賈鋮 ，夏春萍 *，陳鵬宇

（1. 華中農業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，湖北 武漢 430070；2. 華中農業(yè)大學電子商務研究所，湖北 武漢 430070）

隨著數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展，農業(yè)信息資源逐步成為除物質和能源之外的第三大農村戰(zhàn)略資源。如何把龐大的農業(yè)信息資源轉化為有效的農業(yè)生產(chǎn)力[1]，既是農業(yè)信息化所面臨的新問題，也是實現(xiàn)數(shù)字農業(yè)的必經(jīng)之路[2]。近十年以來，數(shù)字信息技術在我國農產(chǎn)品電商領域得到了廣泛應用。農業(yè)信息資源配置水平的提高，不僅能夠促進農產(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)調農產(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，進而推動農業(yè)信息資源向農業(yè)生產(chǎn)力方向的轉變速率。大數(shù)據(jù)時代下，農業(yè)信息資源配置水平儼然已成為影響農產(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“農產(chǎn)品電商業(yè)務”，突破農產(chǎn)品上行瓶頸，以此實現(xiàn)對傳統(tǒng)農業(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”的農產(chǎn)品電商發(fā)展過程中，及時探討農業(yè)信息資源配置對其影響的邏輯關系對加速農村大數(shù)據(jù)建設、開發(fā)農產(chǎn)品電商銷售的“藍海市場”（即實現(xiàn)特色農產(chǎn)品的跨區(qū)銷售）具有重要的現(xiàn)實意義。

然而，國內外涉及農業(yè)信息資源配置對農產(chǎn)品電商績效影響的研究幾乎處于“割裂”狀態(tài)。已有文獻要么只關注農業(yè)信息資源配置水平，例如農業(yè)信息資源配置水平測算[4-5]、農業(yè)信息資源配置模式[6]和農業(yè)信息資源配置水平對農業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響等[7-8]；要么僅分析農產(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）討論對農產(chǎn)品電商績效的影響關系，極少在同一理論下從信息等無形資源角度同時考察農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效影響的邏輯關系。所以，有必要從信息資源視角下探討農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效的影響關系。

事實上，不同地區(qū)農業(yè)信息資源稟賦存在著巨大差異，尤其是東部地區(qū)農業(yè)信息化的基礎設施普遍優(yōu)于中西部地區(qū)。根據(jù)信息技術生產(chǎn)率悖論，在信息容量“指數(shù)增長”速率遠大于信息利用“線性增長”速率的現(xiàn)實情況下，農業(yè)信息資源不同配置水平可能會對農產(chǎn)品電商績效的作用方向、作用強度造成較為復雜的非線性關系[15]。另外，Jin和Cho[16]曾明確指出信息資源對經(jīng)濟增長存在非線性影響效應；而韓海彬和張莉[17]在門檻模型的基礎上證實了農業(yè)信息化對農業(yè)全要素生產(chǎn)率存在雙門檻的影響關系。基于此，本文嘗試在全信息轉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)，構建以農業(yè)信息資源配置水平為門檻變量的面板門檻模型，從農戶信息轉化能力與農村產(chǎn)業(yè)結構兩條主線深入剖析農業(yè)信息資源配置對農產(chǎn)品電商績效影響的邏輯關系，旨在揭示兩者之間存在的真實關系，進而為縮小農產(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

農業(yè)信息資源配置水平是提高農業(yè)現(xiàn)代化綜合生產(chǎn)力與經(jīng)營管理效率的過程，通過信息引導可以使資金、勞動力等有形經(jīng)濟要素瞄準農產(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)調發(fā)展，從而有效解決農業(yè)信息技術嵌入農產(chǎn)品電商平臺的應用問題。另外，農產(chǎn)品電商作為“互聯(lián)網(wǎng)+農業(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)農產(chǎn)品電商運營管理的經(jīng)濟水平。由此推斷，農業(yè)信息資源配置對農產(chǎn)品電商發(fā)展的作用關系主要聚焦于農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效的影響程度。

