互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用、勞動力要素配置與農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率
——一個新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析視角

周鳳 趙燕 鄧格致

(1.廣州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與統(tǒng)計學(xué)院，廣東 廣州 510006；2.香港科技大學(xué) 公共政策研究院，中國 香港 999077)

一、引言

隨著農(nóng)村待轉(zhuǎn)移勞動力的減少，農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率提高的途徑將逐漸依賴于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和組織結(jié)構(gòu)的創(chuàng)新。約瑟夫·熊彼特強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的創(chuàng)新是一個打破舊有市場均衡、破壞舊有經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的過程。觀察發(fā)現(xiàn)，小農(nóng)式經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營模式難以實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)內(nèi)部分工與專業(yè)化生產(chǎn)。而“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”既能“破壞”傳統(tǒng)小農(nóng)式的生產(chǎn)經(jīng)營體系，又能通過引入互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，一方面促進(jìn)研發(fā)合作，引領(lǐng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步；另一方面作為信息平臺降低交易成本，推進(jìn)要素合理配置，優(yōu)化生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而創(chuàng)造出 “規(guī)模農(nóng)業(yè)”“電商農(nóng)業(yè)”“精細(xì)農(nóng)業(yè)”和“特色農(nóng)業(yè)”等具有現(xiàn)代含義的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，并在相當(dāng)程度上成為小農(nóng)戶退出傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門的重要催化劑。基于此，本文將探究互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)及其應(yīng)用(以下簡稱互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用)在農(nóng)村部門的“生產(chǎn)率效應(yīng)”及其生產(chǎn)率效應(yīng)得以發(fā)揮的 “傳導(dǎo)”機(jī)制。

以互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息與通信技術(shù)(Information and Communication Technology，ICT)在世界范圍內(nèi)快速普及，學(xué)術(shù)界從生產(chǎn)率提升視角對互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的研究逐漸增多。早期，Strassmann和Paul(1990)[1]調(diào)查292個企業(yè)后發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在互聯(lián)網(wǎng)領(lǐng)域的投資與投資回報率(ROI)之間的關(guān)系難以證實(shí)，該現(xiàn)象后被學(xué)術(shù)界稱之為“索洛悖論”(1)又稱“生產(chǎn)率悖論”。由1987年獲得諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎的經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅伯特·索洛(Robert Solow)提出，意指雖然企業(yè)在IT方面投資巨大，但從生產(chǎn)率角度收效甚微。。到20世紀(jì)90年代中期，相關(guān)文獻(xiàn)才相繼證實(shí)互聯(lián)網(wǎng)與信息產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率效應(yīng)確實(shí)存在[2-6]。索洛也在2000年承認(rèn)“索洛悖論”已經(jīng)得以化解，足見，即使在發(fā)達(dá)國家，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展也可能面臨 “索洛悖論”[7]。

國內(nèi)學(xué)術(shù)界已有為數(shù)不少的文獻(xiàn)相繼在ICT服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出彈性[8]、ICT資本的替代效應(yīng)和滲透效應(yīng)[9]、信息化指數(shù)[10]、全要素生產(chǎn)率改進(jìn)和人機(jī)協(xié)作等不同層面證實(shí)了互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對中國經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)[11-13]。但少有研究關(guān)注農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門，也未注意到把互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)應(yīng)用到農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門的特殊性，已有研究表明互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用引發(fā)的消費(fèi)效應(yīng)在城鄉(xiāng)間存在顯著差異[14]，農(nóng)戶所得收入回報遠(yuǎn)低于城市居民[15]，個體和城鄉(xiāng)收入差距均呈擴(kuò)大趨勢[16-19]。與此同時，也有學(xué)者從勞動要素投入[20]、人力資本回報率[21]、產(chǎn)出增長和全要素生產(chǎn)率等不同方面證實(shí)了信息技術(shù)應(yīng)用在ICT資本密集型部門和非ICT資本密集型部門間的潛在結(jié)構(gòu)性差異，即信息技術(shù)對生產(chǎn)效率的間接影響在ICT資本密集型部門占主導(dǎo)地位，而在非ICT資本密集型部門只屬次要地位[22-23]。與城市部門相比，農(nóng)村部門顯然屬于非ICT資本密集型部門，因此，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用不僅在農(nóng)村部門和城市部門間的生產(chǎn)率效應(yīng)是存在結(jié)構(gòu)性差異的，在農(nóng)村部門內(nèi)部，該效應(yīng)的直接影響和間接影響也是結(jié)構(gòu)性的，鑒于此，本文從新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)視角出發(fā)，重點(diǎn)考察互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)村部門的結(jié)構(gòu)性影響，以此回應(yīng)農(nóng)村部門是否已經(jīng)化解“索洛悖論”的疑問。

