數(shù)字技術(shù)是否提高了農(nóng)戶的市場參與度

胡雅淇 林海 馬驥

摘?要：本文基于全國11省調(diào)研1693個農(nóng)戶所獲取的3299個有效樣本，采用傾向得分匹配的方法研究了以互聯(lián)網(wǎng)為代表的數(shù)字技術(shù)的使用對農(nóng)產(chǎn)品銷量和銷售價格的作用，分析數(shù)字技術(shù)對農(nóng)產(chǎn)品銷售績效的影響機制及效應。研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的使用對農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品的銷售價格具有顯著的提升作用，對于農(nóng)產(chǎn)品的銷售數(shù)量有積極的促進作用，即互聯(lián)網(wǎng)使用可以通過提高價格和促進銷量兩條路徑提高農(nóng)戶在農(nóng)產(chǎn)品銷售環(huán)節(jié)獲得的效益，進而提高農(nóng)戶的市場參與度。政府應當充分發(fā)揮有為作用，不斷消除數(shù)字技術(shù)助農(nóng)的軟硬基礎(chǔ)設(shè)施約束，加快農(nóng)產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，積極促進小農(nóng)戶和大市場的有效對接；依托于互聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字技術(shù)，著力培育農(nóng)業(yè)市場信息服務(wù)新模式；提高農(nóng)戶的數(shù)字技術(shù)應用素養(yǎng)，加深數(shù)字技術(shù)在農(nóng)業(yè)農(nóng)村領(lǐng)域的應用程度。

關(guān)鍵詞：數(shù)字技術(shù)；農(nóng)產(chǎn)品銷售；市場參與度；傾向得分匹配

中圖分類號：F3252??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2023）04-0094-09

收稿日期：2022-10-20

作者簡介：胡雅淇（1991-），女，山東煙臺人，博士后，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟、數(shù)字經(jīng)濟；林海（1976-），本文通訊作者，男，遼寧營口人，副教授，博士生導師，研究方向：農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易；馬驥（1974-），男，甘肅慶陽人，教授，博士生導師，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟理論與政策。

基金項目：?國家重點研發(fā)計劃，項目編號：2016YFD0201303；中德國際合作項目，項目編號：DFG?GRK2366；中國人民大學中國扶貧研究院“扶貧研究博士論文獎學金”；中國農(nóng)業(yè)大學2115人才工程。

一、引?言

農(nóng)產(chǎn)品的銷售環(huán)節(jié)作為流通體系的重要組成部分，直接關(guān)系到農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收益，解析制約農(nóng)戶市場參與程度的因素，對于促進小農(nóng)戶與大市場的有效銜接、提高農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入和福祉具有重要的現(xiàn)實意義。雖然農(nóng)業(yè)市場化不斷推進，但是受傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式的影響，農(nóng)戶在信息不對稱的農(nóng)產(chǎn)品銷售中仍然處于劣勢地位，銷售需求與交易市場的不匹配往往造成農(nóng)產(chǎn)品流通過程中較高的腐損率［1-2］。數(shù)字技術(shù)的引入被視為突破信息壁壘、緩解產(chǎn)銷對接矛盾、促進農(nóng)戶市場參與的有效手段，隨著我國“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”發(fā)展模式的不斷深化、數(shù)字鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的持續(xù)布局，數(shù)字技術(shù)的使用與農(nóng)產(chǎn)品銷售績效間關(guān)系的研究引發(fā)了學術(shù)界的關(guān)注。

國內(nèi)外大多數(shù)研究認為以互聯(lián)網(wǎng)為代表的數(shù)字技術(shù)能夠增強生產(chǎn)者與消費者間的信息溝通［3］，將買賣雙方直接銜接起來，提升農(nóng)戶獲得的農(nóng)產(chǎn)品價格?！靶畔⒓t利”的支持者認為數(shù)字技術(shù)的普及會顯著增加農(nóng)產(chǎn)品市場銷量、提高農(nóng)產(chǎn)品銷售價格并改善農(nóng)民福利［4-6］。關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字技術(shù)對農(nóng)戶市場參與度影響的研究主要包括兩方面：一是對農(nóng)戶議價能力的影響，二是對農(nóng)戶銷售渠道的影響。第一方面，鑒于暢通及時的信息對于農(nóng)產(chǎn)品定價有著重要影響，而互聯(lián)網(wǎng)會緩解信息不對稱問題［3］，有效降低農(nóng)戶的市場搜尋成本和交易成本［7］，從而提升農(nóng)戶在農(nóng)產(chǎn)品流通過程中的議價能力，降低不同農(nóng)產(chǎn)品市場的價格離散程度［4，8］，通過改變小農(nóng)戶獲得的農(nóng)產(chǎn)品價格，增加農(nóng)業(yè)收益、提升農(nóng)業(yè)績效［9］。第二方面，難于獲取市場信息及進入市場的高成本［10］是農(nóng)民市場參與程度低的一個主要原因，而互聯(lián)網(wǎng)會降低農(nóng)戶進入市場的信息壁壘，增加農(nóng)戶銷售的新渠道，進而提升農(nóng)戶市場參與程度。在發(fā)展中國家，農(nóng)業(yè)供應鏈存在的大規(guī)模信息不對稱問題是導致整個鏈條低效的重要原因，由于小農(nóng)戶在農(nóng)產(chǎn)品供應鏈以及收入增長上處于劣勢地位且經(jīng)營規(guī)模較小、呈現(xiàn)碎片化，因此在所有交易上都面臨較高的信息成本，加上市場價格和技術(shù)信息缺乏、市場各利益主體聯(lián)系松散、投入產(chǎn)出市場扭曲及信貸約束等問題，小農(nóng)戶在進入市場過程中面臨重重困難，這種生產(chǎn)特性以及供應鏈碎片化的特點加劇了農(nóng)戶對互聯(lián)網(wǎng)數(shù)字技術(shù)的期望。

