fù)面影響[24]，如降低了農(nóng)戶信息處理效率[25]等。這種負(fù)向影響可能會弱化農(nóng)產(chǎn)品電商績效提升的效率。2）維持同一水平的均衡作用。在門檻界限上，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商經(jīng)營主體信息處理能力、勞動力生產(chǎn)效率等方面的正向影響已經(jīng)達(dá)到了一個相對穩(wěn)定的狀態(tài)。此時，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響由于經(jīng)濟(jì)要素投入與產(chǎn)出的動態(tài)均衡而出現(xiàn)穩(wěn)定狀態(tài)[26]。3）反向抑制的弱化作用。農(nóng)業(yè)信息容量的過載會弱化農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效提升的推動作用[27]。因?yàn)樵谵r(nóng)業(yè)信息化推動下農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級對農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的促進(jìn)作用可能并不持久，甚至?xí)霈F(xiàn)抑制效應(yīng)[28]。這主要因?yàn)殡S著農(nóng)產(chǎn)品電商技術(shù)的成熟和線上農(nóng)產(chǎn)品信息容量的飽和，越來越多的農(nóng)戶開始將農(nóng)產(chǎn)品電商營銷的策略逐漸放在農(nóng)產(chǎn)品品牌等其他制約農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的因素上[12]，對農(nóng)業(yè)信息資源的再投入和關(guān)注持續(xù)減少[26]。這種多重因素的交互作用桎梏了農(nóng)產(chǎn)品電商績效水平的再次提升。

因此，綜上考慮，本文提出理論假設(shè)：農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響存在門檻效應(yīng)。即當(dāng)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平未達(dá)到門檻界限前，對績效提升會產(chǎn)生正向顯著促進(jìn)作用；而隨著配置水平跨過門檻界限后，對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響可能存在3 種不同的情形，即正向減弱的促進(jìn)作用、維持同一水平的均衡作用和反向抑制的弱化作用。

2 研究方法

2.1 面板門檻模型

門檻效應(yīng)是指門檻變量在不同階段下，解釋變量對被解釋變量產(chǎn)生的階段性影響程度?；贖ansen[29]所提出的系統(tǒng)內(nèi)生分組的面板門檻模型分析農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響關(guān)系[30]。因此，本文將通過熵權(quán)法測算后的農(nóng)業(yè)信息資源配置水平設(shè)為模型的門檻變量[31]，并對其進(jìn)行顯著性分析，以此探討對農(nóng)產(chǎn)品電商績效影響的作用方向與作用強(qiáng)度。基于上述理論分析，假設(shè)模型為單門檻模型，且只存在一個門檻值，其公式為：

式中：下標(biāo)i和t分別表示省市和時間，ECPit為被解釋變量，即農(nóng)產(chǎn)品電商績效；INFit為模型的核心解釋變量也是門檻變量，即農(nóng)業(yè)信息資源配置水平；Xit為門檻模型的控制變量；β為相應(yīng)的系數(shù)向量；I(·)為示性函數(shù)，當(dāng)括號內(nèi)的條件成立時I(·)為1，否則為0；γ為本文所要估計(jì)的門檻值；μit表示不隨時間變化的個體固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)；若β1≠β2，則證明存在門檻效應(yīng)。

待估系數(shù)β之前，首先要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖陂T檻效應(yīng)，并確定其個數(shù)。理論上，門檻值γ1可以為INFit任意范圍內(nèi)的取值，但須滿足殘差平方和最小的假設(shè)條件，即γ1=argminS1(γ)。另外，單門檻模型的原假設(shè)和F統(tǒng)計(jì)量為：

式中：S0為接受原假設(shè)條件下進(jìn)行參數(shù)估計(jì)所得到的殘差平方和；S1(γ*)為采用OLS 估計(jì)后得到的殘差平方和，利用Bootstrap 模擬其漸進(jìn)分布規(guī)律，進(jìn)而構(gòu)造P值。如果接受原假設(shè)則認(rèn)為該模型不存在門檻效應(yīng)；若拒絕原假設(shè)則需進(jìn)行雙門檻或多門檻效應(yīng)的檢驗(yàn)，以此確定門檻界限的最終值。