江小涓(2017)[24]、程名望等(2020)[25]研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用會通過勞動力資源配置間接影響中國勞動生產(chǎn)率水平。事實(shí)上，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用背后所產(chǎn)生的數(shù)據(jù)要素和數(shù)字技術(shù)等具有不同于傳統(tǒng)要素的特殊性，其所帶來的不只有促進(jìn)效應(yīng)，還有擠出效應(yīng)[26-27]，這一點(diǎn)在農(nóng)村尤為突出。雖然朱秋博等(2019)[28]注意到了互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的生產(chǎn)率效應(yīng)受勞動力資源配置的限制，李士梅和尹希文(2017)[29]甚至發(fā)現(xiàn)信息化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著，韓海彬和張莉(2015)[30]通過對2002-2010年面板數(shù)據(jù)的研究也表明，農(nóng)業(yè)信息化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響隨著農(nóng)村人力資本水平的差異呈非線性效應(yīng)。但尚未有研究針對農(nóng)村部門互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在勞動力要素方向上的偏向性技術(shù)變化給出與其生產(chǎn)率效應(yīng)一致的一般性解釋。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在如下兩個方面：其一，本文從直接和間接兩個層面考察互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)戶的效率決定，從而更深刻地剖析了互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率影響路徑與作用機(jī)制的結(jié)構(gòu)性差異；其二，本文通過探討互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)村部門就業(yè)崗位的影響進(jìn)而識別“互聯(lián)網(wǎng)的創(chuàng)造性破壞”，是對該機(jī)制實(shí)證含義的檢驗(yàn)，也是對互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)在勞動力要素方向上偏向性技術(shù)變化的具體研究，更是對劉易斯分析范式做出的符合“經(jīng)驗(yàn)事實(shí)”的科學(xué)拓展。本文認(rèn)為，創(chuàng)造性破壞是一種機(jī)制，即互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用將逐步改變舊的、傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式并不斷地通過組織創(chuàng)新和重組各要素之間的配置結(jié)構(gòu)而創(chuàng)設(shè)出新的現(xiàn)代的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，這一問題的關(guān)鍵就在于如何識別“創(chuàng)造性破壞”的“創(chuàng)造”與“破壞”兩個變量并賦予其實(shí)際的理論含義、實(shí)證含義與政策含義。此類結(jié)構(gòu)性的雙重效應(yīng)會改變農(nóng)業(yè)農(nóng)村的要素稟賦結(jié)構(gòu)尤其是農(nóng)村勞動力的質(zhì)量和分布[31]，進(jìn)而提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率。揭示此結(jié)構(gòu)性影響并對其展開系統(tǒng)性的機(jī)制分析，是本文的關(guān)鍵所在。

二、理論模型：互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的直接與間接影響

Neeraj等(2009)[32]認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)要素與傳統(tǒng)生產(chǎn)要素有一個明顯的不同，即其既可以作為要素本身直接影響生產(chǎn)效率，也可以通過改變其他要素及其配置關(guān)系來對生產(chǎn)效率產(chǎn)生間接影響。

圖1 互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的作用路徑

如圖1所示，本文依據(jù)Neeraj等(2009)[32]的研究將互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)本身對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的作用定義為直接影響，將互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)通過影響勞動力要素和其他要素進(jìn)而對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生的作用定義為間接影響。已有研究表明當(dāng)前在農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對勞動力就業(yè)[33-34]、消費(fèi)升級[35]、產(chǎn)業(yè)流動等都有不同程度的顯著影響[36]，但能否通過這一路徑影響農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率尚未深入研究。當(dāng)然，本文探討互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用通過勞動力要素的間接效應(yīng)，并不代表互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用僅通過勞動力要素產(chǎn)生間接效應(yīng)，事實(shí)上，本文未涉及到的其他影響效應(yīng)在許多學(xué)者那里往往通過全要素生產(chǎn)率的分析而得到相應(yīng)闡釋[32]。限于本文的研究主題，本文不展開對此類問題的討論。

(一)基準(zhǔn)模型設(shè)定

ICT資本要素投入的效率取決于兩個重要組成部分，即耦合于ICT資本要素投入的部分和未耦合于ICT資本要素投入的部分[26]，從未耦合要素到耦合要素狀態(tài)轉(zhuǎn)變的過程，也就是ICT資本增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步對勞動力要素呈現(xiàn)偏向性特征的過程。本文借鑒Han等(2011)[37]和Neeraj等(2009)[32]的理論框架，將基準(zhǔn)生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為Cobb-Douglas函數(shù)形式，具體形式如下

Y=ALβTπZφ

(1)

其中，Z為ICT資本要素投入(2)根據(jù)OECD的定義，ICT在產(chǎn)業(yè)層面主要對應(yīng)于以通信技術(shù)(如互聯(lián)網(wǎng))獲取、傳播和演示數(shù)據(jù)信息的行業(yè)的總稱。具體于本文研究，ICT資本即指在農(nóng)村部門的互聯(lián)網(wǎng)等電子信息技術(shù)等方面的資本投入，非ICT資本即指除此之外的在農(nóng)村部門的資本投入。，L為勞動力要素投入，T為除ICT資本和勞動力之外的其他要素投入(3)其他要素僅代表本文中未盡考慮到的互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對除勞動力要素以外的要素的偏向性。雖然該要素設(shè)定并不完全反映實(shí)際情況，但無損于本研究的基本邏輯，具體于土地和資本等要素的間接作用，作者將在其他后續(xù)研究中加以完成。，Y為農(nóng)戶總產(chǎn)出，A為包括所有要素在內(nèi)的要素中性技術(shù)進(jìn)步，β、π、φ分別為勞動力、其他要素和ICT資本要素投入的產(chǎn)出彈性，從式(1)可以看出，ICT資本對產(chǎn)出有兩方面的影響，一是直接影響，即作為要素投入與勞動力、其他要素等一同促進(jìn)產(chǎn)出增長；二是間接影響，也就是由A刻畫的間接溢出效應(yīng)，但是其反映的是全要素生產(chǎn)率的中性技術(shù)進(jìn)步，包含卻不能解釋ICT資本對其他要素的增強(qiáng)效應(yīng)。

