數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響與機(jī)制研究

杜冰 戴浩 羅明

摘要：數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展為農(nóng)機(jī)服務(wù)外包提供契機(jī)?；?011—2021年全國(guó)31個(gè)省（市、自治區(qū)）面板數(shù)據(jù)，利用FGLS模型、IV-2SLS、IV-GMM、門檻模型等方法，實(shí)證檢驗(yàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響效應(yīng)與作用機(jī)理，研究發(fā)現(xiàn)：數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包具有顯著的促進(jìn)作用，具體而言，數(shù)字經(jīng)濟(jì)每提升1個(gè)單位，農(nóng)機(jī)服務(wù)外包將會(huì)提升0.349個(gè)單位。機(jī)制檢驗(yàn)表明，數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)、強(qiáng)化社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與產(chǎn)業(yè)集聚途徑，間接推動(dòng)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包。門檻模型表明，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包存在老齡化的逆轉(zhuǎn)效應(yīng)和市場(chǎng)化的邊際遞增效應(yīng)。具體而言，老齡化的逆轉(zhuǎn)效應(yīng)表現(xiàn)為當(dāng)老齡化越過門檻值0.017 1時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)由為0.244變?yōu)?0.012 5；市場(chǎng)化的邊際遞增效應(yīng)表現(xiàn)為當(dāng)市場(chǎng)化越過門檻值3.25時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)由為0.031 7變?yōu)?.565。異質(zhì)性表明，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包呈現(xiàn)出顯著的地理差異、農(nóng)業(yè)功能區(qū)差異和地形區(qū)位差異，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)西部地區(qū)、糧食主產(chǎn)區(qū)和平原地區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的促進(jìn)更明顯。

關(guān)鍵詞：數(shù)字經(jīng)濟(jì)；農(nóng)機(jī)服務(wù)外包；非農(nóng)就業(yè)；社會(huì)網(wǎng)絡(luò)；產(chǎn)業(yè)集聚

中圖分類號(hào)：F49? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：2095-5553 （2024） 03-0304-10

Study on the influence and mechanism of digital economy on agricultural machinery service outsourcing

Du Bing1， Dai Hao1， Luo Ming2

（1. School of Economics and Management， Yangtze University， Jingzhou， 434023， China；2. College of Arts and Science， Yangtze University， Jingzhou， 434023， China）

Abstract：

The development of the digital economy provides opportunities for the outsourcing of agricultural machinery services. Based on the panel data of 31 provinces （municipalities and autonomous regions） in China from 2011 to 2021， using the FGLS model， IV-2SLS，?IV-GMM， threshold model and other methods， we empirically test the effect and mechanism of the digital economy on the outsourcing of agricultural machinery services， and find that the digital economy plays a significant role in promoting the outsourcing of agricultural machinery services， specifically， for every unit of improvement in the digital economy， agricultural machinery service outsourcing will be increased by 0.349 units. The mechanism test shows that the digital economy indirectly promotes the outsourcing of agricultural machinery services by promoting non-agricultural employment， strengthening social networks， and industrial agglomeration paths. The threshold model shows that the digital economy has a reversal effect of aging and a marginal incremental effect of marketization on agricultural machinery service outsourcing. Specifically， the reversal effect of aging is shown as the regression coefficient of digital economy on agricultural machinery service outsourcing changes from 0.244 to -0.012 5 when aging crosses the threshold of 0.017 1， the marginal incremental effect of marketization is shown as the regression coefficient of digital economy on agricultural machinery service outsourcing changes from 0.031 7 to 0.565 when marketization crosses?the threshold of 3.25. The heterogeneity shows that the digital economy on agricultural machinery service outsourcing has significant geographical differences， agricultural functional area differences， and topographical location differences， and that the digital economy promotes agricultural machinery service outsourcing more in the western region， the main grain-producing areas， and the plains.

