農(nóng)村電商政策促進(jìn)西藏農(nóng)牧民增收效應(yīng)研究
——基于PSM-DID的實證分析

于轉(zhuǎn)利，丁 浩

（西藏民族大學(xué)財經(jīng)學(xué)院 陜西咸陽 712082）

引 言

改革開放以來，西藏自治區(qū)同全國一道進(jìn)入現(xiàn)代化建設(shè)新時期，經(jīng)過多年發(fā)展，西藏現(xiàn)代工業(yè)實現(xiàn)了從無到有，從小到大轉(zhuǎn)變，城鎮(zhèn)化進(jìn)程得到發(fā)展，人民生活水平日益提高。[1]但西藏作為我國的生態(tài)保護(hù)屏障，基于特殊地理位置原因，難以像內(nèi)陸及沿海省份一樣大力發(fā)展第二、第三產(chǎn)業(yè)；且西藏區(qū)內(nèi)大多都是農(nóng)牧民①，農(nóng)牧業(yè)是西藏傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，也是基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，因此要實現(xiàn)西藏發(fā)展，除推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展外，關(guān)注點還應(yīng)落在“三農(nóng)”問題上。

為了解決農(nóng)村發(fā)展問題，實現(xiàn)全面脫貧和鄉(xiāng)村振興的有效銜接，我國政府推出了一系列促進(jìn)農(nóng)村發(fā)展的政策安排，其中電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范項目得到廣泛關(guān)注。該政策旨在依托信息技術(shù)的發(fā)展，幫助農(nóng)村進(jìn)行電商基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，將電子商務(wù)帶進(jìn)農(nóng)村；農(nóng)村電子商務(wù)可以有效幫助農(nóng)民解決信息不對稱和銷售不暢通等問題，讓農(nóng)產(chǎn)品銷售突破地域限制，實現(xiàn)農(nóng)民收入增加。[2]電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范項目從2015 年開始在西藏推行，示范縣數(shù)量逐年增長，到2019 年西藏開始整區(qū)推進(jìn)電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范項目。但該項政策究竟對西藏起到怎樣效果，是否真正提高了西藏農(nóng)牧民收入，這方面研究較少。

鑒于此，本文構(gòu)建2012-2020 年西藏70 個縣縣域面板數(shù)據(jù)，基于農(nóng)村電商政策這一準(zhǔn)自然實驗，通過PSM-DID 分析方法研究農(nóng)村電商政策對西藏農(nóng)牧民人均可支配收入影響。在農(nóng)村電商政策效果普惠性問題上，通過對西藏7 個地市異質(zhì)性分析來研究農(nóng)村電商政策對西藏不同地區(qū)農(nóng)牧民收入影響，并基于以上研究結(jié)果為農(nóng)村電商政策在西藏推行提供一些可供借鑒的政策建議。

一、文獻(xiàn)綜述

農(nóng)村電子商務(wù)是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要手段，農(nóng)村電子商務(wù)政策是國家為推進(jìn)農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展所做的重要政策安排，研究農(nóng)村電子商務(wù)及農(nóng)村電商政策問題對實現(xiàn)農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展，提高農(nóng)民收入，解決農(nóng)村貧困問題具有重要意義。因此，本文將從農(nóng)村電子商務(wù)的增收效應(yīng)，農(nóng)村電商增收效應(yīng)的地區(qū)性差異，以及農(nóng)村電商政策的政策效果這三個方面進(jìn)行文獻(xiàn)梳理。

盡管電子商務(wù)在理論意義上有很多優(yōu)點，但國內(nèi)外學(xué)者對于農(nóng)村電子商務(wù)的增收效應(yīng)具有不同觀點。部分國外學(xué)者認(rèn)為電子商務(wù)使得農(nóng)產(chǎn)品市場更為統(tǒng)一，農(nóng)產(chǎn)品價格更為透明且平均化，利好農(nóng)產(chǎn)品消費者而對農(nóng)民不利（Aker and Fafchamps）[3]，同時電商平臺集聚效應(yīng)最終會使得利益向少部分農(nóng)民集聚，大多數(shù)農(nóng)民的收入并不能得到提高（Nakayama）[4]，這與國內(nèi)學(xué)者曾億武等提出電子商務(wù)會加劇農(nóng)戶內(nèi)部收入不平等程度的觀點相似[5]。而國內(nèi)大部分學(xué)者通過實證研究發(fā)現(xiàn)，電子商務(wù)對農(nóng)民收入增加具有顯著正向影響（韓雷等，張磊等，李琪等，唐躍桓等，陳享光等，李宏兵等，秦芳等，王瑞峰）。[6-13]但是電商對城鄉(xiāng)收入差距影響并未形成定論，一部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村電商縮小城鄉(xiāng)收入差距、且具有地區(qū)異質(zhì)性（賀業(yè)紅）[14]，農(nóng)村電商能夠直接提升農(nóng)民收入、間接縮小城鄉(xiāng)收入差距（邱子迅等；王瑞峰）[13，15]；第二部分學(xué)者研究認(rèn)為電商擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距、但是具有地區(qū)異質(zhì)性（張磊等，曹晶晶）[10，16]，電商經(jīng)濟(jì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距（韓雷等）[6]；第三部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村電商對城鄉(xiāng)收入差距影響是倒U型（李宏兵等）[12]。