在模型形式確認(rèn)后，則需對模型進(jìn)行門檻真實(shí)性檢驗(yàn)，利用Hansen 提出的LR 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)LR1(γ)＞-2×ln(1-Sqrt(1-α))成立時，則可以拒絕單門檻模型檢驗(yàn)的原假設(shè)，表明門檻值與真實(shí)值不符，其中α為顯著性水平；反之，則接受原假設(shè)，證明門檻值與真實(shí)值相符。

2.2 變量選擇與測量方法

本文重點(diǎn)考究農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響關(guān)系，然而《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和EPS 等數(shù)據(jù)庫中尚未公布農(nóng)產(chǎn)品電商相關(guān)的權(quán)威數(shù)據(jù)。因此，本文在高楊和牛子恒[31]、何小洲和劉丹[32]研究的基礎(chǔ)上，利用已有數(shù)據(jù)構(gòu)建農(nóng)產(chǎn)品電商績效等變量的代理指標(biāo)，并將其納入門檻模型中。

1）被解釋變量及測量。選取農(nóng)產(chǎn)品電商銷售額衡量農(nóng)產(chǎn)品電商績效（億元）變量。參考何小洲和劉丹[32]的方法，將農(nóng)產(chǎn)品電商流通率與各省市電子商務(wù)類指標(biāo)數(shù)據(jù)相乘，視為農(nóng)產(chǎn)品電商銷售額數(shù)據(jù)。其中，農(nóng)產(chǎn)品電商流通率等于各省市農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與各省市GDP 的比值。即：農(nóng)產(chǎn)品電商績效=電子商務(wù)銷售額×（各省市農(nóng)業(yè)產(chǎn)值÷各省市GDP總值）。

2）解釋變量及測量。在何正保和姚佐文[4]、高楊和牛子恒[31]對農(nóng)業(yè)信息化水平評估的基礎(chǔ)上，選取農(nóng)村每百戶居民擁有的計(jì)算機(jī)、移動電話和彩色電視機(jī)、農(nóng)村居民通信類消費(fèi)指數(shù)、各省市農(nóng)村寬帶普及率和農(nóng)業(yè)網(wǎng)站數(shù)等6 個變量作為衡量農(nóng)業(yè)信息資源配置水平的具體指標(biāo)。同時利用熵值法對農(nóng)業(yè)信息資源配置水平中6 個指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)，然后根據(jù)各指標(biāo)權(quán)重對農(nóng)業(yè)信息資源配置水平進(jìn)行加總匯算。限于篇幅限制，關(guān)于計(jì)算步驟詳見韓海彬和張莉[17]的研究，在此不予贅述。

3）控制變量及測量。為減少因遺漏變量而造成回歸偏差，結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究成果，選取農(nóng)村平均受教育年限[21]、農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[22]、農(nóng)村用電量[22]、政府支農(nóng)支出[4]和物流設(shè)施水平[12]等5 個變量作為控制變量。

農(nóng)村平均受教育年限將各省市農(nóng)村不同受教育程度的人口比重與相應(yīng)受教育年限相乘，得到不同省市農(nóng)村平均受教育年限（年）。其中，不同受教育程度分別對應(yīng)不同的教育年限：文盲為0 年，小學(xué)為6 年，初中為9 年，高中為12 年，大專及以上為16 年[17]。農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)采用各省市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP 比重[33]。農(nóng)村用電量將各省市農(nóng)村用電量（億kW·h）作為其替代變量。政府支農(nóng)支出選取各省市政府支農(nóng)支出（億元）指標(biāo)。物流設(shè)施水平將物流配送化程度作為物流水平的代理變量。其中，物流配送化程度等于統(tǒng)一配送商品購進(jìn)額與社會消費(fèi)品零售總額的比值[32]。各變量的描述性分析詳見表1。

表1 面板門檻模型各變量設(shè)置及其描述性分析Table 1 Variable setting and descriptive analysis of the panel threshold model