Keywords：digital economy; outsourcing of agricultural machinery services; non-agricultural employment; social networks; industrial agglomeration

0 引言

在大國(guó)小農(nóng)與農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型的現(xiàn)實(shí)背景下，促進(jìn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接顯得尤為迫切。2023年中央一號(hào)文件提出實(shí)施農(nóng)業(yè)社會(huì)服務(wù)促進(jìn)行動(dòng)，推動(dòng)農(nóng)機(jī)服務(wù)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接。當(dāng)前我國(guó)農(nóng)機(jī)服務(wù)發(fā)展勢(shì)頭迅猛［1］，然而，由于信息不對(duì)稱問題，服務(wù)主體匹配難度加大、信息搜尋成本驟增，農(nóng)業(yè)服務(wù)市場(chǎng)的信息錯(cuò)配成為阻礙農(nóng)戶獲取農(nóng)機(jī)服務(wù)的窾要之處，掣制了農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。隨著數(shù)字化技術(shù)的迭代升級(jí)與“寬帶中國(guó)”、“數(shù)字鄉(xiāng)村”戰(zhàn)略的實(shí)施，我國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)進(jìn)入發(fā)展的快車道。數(shù)字經(jīng)濟(jì)跨時(shí)空傳播信息，打破信息壁壘，顯著降低交易成本的優(yōu)勢(shì)［2］，有望成為農(nóng)機(jī)服務(wù)發(fā)展的強(qiáng)勁引擎。

數(shù)字經(jīng)濟(jì)作為數(shù)字化信息時(shí)代的衍生物，是驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的新動(dòng)能。有鑒于傳統(tǒng)技術(shù)進(jìn)步，數(shù)字經(jīng)濟(jì)帶來的數(shù)字紅利惠及廣大農(nóng)村弱勢(shì)群體，打破農(nóng)村“信息孤島”困局，擴(kuò)寬信息渠道［3］，推動(dòng)非農(nóng)就業(yè)與社會(huì)分工［4］，加速農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移［5］，農(nóng)業(yè)陷入“誰(shuí)來種田”窘境。勞動(dòng)力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移和人口老齡化加劇勞動(dòng)力成本上升，龐大的農(nóng)業(yè)用工需求內(nèi)生出農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)市場(chǎng)，帶動(dòng)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包發(fā)展［6］。并且數(shù)字經(jīng)濟(jì)的資源優(yōu)化效應(yīng)，顯著改善農(nóng)村要素錯(cuò)配［7］、提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率［8］，賦能農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展［9］。

綜上，數(shù)字經(jīng)濟(jì)滲透到農(nóng)業(yè)農(nóng)村的各方面，對(duì)于提高農(nóng)業(yè)資源配置效率，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化至關(guān)重要。已有研究表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)推動(dòng)勞動(dòng)力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，而農(nóng)機(jī)服務(wù)外包恰好可以彌補(bǔ)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力短缺問題。由此可見，數(shù)字經(jīng)濟(jì)為驅(qū)動(dòng)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的發(fā)展提供契機(jī)。遺憾的是，鮮有研究將數(shù)字經(jīng)濟(jì)與農(nóng)機(jī)服務(wù)外包置于同一研究框架下，考察二者間的關(guān)系。在此背景下，數(shù)字經(jīng)濟(jì)能否成為推動(dòng)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包發(fā)展的加速器？以及數(shù)字經(jīng)濟(jì)如何影響農(nóng)機(jī)服務(wù)外包？鑒于此，基于全國(guó)31個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）2011—2021年的省際面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建數(shù)字經(jīng)濟(jì)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，運(yùn)用FGLS模型、IV-2SLS、IV-GMM、門檻模型等方法，考察數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響效應(yīng)與作用機(jī)理，并考慮老齡化、市場(chǎng)化可能對(duì)其造成的非線性影響，最后從地理區(qū)位、糧食功能區(qū)以及地形區(qū)位等三方面探尋數(shù)字經(jīng)濟(jì)賦能農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的差異，為推動(dòng)數(shù)字化與農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)發(fā)展，早日實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接提供可行路徑。

1 研究假設(shè)