這種國內(nèi)外學(xué)者對電子商務(wù)增收效應(yīng)研究差異性可能是由于國內(nèi)外國情的不同，一些發(fā)達(dá)國家市場化程度較高，農(nóng)民市場參與度高，而國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品消費市場進(jìn)入壁壘較大，農(nóng)民僅作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者而不參與后續(xù)經(jīng)營活動，電子商務(wù)平臺打通這種壁壘后，減少農(nóng)產(chǎn)品交易中間環(huán)節(jié)，對農(nóng)民收入提升效果是可觀的，但未來國內(nèi)農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展程度較高之后的增收效應(yīng)有待研究。

國內(nèi)多數(shù)學(xué)者都認(rèn)可電子商務(wù)有對農(nóng)民增收效應(yīng)，但對于這種增收效應(yīng)普惠性具有爭議。部分學(xué)者認(rèn)為電子商務(wù)發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民收入增加，但由于相對發(fā)達(dá)的東部地區(qū)農(nóng)民采納電子商務(wù)意愿更強(qiáng)（唐躍桓等，陳享光等）[9，11]，政府和企業(yè)支持力度更大（陳享光等）[11]，電商經(jīng)濟(jì)利用程度較高（張磊等）[10]，東部地區(qū)電子商務(wù)對農(nóng)民增收效應(yīng)要高于西部和東北地區(qū)。而部分學(xué)者則認(rèn)為電子商務(wù)對農(nóng)民增收效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較差地區(qū)更明顯，這是因為發(fā)展較差地區(qū)農(nóng)民收入起點更低，收入增長空間更大（李宏兵等，李琪等）。[7，12]以上差異很大程度上是與所選取變量及數(shù)據(jù)粒度大小有關(guān)，我國國土面積廣，除東西南北差異外，各個省、市、縣區(qū)之間電商發(fā)展水平差距很大，因此分析電子商務(wù)對不同地區(qū)增收效應(yīng)需更細(xì)化進(jìn)行。

農(nóng)村電子商務(wù)政策2014 年開始推行，由于政策實施時間較短而政策效果顯現(xiàn)需要時間，因此到近幾年才出現(xiàn)一些政策效應(yīng)研究。唐躍桓等、陳享光等、易法敏等的研究都發(fā)現(xiàn)農(nóng)村電商政策促進(jìn)了農(nóng)民增收，但都是以全國一定范圍內(nèi)縣域面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，且缺少農(nóng)村電商政策對西藏農(nóng)牧民收入影響的研究。[9，11，17]因此，本文研究農(nóng)村電商政策對西藏農(nóng)牧民收入的影響具有一定現(xiàn)實意義。

二、模型設(shè)定與變量選擇

在分析一項政策實施效果時我們通常會采用雙重差分法（DID）進(jìn)行分析，即剔除試驗組與控制組的政策實施前差異，通過政策實施后的試驗組平均變化與控制組的平均變化之差來捕捉政策實施效果。但政策在實施時往往并不是直接全面推行，而是以試點形式不斷推進(jìn)；政策實施試點確定通常情況下也并不是隨機(jī)的，會受到某些因素影響，并因此造成自選擇偏差的內(nèi)生性問題，若這些因素是可觀測變量，則可以使用傾向得分匹配（PSM）方法進(jìn)行解決。因此本文選擇PSM-DID 方法對農(nóng)村電商政策在西藏農(nóng)牧民增收方面進(jìn)行政策評估。