1.1 理論分析

Simonin[18]曾指出運用信息技術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”。對農產(chǎn)品電商經(jīng)營主體而言，一方面，基于全信息轉換理論，農業(yè)信息資源的流動與重組不僅可以轉換成個體知識、智能策略，包括先驗知識和基礎意識；還可以轉化為信息接收用戶的注意能力、情感表達能力與理智謀略能力[19]。在提升農戶信息處理能力的基礎上，幫助農戶將有效的知識或技能應用到農產(chǎn)品電商運營的不同情境下，從而提高知識的運用水平與經(jīng)濟效益。同時在計劃行為理論指導下，信息處理后所形成的思維意識（如農產(chǎn)品電商交易低成本等信息）可以決定農戶是否選擇電商銷售農產(chǎn)品的采納行為，從而直接影響農產(chǎn)品電商銷售的利潤[7]。另一方面，根據(jù)治理結構理論的主要觀點：當農業(yè)信息資源獲取或交易成本的知識協(xié)調度越高，高價值隱形知識越可能在低成本的代價下嵌入到農戶思維意識內部，這對農戶參與電商交易具有重要的激勵作用。在此基礎上，復雜網(wǎng)絡理論進一步強調信息資源與知識流動之間具有顯著的互動關系，結合趙健宇等[20]的觀點，知識流動能夠實現(xiàn)異質性信息的跨時空傳播效率，減少信息（例如農業(yè)信息）滯后與失真現(xiàn)象，提高農產(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信息來源的獲取渠道[5]，從而間接推動農產(chǎn)品電商發(fā)展水平。因此，農業(yè)信息資源配置水平可以通過信息知識轉換影響農產(chǎn)品電商經(jīng)營主體的綜合決策能力進而提升農產(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)濟發(fā)展逐步會向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉移。當提高農業(yè)信息資源配置水平，農村產(chǎn)業(yè)結構會逐漸呈現(xiàn)高知識、高技術密集的特征，加快農業(yè)產(chǎn)業(yè)分化與重組升級的同時拓展農產(chǎn)品交易的線上渠道，如農產(chǎn)品電商模式等。分析農業(yè)信息資源配置水平通過農村產(chǎn)業(yè)結構升級影響農產(chǎn)品電商績效主要表現(xiàn)在四個方面：1）信息技術與農產(chǎn)品銷售結合，跨越空間地域限制，使傳統(tǒng)農產(chǎn)品銷售模式得以革新，縮短農產(chǎn)品從生產(chǎn)到消費的流通環(huán)節(jié)，提高了農產(chǎn)品銷售總量[21]；2）大數(shù)據(jù)技術的運用提高了農產(chǎn)品線上經(jīng)營管理的信息化水平；3）農村產(chǎn)業(yè)結構升級不僅能為農產(chǎn)品電商提供廣闊的發(fā)展機遇與先進的硬件基礎設施[22]，同時還能完善農產(chǎn)品市場供需結構。其中透明、有效的市場信息能夠促使農產(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)化農業(yè)信息資源配置能夠加快農業(yè)信息在農戶生產(chǎn)、生活各類環(huán)節(jié)中的利用效率，提高農戶對信息的處理能力和信息的傳播速率，從而及時調整農村勞動力的分布結構。

綜上所述，在農業(yè)信息技術應用基礎上，農戶綜合決策能力與農村產(chǎn)業(yè)結構升級成為聯(lián)結農業(yè)信息資源配置水平與農產(chǎn)品電商發(fā)展之間的“橋梁”。由此間接推斷出農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效影響的理論框架（圖1）。

圖1 農業(yè)信息資源配置對農產(chǎn)品電商績效的影響機制Fig. 1 Influencing mechanism of agricultural information resource allocation on e-commerce performance

