電商發展的農村減貧效應
——基于空間面板模型的實證分析

葉 娟，顧一鳴

(安徽三聯學院 經濟管理學院，安徽 合肥 230601)

一、引言

貧困問題一直是各國在發展過程中面臨的世界性難題，我國作為世界上最大的發展中國家，對于這一問題的處理與解決更具有迫切性。從1978年改革開放開始，我國投入了大量的人力物力對于貧困問題進行了調查研究，并提出了相應的解決辦法，調動全社會的力量投入脫貧工作，在此期間取得了顯著成就。但是，在脫貧工作推進的后期，遺留下的主要是最難以解決的部分，這部分貧困人口主要集中在自然環境脆弱、生存條件艱苦、基礎設施建設落后的地區，他們的脫貧工作依靠“輸血式”的方法是難以解決的，需要根據實際情況，制定特色脫貧方案，做到精準扶貧。

隨著互聯網技術的不斷發展與完善，互聯網普及率也越來越高。截至2020年6月，我國互聯網普及率達到了67%，其中，農村地區互聯網普及率達到了52.3%，并且全國貧困村通光纖的比例達到了98%。調查數據顯示，2019年農村網絡零售額高達17000億元，有力支持了鄉村振興和脫貧工作，因此通過電商途徑解決農村貧困問題是有依據的。

隨著我國網絡基礎設施的不斷完善，電商的發展勢頭良好，在國內形成了各種模式，如：沙集模式、義烏模式、遂昌模式、趕街模式、青川模式等。一些學者對此進行了研究，認為電商的發展對于農村居民貧困狀況的改善會產生作用。《“十三五”脫貧攻堅規劃》中提出，要將電子商務作為精準扶貧的重要載體，將電子商務納入扶貧體系，通過發展電子商務來提高貧困戶的創業增收能力[1]。

隨著農村電商的發展和“互聯網+”戰略的提出，電商扶貧成為精準扶貧的重要模式，“互聯網+農業”的發展模式有利于農業產業升級，可以建立現代農業產業鏈，完善農產品安全政策，為扶貧發展提供新機制，使得扶貧更加信息化、精準化和高效化，覆蓋更多的貧困人口，改善教育、交通等問題，從多維度幫助農戶改善貧困現狀，實現多維減貧[2]；可以擴大農村創業與就業機會，通過培育電商生態發展，使得產業本地化，帶動創業就業，促進本地服務業良性循環[3]；可以轉變農民的思路，利用互聯網思維來發展農業，時刻緊跟市場的需求，農村電商將農產品與市場銷售有機地聯系起來，使得農業生產形成一個完整的產業鏈，生產者可以通過延長生產鏈、擴大生產規模等途徑實現增富脫貧[4]。

對于地方經濟而言，電商的發展與普及會給農村提供新的發展思路，政府可以通過大力發展農村電商，引進大型企業，培育發展趨勢強的企業，促進地方經濟發展，并且可以為農民提供創收平臺，為農產品提供對接市場的渠道，有效解決“三農”問題。因此，農村電商的發展可以解決農村中的一些問題，如信息鴻溝、產品流通不暢、農村剩余勞動力就業、農業技術支持和輔導等。

綜合上述文獻的分析，電商的發展能對農村減貧產生一定的積極作用。關于電商發展對于農村減貧效應的實證研究，需要從區域層面進行，各省份之間的電商發展情況差異明顯，《中國電子商務發展指數報告》將各省份劃分為：先導省份、中堅省份、潛力省份；并且各省份的農村居民的生活狀況也存在差異，因此電商發展對于農村減貧存在一定的空間效應，不同的地區電商發展的減貧作用存在差別。本文將從實證的角度出發，構建空間計量模型，通過數據分析電商發展指數對農村居民貧困水平的影響。

二、模型設定與變量選擇

(一)模型設定

本文主要研究的是農村電商發展的減貧效應，考慮到空間因素，建立空間計量模型，一般形式如下：

(1)

(二)變量選取與數據來源

本文選取的是2014—2019年全國的省份作為研究對象，由于相關數據缺失，因此剔除4個直轄市、臺灣省、西藏自治區以及2個特別行政區，所以本文將剩余的26個省份作為研究對象。具體變量選取及數據來源如表1所示。

表1 變量選取與數據來源

被解釋變量是農村居民的貧困水平(POV)。本文通過選用農村居民家庭的恩格爾系數進行衡量。因為在國際上恩格爾系數被公認為判定生活水平高低與貧富的重要標準，作為衡量農村居民的貧困水平十分合適。

解釋變量是電子商務發展指數(ECDI)。本文選用的電子商務發展指數來源于《中國電子商務發展指數報告》，該指數涉及電子商務發展的各個維度，包含電子商務的規模指數、成長指數、滲透指數以及支撐指數，對于電子商務的發展是一個很好的衡量。