（一）模型設(shè)定

電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范項目可以看作是“準(zhǔn)自然實驗”，但示范縣設(shè)立并非是完全隨機(jī)的，上級政策制定者可能選擇經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好縣作為政策試驗點。[9]為避免直接使用雙重差分法（DID）造成的估計偏誤，本文先通過傾向得分匹配（PSM）對實驗組和控制組樣本進(jìn)行匹配，然后對匹配后樣本進(jìn)行DID檢驗。模型設(shè)定如下：

其中，模型（1）是用于PSM 匹配的Logit 回歸模型，Zi為可觀測匹配變量②，εi為隨機(jī)誤差項。模型（2）為用于DID 雙向固定效應(yīng)模型，Yit為i 縣t 年的西藏農(nóng)牧民人均可支配收入的對數(shù)值。D為政策虛擬變量，入選為示范縣當(dāng)年及之后年份里D賦值為1，否則為0，其回歸系數(shù)β1為本文所關(guān)注重點，即示范縣政策對西藏農(nóng)牧民人均收入影響。Xit為一系列可能影響西藏農(nóng)牧民收入控制變量，μi和vt分別為個體和時間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項。

（二）變量選擇

1、被解釋變量。Yit為西藏農(nóng)牧民人均可支配收入對數(shù)值（lncr）③。

根據(jù)商務(wù)部發(fā)布的開展電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范工作通知，農(nóng)村電商政策發(fā)展目標(biāo)是擴(kuò)大電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村覆蓋面，健全農(nóng)業(yè)農(nóng)產(chǎn)品流通體系，促進(jìn)農(nóng)民收入和農(nóng)村消費雙提升，其中農(nóng)民收入水平能最直觀反映出農(nóng)村電商政策造福農(nóng)村人民的政策效果，因此本文選擇西藏農(nóng)牧民人均可支配收入作為模型的被解釋變量。

2、主要解釋變量。電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范政策虛擬變量（D）。

由于政策的實施無法通過具體數(shù)值變量進(jìn)行體現(xiàn)，因此本文解釋變量設(shè)定為實施政策是否的虛擬變量，該虛擬變量是政策實施的虛擬變量treat與實施時間的虛擬變量time的相乘項，即實施過該政策的示范縣treat 設(shè)定為1，反之為0，實施政策當(dāng)年及之后的年份time設(shè)定為1，反之為0。

3、控制變量。參考唐躍桓等、陳享光等的研究，本文的控制變量Xit包括農(nóng)業(yè)水平（arg），即第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重；工業(yè)水平（ind），第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP 的比重；政府規(guī)模（govexp），即一般公共預(yù)算支出占GDP 的比重；金融發(fā)展水平（ln_loan），即年末金融機(jī)構(gòu)各項貸款余額的對數(shù)值；信息技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施水平（lnphone），即西藏縣域固定電話用戶數(shù)的對數(shù)；以及農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力對數(shù)值（lnagrpower，單位為萬千瓦特）。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村示范縣名單來源于商務(wù)部網(wǎng)站，各縣農(nóng)牧民人均可支配收入數(shù)據(jù)來源于《西藏年鑒》以及各縣人民政府官方網(wǎng)站，其中部分縣區(qū)存在某一年份農(nóng)牧民人均可支配收入數(shù)據(jù)缺失情況，本文選擇以該縣區(qū)所屬市當(dāng)年人均可支配收入增長率作為該縣收入平均增長率計算得出。各縣地區(qū)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值，一般公共預(yù)算支出、固定電話數(shù)等數(shù)據(jù)均來源于《中國縣域統(tǒng)計年鑒》。為消除異常值對估計結(jié)果的影響，本文對各連續(xù)變量進(jìn)行5%縮尾處理。主要變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1：主要變量的描述性統(tǒng)計

三、實證分析

（一）PSM匹配結(jié)果

由于難以同時觀測到同一示范縣受電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范政策影響和不受該政策影響農(nóng)牧民人均可支配收入差距，且當(dāng)?shù)卣谑痉犊h選擇上可能存在非隨機(jī)選擇問題，因此，本文選擇卡尺最近鄰匹配法對初始樣本進(jìn)行匹配，具體思路是根據(jù)可觀測匹配變量，運用Logit 模型估計各地區(qū)傾向得分值，按照所得傾向得分值對試驗組和控制組進(jìn)行1∶2 匹配（匹配最大距離為0.05），再對匹配后滿足共同支撐假設(shè)樣本進(jìn)行DID估計。

