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2024 , Vol. 44 >Issue 12: 53 - 61

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2024.12.006

Impact of Rural E-commerce on Farmers' Income Increase in Counties of the Yangtze River Delta Region：From the Perspectives of Entrepreneurship and Employment

  • CONG Haibin , 1, 2 ,
  • HUANG Ping 2 ,
  • ZOU Deling , 3, ※ ,
  • ZHU Xinzhe 2
Expand
  • 1. Institute of Central and Eastern European Economic and Trade Cooperation，Ningbo University，Ningbo 315211，Zhejiang, China
  • 2. Business School，Ningbo University，Ningbo 315211，Zhejiang, China
  • 3. College of International Economics and Trade，Ningbo University of Finance and Economics，Ningbo 315175，Zhejiang, China

Received date: 2024-04-10

  Revised date: 2024-10-08

  Online published: 2025-01-21

Fold

Abstract

As an important part of the digital economy, rural e-commerce has become a new driving force for rural revitalization. Based on the panel data of 151 counties (cities) in the Yangtze River Delta region from 2009 to 2021, this paper constructs a difference-in-differences model to explore the impact of the demonstration policy of e-commerce in rural areas on farmers' income, and takes the robustness test. The results show that:1) From 2009 to 2021, the rural per capita disposable income shows an overall upward trend in the Yangtze River Delta region at the county level.2) The demonstration policy of e-commerce in rural areas has a significant positive impact on farmers' income, indicating that the implementation of the policy has promoted the increase of farmers' income.3) The demonstration policy of e-commerce in rural areas has a stronger promotion effect in non-provincial capital cities and low-income farmers than that in provincial capital cities and high-income farmers.4) The demonstration policy of e-commerce in rural areas can exert its income-enhancing effects by promoting agricultural entrepreneurship and farmers' employment. Digital financial inclusion and digital infrastructure can amplify income-enhancing effects to some extent.

Key words： e-commerce in rural demonstration county; farmers' income increase; rural e-commerce; Yangtze River Delta region; farmers' employment and entrepreneurship; digital financial inclusion

Cite this article

CONG Haibin , HUANG Ping , ZOU Deling , ZHU Xinzhe . Impact of Rural E-commerce on Farmers' Income Increase in Counties of the Yangtze River Delta Region：From the Perspectives of Entrepreneurship and Employment[J]. Economic geography, 2024 , 44(12) : 53 -61 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2024.12.006

自2022年中央一号文件提出实施“数商兴农”工程以来，电子商务依托数字技术向农村地区下沉，以数字化、网络化推动乡村产业转型升级及新经济业态的出现，并逐步成为数字乡村建设的最大推动力[1]。党的二十大报告指出，要“巩固和完善农村基本经营制度，发展新型农村集体经济”“发展乡村特色产业，拓宽农民增收致富渠道”。近年来，政府高度重视农村电商发展。2014年7月财政部、商务部联合印发《关于开展电子商务进农村综合示范的通知》（财办建〔2014〕41号），设立了第一批电子商务进农村示范县，并在此后8年连续开展试点建设。历年《中国电子商务报告》显示，2013—2022年中国农村网络零售额从0.11万亿元增长到2.17万亿元。其中，长三角地区2022年农村网络零售额占全国农村网络零售额的比例达50.61%，稳居农村电商“领头羊”地位。作为农村电子商务的发源地，长三角地区的一体化战略实施为农村电商提供了资源整合与合作的机会，并带动了农村地区经济增长[2]，那么电子商务进农村示范县的设立对长三角地区农民收入产生了怎样的政策效果?其作用机制如何?科学分析和回答这些问题，对促进农村电商高质量发展具有重要的现实和指导意义。
关于电子商务进农村示范县设立的经济影响，已有研究从农村居民消费[3]、农村居民创业[4]、贫困群体脱贫[5]、农民主观幸福感[6]、县域经济[2]和产业结构[7]等多重视角对电子商务进农村示范县的政策效果进行了探讨。研究结果显示，电子商务进农村示范县的设立能够显著增加农村居民消费支出、促进农村居民创业和贫困群体脱贫、提升农民的主观幸福感，同时也能促进农村劳动力实现本地就业[8]，带动县域产业结构升级，缓解县域经济不平等[9]。但是，也有研究认为，由于试点县域数字基础设施先天弱势和城镇居民增收效应更大等因素，电子商务进农村示范县的设立一定程度上加剧了区域经济发展不平衡的程度[10]。
总结与本文密切相关的文献发现，电子商务对农村居民收入主要有增长和抑制效应两种观点。理论上，电子商务的发展通过降低农民在生产、销售环节的信息摩擦强化了农户与消费者间的联系程度从而产生成本效应[11]，但实际上，电子商务运作模式下运输成本和包装成本向农户个体转移的现实情况极大增加了农民的营销成本[12-13]，而且还存在部分农户缺少信息技术利用能力的情况[14]。同时，有实证研究也表明并未找到电子商务能够促进农村生产者和工人收入增加的充分证据[15]；类似的研究也表明信息技术的应用并不能对全体农民收入产生显著的促进作用，而仅对年轻农民有轻微正向作用[16]。与上述结论截然相反的是，一些实证研究表明农村电子商务能够优化农村要素配置、拓宽农产品销售渠道，从而提高农业生产率和农民收入[17]。随着电子商务进农村的试点范围逐渐扩大，学界对电子商务如何影响农民增收的机制进行了深入探讨。例如，电子商务可通过促进农民返乡就业[18]、增加土地流转[19]、数字金融[20]、创业效应[21]产生正向增收效应。
综上所述，现有研究关注于电子商务进农村政策带来的经济效应，也讨论了电子商务进农村政策对农民收入的潜在赋能效应，这为本文研究奠定了理论基础，但依然存在一些不足：①已有研究多从全国层面或家庭层面对电子商务进农村政策的增收效应展开研究，然而，区域要素禀赋差异与经济发展不均衡导致电子商务对我国农村居民收入的促进作用并不具有普遍性，在总结归纳一般性增收路径的同时，如何把握制度优势实现路径创新引领作用更为关键。②虽然已有文献探讨了农村电商对农民增收效应的作用机制，但对农业创业、农民就业等潜在机制缺乏更为深入的探讨。鉴于此，本文拟选取2009—2021年长三角地区除市辖区之外的151个县（市）作为研究对象，从农业创业、农民就业的角度探索长三角地区电子商务进农村政策对农村居民收入的影响及其作用机制，为助力农村居民收入可持续增长和乡村振兴提供新的经验证据。