諸多研究表明，數(shù)字技術(shù)能夠通過緩解信息不對稱問題，有效降低經(jīng)濟體中各利益主體之間的協(xié)作成本，進而提高農(nóng)產(chǎn)品的流通效率，改善農(nóng)戶的市場參與度［11-12］。利用手機能夠增加市場信息的獲取，減少市場價格的離散程度［4］，增加農(nóng)戶通過私人資源而獲取的信息［8］，提升農(nóng)戶的議價能力和農(nóng)產(chǎn)品利潤［13］，幫助農(nóng)戶獲得較高的生鮮農(nóng)產(chǎn)品銷售價格［14］，促使農(nóng)戶從農(nóng)場管理決策過程中的新機遇里獲益［15］，消除中間商的價格壓榨和信息不對稱所帶來的市場約束，使小農(nóng)戶獲得較高的農(nóng)產(chǎn)品出售價格［16］。然而也有不少研究表明數(shù)字技術(shù)的使用對農(nóng)民參與市場獲得的價格、農(nóng)作物增值等銷售績效沒有顯著影響，雖然手機等數(shù)字技術(shù)的使用一定程度上能夠增加農(nóng)戶間的信息傳遞、增強農(nóng)戶獲取信息的能力以及增進農(nóng)戶種植的多樣性等，但農(nóng)戶在出售農(nóng)產(chǎn)品時依然處于被動接受價格的地位，農(nóng)產(chǎn)品的銷售價格并未得到提高，農(nóng)戶也并未獲得更高的實際購買價格［17-18］??。根據(jù)已有研究，一方面，近年來國內(nèi)外學者對數(shù)字技術(shù)的研究逐漸增多，但是關(guān)于數(shù)字技術(shù)對農(nóng)產(chǎn)品國內(nèi)貿(mào)易影響的文獻并不多，比如Bogan［19］研究了互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)對股票市場參與度的影響，但屬于非農(nóng)市場；Couture?et?al［20］研究了電商擴張對農(nóng)村家庭消費、收入、零售價格的影響，但沒有涉及對農(nóng)產(chǎn)品交易的影響；Kaila?and?Tarp［21］分析了互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，但沒有涉及互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)產(chǎn)品銷售端交易的影響。另一方面，關(guān)于數(shù)字技術(shù)與農(nóng)戶市場參與度關(guān)系的研究結(jié)論并未得到統(tǒng)一，其原因可能在于不同經(jīng)濟體處于不同的發(fā)展階段，數(shù)字技術(shù)因各經(jīng)濟體的要素稟賦結(jié)構(gòu)、宏觀制度結(jié)構(gòu)不同起到的作用有所差異。

當前相關(guān)研究以國外證據(jù)為主，國內(nèi)研究多以單一農(nóng)產(chǎn)品為研究對象，本研究的邊際貢獻在于：（1）利用2019年中國11省的調(diào)研微觀數(shù)據(jù)，以農(nóng)戶種植的所有農(nóng)產(chǎn)品為研究對象分析了數(shù)字技術(shù)對農(nóng)產(chǎn)品國內(nèi)貿(mào)易的影響；（2）從農(nóng)產(chǎn)品銷量和銷售價格兩個維度系統(tǒng)考察了當前階段數(shù)字技術(shù)對中國農(nóng)戶市場參與度的影響。在數(shù)字鄉(xiāng)村戰(zhàn)略持續(xù)布局的背景下，本研究既能豐富數(shù)字技術(shù)在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域應用研究的維度，又可為農(nóng)業(yè)信息化和“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”的持續(xù)推進提供政策依據(jù)，在全面推進鄉(xiāng)村振興方面具有一定的現(xiàn)實意義。

二、研究假設(shè)

基于搜尋成本理論，數(shù)字技術(shù)的發(fā)展與應用既可以通過降低農(nóng)戶獲取信息的成本［5］，提高農(nóng)產(chǎn)品的銷售價格，又可以增加其采納主體發(fā)掘潛在客戶的渠道，擴大市場份額以及開發(fā)新市場。

1信息搜尋與農(nóng)產(chǎn)品銷售價格

假設(shè)農(nóng)戶處在某一特定區(qū)域市場i內(nèi)（i），且該區(qū)域存在市場分割情況，不同的市場對應不同的價格（在［pi，pI］間變動）；農(nóng)戶不能夠完全掌握市場價格，在了解一個新市場價格時，需要額外支付一次信息成本c。農(nóng)戶已經(jīng)搜尋到的市場數(shù)量為n，除去固定成本后，最優(yōu)凈價格為pn，農(nóng)戶再次搜尋一個新市場，最優(yōu)凈價格為pn+1。此時，若pn+1>pn，則農(nóng)戶盈利，若pn+10。如果農(nóng)戶盈利，則此次搜尋獲利為u（pn+1）-u（pn）；如果農(nóng)民虧損，則此次搜尋獲利為u（pn）-u（pn）=0。因此農(nóng)民在區(qū)域i的市場上第n+1次搜尋的邊際期望利潤函數(shù)為：

Bi（pn）=∫pnpiu（pn）-u（pn）fi（p）dp+∫pIpnu（p）-u（pn）fi（p）dp=∫pIpnu（p）-u（pn）fi（p）dp（1）

其中，p為農(nóng)戶搜尋到銷售價格，f（p）為價格p的概率密度，F(xiàn)（p）為累計密度函數(shù)，（pn，pI］是農(nóng)戶的獲利區(qū)間。結(jié)合邊際信息成本，農(nóng)戶搜尋的邊際利潤函數(shù)為：

mi（pn）≡Bi（pn）-c（2）

對農(nóng)戶而言，如果邊際利益小于0，即mi（pn）0，則農(nóng)戶不會進行新的市場搜尋；反之，農(nóng)戶將會繼續(xù)搜尋，直至尋找到使邊際凈利潤高于保留價格ri所帶來的邊際凈利潤的銷售價格。即有：

m（ri）=Bi（ri）-c=0（3）

將公式（1）代入（3），求全微分：

dmi=miridri+micdc={u′（ri）［Fi（ri）-1］}dri-1dc=0

→dridc=1u′（ri）［Fi（ri）-1］（4）

因為u′（ri）>0，?Fi（ri）<=1，所以dridc<0，這意味著信息搜尋成本降低，農(nóng)戶的保留價格將提高。因而，數(shù)字技術(shù)的使用一旦有助于降低農(nóng)戶的搜尋成本，農(nóng)戶獲得的保留價格就會得以提高，即農(nóng)戶的銷售價格就會提升。