2.3 區(qū)域選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇我國東部地區(qū)作為研究區(qū)域，主要基于以下幾點(diǎn)考慮：首先，根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的報(bào)告分析，2017 年末，東、中、西部地區(qū)信息化水平分別為0.602 4、0.437 2 和0.419 0，三大經(jīng)濟(jì)地區(qū)的信息化水平差異較大。其中，東部地區(qū)信息化水平比全國平均水平高26.9%；比中、西部地區(qū)分別高37.8%和43.8%。農(nóng)業(yè)信息化作為信息化的重要組成部分，不難推測，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)信息化水平同樣會高于中西部地區(qū)。另外，由于本文將農(nóng)業(yè)信息化水平作為農(nóng)業(yè)信息資源配置水平的代理變量。相對于中西部地區(qū)而言，選取東部地區(qū)分析農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響關(guān)系，可能結(jié)果會更加明顯。其次，《中國淘寶村發(fā)展報(bào)告（2014—2018）》明確指出，東部地區(qū)由于沿海等先天區(qū)位優(yōu)勢，其中，六省兩市（河北省、山東省、江蘇省、浙江省、福建省、廣東省、北京市和天津市）在2018 年淘寶村總數(shù)達(dá)到3 089 個，占全國的96.47%，呈現(xiàn)出團(tuán)塊狀的農(nóng)產(chǎn)品電商產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)域。換言之，東部地區(qū)代表了全國農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的整體水平。最后，基于數(shù)據(jù)可得性原則，中西部省市存在年度數(shù)據(jù)缺失的現(xiàn)況。因此，為保證數(shù)據(jù)分析的平穩(wěn)性，最終選取東部10 省市作為研究區(qū)域。在此基礎(chǔ)上，參考劉佳[34]對東部地區(qū)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)一步將東部地區(qū)劃分為環(huán)渤海地區(qū)（北京、天津、河北與山東）、長三角地區(qū)（上海、江蘇與浙江）和珠三角地區(qū)（福建、廣東與海南）。

本文將2011—2018 年東部地區(qū)10 省市的面板數(shù)據(jù)作為樣本，涉及農(nóng)產(chǎn)品電商銷售額等7 個變量。其中，被解釋變量中，2014—2018 年電子商務(wù)銷售額來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，而2011—2013數(shù)據(jù)來源于2012—2014 年的《中國信息年鑒》。核心解釋變量中，農(nóng)村每百戶居民計(jì)算機(jī)擁有量等6個衡量農(nóng)業(yè)信息資源配置水平的具體指標(biāo)均來自于歷年的《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及前瞻數(shù)據(jù)庫?？刂谱兞恐校r(nóng)村平均受教育年限等5 個變量數(shù)據(jù)均來源于2012—2019 年的《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒等。

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)業(yè)信息資源配置水平

整體上，東部地區(qū)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平（均值）介于0.4～0.5 之間（表2），且呈現(xiàn)“W 型”波動特征；而區(qū)域上，東部10 省市農(nóng)業(yè)信息資源配置水平差異較大。2011 年北京、上海、浙江、福建、廣東等省市農(nóng)業(yè)信息資源配置水平高于0.5 中等水平，其余省市均低于中等水平。其中，浙江省（0.735）農(nóng)業(yè)信息資源配置水平接近海南?。?.145）的5 倍。2018 年海南省由于生鮮電商的發(fā)展推動了農(nóng)業(yè)信息技術(shù)應(yīng)用水平，從而促使其配置水平上升到0.326。但天津市由于毗鄰北京市，其農(nóng)業(yè)信息技術(shù)資源流動配比較低，制約了天津市農(nóng)業(yè)信息資源配置水平（0.205）的提升。

另外，考察期間，除江蘇、福建、廣東、海南等4 省農(nóng)業(yè)信息信息資源配置水平以“M 型”趨勢波動外，其余省市均表現(xiàn)出“W 型”變化特征。總體看來，2011—2018 年間，不同省市農(nóng)業(yè)信息資源配置水平差異較大，且呈現(xiàn)“上升—下降”連續(xù)波動的變化體征。

圖2 東部三大地區(qū)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平變化Fig. 2 Changes in the allocation of agricultural information resources in the three major eastern regions