由于本文電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范政策是分批實施，且2019 年之后參加農(nóng)村電商政策的示范縣加入時間較短，政策效應(yīng)可能不明顯。為避免政策效應(yīng)誤估，本文參考陳享光（2021）的研究，選擇以2015-2018 年期間實施農(nóng)村電商政策示的范縣樣本作為試驗組，其他示范縣樣本作為控制組，對試驗組樣本進(jìn)行逐年匹配。

表2：傾向得分匹配的平衡性檢驗結(jié)果

由平衡性檢驗結(jié)果（表2）可以發(fā)現(xiàn)，匹配后試驗組與控制組除arg外其余各主要變量標(biāo)準(zhǔn)偏差值均小于10%，且匹配變量arg匹配后標(biāo)準(zhǔn)偏差值也明顯縮小；根據(jù)t檢驗結(jié)果顯示，各匹配變量匹配后均不顯著，說明匹配之后的試驗組和控制組之間不存在顯著差距，因此匹配結(jié)果滿足平衡性檢驗。通過匹配方式將得分相近試驗組和控制組挑選出來進(jìn)行對比，很大程度上消除了因示范縣個體差異所造成的自選擇問題，使后續(xù)雙重差分回歸結(jié)果更可信。

（二）PSM-DID分析結(jié)果

表3展示了電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范政策對西藏農(nóng)牧民人均可支配收入影響的DID估計結(jié)果。表3（1）列為僅控制政策虛擬變量D以及雙向固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，根據(jù)政策變量D的系數(shù)結(jié)果顯著為正可以看出示范縣政策顯著增加了西藏農(nóng)牧民人均可支配收入。表3（2）列在（1）的基礎(chǔ)上加入了可以代表縣區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)控制變量農(nóng)業(yè)水平（arg）和工業(yè)水平（ind），可以看出，第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比重越高，農(nóng)牧民人均可支配收入越低，農(nóng)戶更多被禁錮在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上，而且無法參與到農(nóng)業(yè)其他環(huán)節(jié)，農(nóng)牧民收入難以提高；[12]第二產(chǎn)業(yè)往往能比第一產(chǎn)業(yè)帶來更多利潤，但由于農(nóng)村技術(shù)水平低下，更多只能承接城市轉(zhuǎn)移落后產(chǎn)業(yè)，而西藏工業(yè)發(fā)展較落后，農(nóng)村更是缺少工業(yè)發(fā)展，因此工業(yè)發(fā)展水平對西藏農(nóng)牧民收入影響不顯著。表3（3）列加入其他控制變量，政策變量D的系數(shù)仍顯著為正，且示范縣政策使西藏農(nóng)牧民人均可支配收入增加6.65%，政府財政支出和金融機(jī)構(gòu)年末貸款總額系數(shù)顯著為正，說明對西藏農(nóng)牧民增收有一定正向影響，固定電話數(shù)和農(nóng)業(yè)機(jī)械動力則都不具有顯著影響。

表3：基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

1、平行趨勢檢驗

雙重差分法估計結(jié)果滿足一致性前提是試驗組和控制組在受到政策沖擊前的發(fā)展趨勢是一致的，即滿足平行趨勢假設(shè)。為避免多重共線性問題，本文選擇以政策實施前兩期作為基期，如果結(jié)果系數(shù)不顯著，則說明當(dāng)年系數(shù)與基期沒有顯著差異，從而支持平行趨勢假設(shè)。平行趨勢檢驗及其動態(tài)效應(yīng)結(jié)果如圖1，在示范縣成立之前系數(shù)均不顯著，這說明示范縣成立之前試驗組與控制組的變化趨勢一致，無顯著差異。示范縣成立后，該系數(shù)顯著為正，說明農(nóng)村電商政策開始對示范縣農(nóng)牧民收入產(chǎn)生正向影響。平行趨勢檢驗的通過排除了對試驗組和控制組因政策實施前就存在發(fā)展趨勢不同引起的顯著結(jié)果的錯誤估計，在此情況下試驗組和控制組之間是可以進(jìn)行比較的，確保了農(nóng)村電商政策促進(jìn)西藏農(nóng)牧民增收這一顯著結(jié)果的可靠性。

