Page 81 - 《华中农业大学学报(社会科学版)》2020年第4期
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                                             华中农业大学学报( 社会科学版)                                   ( 总 148 期)
                 2. 地区差异分析
                   中国幅员辽阔, 存在明显的地区差异.为进一步分析互联网发展对农业全要素生产率增长的地
               区差异, 本文将 31 个省份划分为三大经济区 , 估计结果见表 4 .列( 7 )、 列( 9 ) 和列( 11 ) 分别为互联
                                                       ①
               网发展对东部、 中部和西部地区农业全要素生产率增长的随机效应模型估计结果, 列( 8 )、 列( 10 ) 和列
               ( 12 ) 则为固定效应模型估计结果.限于篇幅, 本文并未汇报混合回归模型的估计结果.检验过程和
               结果同上所述, 选择固定效应模型展开分析.
                   由表 4 可知, 互联网发展对东部、 中部和西部地区农业全要素生产率增长的估计系数都显著为
               正, 分别为0.1846 、 0.7495 、 0.5273 , 表明互联网发展促进了各地区农业全要素生产率的提升, 且对中
               部地区的促进作用最大, 其次是西部和东部地区, 假说 2 得以验证.一个合理的解释是, 中部地区多
               为农业大省, 随着互联网发展水平的提升, 互联网对农业的渗透不断加强, 促进农业生产要素的优化
               整合, 并最终促进农业转型升级进而提升农业全要素生产率.东部地区农业比重相对较小, 而西部地

               区农业比重相对较大, 互联网发展对农业全要素生产率增长的“ 后发优势” 逐渐凸显.
                                   表 4  互联网发展对农业全要素生产率增长的估计结果( 分区域)
                                      东部                        中部                         西部
                    变量
                               RE ( 7 )     FE ( 8 )     RE ( 9 )    FE ( 10 )     RE ( 11 )    FE ( 12 )
                             0.2210 ∗∗    0.1846 ∗∗    0.7229 ∗∗∗   0.7495 ∗∗    0.4982 ∗∗∗   0.5273 ∗∗
                internet
                              ( 0.0913 )   ( 0.0866 )   ( 0.2781 )   ( 0.2994 )   ( 0.1446 )   ( 0.1856 )
                 常数项         1.1153 ∗∗∗   0.8820 ∗∗    2.5959 ∗∗    2.8550 ∗∗    1.5929 ∗∗∗   1.8830 ∗∗∗
                              ( 0.3139 )   ( 0.3563 )   ( 1.0505 )   ( 1.1463 )   ( 0.3860 )   ( 0.5511 )
                 控制变量           是            是             是           是             是            是
                R 2           0.5555       0.6073        0.6148      0.6168        0.6128       0.6154
                 N              165         165           120          120          180          180
                 3. 进一步讨论
                   为了进一步验证互联网发展对农业全要素生产率增长的作用机理, 本文将农业全要素生产率增
               长分解为农业技术进步与农业技术效率, 估计结果见表 5 .列( 13 )、 列( 14 ) 和列( 15 ) 分别为以农业技
               术进步为解释变量的混合回归模型、 随机效应模型和固定效应模型的估计结果.列( 16 )、 列( 17 ) 和列
               ( 18 ) 分别为以农业技术效率为解释变量的混合回归模型、 随机效应模型和固定效应模型的估计结果.
               检验过程和结果同上所述, 以固定效应模型为分析模型.
                   表 5 显示, 互联网发展对农业技术进步的估计系数为 0.8749 , 通过 1% 水平的显著性检验, 表明
               互联网发展有助于农业技术进步, 假说 3 得以验证.而互联网发展对农业技术效率的估计系数为
               -0.2748 , 通过 1% 水平的显著性检验, 表明互联网发展对农业技术效率的影响为负, 假说 4 得到了
               验证.这可能主要是因为, 互联网发展对农业技术效率的影响不仅受农业劳动力运用能力的约束, 还
               在很大程度上受农产品特性以及农村物流配送产业发展的影响.一方面, 农业劳动力受教育程度较
               低, 难以借助互联网发展来推进资源的优化配置; 另一方面, 农产品易腐、 易损以及农村物流配送产业
               发展滞后, 影响了农产品等跨地区流动, 从而不利于农业技术效率的发挥                               [ 25 ] .
                                     表 5  互联网发展对农业技术进步、 农业技术效率的估计结果                              N=465
                                              TC                                     EC
                    变量
                               OLS ( 13 )   RE ( 14 )    FE ( 15 )    OLS ( 16 )   RE ( 17 )    FE ( 18 )
                              1.0221 ∗∗∗   0.9886 ∗∗∗  0.8749 ∗∗∗   — 0.2541 ∗∗∗  — 0.3033 ∗∗∗  — 0.2748 ∗∗∗
                internet
                               ( 0.1017 )   ( 0.1773 )   ( 0.1999 )   ( 0.0574 )   ( 0.0668 )   ( 0.0920 )
                常数项           0.5568 ∗∗∗    0.5360       — 0.0649    0.9646 ∗∗∗   1.1108 ∗∗∗  1.3958 ∗∗∗
                               ( 0.1543 )   ( 0.3403 )   ( 0.8374 )   ( 0.0782 )   ( 0.1656 )   ( 0.4177 )
                控制变量              是           是            是             是           是            是
                R 2             0.4817      0.5621       0.5834        0.2320      0.3206       0.3313




                  按照国家统计局的划分方式, 东部地区包括北京、 天津、 河北、 辽宁、 上海、 江苏、 浙江、 福建、 山东、 广东和海南, 中部地区包括山
               ①
                  西、 吉林、 黑龙江、 安徽、 江西、 河南、 湖北和湖南, 西部地区包括内蒙古、 广西、 重庆、 四川、 贵州、 云南、 西藏、 陕西、 甘肃、 青海、 宁夏
                  和新疆.
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