1.2 研究假設

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

為便于分析，初步假設農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效影響只存在一個“門檻界限”。伴隨農業(yè)信息資源配置水平的提升，一方面提高了農業(yè)信息內容公開的透明度，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值隱形知識的轉換效率[23]，提高農戶對市場信息的利用及處理能力，從而擴大了農產(chǎn)品跨區(qū)銷售的空間半徑，解決了農產(chǎn)品流通“最后一公里”的窘境；另一方面，根據(jù)規(guī)模報酬遞增理論，農業(yè)信息流能夠引導有形經(jīng)濟要素在前期投入過程中處于規(guī)模報酬遞增階段。具體表現(xiàn)為：隨著資本、勞動力等要素投入規(guī)模的增加，正向促進農產(chǎn)品電商發(fā)展水平的效果愈發(fā)明顯[8]。由此推斷，農業(yè)信息資源與有形經(jīng)濟要素之間的組合匹配推動了農產(chǎn)品電商績效隨農業(yè)信息資源配置水平的提高而提高。

然而，當配置水平跨過門檻界限后，農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效的影響可能會出現(xiàn)三種不同的情形：1）正向減弱的促進作用。當農業(yè)信息資源配置水平越過門檻值后，仍會對農產(chǎn)品電商發(fā)展產(chǎn)生正向影響，但作用強度可能有所減弱。一方面，在新的發(fā)展階段內，推動農產(chǎn)品電商績效提升的條件變得更為苛刻。根據(jù)邊際報酬遞減理論，即便農業(yè)信息資源投入不斷增加，但短期內由于農產(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。一旦基礎設施匹配不足，可能就會出現(xiàn)投入資源冗余，從而降低了農產(chǎn)品電商銷售的后發(fā)動力；另一方面，農業(yè)信息資源配置水平的提高雖然表面上增加了農業(yè)信息容量，但同時加劇了信息知識轉化的無限性與農戶處理信息的有限性之間的矛盾，這種矛盾則會導致一系列的負面影響[24]，如降低了農戶信息處理效率[25]等。這種負向影響可能會弱化農產(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，農業(yè)信息資源配置水平對農產(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)達到了一個相對穩(wěn)定的狀態(tài)。此時，農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效的影響由于經(jīng)濟要素投入與產(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。農業(yè)信息容量的過載會弱化農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效提升的推動作用[27]。因為在農業(yè)信息化推動下農村產(chǎn)業(yè)結構的升級對農產(chǎn)品電商發(fā)展的促進作用可能并不持久，甚至會出現(xiàn)抑制效應[28]。這主要因為隨著農產(chǎn)品電商技術的成熟和線上農產(chǎn)品信息容量的飽和，越來越多的農戶開始將農產(chǎn)品電商營銷的策略逐漸放在農產(chǎn)品品牌等其他制約農產(chǎn)品電商發(fā)展的因素上[12]，對農業(yè)信息資源的再投入和關注持續(xù)減少[26]。這種多重因素的交互作用桎梏了農產(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：農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效的影響存在門檻效應。即當農業(yè)信息資源配置水平未達到門檻界限前，對績效提升會產(chǎn)生正向顯著促進作用；而隨著配置水平跨過門檻界限后，對農產(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)內生分組的面板門檻模型分析農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效的影響關系[30]。因此，本文將通過熵權法測算后的農業(yè)信息資源配置水平設為模型的門檻變量[31]，并對其進行顯著性分析，以此探討對農產(chǎn)品電商績效影響的作用方向與作用強度?；谏鲜隼碚摲治?，假設模型為單門檻模型，且只存在一個門檻值，其公式為：

式中：下標i和t分別表示省市和時間，ECPit為被解釋變量，即農產(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為相應的系數(shù)向量；I(·)為示性函數(shù)，當括號內的條件成立時I(·)為1，否則為0；γ為本文所要估計的門檻值；μit表示不隨時間變化的個體固定效應；εit為隨機擾動項；若β1≠β2，則證明存在門檻效應。

待估系數(shù)β之前，首先要檢驗模型是否存在門檻效應，并確定其個數(shù)。理論上，門檻值γ1可以為INFit任意范圍內的取值，但須滿足殘差平方和最小的假設條件，即γ1=argminS1(γ)。另外，單門檻模型的原假設和F統(tǒng)計量為：