1 政策背景与理论分析

1.1 政策背景

为了推动农村数字经济发展，完善农村现代流通体系，商务部2014年开始实施“电子商务进农村综合示范”政策。政策实施中呈现以下几个特点：①示范县的确立具有“先试点再推广”的特征，这为本文使用多时点双重差分模型研究提供了条件。具体来看，2014年首批政策试点包括了8个省的56个县（市、区），2015年支持的示范县省份扩大至25个，并新增200个县（市、区）；2016、2017、2018年分别新增了240、260、260个示范县（市、区），并于2019年新增215个示范县（市、区），同时实现了对全国832个贫困县的全覆盖；2020年试点政策扩大至28个省份共选取225个新增示范县，2021年新增206个示范县。②示范县的资金用途明确。除前两批次示范县分别获得额定2000万元、1850万元专项资金外，后续示范县的绩效评价与资金挂钩效果更加明显。通过政策资金，完善乡村物流体系与电子商务服务网点建设、构建县级电子商务运营服务中心、开展线上线下相结合的特色品牌推广营销、加强农村居民数字技术与电子商务知识培训，实现了示范县政策资金与生产绩效的良性循环。

1.2 理论分析

①电子商务进农村的创业效应。创业活动作为低收入群体实现代际收入流动向上的关键因素，也对农村经济发展产生重要影响[22]。当前造成农民群体收入低的一个重要因素为农村地区潜在工作机会较少，这导致农民依赖于从事农业活动或者外出务工获得收入以维持生计。同时，受限于农民自身的资源禀赋与职业技能，农民群体的创业能力及创业可能性较低。随着电子商务进农村的广泛开展，地方政府通过在农村试点地区建立电子商务服务网点或合作社，并配备电子商务专业服务人员帮助农户利用互联网信息技术接触外部市场[23]，有效降低了传统农产品市场存在的信息不对称问题，避免了传统农产品贸易中因中间商低价收购引起的农民生产过剩、低价抛售问题[13]。电商平台的接入也弥补了传统农户社会网络中信息流通不畅的特征，使各类经营主体能持续获得商业、技术、服务等方面的动态信息[24]。借助于电子商务技术保障下的交易信息无偏差流动及地方政府配套支持中涵盖县、乡、村三级的物流配送体系，农村经营主体可高效获取消费者反馈信息以进行质量改进与品牌声誉累积，最终放大当地农业及相关农产品的“品牌价值”。这将激励农村经营主体借助电商平台开展农业创业活动的积极性并降低由技能不足与信息障碍导致的创业风险。
②电子商务进农村的就业效应。电子商务进农村的推广实践使得小农家庭经营自然形成的“以代际分工为基础的半工半耕”模式发生正向改变，且能够作为稳定器与蓄水池为农业农村现代化提供基础保障[25]。长期以来，以农村剩余劳动力、返乡和下岗农民工为代表的弱势社会群体受限于经济与社会资本的缺失，无法实现稳定就业与再就业。农村电商的兴起通过刺激三产融合促进了相关产业链的延伸，诸如农产品深加工、物流仓储网点搭建、电商供应链和公共服务体系完善提供了多样化的就业岗位并催生出短期轮班与零散工模式，极大地丰富了农民的职业选择与灵活就业方向[19]。进一步地，农村电商发展也带动当地政府以教学培训方式提升农民群体数字素养水平，进而扩大农户就业。通过对农民群体开展智能手机应用、上网技能普及、农村电商平台使用等日常化的入门数字技术培训，以及智慧农业生产、农村电商运营等实用性的数字化生产经营技巧培训弥补低收入务农群体要素禀赋不足和对接市场难的困境，从而加速农村劳动力的技能转型并助力就业增收。农村电商的发展还通过吸引农村青年返乡就业，缓解了农村地区“空心化”现象。青年群体往往具有更强的数字技术接受力与更高的数字素养，其返乡就业有助于促进当地相关产业的发展，甚至加速形成电商导向的产业集聚并产生更大的供给侧规模效应[26]。这有助于充分发挥农村电商的就业效应并带动农民增收。