(二)直接與間接效應(yīng)的分離

為了直觀體現(xiàn)由ICT資本所帶來的對其他要素的偏向性技術(shù)變化，有效分離ICT資本對農(nóng)戶生產(chǎn)率的間接影響，本文借鑒Neeraj等(2009)[32]考察IT資本對非IT資本的增廣、Heathfield和Wibe(1987)[38]考察技術(shù)進(jìn)步隨時間的變化以及Mefford(1986)[39]考察技術(shù)對資本的增廣效應(yīng)時設(shè)定的乘法可分離的指數(shù)形式，定義了由ICT資本對勞動力和其他要素的增量函數(shù)LZ、TZ，具體如下

LZ=Lτ(Z)

(2)

TZ=Tυ(Z)

(3)

其中，函數(shù)τ(Z)和υ(Z)表示基于ICT資本相對邊際產(chǎn)出定義的要素偏向性技術(shù)變化，隨ICT資本投入的增大而增大，即τ′(Z)>0，υ′(Z)>0，假定τ(0)=υ(0)=1，即當(dāng)沒有ICT資本投入時，不會對勞動力和其他要素產(chǎn)生影響，因此設(shè)定為LZ、TZ這種形式，其實(shí)并不失一般性。將其代入到基準(zhǔn)的Cobb-Douglas函數(shù)形式中，加以修正，最終可得到增廣之后的Cobb-Douglas 函數(shù)形式如下

(4)

為了更精確的刻畫ICT資本的間接效應(yīng)，本文將勞動力和其他要素的函數(shù)形式具體設(shè)定為

LZ=Lτ(Z)=Leμz

(5)

TZ=Tυ(Z)=Teρz

(6)

將式(5)(6)代入式(4)，即可得增廣函數(shù)形式的具體表達(dá)如下

(7)

為了證明式(7)的確有效分離了ICT資本通過其他要素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的間接影響，本文分別對式(1)和式(7)求各要素對ICT資本要素的交叉偏導(dǎo)數(shù)，可得

(8)

(9)

對上述兩式進(jìn)行比較后，可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)ICT資本對其他要素偏向性變化比例的值為零，也就是μ=ρ=G=0時，式(8)與式(9)相等，也就是說，經(jīng)過本文對ICT資本間接效應(yīng)的刻畫，得到的增廣函數(shù)，的確彌補(bǔ)了原基準(zhǔn)生產(chǎn)函數(shù)對ICT資本生產(chǎn)率效應(yīng)測量中可能存在的偏誤。此外，可以發(fā)現(xiàn)若農(nóng)戶基于式(1)而非增廣之后的式(7)來決定ICT資本投資水平時，前者將導(dǎo)致投資不足。原因即在于增廣之后的模型(式(7))中，ICT資本的邊際收益包括勞動力要素和其他要素相對于ICT資本的增廣變化率(5)假設(shè)該變化率為正，且農(nóng)戶是投入產(chǎn)出市場中的價格接受者，各要素投入均表現(xiàn)為邊際收益遞減。。這也說明了本文增廣函數(shù)設(shè)定及其對間接效應(yīng)分離的科學(xué)性與必要性。

綜上，并結(jié)合前文，得到以下兩個命題。

H1互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用作為技術(shù)本身直接推動了農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的提升，農(nóng)村部門已在相當(dāng)程度上化解了“索洛悖論”。

H2互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用通過對勞動力要素的偏向性技術(shù)變化間接促進(jìn)農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的提高。

上述兩個命題清晰地顯示了互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)及其應(yīng)用對勞動生產(chǎn)率的影響是結(jié)構(gòu)性的，本文定義此類影響為“結(jié)構(gòu)性影響”，從而在效應(yīng)上也就體現(xiàn)為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

(三)對Lτ(Z)的進(jìn)一步解讀

接下來，本文一方面,在理論邏輯上分析互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在創(chuàng)造性破壞作用下對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的實(shí)際影響，另一方面，將對Lτ(Z)在該過程中的具體含義進(jìn)行闡析，以此作為對理論模型的補(bǔ)充說明。

馬克思政治經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，新技術(shù)的創(chuàng)新與應(yīng)用是促進(jìn)生產(chǎn)力發(fā)展的根本因素，生產(chǎn)力決定生產(chǎn)關(guān)系。農(nóng)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)部門，其與互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)相結(jié)合形成的生產(chǎn)經(jīng)營過程自然與該原理相吻合。也就是說，互聯(lián)網(wǎng)作為一種互聯(lián)互通的網(wǎng)絡(luò)通訊技術(shù)，通過改變勞動力自身的技能、勞動資料及其勞動對象，改變了勞動力和生產(chǎn)資料的結(jié)合方式，以此推動了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的變革[41]。具體而言，本文認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)將在如下幾個方面對農(nóng)業(yè)勞動力和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動產(chǎn)生實(shí)質(zhì)影響：其一，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用可以優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的全過程管理，借助互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，可以實(shí)現(xiàn)對勞動力、農(nóng)機(jī)運(yùn)行等全過程、全視域的實(shí)時監(jiān)控，減少生產(chǎn)過程的監(jiān)督成本；其二，可以節(jié)省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)營成本和銷售成本，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式中，生產(chǎn)(農(nóng)戶)與消費(fèi)(消費(fèi)者)之間存在著包括投機(jī)者、代理商等在內(nèi)的諸多中介環(huán)節(jié)，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用于具體的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的全過程后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者(農(nóng)戶、龍頭企業(yè)和合作社等)可以借助“互聯(lián)網(wǎng)+”或“互聯(lián)網(wǎng)電商平臺”而與消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)對接；其三，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用可以改善委托代理中的信息偏在問題，既可以減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)前的逆向選擇，也可顯著降低生產(chǎn)經(jīng)營過程中的道德風(fēng)險；其四，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用有效地提高了龍頭企業(yè)與農(nóng)戶的締約效率，使農(nóng)戶間的合作水平大大提高；其五，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用可以優(yōu)化要素配置。對促進(jìn)傳統(tǒng)農(nóng)戶的生產(chǎn)轉(zhuǎn)型、提高土地流轉(zhuǎn)精準(zhǔn)度和改善農(nóng)戶信貸可得性等都具有直接和間接的雙重的結(jié)構(gòu)性作用。