1.1 數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包影響的理論分析

基于農(nóng)戶行為理論，農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)服務(wù)主要取決于效益最大化因素，而數(shù)字經(jīng)濟(jì)降低搜索成本、運(yùn)輸成本、驗(yàn)證成本、復(fù)制成本以及跟蹤成本［10］。相較于傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)降低了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的相對(duì)成本，對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包產(chǎn)生深刻影響。具體而言，首先，數(shù)字經(jīng)濟(jì)提高農(nóng)業(yè)市場(chǎng)信息透明度。作為信息載體和網(wǎng)絡(luò)空間平臺(tái)的數(shù)字經(jīng)濟(jì)，加快農(nóng)業(yè)信息的整合與傳播，打破信息不對(duì)稱壁壘，降低因信息獲取與使用產(chǎn)生的“數(shù)字鴻溝”，顯著減少了農(nóng)戶的信息獲取成本，緩解了農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的信息約束。其次，數(shù)字經(jīng)濟(jì)緩解了農(nóng)業(yè)資源錯(cuò)配。數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過衛(wèi)星技術(shù)、數(shù)字化平臺(tái)以遠(yuǎn)程調(diào)度、農(nóng)機(jī)定位等方式整合現(xiàn)有農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)主體，緩解要素錯(cuò)配，提高農(nóng)機(jī)資源的使用效率。最后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)改變農(nóng)戶觀念與行為。置身于數(shù)字化媒體信息世界，農(nóng)戶直接捕捉到外界實(shí)時(shí)信息，主觀能動(dòng)性與信息傳播的結(jié)合將會(huì)改變行為方式與價(jià)值觀念［11］，觸動(dòng)固有傳統(tǒng)的耕作思想觀念，使得農(nóng)戶開始思考現(xiàn)有生產(chǎn)模式，其思想意識(shí)的變革進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策行為。相較于雇工勞作，農(nóng)機(jī)服務(wù)外包優(yōu)勢(shì)更進(jìn)一步得到凸顯，因而，農(nóng)戶將從傳統(tǒng)的勞動(dòng)力耕作模式轉(zhuǎn)向依賴農(nóng)業(yè)機(jī)械作業(yè)?；诖?，本文提出假說1。

假說1：數(shù)字經(jīng)濟(jì)能促進(jìn)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包。

1.2 數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包影響的傳導(dǎo)機(jī)制

1.2.1 非農(nóng)就業(yè)效應(yīng)

一方面，數(shù)字經(jīng)濟(jì)增加農(nóng)戶就業(yè)機(jī)會(huì)與提高農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)傾向，從而促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)。一是數(shù)字經(jīng)濟(jì)提供數(shù)量龐大的就業(yè)信息，降低農(nóng)戶求職過程中的信息搜尋成本，提高工作匹配效率，增加了農(nóng)戶的就業(yè)機(jī)會(huì)。二是基于動(dòng)機(jī)—機(jī)會(huì)—能力理論，行為的發(fā)生由機(jī)會(huì)、能力與動(dòng)力三種因素共同決定。數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過激發(fā)多樣化的消費(fèi)需求、提供獲取創(chuàng)業(yè)資源（創(chuàng)業(yè)資金、信息以及社會(huì)資本等）的新途徑以及創(chuàng)業(yè)成功示范效應(yīng)的引領(lǐng)，為農(nóng)戶帶來了創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)、提高創(chuàng)業(yè)能力、增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)，從而提升了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)傾向［12］。另一方面，非農(nóng)收入的增加為農(nóng)戶選擇農(nóng)機(jī)服務(wù)外包服務(wù)提供了可能。非農(nóng)就業(yè)改變了務(wù)農(nóng)數(shù)量與結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面臨人地資源要素配置的結(jié)構(gòu)性矛盾，雇工經(jīng)營(yíng)抑或農(nóng)機(jī)服務(wù)成為其緩解矛盾的最優(yōu)選擇。然而，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的季節(jié)性與農(nóng)業(yè)的特有屬性，加劇農(nóng)業(yè)雇工的風(fēng)險(xiǎn)成本與監(jiān)督成本，因此，選擇農(nóng)機(jī)服務(wù)替代勞動(dòng)力成為農(nóng)戶的理性選擇［13］。非農(nóng)收入的增加，使得農(nóng)戶可以選擇農(nóng)機(jī)服務(wù)組織以迂回的方式使用農(nóng)業(yè)機(jī)械，避免自購(gòu)農(nóng)機(jī)產(chǎn)生的沉沒成本與投資鎖定，降低農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)成本，這在一定程度上刺激了農(nóng)機(jī)服務(wù)市場(chǎng)的發(fā)展。基于此，提出假說2。

假說2：數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)，進(jìn)而推動(dòng)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包。

1.2.2 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)