2 研究设计

2.1 样本与模型设定

为考察电子商务进农村综合示范县的农民增收效应，本文以2009—2021年长三角地区151个县（市）为研究对象，构建多期DID模型如下：
l n D I i t = β 0 + β 1 e c o m m e r c e i t + θ X i t + μ i + λ t + ε i t
式中：lnDIit表示i县t年农村居民人均可支配收入的对数值；ecommerceit为政策虚拟变量，表示该县是否为电子商务进农村示范县；Xit为一系列控制变量；μi、λt、εit分别表示县域固定效应、时间固定效应和随机扰动项。

2.2 变量选取

本文的被解释变量为农民增收（lnDI），采用农村居民人均可支配收入的对数值衡量。
本文核心解释变量为电子商务进农村综合示范县设立政策的虚拟变量（ecommerce），某县被列为电子商务进农村综合示范县的当年和以后各年取值为1，否则为0。
为减少因遗漏变量导致的内生性问题，借鉴相关研究[11,27]，本文选取以下控制变量：县域经济发展水平（gdp），采用GDP取对数表示；产业结构（cyjg），采用第二产业增加值占GDP比重表示；政府规模（gov），采用地方财政一般预算支出占GDP比重表示；金融发展水平（fin），采用年末金融机构各项贷款余额占GDP比重表示；储蓄水平（save），采用城乡居民储蓄存款余额占GDP比重表示；人力资本水平（edu），采用在校学生数量占总人口比重表示；社会福利水平（welfare），采用各种社会福利收养性单位数的对数值表示。
进一步地，参考已有研究[27]，选取县域创业、农业创业、县域就业、农户就业为机制变量。具体地，采用县域新注册企业数衡量县域创业；采用县域新注册企业中农林牧渔行业数量所占比重表示农业创业；采用乡村从业人数表示县域就业；采用农林牧渔从业人数表示农户就业。

2.3 数据来源

电子商务进农村综合示范县名单来源于国家商务部网站；农村居民人均可支配收入和控制变量等县域层面指标数据来源于历年的《中国县域统计年鉴》《中国县域经济年鉴》和各地级市统计年鉴；农民创业数据来源于天眼查、启信宝等数据库，并将其整合到县域层面。

3 结果与分析

3.1 农民收入水平时空演变特征

3.1.1 农民收入水平时间演变特征

2009—2021年长三角农村居民人均可支配收入变动趋势如图1所示。从中看出：①整体上，长三角地区农村居民人均可支配收入呈上升趋势，这一趋势反映了中国在乡村振兴战略框架下所采取的诸如农村土地改革、农村电商等一系列政策从根本上改善了农民的生活水平与经济状况。值得注意的是，2020年农村居民人均可支配收入增长缓慢，这是由于2019年底新冠肺炎疫情的全球大流行，以及2020年全年防疫管控措施的实施不可避免地对劳动力流动、农产品销售等经济活动构成了暂时性障碍，从而影响了农民的收入增长。②区域层面，浙江省农村居民人均可支配收入水平显著高于江苏省和安徽省。其主要原因是，一方面归功于浙江省农村集体经济发展模式的创新与成功；另一方面作为共同富裕示范区的先行者，浙江省政策制定尤为注重农村经济的全面发展，强调通过一系列精准施策促进农业现代化与农民增收，这充分体现了示范区在探索收入分配改革与乡村振兴路径中的引领作用。
图1 2009—2021年长三角地区农民收入变化趋势

Fig.1 Change trend of farmers' income in the Yangtze River Delta region from 2009 to 2021

3.1.2 农民收入水平空间演变特征

为了探究长三角地区县域农民收入水平的空间分布特征和集聚情况，本文选取2009、2015和2021年3个代表性年份的农民人均可支配收入进行可视化处理（图2）。总体上看，2009—2021年长三角县域农村人均可支配收入呈持续上升趋势。分时段看，2009年，区域内大部分的农村居民人均可支配收入水平低于1万元，且呈现由长江入海口向内递减的扇形分布格局。2015年，尽管安徽省仍有少数县域的农村居民人均可支配收入在1万元以下，但绝大多数县域已突破1万元大关；而高收入聚集区（人均可支配收入2~3万元）则主要集中于江苏省南部（包括张家港、昆山、常熟等）和浙江省北部、东部地区（包括桐庐、诸暨、慈溪、温岭、玉环、岱山等），形成了一种沿长江口向内陆递减的空间模式。到2021年，浙江和江苏省的农村居民人均可支配收入水平明显高于安徽省，这种差异与省份的宏观经济表现相吻合。尤其苏南地区（张家港、昆山、常熟、江阴）与浙东、浙北地区（慈溪、玉环、德清、诸暨）的农村居民人均可支配收入显著高于其他县域，区域内部的收入极化现象加剧。安徽省除合肥周边县域外，大多数县域的农民收入仍保持在2万元以下的较低水平，进一步凸显了区域发展不平衡的问题。
图2 长三角地区县域农民人均可支配收入空间分布演变