因此，創(chuàng)造性破壞其實(shí)就是互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用通過推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式變革進(jìn)而提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的一種機(jī)制，與這種機(jī)制相對應(yīng)的是對勞動力遷移方式、聚合模式和人力資本水平等不同層面的新要求，進(jìn)而表現(xiàn)為對勞動力就業(yè)崗位的創(chuàng)造性破壞效應(yīng)。創(chuàng)造效應(yīng)即為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的變革衍生了對高人力資本水平、掌握信息化技術(shù)的勞動力需求，使農(nóng)業(yè)勞動力的分布與結(jié)構(gòu)發(fā)生了質(zhì)的變化。破壞效應(yīng)即為一方面,互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)改變組織結(jié)構(gòu)，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資本有機(jī)構(gòu)成，因而使一部分農(nóng)業(yè)勞動力成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的“相對剩余者”；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用通過對勞動力的人力資本水平提升效應(yīng)[33,42]、信息渠道擴(kuò)張效應(yīng)和社會網(wǎng)絡(luò)多元效應(yīng)[43]，使傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)勞動力自主向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)部門或非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，也因此，農(nóng)村勞動力的質(zhì)量在互聯(lián)網(wǎng)的“創(chuàng)造性破壞機(jī)制”誘致出來的間接效應(yīng)的作用下逐步提高，滿足了現(xiàn)代農(nóng)業(yè)部門和現(xiàn)代非農(nóng)部門對人力資本的基本要求。基于劉易斯的勞動力無限供給模型可知，勞動力從較低生產(chǎn)率的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向較高生產(chǎn)率的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)或非農(nóng)業(yè)部門，這個過程將優(yōu)化勞動力和其他生產(chǎn)要素的配置效率，間接地提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率 ，這是一個“帕累托效率”的改進(jìn)過程。基于此，本文得到如下命題。

H3互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對勞動力要素的優(yōu)化配置是結(jié)構(gòu)性的，表現(xiàn)為推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式變革的創(chuàng)造性破壞機(jī)制，意即對勞動力就業(yè)崗位的創(chuàng)造效應(yīng)和破壞效應(yīng)。

正是基于上述分析，本文的研究是新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)視角的，關(guān)鍵的原因在于，互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用在相當(dāng)程度上改變了稟賦結(jié)構(gòu)，進(jìn)而改變(改進(jìn))了要素的配置方式，產(chǎn)生了對勞動生產(chǎn)率影響的直接和間接效應(yīng)。

三、實(shí)證研究基礎(chǔ)：數(shù)據(jù)來源、變量與模型

按照理論模型的基本結(jié)論，結(jié)合對Lτ(Z)的進(jìn)一步釋義，基本可以確定互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用自身對勞動生產(chǎn)率發(fā)揮直接效應(yīng)的同時，對勞動力要素也有明顯的偏向性技術(shù)變化。然而，由理論推演所得到的符合經(jīng)濟(jì)邏輯的結(jié)論是否能嚴(yán)格的擬合經(jīng)驗(yàn)事實(shí)，還需要進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。接下來，本文將基于可得數(shù)據(jù)，通過實(shí)證分析，進(jìn)一步驗(yàn)證互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的影響及其作用機(jī)制。

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自中國綜合社會調(diào)查(CGSS)最新公布的2017年數(shù)據(jù)。選擇該數(shù)據(jù)主要基于以下兩方面考慮：一是該數(shù)據(jù)由中國人民大學(xué)聯(lián)合全國各地的學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)共同執(zhí)行，是中國第一個全國性、綜合性的大型社會調(diào)查項目，對于探討現(xiàn)實(shí)社會議題具有重要參考價值；二是該年份數(shù)據(jù)的A和C模塊都包含居民使用互聯(lián)網(wǎng)的相關(guān)問題，是當(dāng)前國內(nèi)罕見的、具有全國代表性的個體互聯(lián)網(wǎng)使用數(shù)據(jù)，可以為本研究提供高度契合的相關(guān)數(shù)據(jù)。

(二)變量設(shè)置與說明

基于前述邏輯推演，本文得到諸個具有實(shí)證性和可檢驗(yàn)含義的分析變量，本節(jié)將在此基礎(chǔ)上結(jié)合可得數(shù)據(jù)，把這些分析變量轉(zhuǎn)換成實(shí)證分析中的核心變量和控制變量。借鑒相關(guān)文獻(xiàn)[25,44]，確定變量如下。

1.農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率

由于農(nóng)戶可能同時進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值并不能代表農(nóng)戶的總產(chǎn)出，為此，本文借鑒冒佩華等(2015)的研究，用包含農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和非農(nóng)務(wù)工收入的總收入衡量家庭總產(chǎn)出水平，并用其與家庭勞動力數(shù)量比值的對數(shù)來刻畫農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率[45]。