除此之外，進(jìn)一步將東部10 省市劃分為三大地區(qū)。就發(fā)展規(guī)模來看（圖2），2011—2018 年間，長三角地區(qū)的農(nóng)業(yè)信息資源配置平均水平為0.56，顯著高于全國平均水平0.47；而珠三角地區(qū)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平為0.43 高于環(huán)渤海地區(qū)0.41，但兩地均低于全國平均水平，說明長三角地區(qū)是我國農(nóng)業(yè)信息資源高配置水平的集聚區(qū)。而就變化特征來看，長三角地區(qū)與環(huán)渤海地區(qū)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平變化均呈現(xiàn)“先下降后上升”的“W 型”波動特征；而珠三角地區(qū)卻呈現(xiàn)“先上升后下降”的“M型”變化趨勢。究其背后緣由，可能存在以下原因：1）原始指標(biāo)數(shù)據(jù)本身存在波動性。例如，東部10省市農(nóng)村每百戶居民擁有的彩色電視機(jī)在考察期間存在上下波動的變化趨勢，利用熵權(quán)法綜合測算農(nóng)業(yè)信息資源配置水平會直接吸納原始指標(biāo)的數(shù)據(jù)信息，繼而導(dǎo)致其出現(xiàn)“W（M）型”的變化特性。2）農(nóng)業(yè)信息化政策對農(nóng)業(yè)信息資源配置水平變化具有重要的影響作用。2011—2013 年間中央一號文件重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)業(yè)信息資源基建開發(fā)，加強(qiáng)信息服務(wù)平臺建設(shè)，提升單一農(nóng)業(yè)信息資源技術(shù)開發(fā)水平[21]，政策導(dǎo)向往往能帶動資金等經(jīng)濟(jì)資源的注入。這期間珠三角地區(qū)信息基礎(chǔ)設(shè)施的完善提升了農(nóng)業(yè)信息資源配置水平；而長三角地區(qū)與環(huán)渤海地區(qū)由于自身較為完備的信息技術(shù)，政策支撐并未推動農(nóng)業(yè)信息化的轉(zhuǎn)型發(fā)展，由此導(dǎo)致初期農(nóng)業(yè)信息資源配置水平的下降。而后隨著硬件要素投入規(guī)模的持續(xù)增長，信息資源的邊際生產(chǎn)力逐漸減少，出現(xiàn)信息資源的大量閑置與低效率利用。對珠三角地區(qū)來說，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平又會出現(xiàn)下降趨勢，下降后的農(nóng)業(yè)信息資源配置水平又會得到當(dāng)?shù)卣畬﹂e置資源的統(tǒng)一調(diào)配，從而改善其配置水平，出現(xiàn)第一階段的“M 型”波動特征。與此同時，長三角與環(huán)渤海地區(qū)由于信息技術(shù)的普及間接推動了當(dāng)?shù)卣畬φ咧贫ǖ倪m度調(diào)整[8]，加快區(qū)域間農(nóng)業(yè)信息資源流動，提高信息資源在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的配置水平；然而過多的資源投入又會導(dǎo)致信息邊際生產(chǎn)效力的下降，從而出現(xiàn)了“W 型”波動特征。2014 年以后，農(nóng)業(yè)信息化政策逐步從促進(jìn)單一技術(shù)開發(fā)向農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈信息化的技術(shù)綜合集成方向轉(zhuǎn)變，大力發(fā)展數(shù)字農(nóng)業(yè)[21]，將農(nóng)業(yè)信息資源與物聯(lián)網(wǎng)結(jié)合提高信息技術(shù)的應(yīng)用水平。成效最為顯著的則是：2014—2015 年長三角地區(qū)和環(huán)渤海地區(qū)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平穩(wěn)定上升。不過在橫向融合與縱向協(xié)調(diào)中，農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)各環(huán)節(jié)信息化程度的差異卻阻礙了信息資源進(jìn)一步流通，造成了信息資源利用效率的降低。而后伴隨農(nóng)業(yè)各產(chǎn)業(yè)環(huán)節(jié)信息管理方法的改善，不同省市逐步實(shí)現(xiàn)信息資源橫向與縱向協(xié)調(diào)發(fā)展從而再次提高當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)信息資源的配置水平，形成了第二階段的“M 型”波動趨勢。另外，地方政府農(nóng)業(yè)信息化政策的制定主要依托于中央一號文件的發(fā)布與落實(shí)。相對于長三角地區(qū)和環(huán)渤海地區(qū)，珠三角地區(qū)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平繼續(xù)保持2013 年發(fā)展態(tài)勢，但由于農(nóng)業(yè)信息化政策調(diào)整可能存在一定延后性，致使其基建開發(fā)資源投入較少，從而間接導(dǎo)致珠三角地區(qū)出現(xiàn)與其他兩大地區(qū)相反的“W 型”變化特征。