Fig.2 Spatial distribution of farmers' per capita disposable income in counties of the Yangtze River Delta region in 2009，2015 and 2021

3.1.3 农村居民人均可支配收入的动态演进

为了揭示长三角地区农村居民人均可支配收入分布动态演变特征，本文绘制了2009—2021年长三角地区农村居民人均可支配收入的核密度曲线（图3）。由主峰分布的位置来看，2009—2021年主峰位置总体向右移动，说明长三角地区各县（市）农村居民人均可支配收入在考察期间实现了持续性的正向增长。由主峰的形态来看，主峰高度逐渐上升，且形态由尖峰形逐渐向宽峰形转变，这意味着区域内农民收入的差距逐渐扩大。由曲线波峰的数量来看，2013年后曲线波峰数量增加且存在明显的左拖尾现象，说明长三角区域内农民收入呈现出一定的极化趋势，即区域内部分县（市）的农民收入水平低于区域内其他县（市），区域一体化水平有待进一步提升。
图3 长三角地区农村居民人均可支配收入的核密度估计

Fig.3 Kernel density estimation of farmers' per capita disposable income in counties of the Yangtze River Delta region

3.2 电子商务进农村示范县政策对农民收入水平的影响效应

3.2.1 基准回归结果

表1报告了基准回归结果。由列（1）的回归结果可知，电子商务进农村示范县将显著促进农民增收，进一步考虑消除内生性与偶然性因素的影响，本文在列（3）中对解释变量进行滞后一期处理，回归结果仍显著为正，这与本文的核心命题相符合。继而考虑加入相应控制变量，列（2）结果显示核心解释变量的系数均在1%的水平下显著为正。为了使模型结果更具说服力，在基准回归中同时对比了有无控制变量（列1和列2），也考虑农村电商带来的增收效应有无滞后的情况（列3和列4），上述对比结果与主要结论都保持一致，证明了电子商务进农村示范县的建设对农民增收有显著的促进作用。
表1 基准回归结果

Tab.1 Results of baseline regression

（1） lnDI （2） lnDI （3） lnDI （4） lnDI
ecommerce 0.0208*** 0.0131**
（0.0059） （0.0059）
L.ecommerce 0.0215*** 0.0154**
（0.0063） （0.0063）
控制变量 Yes Yes Yes Yes
cons 8.8036*** 6.4387*** 8.9447*** 6.7071***
（0.0055） （0.2918） （0.0054） （0.3159）
Year FE Yes Yes Yes Yes
County FE Yes Yes Yes Yes
r2_adj 0.9718 0.9736 0.9657 0.9676
Obs 1963 1963 1812 1812

注：括号内数值为聚类稳健标准误，基于针对县域层面的聚类获得；*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平下显著。表2~表6同。

3.2.2 稳健性检验

3.2.2.1 平行趋势检验

渐进双重差分模型的关键前提在于平行趋势假设，即在政策实施前试点县与非试点县间农民增收效应的变化趋势应当是平行的。本文构建以下模型进行平行趋势检验：
l n D I i t = β 0 + ∑ - 3 4 β t D i t + θ X i t + μ i + λ t + ε i t
式中：Dit为一组虚拟变量，若县域i在t年入选“电子商务进农村”试点则取值为1，否则为0；其余变量定义与式（1）相同。借鉴王奇等的方法[2]，本文在式（2）省略的基准组为电子商务示范县政策实施3年前（k<-3）的组。在该式中主要关注系数βt，其反映了“电子商务进农村”政策实施的前3年至前1年间与实施1年及之后对农民的增收效应。结果表明，“电子商务进农村”政策实施前各期的估计系数均不显著且系数变动平缓，这说明试点县与非试点县农民增收效应在政策实施前并无明显差异，而在政策实施第1年及之后，处理组的农民增收效应显著高于对照组，研究样本通过了平行趋势检验。

3.2.2.2 安慰剂检验

为避免回归结果受不可观测的遗漏变量影响，借鉴Li的做法[28]，本文通过随机生成“电子商务进农村”试点县域替换处理组样本进行安慰剂检验（限于篇幅，结果留存备索）。具体而言，本文在样本区间内随机抽取112个县（市）以作为虚假的处理组，其余城市作为虚假的对照组，由此得到安慰剂检验的虚拟变量Treatpostit并进行回归。本文重复上述过程进行500次自抽样并绘制估计系数的核密度分布与p值分布图。其中回归系数在零点附近近似服从正态分布且绝大部分p值都大于0.1，同时基准回归系数（0.0131）明显偏离估计系数集中的区间，因此可以排除不可观测因素对估计结果的干扰。