2流通成本與農(nóng)產(chǎn)品銷售數(shù)量

在傳統(tǒng)的農(nóng)產(chǎn)品市場上，農(nóng)戶將農(nóng)產(chǎn)品出售給中間商，其獲得的出售價格假定為p0，單位流通成本為c，農(nóng)產(chǎn)品市場價格為pm，市場需求量為Q，則有：

pm=p0+c（5）

若假定流通環(huán)節(jié)的數(shù)量為I，隨著環(huán)節(jié)數(shù)量的增多，則流通成本則不斷增加，因而c是I的遞增函數(shù)，可以表示成：

c=c（I），c（I）/I>0（6）

綜合（5）和（6）則有：

pm=p（I），p（I）/I>0（7）

對于需求曲線，我們知道：Q（p）/p<0，鑒于（7）因而我們可以推出：

Q/I<0（8）

根據(jù)（8）式可以看出，數(shù)字技術(shù)能夠減少流通環(huán)節(jié)、降低流通成本，從而提高農(nóng)產(chǎn)品的市場需求量。

此外，數(shù)字技術(shù)還可以通過以下兩點增加農(nóng)產(chǎn)品銷量：一是有助于消費者獲得更多的農(nóng)產(chǎn)品特征信息或者銷售信息，從而成為新增的消費群體；二是有助于實現(xiàn)生產(chǎn)者和消費者之間一對一的直接互動，可以幫助生產(chǎn)者根據(jù)消費者的需求生產(chǎn)更符合消費者偏好產(chǎn)品的同時，也能通過認同、信任和粘性的形成，提升消費者的回購率，進而增加銷量。

根據(jù)上述理論分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：數(shù)字技術(shù)可以通過提升農(nóng)產(chǎn)品銷售價格提高農(nóng)戶的市場參與度。

H2：數(shù)字技術(shù)可以通過促進農(nóng)產(chǎn)品銷售數(shù)量提高農(nóng)戶的市場參與度。

三、數(shù)據(jù)來源及研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于2019年全國科學施肥調(diào)研項目，項目受農(nóng)業(yè)農(nóng)村部種植業(yè)司委托，由中國農(nóng)業(yè)大學國家農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展研究院承擔實施，該項目對黑龍江、吉林、河北、河南、山東、陜西、甘肅、安徽、江蘇、湖南、廣西等11省的糧食種植戶進行了調(diào)研，調(diào)研采取分層抽樣與隨機抽樣相結(jié)合的方法，首先在全國隨機選取11個農(nóng)業(yè)大省，然后依據(jù)種植面積將各縣市排序，每省隨機選取4個縣市；再依據(jù)農(nóng)戶人均收入將鄉(xiāng)鎮(zhèn)排序，每縣市隨機選取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，再按照同樣原則，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取2個村，每個村選取8-9個農(nóng)戶，最終收回問卷2081份。

調(diào)研對每個農(nóng)戶種植的農(nóng)產(chǎn)品的種類、銷量以及銷售價格進行了統(tǒng)計，基于不同種類的農(nóng)產(chǎn)品具有不同的投入產(chǎn)出函數(shù)，本研究將同一個農(nóng)戶不同種類的農(nóng)產(chǎn)品視為獨立的研究樣本。結(jié)合本研究的目的和使用變量，經(jīng)過對數(shù)據(jù)進行清理，剔除不同表格之間的代碼偏差、重要數(shù)據(jù)遺漏以及異常值等樣本，最終有效樣本為3299個（涉及1693個農(nóng)戶），農(nóng)戶及樣本的具體分布如表1所示。

（二）研究方法

1.模型說明

為分析互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)產(chǎn)品銷售環(huán)節(jié)市場參與度的影響，即互聯(lián)網(wǎng)對于農(nóng)產(chǎn)品銷售價格和銷售數(shù)量的影響，本研究的計量模型設(shè)定為：

yi=α+βIi+γXi+μi（9）

其中yi為第i個農(nóng)戶的農(nóng)產(chǎn)品銷售價格或農(nóng)產(chǎn)品銷售數(shù)量，Ii為核心解釋變量，即農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)，Xi代表個體特征變量和家庭特征變量，具體包括戶主的性別、年齡、教育程度以及農(nóng)業(yè)經(jīng)營的多樣化程度、是否加入合作社、耕種面積、新技術(shù)接受能力、新技術(shù)學習能力、所在區(qū)域等；β表示使用互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)產(chǎn)品銷售價格或銷售數(shù)量的影響效應，β是目標待估參數(shù)，μi是隨機誤差項。

基于計量模型的設(shè)定，采用OLS的方法對模型進行全樣本回歸，并使用“OLS+穩(wěn)健標準誤”的方法處理回歸中存在的異方差問題，以保證異方差情況下參數(shù)估計的正常進行。同時，在對全部變量進行基準回歸的基礎(chǔ)上，采用傾向得分匹配的方法，來緩解可能存在的自選擇偏差和內(nèi)生性問題，以保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.傾向得分匹配法