數(shù)字經(jīng)濟(jì)不僅是一種媒體介質(zhì)、技術(shù)介質(zhì)，亦是關(guān)系介質(zhì)，通過技術(shù)賦能重組人與人之間的互動(dòng)和交流，促進(jìn)共享社交、實(shí)時(shí)互動(dòng)等多種新型交際模式的生成，強(qiáng)化農(nóng)戶鄰里間的社會(huì)互動(dòng)與聯(lián)系。社會(huì)互動(dòng)程度的提升使得主體決策過程中的預(yù)期、偏好以及預(yù)算約束均會(huì)受周圍決策主體的影響［14］，即社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有的社會(huì)規(guī)范［15］、交換機(jī)制和信息獲得機(jī)制［16］進(jìn)而會(huì)影響農(nóng)機(jī)服務(wù)外包。一方面，數(shù)字經(jīng)濟(jì)強(qiáng)化社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系。數(shù)字經(jīng)濟(jì)衍生的短視頻、微信等數(shù)字化社交媒體深入農(nóng)村社會(huì)生活的諸多方面，成為農(nóng)戶日常的一部分。數(shù)字經(jīng)濟(jì)超越物理距離，打破農(nóng)村社會(huì)的相對(duì)間隔，縮短農(nóng)戶交流、溝通的時(shí)空距離。農(nóng)戶依托于數(shù)字化社交媒體，既能維持現(xiàn)有的熟人社會(huì)聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)，又能拓展新的社會(huì)弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)［17］。此外，在當(dāng)前農(nóng)村空心化、“三留守群體”等背景下，數(shù)字經(jīng)濟(jì)提供的交流溝通機(jī)會(huì)，在維持人際關(guān)系方面顯得尤為重要。另一方面，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的擴(kuò)展有利于農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的發(fā)展。第一，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的強(qiáng)化改變傳統(tǒng)地緣、血緣的社會(huì)關(guān)系，改善信息傳遞的差序格局，緩解信息不對(duì)稱導(dǎo)致的農(nóng)機(jī)服務(wù)結(jié)構(gòu)性供需失衡。第二，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的人情功能，促成農(nóng)戶間的合作，即聯(lián)系緊密的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有利于農(nóng)戶獲得農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的信息、技術(shù)、資金等支持。第三，嵌入式社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的農(nóng)戶極易受周圍農(nóng)戶的影響，優(yōu)先采納農(nóng)機(jī)服務(wù)外包農(nóng)戶的示范效應(yīng)促使其他農(nóng)戶行為趨同，由此形成同伴效應(yīng)。基于此，提出假說3。

假說3：數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過強(qiáng)化社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包。

1.2.3 產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)

新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)集聚由需求因素、外部經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)地方化三類因素驅(qū)動(dòng)。首先，數(shù)字技術(shù)的更迭與信息抓取功能，使得農(nóng)戶以低成本獲取信息資源，市場(chǎng)信息的透明度提高農(nóng)業(yè)市場(chǎng)供需雙方集聚的可能性，市場(chǎng)需求拉動(dòng)和資源稟賦誘導(dǎo)使得區(qū)域內(nèi)交易成本降低，有利于規(guī)模遞增效應(yīng)的產(chǎn)生。其次，數(shù)字經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)知識(shí)、信息的流動(dòng)與共享，農(nóng)戶根據(jù)自身需求尋找適宜的農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)。最后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的同伴效應(yīng)極易形成區(qū)域種植的一體化與專業(yè)化。顯然，數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚。而農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)需求增大，提高其選擇農(nóng)機(jī)服務(wù)的可能性。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚表現(xiàn)為某種農(nóng)作物種植規(guī)模的擴(kuò)大與區(qū)域種植專業(yè)化，進(jìn)而對(duì)相應(yīng)的農(nóng)業(yè)機(jī)械的需要也隨之?dāng)U大［18］。農(nóng)業(yè)區(qū)域橫向分工誘發(fā)農(nóng)業(yè)地理集聚，農(nóng)業(yè)橫向分工和連片專業(yè)化能擴(kuò)大市場(chǎng)容量促進(jìn)農(nóng)業(yè)縱向分工深化與農(nóng)業(yè)服務(wù)外包［19］。且現(xiàn)有研究表明生產(chǎn)集聚每提高1%，農(nóng)機(jī)服務(wù)水平將會(huì)增加22.1%［20］。基于此，提出假說4。