3.2.2.3 其他稳健性检验

本文在表2中从样本调整、变量替换、排除其他政策干扰等多个维度展开具体分析，以确保回归结果的稳健性。首先，本文考虑以下方法进行相应稳健性检验：①缩尾处理。考虑极端值对回归结果的干扰，本文根据变量lnDI对样本进行1%的缩尾处理。②缩短样本区间。考虑到样本时间跨度较长以及政策可能存在滞后性，借鉴戴宏伟等的做法[29]，截取2012—2020年样本进行重新估计。③增加控制变量与交互固定效应。考虑到不可观测的时变因素以及遗漏变量问题造成的潜在估计偏误，本文增加相应控制变量，包括是否开通高铁（railway）、外商投资（fdi）及开放程度（open）；同时借鉴王奇等的研究[2]加入城市—年份固定效应（表2列4）排除时变因素的潜在影响。④替换核心被解释变量。参考熊春林等的研究[30]，本文使用城镇居民收入水平进行反向验证，若“电子商务进农村”政策对城镇居民收入水平不具有显著促进或阻碍作用则估计结果具备稳健性。⑤替换解释变量。本文使用更能体现不同示范县电商发展差异程度的县域内淘宝村个数（Taobao）作为农村电商的衡量指标进行稳健性检验。
表2 异质性分析

Tab.2 Heterogeneity analysis

（1） （2） （3） （4）
省会城市 非省会城市 高收入 低收入
ecommerce 0.0531 0.0155*** -0.0082 0.0179**
（0.0371） （0.0057） （0.0066） （0.0071）
控制变量 Yes Yes Yes Yes
cons 4.7284*** 6.2187*** 7.8909*** 6.4741***
（1.7376） （0.3052） （0.3355） （0.4032）
Year FE Yes Yes Yes Yes
County FE Yes Yes Yes Yes
r2_adj 0.9793 0.9761 0.9863 0.9785
Obs 104 1859 988 975
进一步考虑样本区间内其他政策干扰及样本选择偏误带来的潜在内生性问题。①排除其他政策干扰。在样本区间内，国家同时实施了如国家级电子商务示范城市（city）和信息进村入户试点（inf）等可能会影响农民收入的政策。为排除其他试点政策的潜在干扰，本文在基准回归中对相应政策的虚拟变量进行分别控制或同时控制，结果显示农村电商仍然存在显著增收效应，这表明本文的回归结果是稳健的。②工具变量估计。借鉴张勋的做法[31]，本文选取各城市到杭州的球面距离与年份交互项、除本地区外区域平均数字基建水平做工具变量进行两阶段最小二乘估计。从相关性来看，杭州是我国电子商务的发源城市，可以预期在地理上距离杭州越近电子商务发展程度越好，而除本地外区域数字基建水平将对区域电子商务发展产生溢出效应；从外生性看，前者为地理特征变量，后者与本地区农民收入无直接联系，显然关联度较弱。以上内生性检验的回归结果显著为正，这也证实了前文结论的稳健性。

3.2.3 异质性检验

首先，本文就不同行政区等级下的城市经济发展水平与潜在要素禀赋差异进行异质性分析。表2回归结果显示，非省会城市的增收效应显著为正（列2），而省会城市的增收效应系数为正但不显著（列1）。这表明“电子商务进农村”政策更多促进了非省会城市农民增收。导致该现象的原因可能是：省会城市更优秀的信息通信技术与营商环境是破除区域信息壁垒、影响“软信息”交流的关键一环，这致使当地农民群体存在更多样化的增收路径选择；而在大多数非省会城市中，农民群体获取收入更多依赖于产地收购—异地批发—各地零售的传统农产品收购模式。农村电商通过信息化、数字化打破了潜在信息壁垒，有效拓展了农产品销售渠道，并依托与制造业的深度融合，培育发展农村新产业新业态[32]，从而使农民更易从电子商务活动中获益。
进一步的，本文从农民收入的群体差异视角展开异质性研究。将历年区域农民收入水平（lnDI）按中位数划分为高收入群体与低收入群体并进行分样本回归（列3、列4）。分组对比发现，“电子商务进农村”政策对于相对低收入农民群体存在更强的增收效应，而对于相对高收入的农民群体则无显著促进作用。其可能的原因在于：电子商务具有低进入门槛和低创业成本的特点，这一优势为农村中低收入群体提供了良好的就业及创业契机[33]。低收入农民通过对知识和信息要素识别分析可有效提升生产效率并促进互联网消费，最终有助于提升电子商务创造的福利水平并实现农民增收[34]。

3.3 电子商务进农村示范县政策对农民收入水平的影响路径检验

考虑到农民收入水平与县域创业活动及农户就业情况密切相关[26]，本文进一步引入农业创业（lnagrino）与农户就业（lnagrlabor）与“电子商务进农村”试点政策的交互项进行细分机制检验，以考察政策增收效应的潜在机制路径。
首先，本文分别利用县域全体创业活动（lnino）与县域农业创业活动（lnagrino）构造交互项进行回归，由表3列（1）和列（2）的回归结果可知，农村电商更多通过刺激农业直接相关产业而非间接关联的第二、三产业的创业活动实现农民增收。同时，也反映出当前我国农业发展存在的一个问题，即农业生产经营的资本有机构成不高[35]，三产融合不畅造成农产品产业链短、附加值低的现实问题仍然困扰农民收入水平提升。上述回归分析仅检验出区域内农业创业的潜在机制渠道，并未深入分析农村电商对区域间动态创业的变化。考虑到政策性金融支持是促进农业、工业和服务业现代化发展及三产深度融合的必要条件，本文进一步从数字普惠金融的细分维度即数字普惠金融覆盖广度（Breadth）与使用深度（Depth）两方面分析其对区域间农业创业的潜在影响。具体而言，本文依据所在县（市）数字普惠金融发展水平将样本分为高低组进行分样本回归，表3列（3）~（6）显示：数字普惠金融覆盖广度的提升将放大区域农村电商的创业效应，而数字普惠金融使用深度较低地区在创业效应方面表现相对更好。导致以上现象的潜在原因在于：一方面，数字普惠金融服务在农村地区的有效覆盖可为农村创业者提供便利的基础性金融服务，降低因地域偏远造成的金融排斥，这将放大农村电商的增收效应；另一方面，数字鸿沟往往使金融服务质量因创业主体的数字技能不足而下降。在农业创业中，创业主体较低的金融素养导致其在资金配置效率与业务关系持续性上存在较大不确定性，这弱化了优质金融服务对农村电商的促进效果，进而导致农民增收效应相对较低。
表3 农村电商的创业效应