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

在模型形式確認后，則需對模型進行門檻真實性檢驗，利用Hansen 提出的LR 統(tǒng)計量檢驗標準，當LR1(γ)＞-2×ln(1-Sqrt(1-α))成立時，則可以拒絕單門檻模型檢驗的原假設，表明門檻值與真實值不符，其中α為顯著性水平；反之，則接受原假設，證明門檻值與真實值相符。

2.2 變量選擇與測量方法

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

1）被解釋變量及測量。選取農產(chǎn)品電商銷售額衡量農產(chǎn)品電商績效（億元）變量。參考何小洲和劉丹[32]的方法，將農產(chǎn)品電商流通率與各省市電子商務類指標數(shù)據(jù)相乘，視為農產(chǎn)品電商銷售額數(shù)據(jù)。其中，農產(chǎn)品電商流通率等于各省市農業(yè)產(chǎn)值與各省市GDP 的比值。即：農產(chǎn)品電商績效=電子商務銷售額×（各省市農業(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]對農業(yè)信息化水平評估的基礎上，選取農村每百戶居民擁有的計算機、移動電話和彩色電視機、農村居民通信類消費指數(shù)、各省市農村寬帶普及率和農業(yè)網(wǎng)站數(shù)等6 個變量作為衡量農業(yè)信息資源配置水平的具體指標。同時利用熵值法對農業(yè)信息資源配置水平中6 個指標進行賦權，然后根據(jù)各指標權重對農業(yè)信息資源配置水平進行加總匯算。限于篇幅限制，關于計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，結合現(xiàn)有文獻的研究成果，選取農村平均受教育年限[21]、農村第三產(chǎn)業(yè)結構[22]、農村用電量[22]、政府支農支出[4]和物流設施水平[12]等5 個變量作為控制變量。

農村平均受教育年限將各省市農村不同受教育程度的人口比重與相應受教育年限相乘，得到不同省市農村平均受教育年限（年）。其中，不同受教育程度分別對應不同的教育年限：文盲為0 年，小學為6 年，初中為9 年，高中為12 年，大專及以上為16 年[17]。農村第三產(chǎn)業(yè)結構采用各省市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP 比重[33]。農村用電量將各省市農村用電量（億kW·h）作為其替代變量。政府支農支出選取各省市政府支農支出（億元）指標。物流設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)一配送商品購進額與社會消費品零售總額的比值[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，主要基于以下幾點考慮：首先，根據(jù)國家統(tǒng)計局的報告分析，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，由于本文將農業(yè)信息化水平作為農業(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)分析農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效的影響關系，可能結果會更加明顯。其次，《中國淘寶村發(fā)展報告（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)達到3 089 個，占全國的96.47%，呈現(xiàn)出團塊狀的農產(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。在此基礎上，參考劉佳[34]對東部地區(qū)的劃分標準，進一步將東部地區(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 年電子商務銷售額來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》，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，農村每百戶居民計算機擁有量等6個衡量農業(yè)信息資源配置水平的具體指標均來自于歷年的《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》以及前瞻數(shù)據(jù)庫。控制變量中，農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《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各省市統(tǒng)計年鑒等。