控制變量包括：農戶投資規模(SF)、農村產業結構(IS)、財政支農狀況(CZZN)、農村居民消費價格指數(CPI)、基尼系數(NI)以及經濟發展水平(PGDP)。本文選擇人均GDP 來衡量經濟發展對于農村居民貧困狀況的影響，因為人均GDP動態地考慮了人口的變化，能夠更加貼切地反映人民收入的實際變化[5]。

在進行實證分析時，為了克服數據可能存在的異方差問題，在計量過程中對所選取的數據進行對數處理，如農戶的投資規模、經濟發展水平都做了取對數處理。變量的描述性統計結果如表2所示。

根據表2的描述性統計結果可以看出，我國各省份農村居民的恩格爾系數的均值為32.601，說明農村居民的生活水平得到了提高，將更少的錢用在了食品支出上。恩格爾系數的最大值為49.5，最小值為25.3，說明我國的農村居民的貧困差距比較大。根據恩格爾系數的數據進行梳理，發現從2014年至2019年的趨勢是逐年下降，說明我國農村居民用于食品的支出不斷減少；電子商務發展指數的最大值為71.26，最小值為7.2，說明各省份之間的電子商務發展指數的差異較大，因為各省份電子商務的發展規模、發展前景、對經濟發展的影響以及支持電子商務發展的環境因素都存在顯著的差別。

表2 變量的描述性統計

三、電商發展的農村減貧效應空間計量分析

進行空間計量分析之前，對貧困水平(POV)進行空間相關性檢驗，以判斷是否具有空間相關性。

(一)空間自相關分析

對于判斷我國各省份的貧困水平是否存在空間自相關，可以利用Moran’I指數進行測量。Moran’I指數處于(0，1]時，說明存在空間正相關；當取值在[-1，0)范圍內時，則存在空間負相關。本文利用Geoda軟件得出我國各個省份的空間距離權重矩陣，再利用Stata 14.0軟件計算出貧困水平在不同年份的Moran’I指數值。結果如表3所示。

表3 貧困水平的Moran’I指數

表3的數據表明，在2014年至2019年，我國各省份的貧困水平的Moran’I指數在1%的顯著性水平下都通過了檢驗，因此強烈拒絕“無空間自相關”的原假設，即認為存在空間自相關。

(二)空間效應檢驗

空間效應檢驗結果如表4所示，P值在1%的顯著性水平下通過了檢驗，因此拒絕了“不存在空間效應”的原假設，即認為存在空間效應。

表4 空間效應檢驗結果

由表4可以看出，LM-Error與LM-Lag兩者都顯著，因此對其進行穩健性檢驗。觀察RobustLM-Error和RobustLM-Lag的結果，可以發現，僅有RobustLM-Lag在1%的置信水平下顯著，因此選擇空間自相關模型。但在10%的置信水平下，二者皆顯著，因此選擇空間杜賓模型。對于空間自回歸模型進行Hausman檢驗，檢驗值為28.49，并且在1%的情況下顯著，因此選擇固定效應模型。若選擇空間杜賓模型，對其進行Hausman檢驗，檢驗的Hausman統計量為正值，并且P值為0，故拒絕隨機效應的原假設，建立固定效應空間杜賓模型。對杜賓模型進行Wald檢驗和LR檢驗，Wald檢驗和LR檢驗結果都顯著，則接受SDM模型結果。

(三)電商發展的減貧效應模型估計

1.模型估計結果

根據上面的分析，建立固定效應的空間誤差模型以及固定效應的空間杜賓模型，并對回歸的結果進行分析。結果如表5所示。

表5 電商發展的減貧效應估計

通過表5的模型回歸結果可知，固定效應的空間杜賓模型和固定效應的空間自回歸模型擬合的結果是相近的，并且R2達到了0.786，說明擬合的方程能夠很好地解釋電商發展對于農村貧困水平的影響。

根據模型回歸結果，可以在空間計量的情況下研究電子商務發展對農村貧困水平變化的影響。本模型的核心解釋變量是電子商務發展指數。電子商務發展指數在空間杜賓模型中的系數為-0.0417，且在5%的臨界值上顯著，說明電子商務發展情況會對農村貧困狀況產生影響，根據系數的正負號可以得知，隨著電子商務不斷發展，農村的貧困狀況會得到改善，這是因為在現代社會背景下，電子商務的發展有利于農業走向現代化、促進農業產業升級，構建現代農業產業鏈，并且可以加強農村基礎設施建設，改變農民生活環境，多維度改善農村貧困狀況。

農戶投資規模在空間杜賓模型中的系數是-0.319，但并未通過顯著性檢驗。根據結果可知，隨著農戶投資規模的不斷擴大，農村的貧困水平會出現相應的下降，因為農戶投資在固定資產上的資金越多，說明持有的資金就越多，這時農戶恩格爾系數就會下降。

農村產業結構在空間杜賓模型中的系數是-4.301，并且通過了10%的顯著性檢驗，說明隨著農村農林牧漁總產值占地區生產總值的比例不斷升高，農村的恩格爾系數會降低。因為隨著農林牧漁總產值比重的不斷上升，農產品附加值會增加，有利于提高農村的經濟狀況，這時農村居民的生活水平也隨之提高。