Tab.3 Entrepreneurial effect of rural e-commerce

（1） （2） （3） （4） （5） （6）
全样本 Breadth-高 Breadth-低 Depth-高 Depth-低
lnDI lnDI lnDI lnDI lnDI lnDI
ecommerce 0.0531（0.0371） 0.0155***（0.0057） -0.0187***（0.0067） -0.0038（0.0042） -0.0122*（0.0072） 0.0004（0.0050）
lnino 0.0142**（0.0533）
lnino_ecommerc -0.0279***（0.0058）
lnagrino 0.0949（0.0592） -0.0468（0.0471） -0.0924*（0.0499） -0.0556（0.0514） -0.0582（0.0434）
lnagrino_ecommerce 0.3122***（0.0834） 0.1975***（0.0523） 0.0925（0.0886） 0.1226**（0.0604） 0.1306**（0.0517）
控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes
cons 4.7284***（1.7376） 6.2187***（0.3052） 8.5533***（0.3250） 8.5352***（0.2208） 8.9257***（0.3006） 8.5600***（0.3243）
Year FE Yes Yes Yes Yes Yes Yes
County FE Yes Yes Yes Yes Yes Yes
r2_adj 0.9793 0.9761 0.9830 0.9907 0.9799 0.9799
Obs 1963 1963 601 607 603 605
进一步的，本文利用县域全体就业（lnlabor）与县域农户就业（lnagrlabor）分别构造相应交互项进行回归分析。结果表明，农村电商通过对农林牧渔相关行业产生积极的就业效应促进农民收入提高，但就业效应并未惠及相关二、三产业，也无法产生较好的政策增收效果。这反映出我国农业发展存在的另一个问题，即农村地区人力资本投资不足与投资机制缺陷并存[36]。可预见的，农村电商有效降低了农户创业就业对学历教育的依赖性并弥合人力资本不足，但碍于城乡基础设施长期不均衡，农村地区数字基础设施在政策支持、资金投入、技术指导、后期维护等方面的相对落后造成其推广存在一定难度。本文进一步从区域数字基础设施完善程度分析其在农村电商就业效应的潜在效用。具体而言，本文依据所在地数字基础设施完善程度（ICT）将样本分为高低组进行分样本回归，表4列（3）~（6）显示：数字基础设施的完善对农村电商的总体就业效应并无明显的促进作用，而在数字基础设施完备性较低地区，农村电商对农户就业效应的表现相对更好并有助于实现增收。对以上结果的合理解释为：一方面，加大数字基础设施投入可通过农业数字技术应用推广、在线教育平台和远程培训资源、形成合作社等方式在短期内改善信息不对称与资源获取限制，并促进农户就业；另一方面，三产融合不畅将放大农村人力资本投资机制缺陷，人力资本与发展转型模式的不适配导致农村电商的就业效应仅仅集中于第一产业就业而无法带动区域高质量就业与优质人力资本培育，虽然数字基础设施可有效缓解劳动力市场信息摩擦，以数字技术加速高端生产制造应用普及，但在现阶段仍未形成较好的就业促进效果。
表4 农村电商的就业效应

Tab.4 Employment effect of rural e-commerce

（1） （2） （3） （4） （5） （6）
全样本 ICT-高 ICT-低 ICT-高 ICT-低
lnDI lnDI lnDI lnDI lnDI lnDI
ecommerce -0.0017（0.1017） -0.2509***（0.0766） 0.0393（0.1306） -0.0010（0.1869） -0.1596（0.1027） -0.4775***（0.1275）
lnlabor -0.1521***（0.0298） -0.2154***（0.0459） -0.0910**（0.0403）
lnlabor_ecommerce 0.0011（0.0079） -0.0029（0.0103） 0.0017（0.0144）
lnagrlabor 0.0223（0.0208） 0.0639**（0.0307） -0.0143（0.0304）
lnagrlabor_ecommerce 0.0224***（0.0065） 0.0140（0.0088） 0.0423***（0.0108）
控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes
cons 8.3528***（0.4744） 6.4074***（0.3678） 8.1289***（0.7072） 8.7859***（0.6968） 4.9035***（0.5063） 8.4203***（0.5949）
Year FE Yes Yes Yes Yes Yes Yes
County FE Yes Yes Yes Yes Yes Yes
r2_adj 0.9739 0.9738 0.9746 0.9714 0.9743 0.9718
Obs 1963 1963 1125 838 1125 838