3.2 單位根檢驗(yàn)與門檻模型檢驗(yàn)

3.2.1 單位根檢驗(yàn) 為消除異方差，本文首先對所有非比值變量對數(shù)化處理；其次檢驗(yàn)各變量之間是否存在多重共線性?；貧w結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平等7 個變量的方差膨脹因子均值為3.17，遠(yuǎn)低于10。因此，核心解釋變量與控制變量的變化對被解釋變量不會產(chǎn)生較大的重復(fù)性影響。

Hansen 對門檻回歸模型要求的數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)變量。本文參考相同面板單位根檢驗(yàn)的LLC 檢驗(yàn)、不同面板單位根檢驗(yàn)的ADF 檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)的Kao檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。利用Eviews 軟件檢驗(yàn)結(jié)果：各變量的LLC 檢驗(yàn)和ADF 檢驗(yàn)均在I(0)階段通過了5%顯著性水平檢驗(yàn)，說明原始數(shù)據(jù)不存在單位根現(xiàn)象，為平穩(wěn)數(shù)據(jù)；Kao 檢驗(yàn)也證實(shí)了在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說明不同變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。上述檢驗(yàn)結(jié)果說明原始數(shù)據(jù)可直接用于門檻回歸分析中。

3.2.2 門檻模型檢驗(yàn) 門檻模型適用的前提條件是面板固定效應(yīng)模型。一方面，非穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下的個體固定效應(yīng)模型的F值為13.17，P值為0.000，表明存在個體效應(yīng)；而選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)的Hausman 檢驗(yàn)P值為0.000，說明門檻模型更適合采用個體固定效應(yīng)模型[35-36]。另一方面，在時間固定效應(yīng)檢驗(yàn)中，所有關(guān)于年份虛擬變量的聯(lián)合顯著檢驗(yàn)P值均顯著拒絕“無時間假設(shè)”的原假設(shè)，而且LR 檢驗(yàn)P值為0.000，表明存在時間對被解釋變量的影響。基于此，門檻模型的參數(shù)估計(jì)采取雙向固定效應(yīng)模型更為合理。

本文利用STATA 軟件進(jìn)行檢驗(yàn)，將農(nóng)業(yè)信息資源配置水平作為門檻變量，在自舉法（Bootstrap）檢驗(yàn)下，單門檻通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，而雙門檻并沒有通過顯著性檢驗(yàn)（表3），說明農(nóng)業(yè)信息資源配置水平與農(nóng)產(chǎn)品電商績之間存在一個門檻值。另外，門檻值的估計(jì)值為0.572，且小于在95%顯著水平上的置信值7.350，所以能夠接受門檻估計(jì)值與真實(shí)值相同的原假設(shè)，即農(nóng)業(yè)信息資源配置水平與農(nóng)產(chǎn)品電商績效之間存在的門檻真實(shí)值為0.572（表4）。

表3 門檻效應(yīng)顯著性的檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Test results for the significance of the threshold effect

表4 門檻估計(jì)值與置信區(qū)間Table 4 Threshold estimates and confidence intervals

3.3 農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的門檻效應(yīng)分析

3.3.1 門檻變量對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響 2011—2018 年東部地區(qū)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響隨著配置水平的提高而呈現(xiàn)出單一門檻效應(yīng)。不同省市農(nóng)業(yè)信息資源配置水平正向顯著影響農(nóng)產(chǎn)品電商的發(fā)展，但影響程度在其跨過門檻值后，評估系數(shù)由1.492 下降為0.749，促進(jìn)作用較之前減少了49.7%。由此證實(shí)了研究假設(shè)中的第一種情形。即跨過門檻界限后，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效存在正向減弱的促進(jìn)作用。