經濟發展水平在空間杜賓模型中的系數是-5.497，并且通過了1%的顯著性檢驗，說明隨著經濟發展水平的不斷提升，農村的恩格爾系數會降低。因為人均GDP可以衡量個人的經濟狀況，人均GDP的升高說明個人生活狀況的好轉，因此有利于提升農村居民的生活水平。

財政支農在空間杜賓模型中的系數是-0.2808，并未通過顯著性檢驗。根據回歸的結構可知，隨著財政支農的規模的不斷擴大，農村的貧困水平會降低，因為財政用于支撐農業的資金規模擴大，有利于農業發展和農民生活水平提高。

農村居民消費價格指數在空間杜賓模型中的系數是0.291，并未通過顯著性檢驗，但是根據回歸的結果可知，隨著農村居民消費價格指數的上升，居民的生活狀況會變差。農村居民消費價格指數的上升說明貨幣的購買能力降低了，這時農村居民擁有的資金相對而言會出現貶值效果，因此其生活水平會下降。

農村最低生活保障人數在空間杜賓模型中的系數是1.141，通過了10%的顯著性檢驗。根據回歸結果可知，隨著農村最低生活保障人數的減少，農村居民的恩格爾系數會降低。農村最低生活保障人數的減少，說明低于當地最低生活標準的農村貧困群眾人數的減少，農村越來越少的人處于貧困線以下，這有利于我國農村居民生活水平的全面提高。

觀察表5中的回歸系數的結果，可以發現，在所有的解釋變量中對于農村貧困水平影響最大的是經濟發展水平，其次是農林牧漁總產值占地區生產總值的比重，再次是農村最低生活保障人數。雖然電商的發展對于農村改善貧困水平具有一定的促進作用，但是更好、更明顯地改善農村生活水平：首先需要依靠整個社會經濟的穩定快速發展；其次需要發展第一產業，使用現代化、規模化的生產技術，增加農林牧漁總產值；最后需要完善保障農村貧困居民的相關政策，提倡通過充分調動貧困戶的積極性，發掘貧困戶自身潛力，靠自己的雙手創造勞動財富，由被動脫貧轉向自主脫貧，實現扶貧又扶志。

2.模型空間效應分解

本文基于空間杜賓模型和空間自回歸模型，通過空間效應分解得出電子商務發展對農村貧困減緩的直接效應和間接效應。研究結果見表6。

表6 電商發展減貧效應分解

由表6可知，電商發展的直接效應系數為-0.042，空間溢出效應為-0.071，并且通過了5%的顯著性檢驗。這意味著電商發展能夠降低農村的恩格爾系數，并且可以認為對于其他地區的影響程度高于對本地區的影響程度。電商發展有利于農村的經濟發展，有利于農產品走出去，農業技術引進來，有利于基礎設施建設，會促使農村因地制宜地發展本地的特色，增強農村經濟實力。

四、結論及建議

本文根據電商發展對農村減貧效應的實證分析，基于空間面板回歸分析，利用2014年至2019年我國26個省份相關的數據，檢驗電商發展與農村減貧效應之間的關系。結果表明：第一，電商發展對于農村減貧具有顯著的效應；第二，電商發展對于農村減貧具有顯著的直接效應和空間溢出效應。具體來說，電子商務發展指數的直接效用的減貧效應會小于空間溢出效應的作用，說明電商發展對于周邊具有積極的輻射作用和帶動示范作用，有利于周邊地區的經濟等發展。基于以上的研究結論，本文提出以下幾點政策建議：

第一，積極鼓勵發展電商，改變農村發展現狀。面對現在互聯網發展的勢頭以及數字經濟的普及化，各地區應該掌握好發展時機，借此改善農村居民生活狀況，完善基礎設施建設，為農產品提供更多的銷售渠道。首先，電商發展可以帶動當地經濟發展，因為通過發展電商，可以降低生產的銷售成本，提高農民的經濟收益，促進農產品標準化生產，提升產品價值；其次，電商發展可以推動農村產業結構轉型升級，讓農村產業生產變為以市場為導向，有利于實現規模化生產；最后，電商發展可以改變貧困地區的社會環境，無論是人才匱乏、還是人口老齡化，電商發展有利于農村年輕人才的回流。

第二，注重財政向“三農”傾斜。財政政策對于農業、農民、農村的傾斜，有利于農村地區的經濟發展。增加財政投入，有利于改善農業生產條件，促進農村各項事業的發展；有利于促進農業增產增效、增收致富；有利于提升農村提供公共服務的水平，促進農村和諧發展。

第三，穩定經濟發展是關鍵。經濟發展的穩定性對于農村改善貧困狀況具有重要作用。一方面，經濟的穩定發展，可以改善農村的生產條件和產品的銷售渠道，有利于提高農村居民的收入；另一方面，經濟發展有利于農村基礎設施建設與教育質量，能夠提高農村生活的幸福指數。