“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)研究

■吳 捷 成忠厚 黃小勇

“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的跨界融合，會(huì)對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)生顛覆性影響，加快促進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)體系的形成?；?011—2019年我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，研究了“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的整體性影響，發(fā)現(xiàn)“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展影響顯著；研究了“互聯(lián)網(wǎng)+”分別在時(shí)間與區(qū)域上對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展存在時(shí)間上與區(qū)域上的顯著差異性；進(jìn)一步研究“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的內(nèi)在機(jī)理，發(fā)現(xiàn)人力資本存量是“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的潛在因素。因此，各地方政府應(yīng)該制定“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的差異化戰(zhàn)略方針，同時(shí)要高度重視人力資本存量在“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展中的重要作用。

一、引言

中國(guó)是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，在維護(hù)國(guó)家糧食安全整體性穩(wěn)定方面扮演著非常重要的角色。但是，我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程與發(fā)達(dá)國(guó)家還有一定的差距，農(nóng)業(yè)潛在產(chǎn)業(yè)化價(jià)值未能深層次開(kāi)發(fā)出來(lái)。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展步入新常態(tài)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)及其創(chuàng)新發(fā)展成為大勢(shì)所趨，也是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略能否取得成功的關(guān)鍵?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+”理念的提出為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展提供了嶄新的機(jī)遇，通過(guò)實(shí)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的融合創(chuàng)新，能夠有力地驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。2016年中央1號(hào)文件明確提出大力發(fā)展“互聯(lián)網(wǎng)+”現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，應(yīng)用物聯(lián)網(wǎng)、云計(jì)算、大數(shù)據(jù)、移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)等現(xiàn)代信息技術(shù)，驅(qū)動(dòng)農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈改造升級(jí)。顯然，國(guó)家將“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展上升到前所未有的高度。2018年中央1號(hào)文件進(jìn)一步強(qiáng)化了這一理念，要求提升農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量，培育鄉(xiāng)村發(fā)展新動(dòng)能，全面促進(jìn)一二三產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展，從而提供農(nóng)業(yè)創(chuàng)新力、競(jìng)爭(zhēng)力和全要素生產(chǎn)率，加快實(shí)現(xiàn)由農(nóng)業(yè)大國(guó)向農(nóng)業(yè)強(qiáng)國(guó)轉(zhuǎn)變。因此，加快“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)深度融合，不僅是國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的整體需要，亦是實(shí)現(xiàn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的必由之路。當(dāng)然，以上“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展理論與政策觀點(diǎn)均停留在定性層面，需要從定量方面進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。為此，本文需要解決以下三大邏輯問(wèn)題：一是“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展是否存在相應(yīng)的聯(lián)系？二是該種聯(lián)系是否呈現(xiàn)出時(shí)間上與區(qū)域上的顯著性差異？三是導(dǎo)致這種差異的潛在傳導(dǎo)機(jī)制是什么？本文基于以上三個(gè)問(wèn)題的邏輯展開(kāi)研究，選取農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率作為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的代理指標(biāo)，利用2011—2019年中國(guó)31個(gè)?。ㄊ小^(qū)）的農(nóng)業(yè)投入面板數(shù)據(jù)，以分析與論證“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展之間的關(guān)系。