2.互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用

本文將使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶賦值為1，否則賦值為0。

3.勞動力回流

本文將曾經(jīng)從事非農(nóng)工作，當(dāng)前回家務(wù)農(nóng)的勞動力，視為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)所創(chuàng)造新就業(yè)崗位的吸引作用，以此表示互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在農(nóng)村部門對就業(yè)崗位的創(chuàng)造效應(yīng)。

4.勞動力遷出

傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的式微導(dǎo)致部分小農(nóng)經(jīng)營主體從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門退出，本文將農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)到非農(nóng)業(yè)的就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移作為互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在農(nóng)村部門的破壞效應(yīng)。

5.其他控制變量。除上述核心變量外，本文控制變量主要刻畫勞動力的個體特征、其所屬的家庭特征和地區(qū)特征三類。個體特征主要包括勞動力的健康狀況、受教育程度、政治面貌、性別年齡、婚姻狀況和民族。其中，健康狀況從很不健康到很健康劃分為五個等級，依次賦值1-5；受教育程度則從未接受教育、掃盲班、小學(xué)、初中、職業(yè)高中、普通高中、中專、技校、大學(xué)專科(成人、正規(guī)教育)、本科(成人、正規(guī)教育)到研究生，依次賦值1-13；政治面貌若為中共黨員取值為1，否則為0；女性取值為0，男性為1；年齡按實(shí)際調(diào)查年份計算；婚姻狀況若未婚為0，已婚(包括再婚)為1；少數(shù)民族為0，漢族為1；家庭特征由家庭的經(jīng)濟(jì)水平刻畫，從1-5對遠(yuǎn)低于平均水平、低于平均水平、平均水平、高于平均水平到遠(yuǎn)高于平均水平依次賦值；地區(qū)特征變量根據(jù)所屬省份設(shè)置虛擬變量。表1報告了本文所考察變量的描述性統(tǒng)計。

表1 回歸變量的描述性統(tǒng)計

(三)模型設(shè)定

結(jié)合本文研究，借鑒相關(guān)文獻(xiàn)[46]設(shè)定基準(zhǔn)實(shí)證模型如下

LE=α0+β0Inte+γX+ε0

(10)

Labori=σ0+β1Inte+δX+ε1

(11)

LE=η0+β2Inte+β3Labor+θX+ε2

(12)

上述三個方程中，LE為本文的因變量，表示樣本中農(nóng)戶的勞動生產(chǎn)率；Labori為本文的中介變量，即互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對勞動力要素的偏向性技術(shù)變化，i=1,2,分別表示互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在農(nóng)村部門的創(chuàng)造效應(yīng)和破壞效應(yīng)；Inte是核心解釋變量，表示互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用；X為影響農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率和創(chuàng)造破壞作用的控制變量。α為截距，ε表示隨機(jī)擾動項，β0、β1、β2、β3分別為待估計系數(shù)。

借鑒冒佩華等(2015)[45]相關(guān)文獻(xiàn)，本文建立如下實(shí)證模型Ⅰ

LEi=ω0+α1·Intei+α2·labor+γXi+ρDi+νi

(13)

其中，Intei表示農(nóng)戶是否接通互聯(lián)網(wǎng)的二元隨機(jī)變量，Intei=1表示該農(nóng)戶接通了互聯(lián)網(wǎng)，否則Intei=0。LE1i表示實(shí)際觀測到的農(nóng)戶上網(wǎng)后的勞動生產(chǎn)率，LE0i表示農(nóng)戶未上網(wǎng)情況下的勞動生產(chǎn)率，Di為地區(qū)固定效應(yīng)。又考慮到不同農(nóng)戶之間可能存在異質(zhì)性，遂對模型Ⅰ進(jìn)一步擴(kuò)展，構(gòu)造模型Ⅱ如下

(14)

(15)

此外，為了分析互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)村部門的創(chuàng)造性破壞作用，本文基于式(11)構(gòu)建勞動力就業(yè)的Logit模型

Pr(labor=1)=Φ(μ0+κ·Intei+δXi+λDi+εi)

(16)

其中，在考察創(chuàng)造效應(yīng)和破壞效應(yīng)時，labor分別代表其各自的含義。待估系數(shù)α1表示互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)村勞動力要素配置的邊際效應(yīng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的影響

表2為互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果，其中，前4列回歸結(jié)果得自農(nóng)村樣本。可以發(fā)現(xiàn)，加入控制變量后互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的影響同列(1)的單變量回歸一樣，兩者均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。表中的列(3)是模型Ⅱ的回歸結(jié)果，列(4)為模型Ⅲ的估計結(jié)果。綜合來看，從列(3)(4)可以看出，進(jìn)一步考慮家庭異質(zhì)性和可能存在的非線性關(guān)系后，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的估計系數(shù)依然顯著為正，且在考慮非線性關(guān)系后，得到了由模型Ⅰ和模型Ⅱ所得估計系數(shù)的中間值，即互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的普及每提高10%，農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率將提高2.92個百分點(diǎn)，這說明在農(nóng)村部門，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的確在提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率方面發(fā)揮了較為顯著的影響，“索洛悖論”已經(jīng)得以化解(6)需要補(bǔ)充說明的是，本研究結(jié)論僅代表我國農(nóng)村部門互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的生產(chǎn)率效應(yīng)已經(jīng)化解“索洛悖論”，并不代表其未曾經(jīng)歷“索洛悖論”。。