由于現(xiàn)實中農(nóng)戶一旦使用互聯(lián)網(wǎng)，我們觀察到的就是使用互聯(lián)網(wǎng)之后的農(nóng)產(chǎn)品銷售情況，而無法觀察到該農(nóng)戶如果不使用互聯(lián)網(wǎng)時對應的農(nóng)產(chǎn)品銷售情況，由此采用傾向得分的方法構(gòu)造反事實。我們在沒有使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭中，找到與使用互聯(lián)網(wǎng)家庭相似的對照組，通過處理組（使用互聯(lián)網(wǎng)）和控制組（未使用互聯(lián)網(wǎng)）形成的反事實，計算平均處理效應，進而判斷互聯(lián)網(wǎng)使用的影響效應。多元線性回歸的無偏估計依賴于Y與函數(shù)形式的正確設(shè)定，否則就會產(chǎn)生函數(shù)形式錯誤設(shè)定（FFM）問題，導致有偏估計，因此與多元線性回歸相比，傾向得分匹配可以通過減少對函數(shù)形式設(shè)定的依賴，緩解FFM問題。通過傾向得分匹配計算平均處理效應的步驟如下：

第一步：選擇協(xié)變量。選擇變量必須既影響農(nóng)戶的互聯(lián)網(wǎng)使用行為，又影響農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品的銷售行為，要盡可能地將影響結(jié)果變量（y）和處理變量（I）的相關(guān)變量包括進來，協(xié)變量的選擇無論是不恰當還是遺漏太多，可忽略性假設(shè)就很難滿足，從而引起偏差?；跀?shù)據(jù)的可得性以及相關(guān)研究基礎(chǔ)，本文選擇戶主的性別、年齡、教育程度以及農(nóng)業(yè)經(jīng)營的多樣化程度、是否加入合作社、耕種面積、新技術(shù)接受能力、新技術(shù)學習能力、所在區(qū)域作為匹配變量。第二步：使用Logit模型，估計傾向得分，進行傾向得分匹配。根據(jù)影響農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用的特征變量，計算每個樣本的傾向得分，基于此將未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶和使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶進行匹配，形成對照組。值得注意的是，要進行“數(shù)據(jù)平衡”的檢驗，即考察所有協(xié)變量的“標準化偏差”，如果標準化偏差不超過10%，我們就認為匹配結(jié)果較好地平衡了數(shù)據(jù)，即匹配之后處理組均值和控制組均值是比較接近的。第三步：基于匹配后的樣本計算平均處理效應。使用者的平均處理效應（ATT）估計量可以表示為：

ATT︿=1N1∑i：Ii=1（yi-y︿0i）（10）

其中，N1=∑iIi代表使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶數(shù)，而∑i：Ii=1表示對使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶進行加總。yi表示使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭使用互聯(lián)網(wǎng)后的農(nóng)產(chǎn)品銷售價格或數(shù)量，y︿0i表示使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭如果沒有使用互聯(lián)網(wǎng)時的農(nóng)產(chǎn)品銷售價格或數(shù)量。yi是可觀測的結(jié)果，而y︿0i是反事實結(jié)果。

傾向得分匹配的方法有多種，在實際匹配的過程中，究竟應使用哪種具體方法和參數(shù)，未有文獻明確指出。在本研究中，我們采用k近鄰匹配、卡尺內(nèi)近鄰匹配、半徑匹配和核匹配等常用方法由于局部線性回歸匹配、樣條匹配和馬氏匹配之后的數(shù)據(jù)平衡性較差，因此本研究未采用該三種方法的結(jié)果；近鄰匹配采用1：5，卡尺匹配范圍未001，核匹配采用Stata默認核函數(shù)和帶寬。來進行具體匹配，比較匹配結(jié)果，以保證匹配結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.兩階段最小二乘法

采用傾向得分匹配的方法估計互聯(lián)網(wǎng)對銷量和銷售價格的影響，雖然能夠解決可觀測的選擇性偏差問題，但更為一般的內(nèi)生性問題仍然存在，從而影響估計量的準確性：一是自選擇問題?；ヂ?lián)網(wǎng)使用是由農(nóng)戶個體特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征、家庭組織特征、創(chuàng)新能力特征以及村莊所在區(qū)域等因素決定的，而這些特征也是影響農(nóng)產(chǎn)品銷售的重要因素，鑒于農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字技術(shù)本身就是農(nóng)戶根據(jù)自身稟賦條件做出的選擇，其采納行為并不是隨機行為或隨機分配的結(jié)果，因而該研究存在明顯的自選擇問題，這會造成估計的自選擇偏差；二是遺漏變量，雖然根據(jù)數(shù)據(jù)條件，本研究已經(jīng)盡量涉及農(nóng)戶特征、家庭特征、村莊特征等控制變量，但除此之外，市場參與度涉及的農(nóng)產(chǎn)品銷售價格與數(shù)量還可能受到一些不可觀測變量的影響；三是互為因果?；ヂ?lián)網(wǎng)使用在農(nóng)村的快速發(fā)展能夠促進農(nóng)產(chǎn)品電商發(fā)展和農(nóng)業(yè)技術(shù)的創(chuàng)新，進而提高農(nóng)戶的市場參與度，而市場參與度的提高必然也會進一步提高農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)的積極性，這種雙向因果關(guān)系有可能會導致互聯(lián)網(wǎng)使用與隨機擾動項相關(guān)，致使實證結(jié)果產(chǎn)生偏差。因此，本研究在OLS+穩(wěn)健標準誤以及傾向得分匹配法的基礎(chǔ)上，采用工具變量法來緩解自選擇、雙向因果等部分內(nèi)生性問題。下面的方程通過2SLS估計建立了互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)產(chǎn)品銷售價格及農(nóng)產(chǎn)品銷售數(shù)量的關(guān)系。