二、文獻(xiàn)回顧

由于“互聯(lián)網(wǎng)+”概念相對(duì)較新，目前，國(guó)外關(guān)于“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的文獻(xiàn)主要集中于農(nóng)業(yè)信息化發(fā)展研究上。而國(guó)內(nèi)現(xiàn)有研究，大多數(shù)文獻(xiàn)主要從簡(jiǎn)單整理和定性描述方面來(lái)研究“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)關(guān)系，極少數(shù)文獻(xiàn)是基于數(shù)理模型對(duì)兩者關(guān)系進(jìn)行定量分析。從“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的效果層面講，雖然“互聯(lián)網(wǎng)+”則初步運(yùn)用到農(nóng)業(yè)中，但它對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用卻已經(jīng)非常明顯，包括利用互聯(lián)網(wǎng)可以推動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向知識(shí)型農(nóng)業(yè)發(fā)展、促進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、降低成本，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益、減少農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)交易風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)濟(jì)損失，增加農(nóng)民收入。［1］同時(shí)，“互聯(lián)網(wǎng)+”將改變傳統(tǒng)觀念和生產(chǎn)方式，促進(jìn)農(nóng)副產(chǎn)品流通和農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣。［2］此外，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段之一，在現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展過(guò)程中提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。［3］因此，要充分發(fā)揮農(nóng)村電商產(chǎn)業(yè)集群優(yōu)勢(shì)，加快農(nóng)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變［4］，將“互聯(lián)網(wǎng)+”作為一種新的生產(chǎn)方式，“互聯(lián)網(wǎng)+”嵌入并作用于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)，通過(guò)融通整個(gè)產(chǎn)業(yè)鏈的物質(zhì)、資金和信息流，正逐步形成農(nóng)業(yè)互聯(lián)網(wǎng)生態(tài)圈。［5］從“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)組織機(jī)制創(chuàng)新發(fā)展的層面講，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、流通、服務(wù)等組織機(jī)制環(huán)節(jié)優(yōu)化發(fā)展的路徑及模式研究較多。［6］有研究認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)可以滲透到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的各個(gè)環(huán)節(jié)，農(nóng)民可借助互聯(lián)網(wǎng)和農(nóng)業(yè)信息服務(wù)平臺(tái)，沿著協(xié)同化精準(zhǔn)生產(chǎn)路徑開(kāi)展智能農(nóng)業(yè)和精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。［7］因此，提出要將互聯(lián)網(wǎng)、物聯(lián)網(wǎng)、云計(jì)算、大數(shù)據(jù)等現(xiàn)代信息技術(shù)融入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、流通、消費(fèi)、管理等各個(gè)組織機(jī)制環(huán)節(jié)，沿著智能化交易路徑對(duì)農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈進(jìn)行全面的升級(jí)改造，大力發(fā)展精準(zhǔn)農(nóng)產(chǎn)品營(yíng)銷(xiāo)、精準(zhǔn)物流與追溯、精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)監(jiān)管等建議。［8］目前，少數(shù)研究對(duì)“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)關(guān)系進(jìn)行了定量分析。林若飛和張惠萍以“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”網(wǎng)站為樣本數(shù)據(jù)，通過(guò)Logistic回歸，發(fā)現(xiàn)：市場(chǎng)信息、拍賣(mài)和交流等變量是“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”企業(yè)生存能力最重要的因素，農(nóng)產(chǎn)品和食品服務(wù)等不同行業(yè)“互聯(lián)網(wǎng)+”企業(yè)的影響因素存在差異。［9］毛宇飛和李燁利用2002—2013年省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了包含互聯(lián)網(wǎng)、人力資本變量在內(nèi)的C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，發(fā)現(xiàn)：互聯(lián)網(wǎng)普及率、農(nóng)村人力資本對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用，并且對(duì)各地區(qū)的貢獻(xiàn)程度存在一定差異。［10］王邵軍和范鵬飛采用多期倍差法（Time Varying DID），發(fā)現(xiàn)應(yīng)用互聯(lián)網(wǎng)的涉農(nóng)企業(yè)總數(shù)和普及率均呈逐年上升的趨勢(shì)，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)正在快速與涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)融合。［11］

結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)研究，本文研究創(chuàng)新主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面:第一，本文利用我國(guó)2011—2019年省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展二者之間的關(guān)系，從而突破了將“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展長(zhǎng)期停留在定性分析層面的枷鎖；第二，考慮到“互聯(lián)網(wǎng)+”理念提出時(shí)間與我國(guó)區(qū)域地理差異，本文通過(guò)面板固定效應(yīng)模型，進(jìn)一步分析出“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展存在時(shí)間與區(qū)域上的顯著差異性；第三，本文最主要的創(chuàng)新點(diǎn)在于找出了“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的傳導(dǎo)機(jī)制。具體的，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的顯著性，以及該顯著性在時(shí)間上與區(qū)域上的差異皆受到門(mén)檻變量——人力資本存量的制約。

三、“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響機(jī)理

“互聯(lián)網(wǎng)+”之所以能夠驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，關(guān)鍵在于“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩大引擎（生產(chǎn)要素積累、全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)）的驅(qū)動(dòng)作用?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+”將互聯(lián)網(wǎng)的創(chuàng)新成果與經(jīng)濟(jì)社會(huì)各領(lǐng)域深度融合，推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步、效率提升和組織變革，促進(jìn)要素積累（節(jié)約物質(zhì)資本、提升人力資本）和全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)（效率提升、技術(shù)創(chuàng)新）。因此，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的理論路徑在于：“互聯(lián)網(wǎng)+”→技術(shù)創(chuàng)新、組織變革、效率提升→傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。

在產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新方面，把物聯(lián)網(wǎng)、云計(jì)算、大數(shù)據(jù)、產(chǎn)業(yè)互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用于產(chǎn)業(yè)技術(shù)，使信息技術(shù)與產(chǎn)業(yè)技術(shù)相結(jié)合，利用信息技術(shù)促進(jìn)企業(yè)間產(chǎn)業(yè)集群創(chuàng)新，支撐產(chǎn)業(yè)上下游協(xié)同創(chuàng)新，驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的自主創(chuàng)新，加速產(chǎn)業(yè)技術(shù)和產(chǎn)品的創(chuàng)新過(guò)程，最終達(dá)到產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。在產(chǎn)業(yè)組織變革方面，把物聯(lián)網(wǎng)、云計(jì)算、大數(shù)據(jù)、產(chǎn)業(yè)互聯(lián)網(wǎng)融入產(chǎn)業(yè)組織中，使信息技術(shù)與產(chǎn)業(yè)組織相結(jié)合，利用信息技術(shù)更新產(chǎn)業(yè)傳統(tǒng)固定式生產(chǎn)流程，重構(gòu)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的商業(yè)模式，改善企業(yè)生產(chǎn)組織管理模式，優(yōu)化行業(yè)傳統(tǒng)、固化的服務(wù)模式，最終推動(dòng)產(chǎn)業(yè)組織變革。在產(chǎn)業(yè)效率提升方面，把物聯(lián)網(wǎng)、云計(jì)算、大數(shù)據(jù)、產(chǎn)業(yè)互聯(lián)網(wǎng)作用于效率提升，利用信息技術(shù)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)鏈，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，達(dá)到規(guī)模效應(yīng)，減少企業(yè)的生產(chǎn)成本，節(jié)約企業(yè)生產(chǎn)的物質(zhì)資本，提升企業(yè)的人力資本，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素聚集，提高產(chǎn)業(yè)使用要素效率，最終提高企業(yè)效率。