假說4：數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過推動(dòng)農(nóng)業(yè)集聚的形成，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型設(shè)定

首先，為考察數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響，基于前文理論分析，構(gòu)建基準(zhǔn)模型如式（1）所示。

Aserveit=а0+а1Decoit+а2Xit+μi+δt+εit（1）

式中：Aserveit——農(nóng)機(jī)服務(wù)外包；Decoit——數(shù)字經(jīng)濟(jì)；i——省份；t——年份；а0、а1、а2——系數(shù)；Xit——控制變量；μi——地區(qū)固定效應(yīng)；δt——時(shí)間固定效應(yīng)；εit——隨機(jī)誤差項(xiàng)。

其次，為進(jìn)一步驗(yàn)證數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響機(jī)制，本文借鑒Baron等［21］的研究方法，在式（1）的基礎(chǔ)上，設(shè)定如式（2）、式（3）所示的機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

Mecit=β0+β1Decoit+β2Xit+μi+δt+εit（2）

Aserveit=λ0+λ1Decoit+λ2Mecit+λ3Xit+μi+δt+εit（3）

式中：Mecit——機(jī)制變量，非農(nóng)就業(yè)（Nemp）、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（Social）以及產(chǎn)業(yè)集聚（AIG）；β0、β1、β2、λ0、λ1、λ2、λ3——系數(shù)。

最后，為考察數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包可能存在的非線性關(guān)系，通過引入面板門檻模型探討其影響，其模型設(shè)定如式（4）所示。

Aserveit=α1Decoit×I（q≤ρ）+α2Decoit×I（q>ρ）+α3Xit+μi+δt+εit（4）

式中：q——門檻變量，市場(chǎng)化（Market）和老齡化（Aging）；I（·）——指示性函數(shù)；ρ——門檻值；α1、α2、α3——系數(shù)。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

本文的被解釋變量為農(nóng)機(jī)服務(wù)外包（Aserve），參考戴浩等［13］的做法，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)中使用外包服務(wù)更為普遍的耕、種、收三個(gè)生產(chǎn)外包環(huán)節(jié)來綜合衡量農(nóng)機(jī)服務(wù)外包程度，并借鑒農(nóng)業(yè)農(nóng)村部《2007版中華人民共和國(guó)農(nóng)業(yè)行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)》對(duì)上述三個(gè)環(huán)節(jié)的貢獻(xiàn)度分別賦值為0.4、0.3、0.3。計(jì)算公式為：農(nóng)機(jī)服務(wù)外包=0.4×機(jī)耕環(huán)節(jié)外包面積占比+0.3×機(jī)播環(huán)節(jié)外包面積占比+0.3×機(jī)收環(huán)節(jié)外包面積占比。

2.2.2 核心解釋變量

本文的核心解釋變量為數(shù)字經(jīng)濟(jì)（Deco），借鑒趙濤等［2］的做法，從互聯(lián)網(wǎng)普及率、數(shù)字金融、相關(guān)從業(yè)人員情況、移動(dòng)電話普及率以及相關(guān)產(chǎn)出情況五方面構(gòu)建數(shù)字經(jīng)濟(jì)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。其中互聯(lián)網(wǎng)普及率采用互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)衡量、數(shù)字金融采用北京大學(xué)數(shù)字金融研究院發(fā)布的數(shù)字普惠金融指數(shù)衡量、相關(guān)從業(yè)人員情況采用計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件從業(yè)人員與城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)占比衡量、移動(dòng)電話普及率采用移動(dòng)電話用戶數(shù)衡量、相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出情況采用人就電信業(yè)務(wù)量衡量。使用熵值法對(duì)上述指標(biāo)進(jìn)行測(cè)算。

2.2.3 其他變量

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，機(jī)制變量非農(nóng)就業(yè)（Nemp）采用第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)與三產(chǎn)就業(yè)人數(shù)的比重衡量［13］；社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（Social）借鑒顧江等［22］的做法，從人口密度、移動(dòng)電話普及率、教育程度以及互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)數(shù)四方面通過熵值法測(cè)算；產(chǎn)業(yè)集聚（AIG）基于區(qū)域熵進(jìn)行測(cè)度，以各省農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值與全國(guó)農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比值除以各省生產(chǎn)總值與全國(guó)生產(chǎn)總值的比值衡量農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚［23］。