表2 互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對家庭勞動生產(chǎn)率的影響

與此同時，從控制變量的回歸結(jié)果看，基本也符合預(yù)期。個體和家庭特征中，健康狀況和受教育水平的系數(shù)均顯著為正，表明較好的身體健康水平和較高的學(xué)歷均可以顯著促進(jìn)家庭的勞動生產(chǎn)率。也就是說，在互聯(lián)網(wǎng)背景下，即使是從事農(nóng)業(yè)，不管傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)還是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，與其他因素相比較，人力資本水平對于提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率都是更為重要的影響因素，這也從側(cè)面表明了現(xiàn)代農(nóng)業(yè)對高素質(zhì)人才的迫切需求。

(二)互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的影響機(jī)制

上述研究表明了互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在農(nóng)村領(lǐng)域的確可以提高其農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率，但對該生產(chǎn)率效應(yīng)的發(fā)揮機(jī)制尚未探討。基于此，本節(jié)進(jìn)一步探研互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在農(nóng)村部門的創(chuàng)造性破壞效應(yīng)是否存在及其究竟在互聯(lián)網(wǎng)生產(chǎn)率效應(yīng)中發(fā)揮什么作用。為此，本文根據(jù)前述模型設(shè)定，檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率可能存在的作用機(jī)制。

本文通過Logit模型分別估計了對互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在農(nóng)村部門的創(chuàng)造效應(yīng)和破壞效應(yīng)，并通過多項Logit模型對結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)(7)限于篇幅，未將穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果予以展示，備索。。從Logit模型可以看出，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用所表現(xiàn)出的創(chuàng)造效應(yīng)結(jié)果為負(fù)，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明當(dāng)前互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在農(nóng)村部門尚未創(chuàng)造足夠多的就業(yè)崗位對回流勞動力產(chǎn)生顯著的吸引作用，當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的變革尚未發(fā)展到足以吸引大量勞動力回流。這也表明要進(jìn)一步推動農(nóng)村部門的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平，提升對勞動力回流的吸引。從控制變量來看，健康狀況和受教育水平回歸系數(shù)也顯著為負(fù)，即已經(jīng)外出的勞動力，其健康狀況越好，受教育水平越高的情況下，回流到農(nóng)村部門務(wù)農(nóng)的概率越低。這也在一定程度上解釋了為什么當(dāng)前互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的創(chuàng)造效應(yīng)仍然為負(fù)。

從表3列(2)結(jié)果可以看出，互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村部門表現(xiàn)出了顯著的破壞效應(yīng)，這意味著在控制其他變量不變的情況下，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在農(nóng)村部門的確導(dǎo)致了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的式微、小農(nóng)經(jīng)營主體的退出和就業(yè)崗位的消亡。具體來看，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用可以使農(nóng)村勞動力就業(yè)崗位從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)至非農(nóng)工作的概率提高13.50%。再從其他控制變量來看，勞動力的健康狀況和受教育水平均可穩(wěn)健顯著的提高其非農(nóng)就業(yè)的概率，但系數(shù)僅為0.03、0.02，也就是說，控制其他因素，勞動力的健康狀況和受教育水平提高一個等級，可以使勞動力非農(nóng)就業(yè)的概率提高2.2-3個百分點(diǎn)，與互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的邊際效應(yīng)相比較小，可能的原因在于互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用造成傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)式微的同時，也會補(bǔ)充提高勞動力本身的人力資本和社會資本，進(jìn)而賦予了低人力資本水平的勞動力與高素質(zhì)勞動力一樣的向高生產(chǎn)率部門轉(zhuǎn)移的機(jī)會。最終表現(xiàn)為受教育水平相對較低的邊際效應(yīng)，當(dāng)然，這一結(jié)果也進(jìn)一步證明了互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在農(nóng)村部門所發(fā)揮的創(chuàng)造性破壞作用。

本文分別將創(chuàng)造效應(yīng)和破壞效應(yīng)納入方程，依照模型Ⅰ-Ⅲ對方程(12)進(jìn)行估計，限于篇幅，本文僅在列(3)(4)展示了回歸結(jié)果更為穩(wěn)健的模型Ⅲ的估計結(jié)果。可以看出，加入互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對就業(yè)崗位的創(chuàng)造效應(yīng)和破壞效應(yīng)之后，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對勞動生產(chǎn)率的回歸系數(shù)仍然顯著為正，表明互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用通過直接效應(yīng)促進(jìn)了農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的提高。具體觀察創(chuàng)造效應(yīng)和破壞效應(yīng)的系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，兩者均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，但是前者為正向促進(jìn)，后者則相反，這意味著當(dāng)前互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用更多是通過對就業(yè)崗位的“破壞效應(yīng)”促進(jìn)農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的提高。但進(jìn)一步將表3的回歸結(jié)果與表2對比，會發(fā)現(xiàn)農(nóng)村部門互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的回歸系數(shù)從0.29分別下降到了0.25、0.16，表明互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的創(chuàng)造效應(yīng)和破壞效應(yīng)均間接影響了互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的生產(chǎn)率效應(yīng)。至此，可以確定，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的確推動了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的變革。盡管互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)已經(jīng)在更大范圍內(nèi)應(yīng)用在農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門，但仍未全面覆蓋在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的全部環(huán)節(jié)，因之可以推斷，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門化解“索洛悖論”的途徑更多的是通過勞動力不斷地從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移而實(shí)現(xiàn)的。這也與劉易斯勞動力無限供給模型的結(jié)論相一致，即勞動力從農(nóng)村部門向城市部門的轉(zhuǎn)移，將有效提高農(nóng)村部門的勞動生產(chǎn)率[48]，至此，前述命題得到論證。