“互聯(lián)網(wǎng)+”信息技術(shù)促進(jìn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、組織變革、效率提升，技術(shù)創(chuàng)新、組織變革、效率提升又作用于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的發(fā)展，最終使得傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)“里”和“表”都得到創(chuàng)新發(fā)展：在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展之“里”方面，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)應(yīng)用與產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中，產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值快速增長(zhǎng)，全要素生產(chǎn)率得到提高；在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展之“表”方面，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)結(jié)合互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)，產(chǎn)業(yè)形成智能化、協(xié)同化、個(gè)性化和智慧服務(wù)化產(chǎn)業(yè)。通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新、組織變革、效率提升作用產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程，促進(jìn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)“里”和“表”的雙重創(chuàng)新發(fā)展，最終驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。

四、計(jì)量模型、變量設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）計(jì)量模型

1.基準(zhǔn)面板計(jì)量模型構(gòu)建。借鑒學(xué)者毛宇飛對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素的做法［10］，運(yùn)用反映投入產(chǎn)出關(guān)系的Cobb－Douglas（C—D）生產(chǎn)函數(shù)的做法，本文使用C—D生產(chǎn)函數(shù)為初始模型來(lái)研究農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響要素。對(duì)C—D生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，模型如下所示：

鑒于本文研究數(shù)據(jù)性質(zhì)為面板數(shù)據(jù)，因此，需要對(duì)模型（1）式進(jìn)行改進(jìn)，構(gòu)建包含農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率等變量在內(nèi)的面板計(jì)量模型?？紤]到本研究用農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率來(lái)量化傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，具體研究農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率與農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率之間的關(guān)系，參考Hulten和Bennathan，劉生龍和胡鞍鋼等學(xué)者關(guān)于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與全要素生產(chǎn)率關(guān)系實(shí)證研究模型［12］［13］，在對(duì)（1）式改進(jìn)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下基準(zhǔn)計(jì)量模型：

模型（2）中，i和t分別代表第i個(gè)省份和第t時(shí)期，Y表示被解釋變量，即農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率（AgrTFP），AgrINT表示農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率，CV表示控制變量，ui表示固定效應(yīng)，εi,t表示干擾項(xiàng)。

2.面板門(mén)檻效應(yīng)模型構(gòu)建。“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展并非呈現(xiàn)線(xiàn)性關(guān)系，參考Hasen，韓海彬和張莉的研究［14］［15］，假設(shè)平衡面板數(shù)據(jù)集為｛yi,t,qi,t,xi,t:1≤i≤I,1≤t≤T｝,則單一門(mén)檻模型可以表示為：

模型（3）中，i和t分別表示地區(qū)和時(shí)間；Yi,t和Xi,t分別為被解釋變量和解釋變量；qi,t和γ分別為門(mén)檻變量和待估計(jì)的門(mén)檻值；I（·）為示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)的條件滿(mǎn)足時(shí)取1，否則取0；ηi為固定效應(yīng)；ζi,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；β1和β2為變量系數(shù)，若β1≠β2，則說(shuō)明存在門(mén)檻效應(yīng)。

基于模型（2）和模型（3），構(gòu)建“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的面板門(mén)檻效應(yīng)模型：

模型（4）中，被解釋變量AgrTFPi,t代表農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率；核心解釋變量AgrINFi,t代表農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率；門(mén)檻變量AgrHUMi,t代表人力資本存量；CVi,t代表一組對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生影響的控制變量，包括農(nóng)業(yè)自然環(huán)境變量（AgrENV）、農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)變量（AgrINS）、農(nóng)業(yè)財(cái)政支出變量（AgrOUP）。若φ1≠φ2，說(shuō)明存在門(mén)檻效應(yīng)，即農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的潛在作用變量是人力資本存量。需要強(qiáng)調(diào)的是，模型（4）中假設(shè)僅有一個(gè)門(mén)檻效應(yīng)模型的情形，可以根據(jù)研究需要擴(kuò)展為多重門(mén)檻效應(yīng)模型，具體方法參見(jiàn)Hasen的研究［14］。