3 結果與分析

3.1 農業(yè)信息資源配置水平

整體上，東部地區(qū)農業(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?。?.735）農業(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)展推動了農業(yè)信息技術應用水平，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，其農業(yè)信息技術資源流動配比較低，制約了天津市農業(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）原始指標數(shù)據(jù)本身存在波動性。例如，東部10省市農村每百戶居民擁有的彩色電視機在考察期間存在上下波動的變化趨勢，利用熵權法綜合測算農業(yè)信息資源配置水平會直接吸納原始指標的數(shù)據(jù)信息，繼而導致其出現(xiàn)“W（M）型”的變化特性。2）農業(yè)信息化政策對農業(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關注農業(yè)信息資源基建開發(fā)，加強信息服務平臺建設，提升單一農業(yè)信息資源技術開發(fā)水平[21]，政策導向往往能帶動資金等經(jīng)濟資源的注入。這期間珠三角地區(qū)信息基礎設施的完善提升了農業(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，政策支撐并未推動農業(yè)信息化的轉型發(fā)展，由此導致初期農業(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，農業(yè)信息資源配置水平又會出現(xiàn)下降趨勢，下降后的農業(yè)信息資源配置水平又會得到當?shù)卣畬﹂e置資源的統(tǒng)一調配，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)由于信息技術的普及間接推動了當?shù)卣畬φ咧贫ǖ倪m度調整[8]，加快區(qū)域間農業(yè)信息資源流動，提高信息資源在農業(yè)領域的配置水平；然而過多的資源投入又會導致信息邊際生產(chǎn)效力的下降，從而出現(xiàn)了“W 型”波動特征。2014 年以后，農業(yè)信息化政策逐步從促進單一技術開發(fā)向農業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈信息化的技術綜合集成方向轉變，大力發(fā)展數(shù)字農業(yè)[21]，將農業(yè)信息資源與物聯(lián)網(wǎng)結合提高信息技術的應用水平。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)調中，農業(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一步流通，造成了信息資源利用效率的降低。而后伴隨農業(yè)各產(chǎn)業(yè)環(huán)節(jié)信息管理方法的改善，不同省市逐步實現(xiàn)信息資源橫向與縱向協(xié)調發(fā)展從而再次提高當?shù)剞r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。相對于長三角地區(qū)和環(huán)渤海地區(qū)，珠三角地區(qū)農業(yè)信息資源配置水平繼續(xù)保持2013 年發(fā)展態(tài)勢，但由于農業(yè)信息化政策調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 單位根檢驗與門檻模型檢驗

3.2.1 單位根檢驗 為消除異方差，本文首先對所有非比值變量對數(shù)化處理；其次檢驗各變量之間是否存在多重共線性?；貧w結果顯示，農業(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的LLC 檢驗、不同面板單位根檢驗的ADF 檢驗和協(xié)整檢驗的Kao檢驗標準。利用Eviews 軟件檢驗結果：各變量的LLC 檢驗和ADF 檢驗均在I(0)階段通過了5%顯著性水平檢驗，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 檢驗也證實了在10%的顯著性水平下拒絕原假設，說明不同變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。上述檢驗結果說明原始數(shù)據(jù)可直接用于門檻回歸分析中。

3.2.2 門檻模型檢驗 門檻模型適用的前提條件是面板固定效應模型。一方面，非穩(wěn)健標準誤下的個體固定效應模型的F值為13.17，P值為0.000，表明存在個體效應；而選擇固定效應還是隨機效應的Hausman 檢驗P值為0.000，說明門檻模型更適合采用個體固定效應模型[35-36]。另一方面，在時間固定效應檢驗中，所有關于年份虛擬變量的聯(lián)合顯著檢驗P值均顯著拒絕“無時間假設”的原假設，而且LR 檢驗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)估計采取雙向固定效應模型更為合理。

本文利用STATA 軟件進行檢驗，將農業(yè)信息資源配置水平作為門檻變量，在自舉法（Bootstrap）檢驗下，單門檻通過了10%的顯著性檢驗，而雙門檻并沒有通過顯著性檢驗（表3），說明農業(yè)信息資源配置水平與農產(chǎn)品電商績之間存在一個門檻值。另外，門檻值的估計值為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值與真實值相同的原假設，即農業(yè)信息資源配置水平與農產(chǎn)品電商績效之間存在的門檻真實值為0.572（表4）。

表3 門檻效應顯著性的檢驗結果Table 3 Test results for the significance of the threshold effect

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

3.3 農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效的門檻效應分析

3.3.1 門檻變量對農產(chǎn)品電商績效的影響 2011—2018 年東部地區(qū)農業(yè)信息資源配置水平對農產(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。不同省市農業(yè)信息資源配置水平正向顯著影響農產(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，促進作用較之前減少了49.7%。由此證實了研究假設中的第一種情形。即跨過門檻界限后，農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效存在正向減弱的促進作用。