圖1：平行趨勢檢驗

2、安慰劑檢驗

為考察本文結(jié)論是否由于遺漏變量導(dǎo)致DID估計結(jié)果有偏，本文將匹配后樣本隨機(jī)設(shè)定處理組與控制組進(jìn)行安慰劑檢驗。具體思路是從70 個縣區(qū)中隨機(jī)選取27 個縣區(qū)作為“偽”試驗組，而將剩余樣本作為控制組，由此生成安慰劑虛擬政策變量DID，并進(jìn)行回歸，本文將以上隨機(jī)生成過程循環(huán)500 次。由于“偽”試驗組是隨機(jī)生成，不會對被解釋變量產(chǎn)生顯著影響，其估計系數(shù)應(yīng)在0 附近。安慰劑檢驗結(jié)果如圖2 所示，可以發(fā)現(xiàn)隨機(jī)試驗的回歸系數(shù)集中在0 附近，圖中豎線代表的實際估計系數(shù)（0.065）在安慰劑檢驗系數(shù)分布中屬于異常值，因此可以判斷本文的估計結(jié)果沒有明顯的遺漏變量偏誤。安慰劑檢驗結(jié)果說明上訴模型（2）的設(shè)定具有可靠性，農(nóng)村電商政策實施對西藏農(nóng)牧民顯著的增收效應(yīng)這一結(jié)論具有穩(wěn)健性，且這種顯著增收效應(yīng)不受其他未觀測到的隨機(jī)性因素影響。

圖2：安慰劑檢驗

3、基于匹配方式的穩(wěn)健性檢驗

本文主要采用卡尺最近鄰匹配法對樣本進(jìn)行匹配，基于對實證結(jié)果穩(wěn)健性考慮，分別使用核匹配法、半徑匹配法和局部線性回歸匹配法對原始樣本重新進(jìn)行匹配，再對匹配后樣本進(jìn)行加入控制變量和雙向固定效應(yīng)的雙重差分回歸估計，估計結(jié)果如表4 所示。表中（1）（2）（3）列分別為核匹配法、半徑匹配法和局部線性回歸匹配法的回歸估計結(jié)果，結(jié)果表明，即使更換多種匹配方式，政策效應(yīng)回歸系數(shù)仍然為正，且均通過顯著性檢驗，這進(jìn)一步增強(qiáng)了農(nóng)村電商政策對西藏農(nóng)牧民增收效應(yīng)實證結(jié)果穩(wěn)健性，說明農(nóng)村電商政策在西藏推行確實能夠提升西藏農(nóng)牧民收入。

表4：基于匹配方式的穩(wěn)健性檢驗

（四）異質(zhì)性分析

考慮到西藏地域跨度比較大，不同地市資源稟賦和經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件也有所不同，因此本文根據(jù)西藏各縣所屬地市不同分別進(jìn)行DID 回歸，所得結(jié)果如表5 所示。數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村電商政策對西藏農(nóng)牧民人均可支配收入影響存在一定地區(qū)異質(zhì)性，其中山南市、昌都市、林芝市和阿里地區(qū)人均可支配收入都得到顯著提升；在拉薩市和日喀則市，農(nóng)村電商政策促進(jìn)了農(nóng)牧民人均可支配收入增長；而在那曲市，農(nóng)村電商政策甚至降低農(nóng)牧民人均可支配收入，盡管結(jié)果并不顯著。

表5：地區(qū)異質(zhì)性分析

導(dǎo)致電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范政策存在地區(qū)異質(zhì)性的原因可能是：山南市、昌都市和林芝市都屬于西藏東部地區(qū)，與內(nèi)地接觸更為緊密，交通運輸距離稍近、運輸成本相對較低，農(nóng)牧民更容易從電商發(fā)展中受益。根據(jù)2020 年阿里研究院公布的淘寶鎮(zhèn)名單顯示，西藏自治區(qū)僅林芝市巴宜區(qū)八一鎮(zhèn)成為淘寶鎮(zhèn)，實現(xiàn)了零突破；而西藏西部地區(qū)本身地理位置偏遠(yuǎn)，與內(nèi)地市場聯(lián)通成本更高，短期內(nèi)未能形成足夠電商規(guī)模并在電商發(fā)展中獲益。阿里地區(qū)農(nóng)村電子商務(wù)顯著增收效應(yīng)在本文中認(rèn)為是由于阿里地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對其他地區(qū)都要更低，農(nóng)村電子商務(wù)政策對其農(nóng)產(chǎn)品流通的改善作用更大，這與李琪等（2019）的研究認(rèn)為電子商務(wù)發(fā)展能給欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)民帶來后發(fā)優(yōu)勢觀點相符。