（二）變量設(shè)定

1.被解釋變量。傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展主要體現(xiàn)在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步上，借鑒陳啟斐和劉志彪的研究［16］，本文用農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率來(lái)具體量化傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，即將本文被解釋變量確定為農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。假設(shè)某一個(gè)省際農(nóng)業(yè)部門(mén)進(jìn)行N種投入x=(x1,…，xN)∈，得到M種“期望”產(chǎn)出。由此可以將t(t=1,…,T)時(shí)期第i(i=1,…,I)個(gè)省際農(nóng)業(yè)部門(mén)的投入產(chǎn)出量表示為。結(jié)合陳詩(shī)一和李谷成的做法［17］［18］，選取測(cè)算農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的投入產(chǎn)出指標(biāo)：投入指標(biāo)。具體包括土地投入、勞動(dòng)力投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入、化肥投入和農(nóng)藥投入。產(chǎn)出指標(biāo)。具體包括以1990年不變價(jià)表示的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值作為替代指標(biāo)的農(nóng)業(yè)“期望”產(chǎn)出。基于相應(yīng)地投入產(chǎn)出指標(biāo)數(shù)據(jù)，本文將2010年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率作為測(cè)算過(guò)程的基期數(shù)據(jù)，利用Malmquist指數(shù)模型測(cè)算出2011—2019年間中國(guó)省際農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.核心解釋變量?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，最終體現(xiàn)在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平上，參考解春艷、豐景春等的研究［19］，本文用農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率來(lái)具體量化“互聯(lián)網(wǎng)+”，即將本文核心解釋變量確定為農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率。為了能準(zhǔn)確測(cè)算出農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率，本文考慮相關(guān)數(shù)據(jù)得可獲取性，構(gòu)建農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，具體包括：開(kāi)通互聯(lián)網(wǎng)寬帶業(yè)務(wù)的行政村比重（%）、農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶(hù)量（戶(hù)）、農(nóng)村居民平均每百戶(hù)計(jì)算機(jī)擁有量（臺(tái)）以及農(nóng)村居民平均每百戶(hù)移動(dòng)電話(huà)擁有量（部）。由于熵值法可以完全根據(jù)各指標(biāo)的變異程度確定指標(biāo)權(quán)重，從而排除權(quán)重受人為因素影響優(yōu)點(diǎn)，因此，本文選擇熵值法對(duì)農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系中的各指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)，然后根據(jù)各指標(biāo)權(quán)重對(duì)農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率進(jìn)行測(cè)算。假設(shè)有A（a=1,2,…,A）個(gè)待評(píng)方案(每一個(gè)省際行政單位代表一個(gè)待評(píng)方案)，B（b=1,2,…,B）項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo),則指標(biāo)原始數(shù)據(jù)矩陣為M=(mab)A×B。結(jié)合韓海彬的做法［15］，可以計(jì)算第a個(gè)省際行政單位的綜合評(píng)分fa。其中，wb表示第b指標(biāo)的權(quán)重；pab表示第b項(xiàng)指標(biāo)下第a個(gè)方案指標(biāo)值的比重。根據(jù)公式fa=可以測(cè)算出2011—2019年中國(guó)省際行政單位的農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率。

3.門(mén)檻變量。基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文用各地區(qū)不同受教育程度人口平均年限來(lái)衡量人力資本存量。一個(gè)地區(qū)受教育人數(shù)平均年限越高，對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響就越大。本文將各地區(qū)不同受教育程度的人口比重與相應(yīng)受教育程度的教育年限相乘，得到各地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力的平均受教育年限。其中，不同受教育程度分別對(duì)應(yīng)不同的教育年限：小學(xué)為6年，初中為9年，高中和中專(zhuān)均為12年，大專(zhuān)及以上為16年。

4.控制變量。農(nóng)業(yè)自然環(huán)境變量(AgrENV)。本文使用受災(zāi)面積（千公頃）與農(nóng)作物總播種面積（千公頃）的比值來(lái)表示自然環(huán)境變量，農(nóng)業(yè)素有“靠天吃飯”的說(shuō)法，因此，農(nóng)業(yè)對(duì)自然環(huán)境依賴(lài)性較強(qiáng)，農(nóng)業(yè)自然環(huán)境變化必然對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)變量(AgrINS)。本文使用糧食播種面積（千公頃）與農(nóng)作物總播種面積（千公頃）的比值來(lái)表示農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)變量，以反映農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整情況。中國(guó)農(nóng)業(yè)資源稟賦特征主要表現(xiàn)為人多地少、農(nóng)戶(hù)地塊分散以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模小等，這些特征決定了中國(guó)農(nóng)業(yè)在勞動(dòng)密集型農(nóng)產(chǎn)品比土地密集型的大宗農(nóng)產(chǎn)品在生產(chǎn)上更具比較優(yōu)勢(shì)。因此，農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績(jī)效也有重要影響。農(nóng)業(yè)財(cái)政支出變量(AgrOUP)。本文使用財(cái)政農(nóng)業(yè)支出（億元）占財(cái)政總支出（億元）的比重來(lái)表示農(nóng)業(yè)財(cái)政支出變量，政府對(duì)農(nóng)業(yè)財(cái)政支出是農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的重要保障，是農(nóng)業(yè)科技投入的重要資金來(lái)源。因此，農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率具有重要影響。

表1 變量匯總和測(cè)算方法

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源和變量描述統(tǒng)計(jì)