根據(jù)模型所識別出的門檻真實值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)域已進入農業(yè)信息資源配置水平弱化農產(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，進而交互作用呈現(xiàn)出單門檻的影響關系。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，直觀表明單純提高農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商發(fā)展的促進作用不再顯著有效。因而當?shù)卣畱璺e極探索提高農產(chǎn)品電商發(fā)展水平的新途徑，如打造農產(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業(yè)信息資源配置水平來推動農產(chǎn)品電商的發(fā)展進程。

表5 東部地區(qū)農業(yè)信息資源配置水平對農產(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 單門檻估計與穩(wěn)健性性估計結果Table 6 Single threshold estimation and robustness estimation results

3.3.2 控制變量對農產(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。除政府支農支出外，其他變量對績效的作用強度與作用方向均符合預測結果。各控制變量對績效的影響強度依次為：農村第三產(chǎn)業(yè)結構＞物流設施水平＞農村平均受教育年限＞農村用電量＞政府支農支出。具體解釋如下：1）農村第三產(chǎn)業(yè)結構正向顯著影響農產(chǎn)品電商績效的提高。農村產(chǎn)業(yè)結構升級有利于第一、第二產(chǎn)業(yè)分別與第三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，不僅能夠完善農產(chǎn)品電商平臺的基礎設施，還能與政府、電商企業(yè)和行業(yè)協(xié)會等組織互動交流，實現(xiàn)農產(chǎn)品信息資源的自由流動與實時交換[22]。2）物流設施水平是促進農產(chǎn)品電商發(fā)展的必要條件，這與劉金榮[12]的研究結果一致。3）農村平均受教育水平越高，越能提高其績效水平。對農戶而言，受教育水平越高，個體采納電商的意愿越強[21]；對區(qū)域而言，受教育水平越高，其馬歇爾聚集效應越明顯[31]，越能進一步吸引更多優(yōu)秀的電商人才，從而加速當?shù)剞r產(chǎn)品電商技術知識普及的程度。4）農村用電量作為電商平臺運轉的能源輸入，充足且穩(wěn)定的電能供應是農產(chǎn)品電商發(fā)展的硬件基礎。5）政府支農支出對農產(chǎn)品電商的作用方向與預期結果相反。究其原因，政府支出對農產(chǎn)品電商發(fā)展可能存在兩個方面的影響，一是政府支農支出能夠促進農產(chǎn)品電商基礎設施的建設，如公路等，改善農產(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，從而對農產(chǎn)品電商績效提升產(chǎn)生負向影響。整體而言，控制變量對農產(chǎn)品電商績效的影響與前人研究結果基本一致，證實了本文將其控制的必要性。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

本文參照韓海彬和張莉[17]、鄒秀清等[26]對門檻模型穩(wěn)健性檢驗的方法，將單門檻模型估計結果與面板回歸模型估計結果進行對比。首先根據(jù)Hausman 檢驗以確定采用固定效應模型還是隨機效應模型。結果顯示，其P值為0.000，因此，穩(wěn)健性模型采用固定效應模型檢驗（控制時間與區(qū)域）。參數(shù)估計結果顯示，穩(wěn)健性檢驗中控制變量的符號與單門檻模型中系數(shù)估計的符號一致（表6），證明上述單門檻模型估計結果具有穩(wěn)健性。但與固定效應模型相比，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)農業(yè)信息資源配置水平與農產(chǎn)品電商績效之間的影響關系。另外，固定效應模型中的核心變量（INF）系數(shù)并不顯著。如果采用普通的面板回歸模型，參數(shù)估計結果不僅忽略了兩者之間的真實關系，更無法準確揭示農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效影響的內在機理。