根據(jù)模型所識別出的門檻真實(shí)值0.572，將東部地區(qū)10 個省市以此劃分兩大區(qū)域：影響較大區(qū)（INF ≤0.572）和影響較小區(qū)（INF ＞0.572）。從2011 年到2018 年，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平跨過門檻值的地區(qū)由3 個增加到4 個（表5），說明在2018年，東部地區(qū)40%的區(qū)域已進(jìn)入農(nóng)業(yè)信息資源配置水平弱化農(nóng)產(chǎn)品電商績效提升的發(fā)展階段，但仍有60%的區(qū)域處于高影響階段內(nèi)，進(jìn)而交互作用呈現(xiàn)出單門檻的影響關(guān)系。2018 年與2011 年相比，只有江蘇省跨過門檻值，而浙江、北京和廣東一直處于低影響階段內(nèi)，直觀表明單純提高農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的促進(jìn)作用不再顯著有效。因而當(dāng)?shù)卣畱?yīng)需積極探索提高農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展水平的新途徑，如打造農(nóng)產(chǎn)品特色品牌等。不過除上述4 個省市外，大部分東部地區(qū)的省市仍可以通過提高農(nóng)業(yè)信息資源配置水平來推動農(nóng)產(chǎn)品電商的發(fā)展進(jìn)程。

表5 東部地區(qū)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效影響區(qū)域分布格局Table 5 Regional distribution pattern of the influence of agricultural information resource allocation on the performance of agricultural product e-commerce in eastern China

表6 單門檻估計(jì)與穩(wěn)健性性估計(jì)結(jié)果Table 6 Single threshold estimation and robustness estimation results

3.3.2 控制變量對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響 由表6 可知，所有控制變量均通過了顯著性檢驗(yàn)。除政府支農(nóng)支出外，其他變量對績效的作用強(qiáng)度與作用方向均符合預(yù)測結(jié)果。各控制變量對績效的影響強(qiáng)度依次為：農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)＞物流設(shè)施水平＞農(nóng)村平均受教育年限＞農(nóng)村用電量＞政府支農(nóng)支出。具體解釋如下：1）農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正向顯著影響農(nóng)產(chǎn)品電商績效的提高。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有利于第一、第二產(chǎn)業(yè)分別與第三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，不僅能夠完善農(nóng)產(chǎn)品電商平臺的基礎(chǔ)設(shè)施，還能與政府、電商企業(yè)和行業(yè)協(xié)會等組織互動交流，實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品信息資源的自由流動與實(shí)時交換[22]。2）物流設(shè)施水平是促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的必要條件，這與劉金榮[12]的研究結(jié)果一致。3）農(nóng)村平均受教育水平越高，越能提高其績效水平。對農(nóng)戶而言，受教育水平越高，個體采納電商的意愿越強(qiáng)[21]；對區(qū)域而言，受教育水平越高，其馬歇爾聚集效應(yīng)越明顯[31]，越能進(jìn)一步吸引更多優(yōu)秀的電商人才，從而加速當(dāng)?shù)剞r(nóng)產(chǎn)品電商技術(shù)知識普及的程度。4）農(nóng)村用電量作為電商平臺運(yùn)轉(zhuǎn)的能源輸入，充足且穩(wěn)定的電能供應(yīng)是農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的硬件基礎(chǔ)。5）政府支農(nóng)支出對農(nóng)產(chǎn)品電商的作用方向與預(yù)期結(jié)果相反。究其原因，政府支出對農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展可能存在兩個方面的影響，一是政府支農(nóng)支出能夠促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品電商基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，如公路等，改善農(nóng)產(chǎn)品電商交易的投資環(huán)境、市場環(huán)境等；二是政府的投資更多是偏向于政策支撐與行政管制，過多的干預(yù)有可能會造成“市場失靈”，扭曲資金配置，造成資源錯配，從而對農(nóng)產(chǎn)品電商績效提升產(chǎn)生負(fù)向影響。整體而言，控制變量對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的影響與前人研究結(jié)果基本一致，證實(shí)了本文將其控制的必要性。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文參照韓海彬和張莉[17]、鄒秀清等[26]對門檻模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)的方法，將單門檻模型估計(jì)結(jié)果與面板回歸模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行對比。首先根據(jù)Hausman 檢驗(yàn)以確定采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。結(jié)果顯示，其P值為0.000，因此，穩(wěn)健性模型采用固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)（控制時間與區(qū)域）。參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中控制變量的符號與單門檻模型中系數(shù)估計(jì)的符號一致（表6），證明上述單門檻模型估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。但與固定效應(yīng)模型相比，單門檻模型的擬合優(yōu)度明顯提高，說明門檻模型能夠更好的解釋東部地區(qū)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平與農(nóng)產(chǎn)品電商績效之間的影響關(guān)系。另外，固定效應(yīng)模型中的核心變量（INF）系數(shù)并不顯著。如果采用普通的面板回歸模型，參數(shù)估計(jì)結(jié)果不僅忽略了兩者之間的真實(shí)關(guān)系，更無法準(zhǔn)確揭示農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效影響的內(nèi)在機(jī)理。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