本文被解釋變量的測(cè)算指標(biāo)數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。核心解釋變量的測(cè)算指標(biāo)數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》。門(mén)檻變量的研究數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》。各控制變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)、各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。遵循數(shù)據(jù)選取的科學(xué)性、有效性、合理性、客觀性等原則，考慮到“互聯(lián)網(wǎng)+”誕生于2015年，本文選取了2011—2019年的省際面板數(shù)據(jù)。對(duì)樣本數(shù)據(jù)作了如下處理：保證樣本數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為9年；剔除其他數(shù)據(jù)不完整的省份。本文所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證檢驗(yàn)分析

（一）“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的“綜合效應(yīng)”分析

基于“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展是否存在顯著性效應(yīng)的思考，本文暫時(shí)忽略其他因素的差異，即假定所有的省際單位回歸系數(shù)和截距相等。因此，首先使用簡(jiǎn)單的混合最小二乘方法（Pooled OLS）對(duì)“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)創(chuàng)新發(fā)展進(jìn)行全樣本回歸，回歸具體結(jié)果見(jiàn)表3。從表3中（1）、（2）、（3）列回歸結(jié)果，我們可以看出“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展存在顯著正向影響，并且表3中（1）、（2）、（3）列回歸結(jié)果均在1%水平下統(tǒng)計(jì)顯著。同時(shí)，通過(guò)表3中（1）列，我們可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率的回歸系數(shù)為0.0504，分別大于表3中（2）、（3）列回歸系數(shù)0.0424、0.0474，這說(shuō)明從整體時(shí)間序列來(lái)看，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展貢獻(xiàn)程度較大。此外，從表3回歸結(jié)果，我可以看到，農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)財(cái)政支出亦對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)具有正向影響，特別是農(nóng)業(yè)財(cái)政支出，從表3中（3）列可以看到農(nóng)業(yè)財(cái)政支出回歸系數(shù)達(dá)到了0.349，這說(shuō)明農(nóng)業(yè)財(cái)政支出在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展中同樣具有重要作用，必須發(fā)揮農(nóng)業(yè)財(cái)政支出與互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的協(xié)同價(jià)值。針對(duì)表3中（2）、（3）列農(nóng)業(yè)種植環(huán)境的回歸系數(shù)為負(fù)的情況，表明傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展程度不夠，仍然受到農(nóng)業(yè)種植環(huán)境的制約，進(jìn)一步佐證了加快“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要性。最后需要說(shuō)明的是，全樣本回歸中引入省際虛擬變量和年份虛擬變量，目的是確?；貧w結(jié)果更符合實(shí)際，在具體回歸過(guò)程中，將省際虛擬變量與年份虛擬變量納入控制變量，從而達(dá)到全樣本回歸目標(biāo)。

表3 “互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展效應(yīng)研究的全樣本回歸結(jié)果

（二）“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的“空間效應(yīng)”分析

在全樣本回歸分析中，發(fā)現(xiàn)“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有顯著性影響，說(shuō)明“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)創(chuàng)新發(fā)展具有“綜合效應(yīng)”。然而，從地理區(qū)位看，不同的省域由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度迥異，因此會(huì)出現(xiàn)“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展存在區(qū)域差異的情形。首先，認(rèn)為原假設(shè)是選用隨機(jī)效應(yīng)模型合理的情況下，以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展為被解釋變量得到的P值為0.0000，結(jié)論接受固定效應(yīng)模型。依據(jù)相關(guān)分析和面板模型（2），采用地區(qū)固定效應(yīng)模型進(jìn)行“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展效應(yīng)研究的區(qū)域差異回歸。借鑒《中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》的做法，本文將我國(guó)31個(gè)省（市、自治區(qū)）依次劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)①。

表4中（4）、（5）、（6）列，顯示“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展均在1%水平下統(tǒng)計(jì)顯著，回歸系數(shù)分別為0.205、0.866、0.333，表明“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展存在區(qū)域差異性。首先，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)中部地區(qū)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展影響效果最明顯，說(shuō)明中部地區(qū)各?。ㄊ小^(qū)）充分抓住“互聯(lián)網(wǎng)+”機(jī)遇，實(shí)現(xiàn)了“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的高度融合，進(jìn)而發(fā)揮出“互聯(lián)網(wǎng)+”的巨大價(jià)值，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新處于“中層次快速發(fā)展階段”。其次，互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)西部地區(qū)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展影響效果較弱，該結(jié)果恰恰說(shuō)明西部地區(qū)各?。ㄊ小^(qū)）的“互聯(lián)網(wǎng)+”水平與觀念相對(duì)滯后，致使“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展結(jié)合程度不高，因此，未能最大限度發(fā)揮出“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新處于“低層次緩慢發(fā)展階段”。最后，與中部和西部相比，東部地區(qū)“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響效果最弱，這與實(shí)際情況背道而馳。佐證該結(jié)果強(qiáng)有力的原因是東部地區(qū)處于沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的融合程度已經(jīng)較高，也就是說(shuō)“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新處于“高層次緩慢發(fā)展階段”。此外，通過(guò)表4中（4）列，我們發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展呈負(fù)向影響，該結(jié)果并不是說(shuō)農(nóng)業(yè)財(cái)政支出阻礙了東部地區(qū)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，而是從側(cè)面說(shuō)明相對(duì)于中西部地區(qū)而言，農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對(duì)東部地區(qū)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展不再起主導(dǎo)作用，恰恰證實(shí)了“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的重要性。