4 结论与建议

4.1 主要结论

促进农民增收是我国乡村振兴战略的中心任务，也是实现共同富裕的关键所在。本文以电子商务进农村综合示范政策的实施为准自然实验，通过构建双重差分模型探究了2009—2021年长三角地区151个县（市）农村电商发展对农民收入的影响。主要结论如下：①研究期间长三角地区县域农村人均可支配收入总体呈上升趋势但区域分异显著，各县（市）呈现由长江入海口向内扇形递减的态势。②农村电商是数字技术在农村地区的普及与运用，是数字经济赋能乡村振兴的关键力量。电子商务进农村综合示范政策导向下的农村电商扩张极大地提升了农户收入增长的潜力，实证研究验证了示范政策显著提高了农民增收效应，且经过一系列稳健性检验后该结果依然成立。③电子商务进农村综合示范政策的农民增收效应表现出一定的异质性，相较于省会城市，非省会城市农村电商发展加速了地区基础设施建设与市场接入进而促进农民增收；此外，低收入农民群体可凭借农村电商实现信息有效获取，通过提升议价能力并优化生产经营决策实现农民增收。④进一步的机制分析表明，农业创业、农民就业是电子商务进农村示范政策促进农民增收的主要渠道。在考虑政策性金融支持差异性与区域数字基础设施不均衡的现实问题后发现，数字普惠金融覆盖广度提升将放大创业效应，而使用深度较低地区在创业效应方面表现相对更好；数字基础设施完善将放大就业效应但集中于第一产业，无法带动区域高质量就业与人力资本深化。

4.2 对策建议

根据研究结论，本文提出以下对策建议：①深化实施电子商务进农村示范政策，为农村电商发展创造良好的制度环境。政府应当大力深化电子商务进农村综合示范县建设，积极推动政策向示范县以外拓展，加快农村电商发展的必要基础设施建设和公共服务体系构建，深化农村流通体制改革，以农村电商为依托，强化数字技术与乡村振兴战略有机结合，借助信息技术强大的辐射和渗透功能，进一步推动农民收入增加，稳步推进乡村全面振兴。②完善农业创业与农民就业的配套政策支持，促进农村电商高质量发展。研究结果表明，农业创业和农民就业在电子商务进农村示范政策促进农民增收中发挥着重要的作用。然而，仅靠农村电商提供创业和就业机会难以实现农民增收的最优化，必要的配套政策支持需尽快完善。首先，要通过保障农村金融服务的有效覆盖，深化农村金融体制改革以创新农村电商融资体制机制；其次，要完善农村地区数字基础设施建设，以数字赋能加大农村电商创业带头人培育力度，鼓励城市电商向农村拓展和具有电商经营经验的农民工返乡创业，通过入户培训强化农民职业教育和生产技能，帮助农民群体获取从事电商及其相关产业的知识和技能，提升农民的农业及非农就业能力，促使电商红利惠及全体农民。③加速推进农村地区三产融合实践，实现农民增收的产业有机协同。研究表明，受限于农业生产经营的资本有机构成不高，农村电商的增收效应仍集中于农业而非与农业相关的二、三产业，因此需以农村现有资源和产业优势为基础，重点发展与农村居民技能和知识匹配度更高的农产品加工、工业品加工、工艺品制造等第二产业，发挥产业结构和就业结构的互补效应。通过延伸产业链促进农产品加工业、物流业、电商服务业、休闲农业与数字农业的发展，以三产融合有机实践拓展“第二、三就业空间”，形成以产业升级促进就业、带动创业的良性机制，落实传统农业创业与非农创业的有效保障，构建流动就业和本地就业的多元化选择，以拓宽农民增加工资性收入、经营净收入和财产净收入的渠道实现农民增收。

References

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[1]
王恒, 方兰. 中国农业数字化与绿色化时空耦合协调关系及驱动力分析[J]. 长江流域资源与环境, 2023, 32(4):868-882.

[2]
王奇, 牛耕, 赵国昌. 电子商务发展与乡村振兴:中国经验[J]. 世界经济, 2021, 44(12):55-75.

[3]
刘根荣. 电子商务对农村居民消费影响机理分析[J]. 中国流通经济, 2017, 31(5):96-104.

[4]
王金杰, 牟韶红, 盛玉雪. 电子商务有益于农村居民创业吗?——基于社会资本的视角[J]. 经济与管理研究, 2019, 40(2):95-110.

[5]
易法敏, 孙煜程, 蔡轶. 政府促进农村电商发展的政策效应评估——来自“电子商务进农村综合示范”的经验研究[J]. 南开经济研究, 2021(3):177-192.

[6]
吴本健, 李哲, 巩蓉蓉, 等. 农村电子商务发展能否提升农民主观幸福感?[J]. 中国农业大学学报(社会科学版), 2023, 40(2):129-146.

[7]
陈建垒, 王纯. 电子商务发展与农村非农就业增长——基于CFPS数据的分析[J]. 山西财经大学学报, 2023, 45(12):57-71.