4 結論與政策建議

4.1 結論

數(shù)據(jù)農業(yè)時代，農業(yè)信息資源的重要性日益凸顯，已成為新型農業(yè)經(jīng)營主體開拓農產(chǎn)品藍海市場、獲取商機、降低交易成本、確立網(wǎng)絡競爭優(yōu)勢、搶占農產(chǎn)品流通渠道的戰(zhàn)略高點、賺取超額利潤的無形資產(chǎn)。研究表明，農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效影響并非簡單的線性關系，而是存在“單一門檻”的非線性關系。雖然在考察期間，農業(yè)信息資源配置水平始終正向促進東部地區(qū)農產(chǎn)品電商績效的提升，但跨“門檻值”后，農業(yè)信息資源配置水平對農產(chǎn)品電商績效的促進作用減弱了49.7%。在農產(chǎn)品電商發(fā)展過程中信息技術生產(chǎn)率悖論的存在，大量農業(yè)信息技術資源的投資（包括硬件基礎設施投入與軟件信息內容投入）并沒有帶來預期中農產(chǎn)品電商績效水平的快速增長。信息技術生產(chǎn)率悖論為信息資源在農產(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信息資源開發(fā)逐步向推進農業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈信息化的技術綜合集成方向轉變，僅關注農業(yè)信息資源配置水平的提高可能無法持續(xù)有效地推動農產(chǎn)品電商發(fā)展的績效水平。在維持農業(yè)信息資源合理投入的基礎上，仍能通過優(yōu)化農村第三產(chǎn)業(yè)結構、完善農村物流基礎設施、提高農村勞動力受教育水平、保障電能源穩(wěn)定供應以及適當減少當?shù)卣мr支出，保證農業(yè)基礎資金正常流轉等途徑提升東部地區(qū)農產(chǎn)品電商發(fā)展的績效水平。

4.2 政策建議

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

1）農業(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)農業(yè)信息資源配置存在顯著的時空差異，提高農業(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)實意義。一方面針對農業(yè)信息資源配置水平未跨過門檻界限的區(qū)域，當?shù)卣畱^續(xù)維持或適當增加農業(yè)信息技術基礎設施的投入規(guī)模，例如，增加農村每百人計算機、移動設備的擁有量等。在門檻界限以下，隨著農業(yè)信息資源配置水平的上升，既可以加速農業(yè)信息化與現(xiàn)代化的發(fā)展進程，又可以促進農產(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?shù)卣柁D變單一開發(fā)農業(yè)信息資源的模式，減少農業(yè)信息資源投入增量，注重農產(chǎn)品電商生產(chǎn)、流通等各環(huán)節(jié)中信息資源配置的標準化建設。其中，涉及農產(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，從而保證農業(yè)信息的精確度與及時性。

2）不同省市應根據(jù)自身農業(yè)信息資源配置水平的真實狀況制定適合當?shù)剞r產(chǎn)品電商發(fā)展的指導性策略。當農業(yè)信息資源配置水平低于門檻界限的省市應繼續(xù)采取農產(chǎn)品電商生產(chǎn)信息要素驅動的發(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)化農業(yè)信息資源交換能力，降低信息使用成本。而隨著農業(yè)信息資源配置水平逐步高于門檻值后，當?shù)卣畡t需快速轉變農產(chǎn)品電商發(fā)展策略，由信息要素驅動向農產(chǎn)品電商全產(chǎn)業(yè)鏈技術綜合集成方向轉變。通過延長農產(chǎn)品電商產(chǎn)業(yè)的“價值鏈”，使農業(yè)信息資源在農產(chǎn)品電商生產(chǎn)、加工、包裝、美工、宣傳和營銷等環(huán)節(jié)中實現(xiàn)價值增值，繼而提高農產(chǎn)品電商生產(chǎn)端、流通端與消費端等不同環(huán)節(jié)參與用戶的收入水平及其福利水平。另外，加強不同配置層次的區(qū)域在信息、技術、人才等方面的交流與合作，形成相互依存、優(yōu)勢互補的區(qū)域協(xié)作關系，進而有效提高東部地區(qū)乃至全國農產(chǎn)品電商整體發(fā)展的績效水平。

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