表4 “互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展效應(yīng)研究的區(qū)域差異回歸結(jié)果

（三）“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的“時(shí)間效應(yīng)”分析

從前文分區(qū)域回歸分析中，我們可以清晰地看出“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展存在顯著的區(qū)域差異性，即“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有“空間效應(yīng)”。事實(shí)上，“互聯(lián)網(wǎng)+”作為國(guó)家一項(xiàng)宏觀戰(zhàn)略，它提出的時(shí)間前后，可能會(huì)對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展產(chǎn)生不同的影響。

因此，本文遵循“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的“空間效應(yīng)”分析模型選擇思路，采用時(shí)間固定效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的“時(shí)間效應(yīng)”。從表5中（7）、（8）列，我們可以發(fā)現(xiàn)，實(shí)施“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略前，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)創(chuàng)新發(fā)展具有正向影響，回歸系數(shù)為0.616，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。實(shí)施“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略后，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)創(chuàng)新發(fā)展仍然具有正向影響，只是回歸系數(shù)下降為0.411，但仍然在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展存在時(shí)間差異性，即“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有“時(shí)間效應(yīng)”。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度看，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有“時(shí)間效應(yīng)”符合熊彼特“破壞式創(chuàng)新”理論，是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)與創(chuàng)新發(fā)展的體現(xiàn)。隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的全方位實(shí)施，從表5中（8）列，我們可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)種植環(huán)境對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展呈負(fù)向影響，這說(shuō)明農(nóng)業(yè)智能化、網(wǎng)絡(luò)化、精準(zhǔn)化對(duì)農(nóng)業(yè)種植環(huán)境有了更高的要求。

表5 “互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展效應(yīng)研究的時(shí)間差異回歸結(jié)果

（四）“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的門(mén)檻效應(yīng)分析

通過(guò)前文實(shí)證分析，我們可以確定“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有顯著正向影響。同時(shí)，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有區(qū)域上與時(shí)間上的顯著差異。顯然，無(wú)論是從區(qū)域分布上來(lái)看“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展之間的關(guān)系，還是從時(shí)間序列上來(lái)看“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展之間的關(guān)系，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響皆不是呈現(xiàn)簡(jiǎn)單的線(xiàn)性關(guān)系。因此，有必要進(jìn)一步探討“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的傳導(dǎo)機(jī)制。

本文將各?。ㄊ小^(qū)）的人力資本存量作為“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的傳導(dǎo)變量，即“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響受制于人力資本存量，換言之，人力資本存量的變化導(dǎo)致了“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響呈現(xiàn)出非線(xiàn)性關(guān)系。因此，本文將人力資本存量作為“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的門(mén)檻變量。

1.門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)。根據(jù)前文設(shè)定的模型（4），首先進(jìn)行門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)，從而確定門(mén)檻效應(yīng)模型具體設(shè)定形式。主要采用Bootstrap方法得到F值和P值，依據(jù)表6門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻分別在5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，然而，三重門(mén)檻未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。所以，模型（4）中存在兩個(gè)門(mén)檻值，本文應(yīng)該選擇雙重門(mén)檻效應(yīng)模型。

表6 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

2.確定門(mén)檻估計(jì)值。從前文分析中，我們可以確定“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展存在雙重門(mén)檻效應(yīng)，因此，需要甄別出雙重門(mén)檻模型中的兩個(gè)門(mén)檻值。根據(jù)表7門(mén)檻估計(jì)值和置信區(qū)間的結(jié)果，可以看出單一門(mén)檻值9.589與雙重門(mén)檻值10.598分別對(duì)95%置信區(qū)間跨度較小，門(mén)檻估計(jì)值識(shí)別效果高度顯著。同時(shí)，當(dāng)兩個(gè)門(mén)檻值處于95%的置信區(qū)間內(nèi)時(shí)，LR值皆小于5%顯著性水平的閾值。因此，本文識(shí)別的門(mén)檻值估計(jì)值與門(mén)檻真實(shí)值相等。