[8]
张琛, 马彪, 彭超. 农村电子商务发展会促进农村劳动力本地就业吗[J]. 中国农村经济, 2023(4):90-107.

[9]
杨仁发, 陈存. 电子商务发展有助于缓解县域经济不平等吗?——来自电子商务进农村综合示范县政策的准自然实验[J]. 世界农业, 2023(7):86-97.

[10]
卢盛峰, 洪靖婷. 乡村电子商务建设与区域协调发展——来自中国电子商务进农村试点的证据[J]. 经济评论, 2023(5):71-88.

[11]
唐跃桓, 杨其静, 李秋芸, 等. 电子商务发展与农民增收——基于电子商务进农村综合示范政策的考察[J]. 中国农村经济, 2020(6):75-94.

[12]
Liu M, Min S, Ma W, et al. The adoption and impact of e-commerce in rural China:Application of an endogenous switching regression model[J]. Journal of Rural Studies, 2021, 83(1):106-116.

[13]
汪阳洁, 黄浩通, 强宏杰, 等. 交易成本、销售渠道选择与农产品电子商务发展[J]. 经济研究, 2022, 57(8):116-136.

[14]
Bowen R, Morris W. The digital divide:Implications for agribusiness and entrepre-neurship.Lessons from Wales[J]. Journal of Rural Studies, 2019(72):75-84.

[15]
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.

[16]
Marcel F, Bart M. Impact of SMS-Based agricultural information on Indian farmers[J]. World Bank Economic Review, 2012, 26(3):383-414.

[17]
潘泽江, 石紫明. 数字乡村建设赋能农村共同富裕——电子商务进农村综合示范县的创建效应[J]. 中南民族大学学报(人文社会科学版), 2023, 43(9):127-136,186-187.

[18]
李宏兵, 王爽, 赵春明. 农村电子商务发展的收入分配效应研究——来自“淘宝村”的经验证据[J]. 经济经纬, 2021, 38(1):37-47.

[19]
秦芳, 王剑程, 胥芹. 数字经济如何促进农户增收?——来自农村电商发展的证据[J]. 经济学(季刊), 2022, 22(2):591-612.

[20]
Yi F, Yao L, Sun Y, et al. E-commerce participation,digital finance and farmers' income[J]. China Agricultural Economic Review, 2023, 15(4):833-852.

[21]
邱子迅, 周亚虹. 电子商务对农村家庭增收作用的机制分析——基于需求与供给有效对接的微观检验[J]. 中国农村经济, 2021(4):36-52.

[22]
方福前, 田鸽, 张勋. 数字基础设施与代际收入向上流动性——基于“宽带中国”战略的准自然实验[J]. 经济研究, 2023, 58(5):79-97.

[23]
涂勤, 曹增栋. 电子商务进农村能促进农户创业吗?——基于电子商务进农村综合示范政策的准自然实验[J]. 中国农村观察, 2022(6):163-180.

[24]
Glavas C, Mathews S. How international entrepreneurship characteristics influence Internet capabilities for the international business processes of the firm[J]. International Business Review, 2014, 23(1):228-245.

[25]
陈航英. 中国农业社会学发展的现状、困境和进路[J]. 中国农业大学学报(社会科学版), 2023, 40(6):137-152.

[26]
Zhang Y, Long H, Ma L, et al. Analysis of rural economic restructuring driven by e-commerce based on the space of flows:The case of Xiaying village in central China[J]. Journal of Rural Studies, 2022(93):196-209.

[27]
林嵩, 谷承应, 斯晓夫, 等. 县域创业活动、农民增收与共同富裕——基于中国县级数据的实证研究[J]. 经济研究, 2023, 58(3):40-58.

[28]
Li P, Lu Y, Wang J. Does flattening government improve economic performance?Evidence from China[J]. Journal of Development Economics, 2016(123):18-37.

[29]
戴宏伟, 杨宏昌. 中国城市群空间结构对科技创新的影响[J]. 经济地理, 2023, 43(12):36-47.

DOI

[30]
熊春林, 刘俏, 龚林青. 农业农村信息化政策是否真正促进了农民增收?——基于多期DID的实证检验[J]. 湖南农业大学学报(社会科学版), 2021, 22(4):52-58.

[31]
张勋, 杨桐, 汪晨, 等. 数字金融发展与居民消费增长:理论与中国实践[J]. 管理世界, 2020, 36(11):48-63.

[32]
郭艺, 曾刚, 杨阳, 等. 电商示范县空间分布特征及其对创业活力的影响[J]. 地理研究, 2024, 43(1):105-120.

DOI

[33]
刘渝琳, 李晓梅. 数字经济带来低效内卷还是公平竞争:对同龄群体收入收敛趋势的观察[J]. 南方经济, 2023(11):38-61.

DOI

[34]
张钟文, 肖磊, 黄震. 互联网消费价值测度研究——基于居民时间利用的视角[J]. 统计研究, 2023, 40(7):134-147.

[35]
罗玉辉. 新时代扎实推进农民农村共同富裕的逻辑建构[J]. 当代经济研究, 2024(1):101-111.

[36]
李建奇, 丁述磊. 人力资本、 技术进步与农村青年高质量充分就业[J]. 当代财经, 2024(6):17-29.

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