四、研究結(jié)論與政策建議

西藏曾作為我國唯一的省級集中連片特困地區(qū)，是全國貧困發(fā)生率最高，貧困程度最深的地區(qū)之一，通過一系列政策幫扶，在2019 年底實現(xiàn)全區(qū)脫貧摘帽。電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范政策作為幫助西藏農(nóng)牧民脫貧的政策安排，還擔(dān)負(fù)著實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興目標(biāo)重要責(zé)任。自2015 年開始，西藏逐步推進(jìn)示范縣政策，對實現(xiàn)農(nóng)牧民增收起到極為重要的作用。本文利用2012-2020 年西藏縣域面板數(shù)據(jù)和PSM-DID 方法研究發(fā)現(xiàn)，電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范政策顯著提高了西藏農(nóng)牧民人均可支配收入，且農(nóng)牧民人均可支配收入還會受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響，較高第一產(chǎn)業(yè)占比會抑制農(nóng)牧民人均可支配收入增長，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展也很難惠及到工業(yè)設(shè)施落后的農(nóng)牧區(qū)；農(nóng)村電商政策增收效應(yīng)因地理位置差距存在顯著差異，區(qū)內(nèi)東部地區(qū)的山南、昌都和林芝增收效應(yīng)高于中部及西部的拉薩、日喀則和那曲，而其中處于西部的阿里由于后發(fā)優(yōu)勢，其增收效應(yīng)也較為顯著?；谝陨辖Y(jié)論，建議如下：

一方面西藏電子商務(wù)發(fā)展水平薄弱，提升空間較大，電子商務(wù)初期建設(shè)就能幫助西藏農(nóng)牧民取得顯著后發(fā)優(yōu)勢，因此國家仍應(yīng)加大對西藏電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范項目的財政資金投入，鼓勵更多農(nóng)牧民積極參與到電子商務(wù)行業(yè)中來。另一方面在促進(jìn)農(nóng)牧民增收時，各級政府還需要注意對當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，借助電子商務(wù)政策紅利，通過電子商務(wù)發(fā)展提高第三產(chǎn)業(yè)在整個產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中所占比例。同時創(chuàng)造更多電商行業(yè)相關(guān)工作崗位，幫助農(nóng)牧民擺脫只能依靠農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)獲得收入的限制，獲得更多其他經(jīng)營性收入。

加大對那曲、日喀則等西部地區(qū)農(nóng)村電商政策的傾斜力度。部分地區(qū)還需要不斷加強(qiáng)農(nóng)村電子商務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，持續(xù)優(yōu)化電商環(huán)境，解決電商“最后一公里”問題。逐步縮小西藏各地區(qū)之間電子商務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施差異，使電商紅利更均衡覆蓋西藏每一個地區(qū)和個體。同時依靠當(dāng)?shù)乇容^優(yōu)勢，助力建設(shè)更多“淘寶村”“淘寶鎮(zhèn)”，形成電子商務(wù)規(guī)模集聚效應(yīng)，并依靠示范效應(yīng)帶動整個地區(qū)電子商務(wù)發(fā)展，促進(jìn)西藏全體農(nóng)牧民增收并逐步實現(xiàn)共同富裕。

提升西藏農(nóng)牧民電商技能，提高農(nóng)牧民電商經(jīng)濟(jì)適應(yīng)能力。電商熱門渠道是直播，直播需要和全國消費者交流，國家通用語言是基本溝通語言。所以要提高農(nóng)牧民國家通用語言水平，才能夠?qū)a(chǎn)品順暢分享出去。電子商務(wù)除直播，還要具備大數(shù)據(jù)分析技能，因而基本電商技能培訓(xùn)還是需要的。

培育西藏地方品牌。西藏產(chǎn)品商業(yè)化和品牌化程度不高，日常消費具有區(qū)域特色的產(chǎn)品多數(shù)來自青海。西藏產(chǎn)品商業(yè)化及品牌化亟需提升。擁有西藏自身品牌，才能更利于電商經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

[注 釋]

①最新人口普查數(shù)據(jù)，區(qū)內(nèi)居住在鄉(xiāng)村的人口占64.27%，盡管相對于2010年下降了13.06%，但仍占據(jù)較大比例。

②根據(jù)西藏示范縣申報條件，與本文控制變量范圍大致相同，因此本文依據(jù)控制變量作為PSM匹配變量。

③農(nóng)村居民收入統(tǒng)計口徑在2013 年從農(nóng)牧民人均純收入變成了農(nóng)牧民人均可支配收入，二者差異較小，且部分差異可通過年份虛擬變量消除，故不對二者進(jìn)行區(qū)分。