第一階段：?Ii=α0+α1IVi+α′2′Xi+εi（11）

第二階段：?Yi=β0+β1Ii︿+β′2Xi+εi（12）

其中Yi是農(nóng)戶i的市場參與度代理指標（農(nóng)產(chǎn)品銷售價格或農(nóng)產(chǎn)品銷售數(shù)量）；Ii是農(nóng)戶i的互聯(lián)網(wǎng)使用變量。控制變量Xi（包括年齡、性別、戶主受教育年限等），εi是誤差項。參數(shù)中，β0為常數(shù)項，β1度量的是互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)戶參與度的影響，β′2為控制變量的系數(shù)向量，IVi?代表工具變量。

為進行兩階段最小二乘法的估計，需要選擇合適的工具變量（IV），本文選取“家庭年度估計消費支出”“電子商務(wù)采納意愿”以及通過樣本計算的“省級互聯(lián)網(wǎng)的使用率”作為工具變量的備選項進行檢驗，然后依據(jù)過度識別檢驗、工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)性檢驗、冗余檢驗等檢驗方法，針對不同的因變量（農(nóng)產(chǎn)品銷售價格、農(nóng)產(chǎn)品銷售數(shù)量）確定合理有效的工具變量。從直觀邏輯及理論上，家庭年度消費支出越高、電子商務(wù)采納意愿越強烈以及省級層面互聯(lián)網(wǎng)使用程度越高，農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)的概率就會越大，但這三個變量通常不會直接影響農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品的銷售績效，滿足有效工具變量必備的相關(guān)性和外生性條件。在穩(wěn)健性檢驗部分的內(nèi)生性問題環(huán)節(jié)，會進一步通過實證的方法檢驗工具變量的外生性以及與互聯(lián)網(wǎng)變量的相關(guān)性條件，以確定工具變量使用的合理性與有效性。

（三）變量設(shè)置及描述性統(tǒng)計

（1）被解釋變量。模型的被解釋變量為農(nóng)產(chǎn)品銷售數(shù)量和銷售價格。

（2）解釋變量和控制變量。解釋變量為農(nóng)戶是否接入互聯(lián)網(wǎng)。關(guān)于控制變量的選取，本文參照已有研究，在模型中引入反映戶主個體特征的性別、年齡、教育，反映家庭特征的耕種面積、經(jīng)營多樣化、是否加入合作社、新技術(shù)接受能力和新技術(shù)學習能力以及反映村莊特征的區(qū)域變量作為控制變量。具體變量情況如表2所示。

（3）描述性統(tǒng)計。從互聯(lián)網(wǎng)指標來看，樣本的互聯(lián)網(wǎng)使用率為47%（見表3）已經(jīng)處于較高水平，戶主以男性為主、年齡均值在57歲左右，受教育程度年限平均值為8年，耕地面積差異較大，經(jīng)營多樣化水平相對較低，Berry指數(shù)均值為044，只有18%的樣本加入了合作社；總體上農(nóng)戶的新技術(shù)接受能力以及學習能力都較強，如果推薦一項新技術(shù)，6287%的農(nóng)戶都會選擇嘗試一下，而當農(nóng)戶面對一項新技術(shù)的時候，9385%的農(nóng)戶都會采取主動的態(tài)度向其他人請教。從樣本的區(qū)域分布來看，東部、中部、西部、東北的樣本量分別為1015、1095、756、433，所占比重分別為3077%、3319%、2292%、1313%。

（4）互聯(lián)網(wǎng)使用與未使用者對比。將樣本按照農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)和未使用互聯(lián)網(wǎng)分成兩組，對銷售數(shù)量和銷售價格進行對比（如表4所示）?；ヂ?lián)網(wǎng)使用的樣本量為1555，互聯(lián)網(wǎng)未使用的樣本量為1777，可以看出，互聯(lián)網(wǎng)使用農(nóng)戶的銷售價格均值和銷售數(shù)量的均值水平均高于未使用互聯(lián)網(wǎng)農(nóng)戶的銷售價格均值和銷售數(shù)量均值。

四、互聯(lián)網(wǎng)對銷售環(huán)節(jié)的影響

（一）互聯(lián)網(wǎng)作用的OLS結(jié)果

表5（1）、（2）列分別給出了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)產(chǎn)品銷售價格和銷售數(shù)量的OLS回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)產(chǎn)品銷售價格和銷售數(shù)量均有顯著的正向作用。（1）列中回歸系數(shù)為0144表示與未使用互聯(lián)網(wǎng)的情況相比，使用互聯(lián)網(wǎng)可以提升的農(nóng)產(chǎn)品銷售價格為每公斤0144元；（2）列中的回歸系數(shù)為2197表示與未使用互聯(lián)網(wǎng)的情況相比，使用互聯(lián)網(wǎng)可以促進的農(nóng)產(chǎn)品銷量為2197噸。

（二）傾向得分匹配的質(zhì)量與結(jié)果

從互聯(lián)網(wǎng)使用傾向得分的Logit估計結(jié)果及PSM的共同支撐區(qū)域限于篇幅，相關(guān)回歸結(jié)果未做報告，如有需要可向作者索取?？梢钥闯?，本研究涉及的協(xié)變量對農(nóng)戶的互聯(lián)網(wǎng)使用行為有顯著影響，其中戶主年齡顯著負向影響農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)數(shù)字技術(shù)，戶主教育程度、耕種面積、新技術(shù)學習能力顯著正向影響農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)數(shù)字技術(shù)，戶主性別、經(jīng)營多樣化程度、是否加入合作社、新技術(shù)接受能力對農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)數(shù)字技術(shù)不顯著，相比于東部地區(qū)，中部地區(qū)和東北地區(qū)的農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)數(shù)字技術(shù)更顯著、西部地區(qū)的農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)數(shù)字技術(shù)不顯著；同時，大部分樣本都在共同取值范圍內(nèi)（on?support），只有少部分不在共同取值范圍內(nèi)（off?support），匹配損失的樣本量較少。