表7 門(mén)檻估計(jì)值和置信區(qū)間

3.人力資本存量水平區(qū)域格局劃分。根據(jù)單一門(mén)檻值9.589和雙重門(mén)檻值10.598，我國(guó)31個(gè)?。ㄊ小^(qū)）人力資本存量劃分為三個(gè)區(qū)域：低人力資本存量水平區(qū)域（AgrHUM≤9.589）、中等人力資本存量水平區(qū)域（9.58910.598）。由表8可知，我國(guó)2011—2019年人力資本存量水平區(qū)域分布整體呈現(xiàn)“橄欖型”結(jié)構(gòu)，即中等人力資本存量水平區(qū)域數(shù)量居多，低人力資本存量水平區(qū)域數(shù)量和高人力資本存量水平區(qū)域數(shù)量較少，該結(jié)果與現(xiàn)階段我國(guó)實(shí)際人力資本存量水平分布區(qū)域情形高度吻合。2011—2019年間，尚未跨過(guò)第一門(mén)檻值的樣本數(shù)量有73個(gè)，其中，西部省份數(shù)量最多；跨入中等人力資本存量水平的樣本數(shù)量達(dá)到163個(gè)，并且呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢(shì)；跨入高等人力資本存量水平的樣本數(shù)量?jī)H43個(gè)，而且變化趨勢(shì)不明顯，說(shuō)明人力資本存量是一個(gè)長(zhǎng)期積累過(guò)程。總體而言，2011—2019年間，我國(guó)各地區(qū)人力資本存量水平出現(xiàn)一定程度的提高。

表8 2011——2019年中國(guó)人力資本存量區(qū)域分布格局

4.門(mén)檻回歸分析。前文系列分析初步解決了三個(gè)問(wèn)題：一是“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展存在門(mén)檻效應(yīng)且是雙重門(mén)檻效應(yīng)；二是甄別門(mén)檻估計(jì)值且保證門(mén)檻估計(jì)值等于門(mén)檻真實(shí)值；三是依據(jù)門(mén)檻值劃分人力資本存量水平。接下來(lái)，本文以人力資本存量為門(mén)檻變量，實(shí)證分析“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的門(mén)檻效應(yīng)問(wèn)題。同時(shí)，本研究采用線(xiàn)性固定效應(yīng)模型與非線(xiàn)性雙重門(mén)檻效應(yīng)模型形成對(duì)比（估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表9）。

表9 門(mén)檻模型回歸結(jié)果

表9回歸結(jié)果中，固定效應(yīng)模型與雙重門(mén)檻效應(yīng)模型的各解釋變量估計(jì)系數(shù)與顯著性水平基本一致，表明本研究回歸結(jié)果趨于穩(wěn)健。此外，通過(guò)比較固定效應(yīng)模型與雙重門(mén)檻效應(yīng)模型的R2值，我們可以看出雙重門(mén)檻效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度略高，從而表明門(mén)檻效應(yīng)模型能更好地解釋“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展二者之間的關(guān)系。由此可見(jiàn)，如果忽略門(mén)檻效應(yīng)模型，將無(wú)法科學(xué)地解釋“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展效應(yīng)研究的內(nèi)在作用機(jī)制。

因此，本文接下來(lái)將重點(diǎn)分析“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的門(mén)檻效應(yīng)。從表9回歸結(jié)果可知，當(dāng)人力資本存量水平低于第一門(mén)檻值時(shí)（AgrHUM≤9.589），“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有正向影響，但是回歸系數(shù)不顯著。表明當(dāng)人力資本存量水平低于9.589，該人力資本存量水平區(qū)間對(duì)應(yīng)的省級(jí)行政單位中，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響效果不明顯。當(dāng)人力資本存量水平跨越第一門(mén)檻值并小于第二門(mén)檻值時(shí)（9.58910.598），“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，回歸系數(shù)提高為0.0857。說(shuō)明隨著人力資本水平的不斷提升，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展影響效果逐步加強(qiáng)，影響效果的顯著性也不斷提高。顯然，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)結(jié)果受制于人力資本存量水平。因此，只有各區(qū)域人力資本存量水平提高到一定程度，即跨越第一個(gè)門(mén)檻值之后，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)才能夠顯示出來(lái)。

六、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

第一，在不考慮其他因素影響下，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有顯著正向影響，說(shuō)明“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有“綜合效應(yīng)”。整體來(lái)講，“互聯(lián)網(wǎng)＋”戰(zhàn)略對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展起到了立竿見(jiàn)影的影響效果，表明國(guó)家提出“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略具有重要現(xiàn)實(shí)意義，是高瞻遠(yuǎn)矚的決策部署，各級(jí)地方政府要科學(xué)有效地貫徹落實(shí)“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略行動(dòng)。同時(shí)，農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)財(cái)政支出亦對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)具有顯著正向影響。特別是農(nóng)業(yè)財(cái)政政支出回歸系數(shù)較高，這說(shuō)明農(nóng)業(yè)財(cái)政政支出在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展中同樣具有重要作用，必須發(fā)揮農(nóng)業(yè)財(cái)政支出與互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的協(xié)同價(jià)值。此外，針對(duì)農(nóng)業(yè)種植環(huán)境回歸系數(shù)為負(fù)的情況，表明傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展程度不夠，仍然受到農(nóng)業(yè)種植環(huán)境的制約，進(jìn)一步佐證了加快“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要性。