數(shù)據(jù)農(nóng)業(yè)時代，農(nóng)業(yè)信息資源的重要性日益凸顯，已成為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體開拓農(nóng)產(chǎn)品藍(lán)海市場、獲取商機(jī)、降低交易成本、確立網(wǎng)絡(luò)競爭優(yōu)勢、搶占農(nóng)產(chǎn)品流通渠道的戰(zhàn)略高點(diǎn)、賺取超額利潤的無形資產(chǎn)。研究表明，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效影響并非簡單的線性關(guān)系，而是存在“單一門檻”的非線性關(guān)系。雖然在考察期間，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平始終正向促進(jìn)東部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品電商績效的提升，但跨“門檻值”后，農(nóng)業(yè)信息資源配置水平對農(nóng)產(chǎn)品電商績效的促進(jìn)作用減弱了49.7%。在農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展過程中信息技術(shù)生產(chǎn)率悖論的存在，大量農(nóng)業(yè)信息技術(shù)資源的投資（包括硬件基礎(chǔ)設(shè)施投入與軟件信息內(nèi)容投入）并沒有帶來預(yù)期中農(nóng)產(chǎn)品電商績效水平的快速增長。信息技術(shù)生產(chǎn)率悖論為信息資源在農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展各環(huán)節(jié)中的配置投入敲響了警鐘。

隨著國家政策由單一促進(jìn)信息資源開發(fā)逐步向推進(jìn)農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈信息化的技術(shù)綜合集成方向轉(zhuǎn)變，僅關(guān)注農(nóng)業(yè)信息資源配置水平的提高可能無法持續(xù)有效地推動農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的績效水平。在維持農(nóng)業(yè)信息資源合理投入的基礎(chǔ)上，仍能通過優(yōu)化農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、完善農(nóng)村物流基礎(chǔ)設(shè)施、提高農(nóng)村勞動力受教育水平、保障電能源穩(wěn)定供應(yīng)以及適當(dāng)減少當(dāng)?shù)卣мr(nóng)支出，保證農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)資金正常流轉(zhuǎn)等途徑提升東部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的績效水平。

4.2 政策建議

關(guān)注農(nóng)業(yè)信息資源配置水平，提高農(nóng)產(chǎn)品電商績效是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向數(shù)字農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的必要條件，如何有效利用農(nóng)業(yè)信息資源從而推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展是東部沿海地區(qū)乃至全國各地農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的首要任務(wù)。通過上述分析本文提出以下建議：