在用PSM估計處理效應之前，必須要進行平衡性檢驗，以規(guī)避處理組和控制組變量之間的系統(tǒng)性差別，從而保證PSM的估計質(zhì)量。根據(jù)平衡性檢驗結(jié)果限于篇幅，相關(guān)回歸結(jié)果未做報告，如有需要可向作者索取。：LR?chi2?似然比檢驗匹配前在1%水平上顯著被拒絕，而匹配后都未被拒絕；匹配后，Pseudo?R2的值趨向零、標準偏差均值顯著下降，標準偏差中位數(shù)明顯變小；匹配后的B值均小于20%。此外，根據(jù)表6，對比匹配前的結(jié)果，大多數(shù)變量的標準化偏差均大幅縮小，匹配后大多數(shù)變量的標準化偏差（%?bias）小于10%，只有半徑匹配中的經(jīng)營多樣化的偏差為104，理論上可以接受。平衡性檢驗和標準化偏差的結(jié)果都證明了傾向得分匹配方法符合其實現(xiàn)的原則，能夠保障PSM估計結(jié)果的有效性和合理性。

（三）互聯(lián)網(wǎng)作用的處理效應結(jié)果

表7給出了互聯(lián)網(wǎng)數(shù)字技術(shù)使用對農(nóng)戶收入的處理效應估計結(jié)果。從農(nóng)產(chǎn)品銷售價格來看，通過k近鄰匹配法計算出的平均處理效應為0161，該值在5%的水平上顯著。使用卡尺內(nèi)近鄰匹配法、半徑匹配法和核匹配法得到平均處理效應依次是0163、0159、0107，且分別在5%、5%、10%的水平上顯著。從農(nóng)產(chǎn)品銷售數(shù)量來看，使用k近鄰匹配法、卡尺內(nèi)近鄰匹配法、半徑匹配法和核匹配法得到平均處理效應分別是2117、2080、2054、2396，且均在1%的水平上顯著。無論是從銷售價格還是銷售數(shù)量的結(jié)果可以看出，以上四種匹配方法的平均處理效應值以及顯著性水平類似，一定程度上反映出匹配結(jié)果的穩(wěn)定性。

計算四種匹配方法平均處理效應的均值，可以得出互聯(lián)網(wǎng)對銷售價格的處理效應平均值為0147，對銷售數(shù)量的處理效應的平均值為2162，而對比的OLS估計結(jié)果依次為0144、2197，可以看出銷售價格的處理效應結(jié)果高于OLS結(jié)果，銷售數(shù)量的處理效應結(jié)果低于OLS結(jié)果（大多數(shù)匹配法的結(jié)果也與此結(jié)論保持一致），說明不考慮選擇性偏差的回歸結(jié)果，略低估了互聯(lián)網(wǎng)對銷售價格的影響效應，略高估了對銷售數(shù)量的影響效應。根據(jù)處理效應的平均值和OLS回歸結(jié)果，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶，農(nóng)產(chǎn)品銷售價格比未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶價格高出14%左右，農(nóng)產(chǎn)品銷售數(shù)量高出2100千克左右。

綜上，互聯(lián)網(wǎng)數(shù)字技術(shù)對農(nóng)產(chǎn)品銷售價格具有提升效應，對農(nóng)產(chǎn)品銷售數(shù)量具有促進作用，即互聯(lián)網(wǎng)可以通過提升價格和促進銷量兩條路徑提高農(nóng)戶在農(nóng)產(chǎn)品市場上的參與程度，實證結(jié)論驗證了假設(shè)H1和假設(shè)H2。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.產(chǎn)品異質(zhì)性問題

由于本研究將同一個農(nóng)戶不同種類的農(nóng)產(chǎn)品視為獨立的研究樣本，未考慮產(chǎn)品不同可能帶來回歸結(jié)果的偏差問題，結(jié)合現(xiàn)實數(shù)據(jù)條件，進一步將產(chǎn)品分為糧食作物（包括小麥、玉米、水稻等三大類作物）與非糧食作物來控制產(chǎn)品的固定效應，通過傾向得分匹配的新結(jié)果與前文結(jié)果進行對比，以檢驗表7的結(jié)果是否穩(wěn)健。

控制產(chǎn)品固定效應的PSM結(jié)果如表8所示。通過結(jié)果的比較可以看出，表8的結(jié)果與表7的結(jié)果保持一致，即回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，表明模型即使沒有控制產(chǎn)品的固定效應，也并未影響到回歸模型的科學性和合理性。

2.內(nèi)生性問題

本文選取“家庭年度估計消費支出”“電子商務(wù)采納意愿”“省級互聯(lián)網(wǎng)使用頻率”作為工具變量進行檢驗（家庭年度估計消費總支出是指減去家庭年度禮金的支出金額，單位為萬元；電子商務(wù)采納意愿是指農(nóng)戶希望通過網(wǎng)絡(luò)銷售農(nóng)產(chǎn)品強烈程度的有序變量，1=強烈希望，2=比較希望，3=一般，4=不太想，5=完全不想；省級互聯(lián)網(wǎng)使用頻率=省級樣本使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶數(shù)量/省級樣本的農(nóng)戶數(shù)量），在剔除“家庭年度估計消費支出”和“電子商務(wù)采納意愿”兩個變量的缺失值之后，有效樣本總量為2633個。然后依次將銷售價格和銷售數(shù)量作為因變量，通過過度識別檢驗、工具變量與內(nèi)生變量關(guān)系檢驗、冗余檢驗來為因變量不同的回歸模型分別確定兩個有效的工具變量，最終將“家庭年度估計消費支出”和“電子商務(wù)采納意愿”作為銷售價格回歸方程的工具變量，“家庭年度估計消費支出”和“省級互聯(lián)網(wǎng)使用頻率”作為銷售數(shù)量回歸方程的工具變量，工具變量的有效性檢驗如表9所示。分別以銷售價格和銷售數(shù)量為因變量，進行?“OLS+穩(wěn)健標準誤”以及工具變量的回歸結(jié)果顯示（如表10所示），在進一步緩解內(nèi)生性以后，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)產(chǎn)品銷售價格和銷售數(shù)量的提升作用得以放大，這表明互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)銷售績效的正向作用是顯著的，即互聯(lián)網(wǎng)的使用可以通過提高農(nóng)產(chǎn)品的銷售價格和農(nóng)產(chǎn)品的銷售數(shù)量增強農(nóng)戶的市場參與度。