表3 互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在農(nóng)村部門的創(chuàng)造效應(yīng)

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)

由于前述模型均需要滿足條件期望獨(dú)立假定(CMI)，也就是說需要保證，在控制了相關(guān)的控制變量后，農(nóng)戶對互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的選擇與農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率是無關(guān)的。但在本文中，農(nóng)戶是否擁有互聯(lián)網(wǎng)可能屬于非隨機(jī)的“自選擇行為”。這就需要在實(shí)證中排除可能存在的“自選擇”問題。本文借鑒冒佩華等(2015)[45]的處理方法，在平均處理效應(yīng)的分析框架下，嘗試用傾向得分匹配方法(PSM)來克服“自選擇”問題。

運(yùn)用傾向得分匹配得到穩(wěn)健估計的前提是各協(xié)變量經(jīng)過匹配之后得到的處理組和控制組兩組樣本之間不存在系統(tǒng)性差異。本文分別用k階近鄰匹配、半徑匹配和核匹配(8)k階近鄰匹配中k=3，半徑匹配中卡尺ε≤0.25σpscore=0.06，并用不同參數(shù)做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。三種匹配方法進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)匹配后大多數(shù)t檢驗(yàn)的結(jié)果均不顯著，表明接受了處理組與控制組無系統(tǒng)性差異的原假設(shè)(9)限于篇幅，此處未報告平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，備索。。表4即為本文經(jīng)過K階近鄰匹配、半徑匹配和核匹配之后得到的估計結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)三種匹配方法得到的估計值均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且由不同匹配方法得到的估計值符號一致，大小相當(dāng)，與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本保持一致，這表明，即使考慮了內(nèi)生性問題，即使通過不同的匹配方法進(jìn)行估計，前述回歸結(jié)果仍然穩(wěn)健。

表4 傾向得分匹配的估計結(jié)果

2.異質(zhì)性分析

前文實(shí)證結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用可顯著促進(jìn)農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的提高，直觀上來講，該生產(chǎn)率效應(yīng)是否與互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用參與者多屬高勞動生產(chǎn)率家庭有關(guān)，仍需進(jìn)一步分析。也就是說，如果條件分布不是對稱分布的話，則前述模型的條件期望很難反應(yīng)整個條件分布的全貌。基于此，本文借鑒程名望等(2015)[49]的處理方法，通過分位數(shù)回歸方法考察互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在不同勞動生產(chǎn)率家庭中的具體影響，這使本文對條件分布有更全面的認(rèn)識。

本文選取0.10、0.25、0.50、0.75、0.90等五個分位點(diǎn)為代表進(jìn)行對比分析，以區(qū)分農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的不同水平，回歸結(jié)果如表8所示。列(1)是前述回歸模型中的均值回歸，后面列(2)-(6)分別對應(yīng)不同分位點(diǎn)的回歸結(jié)果。可以看出，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對不同分位點(diǎn)的農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率都有顯著正向影響，表明互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對不同勞動生產(chǎn)率水平農(nóng)戶的促進(jìn)作用都是顯著的。且對比列(2)-(6)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的條件分布的高分位點(diǎn)部分的影響小于其對低分位點(diǎn)部分的影響，也就是說，推動互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用，對于本身高勞動生產(chǎn)率的家庭影響相對較小，而最受益的是勞動生產(chǎn)率較低的家庭，這也體現(xiàn)了推動農(nóng)村部門互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的必要性。進(jìn)一步比較列(1)與列(4)回歸結(jié)果，可以看出前述回歸模型所得結(jié)果與中位數(shù)回歸的結(jié)果最為接近，表明前述實(shí)證結(jié)果并沒有受到農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率水平高低的影響，進(jìn)而驗(yàn)證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響

上述回歸分析僅是五個分位點(diǎn)上的結(jié)果，雖然可以很好的代表不同的勞動生產(chǎn)率水平，但并不能全面體現(xiàn)解釋變量在全部分位點(diǎn)上的邊際貢獻(xiàn)情況。基于此，本文在圖2中展示了諸解釋變量在全分位點(diǎn)上的邊際貢獻(xiàn)變化情況。其中，橫軸表示分位數(shù)，縱軸代表各變量的分位數(shù)回歸系數(shù)，即對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的邊際貢獻(xiàn)率，最小和最大分位數(shù)取值5和95，增量為2.50，直實(shí)線表示OLS回歸系數(shù)，虛線表示置信帶，彎曲的實(shí)線為分位回歸系數(shù)，陰影為其置信帶(10)由于系數(shù)估計值的標(biāo)準(zhǔn)誤在兩端變大了，因此在條件分布的兩端置信區(qū)間通常變得更寬了。。從圖2可以看出，隨著分位數(shù)的增加，前文(表2)分析中顯著的各變量圖形起伏明顯，表明各變量在各分位上的估計系數(shù)變化明顯。具體看互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的回歸系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對較低勞動生產(chǎn)率的影響大于對較高勞動生產(chǎn)率的影響，總體而言，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用顯著促進(jìn)農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的提高，從而驗(yàn)證了本文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