第二，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有“空間效應(yīng)”。首先，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)中部地區(qū)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展影響效果最明顯，說(shuō)明中部地區(qū)各?。ㄊ?、區(qū)）充分抓住“互聯(lián)網(wǎng)+”機(jī)遇，實(shí)現(xiàn)了“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的高度融合，進(jìn)而發(fā)揮出“互聯(lián)網(wǎng)+”的巨大價(jià)值，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新處于“中層次快速發(fā)展階段”。其次，互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)西部地區(qū)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展影響效果較弱，該結(jié)果說(shuō)明西部地區(qū)各?。ㄊ?、區(qū)）的“互聯(lián)網(wǎng)+”水平與觀念相對(duì)滯后，致使“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展結(jié)合程度不高，因此，未能最大限度發(fā)揮出“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新處于“低層次緩慢發(fā)展階段”。最后，與中部和西部相比，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)東部地區(qū)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響效果最弱，這與實(shí)際情況背道而馳?？赡艿脑蚴菛|部地區(qū)處于沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的融合程度已經(jīng)較高，也就是說(shuō)“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新處于“高層次緩慢發(fā)展階段”。

第三，受“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略提出時(shí)間影響，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展存在時(shí)間上的顯著差異，即“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有“時(shí)間效應(yīng)”。對(duì)比實(shí)施“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略前與實(shí)施“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略后實(shí)證結(jié)果，表明“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略前“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)影響比“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略后“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)影響更顯著。一個(gè)強(qiáng)有力的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論可以闡釋這一實(shí)證結(jié)果，即“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有“時(shí)間效應(yīng)”符合熊彼特“破壞式創(chuàng)新”理論，是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)與創(chuàng)新發(fā)展的體現(xiàn)。從長(zhǎng)遠(yuǎn)角度看，隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的全方位實(shí)施，“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略后“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)影響一定比“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略前“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)影響顯著。

第四，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)影響受制于人力資本存量水平。就目前我國(guó)人力資本存量水平現(xiàn)狀看，人力資本存量在時(shí)間和空間序列兩個(gè)維度皆呈現(xiàn)出差異性，該現(xiàn)狀與我國(guó)教育投入情況存在密切關(guān)系。通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，人力資本存量的差異性導(dǎo)致了“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響呈現(xiàn)出非線(xiàn)性關(guān)系。受人力資本存量水平制約，“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展存在雙重門(mén)檻效應(yīng)。當(dāng)跨越第一個(gè)門(mén)檻值之后，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)才能夠顯示出來(lái)。當(dāng)人力資本水平高于第二門(mén)檻值時(shí)，“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)最為明顯。因此，各級(jí)政府決策部門(mén)不能忽視人力資本存量水平在“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的效應(yīng)研究中的作用，要充分立足實(shí)際人力資本存量發(fā)展實(shí)際，有的放矢地制定適合本地區(qū)“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的政策。

（二）對(duì)策建議

在社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)激烈競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境與互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)迅速發(fā)展的雙重因素沖擊下，如何進(jìn)行傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，實(shí)現(xiàn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，是一個(gè)亟待解決的時(shí)代命題。結(jié)合研究結(jié)論，本研究提出以下三點(diǎn)對(duì)策建議：

一是國(guó)家層面要持續(xù)推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)＋”戰(zhàn)略，充分利用頂層設(shè)計(jì)引導(dǎo)“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，加快“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的步伐。同時(shí)，給予“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展在技術(shù)與資金層面的保障。中央政府可以利用自身資源優(yōu)勢(shì)，建立“互聯(lián)網(wǎng)＋”戰(zhàn)略政務(wù)云平臺(tái)體系，實(shí)時(shí)關(guān)注各級(jí)地方政府關(guān)于“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的最新動(dòng)態(tài)，從而保證制定政策的科學(xué)性和實(shí)施政策的時(shí)效性，避免出現(xiàn)政策實(shí)施出現(xiàn)“一刀切”的現(xiàn)象。

二是各級(jí)地方政府要因地制宜，根據(jù)本地區(qū)的發(fā)展情況，制定具有差異化的“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展策略，最大限度提升“互聯(lián)網(wǎng)+”與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展融合度。地方政府在貫徹落實(shí)中央決策的前提下，立足本省傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展實(shí)際，循序漸進(jìn)落實(shí)“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略，不斷激發(fā)“互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的活力，做到對(duì)癥下藥，理清傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展思路，防止“快刀斬亂麻”現(xiàn)象出現(xiàn)。

三是各級(jí)政府必須重視人力資本存量的積累，大力培養(yǎng)和引進(jìn)高科技信息化人才，為互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展提供堅(jiān)實(shí)的人才保障。各省可以根據(jù)本地區(qū)發(fā)展情況，積極出臺(tái)互聯(lián)網(wǎng)+”驅(qū)動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的優(yōu)惠政策，鼓勵(lì)科研機(jī)構(gòu)、高等院校與農(nóng)業(yè)企業(yè)進(jìn)行合作。以互聯(lián)網(wǎng)信息為依托，建立科研機(jī)構(gòu)、高等院校與農(nóng)業(yè)企業(yè)的互通互聯(lián)機(jī)制，促使農(nóng)業(yè)研究不斷轉(zhuǎn)化成農(nóng)業(yè)成果。

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①東部地區(qū)：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南；中部東區(qū)：山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、河南；西部地區(qū)：重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。