五、研究結(jié)論及政策建議

本文利用2019年全國11省3299個微觀樣本數(shù)據(jù)，采用“OLS+穩(wěn)健標準誤”的回歸方法及傾向得分匹配方法（PSM）分析了數(shù)字技術(shù)使用對農(nóng)產(chǎn)品銷售價格和銷售數(shù)量的影響效應，研究發(fā)現(xiàn)：數(shù)字技術(shù)的使用對農(nóng)產(chǎn)品銷售價格和銷售數(shù)量有顯著的促進作用，表明在當前階段，數(shù)字技術(shù)對中國農(nóng)戶的農(nóng)產(chǎn)品銷售績效有積極的正向作用，即數(shù)字技術(shù)能夠通過提升農(nóng)產(chǎn)品銷售價格以及促進農(nóng)產(chǎn)品銷售數(shù)量提高農(nóng)戶的市場參與度，具體包括：第一，數(shù)字技術(shù)具有較強的價格提升效應。數(shù)字技術(shù)使用能夠顯著影響農(nóng)產(chǎn)品價格，數(shù)字技術(shù)的使用有利于改變傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品流通環(huán)節(jié)多，價格節(jié)節(jié)攀升等問題，從而有效降低農(nóng)民市場參與成本，進而增加農(nóng)產(chǎn)品出售價格。第二，數(shù)字技術(shù)具有銷售市場拓寬效應。數(shù)字技術(shù)的發(fā)展對農(nóng)戶拓展市場參與范圍的影響顯著，數(shù)字技術(shù)是促進農(nóng)產(chǎn)品連接不同市場的有力工具，借助其使用，農(nóng)戶會跨越更多的市場壁壘，接觸更多的農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道，從而有效提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營的獲益水平。

基于上述結(jié)論，提出以下三點建議：

一是加快農(nóng)產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)的數(shù)字技術(shù)設(shè)施建設(shè)。鑒于互聯(lián)網(wǎng)使用能夠顯著增加農(nóng)戶的市場參與度，促進產(chǎn)銷對接，政府可以通過增加農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)數(shù)字技術(shù)設(shè)施的投資，積極促進小農(nóng)戶和大市場的有效對接；可以通過改變貧困地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品市場信息阻塞的困境，消除農(nóng)村貧困地區(qū)的數(shù)字鴻溝等問題，提升農(nóng)民福祉［22］。借助基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，促進數(shù)字技術(shù)的升級，降低數(shù)字技術(shù)的獲取成本及使用成本，穩(wěn)步推進移動網(wǎng)絡(luò)、寬帶網(wǎng)絡(luò)等基礎(chǔ)設(shè)備的提質(zhì)增效。

二是積極依托于數(shù)字技術(shù)獲取農(nóng)業(yè)市場信息服務(wù)?？紤]到數(shù)字技術(shù)使用能夠提升價格、促進農(nóng)產(chǎn)品的銷售數(shù)量，從而提高農(nóng)業(yè)收益，農(nóng)戶應積極利用數(shù)字技術(shù)獲取農(nóng)業(yè)市場信息。不斷提升農(nóng)戶獨立使用農(nóng)業(yè)市場信息服務(wù)資源的能力，充分發(fā)揮微信、支付寶等現(xiàn)代數(shù)字應用軟件普及率高的優(yōu)勢，在線下交易的同時，提高線上農(nóng)產(chǎn)品交易市場在農(nóng)村地區(qū)的滲透率，積極拓展農(nóng)產(chǎn)品交易市場參與范圍，提高數(shù)字技術(shù)的使用率。

三是通過培訓宣傳提高農(nóng)戶的數(shù)字技術(shù)應用素養(yǎng)?？紤]到農(nóng)戶對數(shù)字技術(shù)的使用受到教育程度及新技術(shù)學習能力等因素的影響，農(nóng)戶的數(shù)字技術(shù)應用素養(yǎng)的提升對加深數(shù)字技術(shù)在農(nóng)業(yè)農(nóng)村領(lǐng)域的應用程度至關(guān)重要，因此可考慮通過針對性的培訓等方式進行宣傳引導，提高農(nóng)戶在數(shù)字技術(shù)使用方面的能力。

參考文獻：

［1］?楊向陽，胡迪，張為付，等.農(nóng)戶蔬菜銷售方式選擇及優(yōu)化策略［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2017，38（1）：91-99，112.

［2］?陳宏偉，穆月英.社會網(wǎng)絡(luò)、交易成本與農(nóng)戶市場參與行為［J］.經(jīng)濟經(jīng)緯，2020，37（5）：45-53.

［3］?Zapata?S.D.，Isengildina-Massa?O.，?Carpio?C.E.，?et?al.?Does?E-Commerce?Help?Farmers?Markets？?Measuring?the?Impact?of?Market?Maker［J］．Journal?of?Food?Distribution?Research，?2016，47（2）：?1-18.

［4］?Jensen?R.?The?Digital?Provide：?Information?（Technology），?Market?Performance，?and?Welfare?in?the?South?Indian?Fisheries?Sector［J］.?Quarterly?Journal?of?Economics，?2007，122（3）：879-924.

［5］?許竹青，鄭風田，陳潔.“數(shù)字鴻溝”還是“信息紅利”？信息的有效供給與農(nóng)民的銷售價格—一個微觀角度的實證研究［J］．經(jīng)濟學季刊，2013，7（12）：1513-1536.

［6］?Shimamoto?D.，?Yamada?H.，?Gummert?M.?Mobile?Phones?and?Market?Information：?Evidence?from?Rural?Cambodia［J］.?Food?Policy，2015，57：135-141.