1）農(nóng)業(yè)信息資源配置水平整體存在“上升—下降”波動的變化特征說明我國東部地區(qū)農(nóng)業(yè)信息資源配置存在顯著的時空差異，提高農(nóng)業(yè)信息資源利用能力對優(yōu)化配置、減少信息資源錯配具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。一方面針對農(nóng)業(yè)信息資源配置水平未跨過門檻界限的區(qū)域，當(dāng)?shù)卣畱?yīng)繼續(xù)維持或適當(dāng)增加農(nóng)業(yè)信息技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施的投入規(guī)模，例如，增加農(nóng)村每百人計(jì)算機(jī)、移動設(shè)備的擁有量等。在門檻界限以下，隨著農(nóng)業(yè)信息資源配置水平的上升，既可以加速農(nóng)業(yè)信息化與現(xiàn)代化的發(fā)展進(jìn)程，又可以促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品電商績效水平的提升。另一方面對跨過門檻界限的地區(qū)，當(dāng)?shù)卣柁D(zhuǎn)變單一開發(fā)農(nóng)業(yè)信息資源的模式，減少農(nóng)業(yè)信息資源投入增量，注重農(nóng)產(chǎn)品電商生產(chǎn)、流通等各環(huán)節(jié)中信息資源配置的標(biāo)準(zhǔn)化建設(shè)。其中，涉及農(nóng)產(chǎn)品電商交易市場、金融貸款等信息資源的篩選、編碼、交換、存儲和使用等，從而保證農(nóng)業(yè)信息的精確度與及時性。

2）不同省市應(yīng)根據(jù)自身農(nóng)業(yè)信息資源配置水平的真實(shí)狀況制定適合當(dāng)?shù)剞r(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的指導(dǎo)性策略。當(dāng)農(nóng)業(yè)信息資源配置水平低于門檻界限的省市應(yīng)繼續(xù)采取農(nóng)產(chǎn)品電商生產(chǎn)信息要素驅(qū)動的發(fā)展模式，提高信息生產(chǎn)能力與儲蓄潛力，著重增加信息處理潛力的投資等，以此優(yōu)化農(nóng)業(yè)信息資源交換能力，降低信息使用成本。而隨著農(nóng)業(yè)信息資源配置水平逐步高于門檻值后，當(dāng)?shù)卣畡t需快速轉(zhuǎn)變農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展策略，由信息要素驅(qū)動向農(nóng)產(chǎn)品電商全產(chǎn)業(yè)鏈技術(shù)綜合集成方向轉(zhuǎn)變。通過延長農(nóng)產(chǎn)品電商產(chǎn)業(yè)的“價(jià)值鏈”，使農(nóng)業(yè)信息資源在農(nóng)產(chǎn)品電商生產(chǎn)、加工、包裝、美工、宣傳和營銷等環(huán)節(jié)中實(shí)現(xiàn)價(jià)值增值，繼而提高農(nóng)產(chǎn)品電商生產(chǎn)端、流通端與消費(fèi)端等不同環(huán)節(jié)參與用戶的收入水平及其福利水平。另外，加強(qiáng)不同配置層次的區(qū)域在信息、技術(shù)、人才等方面的交流與合作，形成相互依存、優(yōu)勢互補(bǔ)的區(qū)域協(xié)作關(guān)系，進(jìn)而有效提高東部地區(qū)乃至全國農(nóng)產(chǎn)品電商整體發(fā)展的績效水平。

3）提高農(nóng)村農(nóng)業(yè)信息化水平，優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品電商的高質(zhì)量增長。加強(qiáng)農(nóng)村勞動力電商培訓(xùn)力度、提高農(nóng)戶對信息的接收、處理能力；堅(jiān)持農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進(jìn)程，加快農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，完善農(nóng)村物流體系建設(shè)，充分保障農(nóng)村電能等基礎(chǔ)能源的穩(wěn)定供應(yīng)，縮小農(nóng)業(yè)信息化與農(nóng)產(chǎn)品電商基礎(chǔ)建設(shè)之間的差距。通過農(nóng)業(yè)信息資源在農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展各環(huán)節(jié)中的協(xié)調(diào)流轉(zhuǎn)，引導(dǎo)資金、人才與能源的合理配置，從而形成全區(qū)域之間農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)與范圍經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，加快數(shù)字農(nóng)業(yè)發(fā)展的同時促進(jìn)了農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展的績效水平。另外，注重農(nóng)產(chǎn)品品牌建設(shè)，創(chuàng)新農(nóng)產(chǎn)品電商宣傳模式，例如，嘗試采用短視頻宣傳等，大力發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品內(nèi)容電商、品質(zhì)電商等，旨在優(yōu)化農(nóng)業(yè)信息資源配置水平弱化農(nóng)產(chǎn)品電商績效的推動效用。