圖2 全分位回歸系數(shù)及變化

表6 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

3.中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本節(jié)將通過Sobel檢驗(yàn)方法和自舉法(Bootstrap)對中介變量的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。從Sobel檢驗(yàn)的結(jié)果來看，P值小于0.05，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的破壞效應(yīng)所產(chǎn)生的間接影響在其總效應(yīng)中占比為14.53%。進(jìn)一步用Bootstrap檢驗(yàn)法對中介效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。可以看出，由Bootstrap得到的間接效應(yīng)的置信區(qū)間為[0.03-0.07]，不包含0，說明中介效應(yīng)成立，因而進(jìn)一步證明了前文分析的穩(wěn)健性。同樣通過Sobel和Bootstrap方法對互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。從表中可以看出，這一結(jié)果也進(jìn)一步佐證了本文的推斷與結(jié)論，即互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用通過其對農(nóng)村部門的創(chuàng)造性破壞作用間接影響了互聯(lián)網(wǎng)的生產(chǎn)率效應(yīng)，只是當(dāng)前互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的創(chuàng)造效應(yīng)尚未對回流勞動力產(chǎn)生顯著的吸引作用，其對農(nóng)村部門的創(chuàng)造性破壞機(jī)制，僅通過農(nóng)村勞動力向城市部門轉(zhuǎn)出這一單一方向來實(shí)現(xiàn)要素配置的優(yōu)化目標(biāo)，這也反映了當(dāng)前農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平還有很大的提升空間。有必要借助互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)造效應(yīng)，提高農(nóng)產(chǎn)品供求匹配的精準(zhǔn)性，優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式，從而進(jìn)一步提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率水平。

五、結(jié)論與啟示

隨著中國農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用普及率的不斷提高，其對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的影響越來越引起多方關(guān)注。基于此，本文著眼于農(nóng)村部門，從新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析視角出發(fā)，重點(diǎn)考察互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的結(jié)構(gòu)性影響，通過對互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用生產(chǎn)率效應(yīng)直接影響和間接影響的分離，以及采用中介效應(yīng)模型、Logit模型和分位數(shù)回歸等方法對互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)造性破壞機(jī)制的實(shí)證分析，得到主要結(jié)論如下：第一，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在中國農(nóng)村部門通過直接和間接影響兩個路徑化解了“索洛悖論”；第二，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用通過對就業(yè)崗位的創(chuàng)造性破壞機(jī)制對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生了間接影響，但與ICT資本密集型部門不同，在農(nóng)村部門互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的間接影響僅屬次要地位，表明互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在農(nóng)村部門的間接效應(yīng)仍需進(jìn)一步挖掘；第三，與破壞效應(yīng)相比，互聯(lián)網(wǎng)的創(chuàng)造效應(yīng)當(dāng)前在農(nóng)村部門并不明顯，表明當(dāng)前中國農(nóng)村的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展仍有較大空間，回流勞動力施展空間仍然有限，同時也彰顯了互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用在農(nóng)村部門生產(chǎn)率效應(yīng)的潛力。也就是說本文研究發(fā)現(xiàn)不僅直接效應(yīng)和間接效應(yīng)是結(jié)構(gòu)性的，而且創(chuàng)造效應(yīng)和破壞效應(yīng)也是結(jié)構(gòu)性的，此類結(jié)構(gòu)性的變化會對農(nóng)業(yè)農(nóng)村的稟賦結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，尤其會通過提升和改變勞動力的質(zhì)量與分布對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生實(shí)質(zhì)影響。因此，需要進(jìn)一步推動互聯(lián)網(wǎng)等信息技術(shù)在農(nóng)村部門的深入應(yīng)用，這對于提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率，防止被城市淘汰勞動力的內(nèi)卷化，優(yōu)化勞動力市場都具有重要意義。

本文的研究結(jié)論對我國提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的路徑選擇具有明確的政策啟示：其一，提高農(nóng)戶對互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的認(rèn)知水平，繼續(xù)發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的直接作用。應(yīng)該通過入戶宣傳，強(qiáng)化技術(shù)推廣人員與農(nóng)戶、村干部的聯(lián)系，引導(dǎo)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變，實(shí)現(xiàn)由點(diǎn)及面的“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”。其二，依照勞動力實(shí)際需求，完善技術(shù)培訓(xùn)內(nèi)容，制定針對回流勞動力的幫扶政策。互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用通過勞動力要素對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的間接影響，當(dāng)前在農(nóng)村部門并不占主導(dǎo)地位，還有較大的空間可以發(fā)揮，因此在推動互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的過程中，尤其要關(guān)注其對勞動力要素的影響，充分發(fā)揮(從城鎮(zhèn))回流(農(nóng)村的)勞動力的人力資本，繼續(xù)推動互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用直接效應(yīng)的同時也要加強(qiáng)對互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用間接效應(yīng)的挖掘。其三，鼓勵支持專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、合作社和農(nóng)業(yè)企業(yè)等現(xiàn)代農(nóng)業(yè)組織的發(fā)展，為應(yīng)對互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的創(chuàng)造性破壞機(jī)制做好充分準(zhǔn)備。互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用創(chuàng)造出的新崗位與破壞的舊崗位在數(shù)量和質(zhì)量上的不對等，是當(dāng)前勞動力市場中亟需解決的關(guān)鍵問題。地方政府應(yīng)為農(nóng)村部門破壞效應(yīng)所淘汰的勞動力提供就業(yè)崗位，這是適應(yīng)科技浪潮，推動數(shù)字經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的重要突破口。其四，加大農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的基礎(chǔ)設(shè)施投資，擴(kuò)大農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)覆蓋范圍。與城市部門相比，農(nóng)村部門當(dāng)前仍部分存在信息孤島現(xiàn)象，應(yīng)加強(qiáng)對農(nóng)村部門的ICT資本投資，著力解決互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用“最后一公里”的問題。