［7］?Hennessy?T.，?Lpple?D.，?Moran?B.?The?Digital?Divide?in?Farming：?a?Problem?of?Access?or?Engagement？［J］?Applied?Economic?Perspectives?Policy，?2016，38（3）：474-491.

［8］?Aker?J.C.?Information?from?Markets?Near?and?Far：?Mobile?Phones?and?Agricultural?Markets?in?Niger［J］.?American?Economic?Journal：?Applied?Economics，?2010，2（3）：46-59.

［9］?Chang?H.，?Just?D.R.?Internet?Access?and?Farm?Household?Income-Empirical?Evidence?Using?a?Semi-parametric?Assessment?in?Taiwan［J］.?Journal?of?Agricultural?Economics，2009，60（2）：348-366.

［10］Muto?M.，?Yamano?T.?The?Impact?of?Mobile?Phone?Coverage?Expansion?on?Market?Participation：?Panel?Data?Evidence?from?Uganda［J］.?World?Development，?2009，37（12）：1887-1896.

［11］Fan?Q.，?Garcia?VBS.?Information?Access?and?Smallholder?Farmers?Market?Participation?in?Peru［J］.?Journal?of?Agricultural?Economics，2018，69（2）：476-494.

［12］胡雅淇，林海.“互聯(lián)網(wǎng)+”賦能小農(nóng)戶對接大市場的作用機制及效果［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2020，468（12）：110-117.

［13］Svensson?J.，?Yanagizawa?D.?Getting?Prices?Right：?The?Impact?of?the?Market?Information?Service?in?Uganda［J］.?Journal?of?the?European?Economic?Association，?2009，?7（2-3）：?435-445.

［14］侯建昀，霍學喜.信息化能促進農(nóng)戶的市場參與嗎？——來自中國蘋果主產(chǎn)區(qū)的微觀證據(jù)［J］.財經(jīng)研究，2017，43（1）：134-144.

［15］Fecke?W.，?Danne?M.，?Musshoff?O.?E-commerce?in?agriculture-The?Case?of?Crop?Protection?Product?Purchases?in?a?Discrete?Choice?Experiment［J］.?Computers?and?Electronics?in?Agriculture，?2018，151：126-135.

［16］Zeng，?Y.，?Jia?F.，?Wan?L.，?et?al.?Guo.?E-commerce?in?Agri-food?Sector：?A?Systematic?Literature?Review［J］.?International?Food?&?Agribusiness?Management?Review，2017，20（4）：439-459.

［17］Fafchamps?M.，?Minten?B.?Impact?of?SMS-based?Agricultural?Information?on?Indian?Farmers［J］.?World?Bank?Economic?Review，?2011，26（3）：383-414.

［18］Aker?J.?C.，?Ksoll?C.?Can?Mobile?Phones?Improve?Agricultural?Outcomes？?Evidence?from?a?Randomized?Experiment?in?Niger［J］.?Food?Policy，?2016，60：44-51.

［19］Bogan?V.?Stock?Market?Participation?and?the?Internet［J］.?Journal?of?Financial?and?Quantitative?Analysis，?2008，43（2）：191-212.

［20］Couture?V.，?Faber?B.，?Gu?Y.，?et?al.?Connecting?the?Countryside?via?E-Commerce：?Evidence?from?China［J］.?American?Economic?Review：?Insights，?2021，3（1）：35-50.

［21］Kaila?H.，?Tarp?F.?Can?the?Internet?Improve?Agricultural?production？?Evidence?from?Viet?Nam［J］．Agricultural?Economics，2019，50：675-691.

［22］曾博.資本下鄉(xiāng)：工商資本投資農(nóng)業(yè)縱向協(xié)作研究［M］．北京：經(jīng)濟管理出版社，2022.

Does?Digital?Technology?Improve?Farmers?Market?Participation

——?Evidence?from1693?Farming?Households?of?11?Provinces?in?China

HU?Ya-qi1，LIN?Hai2，MA?Ji2

（1.Peking?University，a.Institute?of?New?Structural?Economics，b.National?School?of?Development，

Beijing?100871，China;2.College?of?Economics?and?Management，China?Agricultural?University，

Beijing?100083，China）

Abstract：?Based?on?3299?valid?samples?obtained?from?the?survey?of?1693?farming?households?in?11?provinces，?this?paper?studies?the?effect?of?digital?technology?represented?by?the?Internet?on?the?sales?volume?and?price?of?agricultural?products?by?exploiting?the?method?of?propensity?score?matching?（PSM），?in?order?to?analyze?the?influence?mechanism?and?effect?of?digital?technology?on?the?sales?performance?of?agricultural?products.?The?study?found?that?the?use?of?the?Internet?can?significantly?improve?the?sales?price?of?farmers?agricultural?products?and?actively?promote?the?sales?quantity?of?agricultural?products，?which?means?the?use?of?the?Internet?can?improve?the?benefits?of?farmers?in?the?sales?of?agricultural?products?through?two?ways?including?increasing?the?price?and?promoting?the?sales?volume.?The?government?should?give?full?play?to?its?promising?role?and?constantly?eliminate?the?soft?and?hard?infrastructure?constraints?of?digital?technology?to?promote?agriculture.?Government?should?accelerate?the?construction?of?digital?infrastructure?in?major?agricultural?producing?areas?and?underdeveloped?areas，?to?actively?promote?the?effective?connection?between?small?farmers?and?large?markets;?The?Internet?and?other?digital?technologies?should?be?relied?on?to?cultivate?a?new?model?of?agricultural?market?information?service;?Government?should?improve?farmers?application?literacy?of?digital?technology?and?deepen?the?application?of?digital?technology?in?agriculture?and?rural?areas.

Key?words：digital?technology;?agricultural?products?sales;?market?participation;?PSM

（責任編輯：趙春江）