為避免遺漏變量產(chǎn)生結(jié)果偏誤，本文選取如下控制變量：農(nóng)民收入（Income）采用農(nóng)村居民人均可支配收入衡量；地區(qū)經(jīng)濟(jì)（GDP）采用農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)總值衡量；勞動(dòng)力價(jià)格（Lprice）采用農(nóng)村居民人均工資性收入衡量；種植結(jié)構(gòu)（Rrice）采用糧食播種面積與農(nóng)作物播種面積比重衡量；城鎮(zhèn)化（Urban）采用城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诒戎睾饬?；種植規(guī)模（Scale）采用農(nóng)作物播種面積衡量；地形（Terrain）借鑒王亞輝等［24］的做法，將我國(guó)劃分為平原和丘陵兩大地形區(qū)，通過構(gòu)建虛擬變量，將平原地區(qū)賦值為1，丘陵地區(qū)賦值為0。

2.3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文的研究對(duì)象為2011—2021年我國(guó)31個(gè)省（市、自治區(qū)），樣本量為341。數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械工業(yè)年鑒》、《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、EPS數(shù)據(jù)庫(kù)以及各?。ㄊ?、自治區(qū)）統(tǒng)計(jì)局。在進(jìn)行實(shí)證分析前，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：首先，為減少異方差，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理；其次，經(jīng)方差膨脹因子檢驗(yàn)，VIF最大值小于10，故排除多重共線性問題。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

3 實(shí)證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸分析

表2為使用FGLS模型的回歸結(jié)果。觀察結(jié)果可知，無(wú)論是否納入控制變量，抑或控制省份效應(yīng)和年份效應(yīng)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響均顯著為正，初步證實(shí)數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包具有促進(jìn)作用的假說，假說1得到驗(yàn)證。具體而言，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)為0.349。在1%的水平上顯著，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)每提升1個(gè)單位，農(nóng)機(jī)服務(wù)外包將會(huì)提升0.349個(gè)單位?？赡艿脑蚴牵簲?shù)字經(jīng)濟(jì)降低農(nóng)業(yè)市場(chǎng)信息獲取成本，使得農(nóng)戶與農(nóng)機(jī)服務(wù)主體談判地位均等。同時(shí)通過數(shù)字化技術(shù)遠(yuǎn)程調(diào)配農(nóng)機(jī)作業(yè)，有效緩解農(nóng)機(jī)資源錯(cuò)配，并且數(shù)字經(jīng)濟(jì)潛移默化改變農(nóng)戶傳統(tǒng)的耕作思想觀念，以機(jī)械耕作取代勞動(dòng)力，從而刺激農(nóng)機(jī)服務(wù)市場(chǎng)的發(fā)育。從控制變量的回歸結(jié)果看，除勞動(dòng)力價(jià)格的系數(shù)為負(fù)外，其余變量系數(shù)均為正，變量結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。

3.2 內(nèi)生性與穩(wěn)健性分析

3.2.1 內(nèi)生性討論

首先，雖然本文選取多個(gè)控制變量納入模型回歸，但相關(guān)控制變量難以窮盡，可能存在遺漏變量問題，最終導(dǎo)致回歸結(jié)果有偏。其次，數(shù)字經(jīng)濟(jì)基于評(píng)價(jià)指標(biāo)體系測(cè)算所得，限于數(shù)據(jù)獲取與不可觀測(cè)等因素，可能存在測(cè)算誤差等問題。再者，數(shù)字經(jīng)濟(jì)與農(nóng)機(jī)服務(wù)外包之間可能存在互為因果關(guān)系。鑒于此，本文參考相關(guān)學(xué)者的做法［2］，以1984年各省的固定電話數(shù)與上一年全國(guó)互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)構(gòu)建交互項(xiàng)，作為數(shù)字經(jīng)濟(jì)的工具變量。一方面，數(shù)字經(jīng)濟(jì)作為互聯(lián)網(wǎng)的延續(xù)發(fā)展，當(dāng)?shù)貧v史上的互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)設(shè)施水平必然影響后續(xù)階段數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度，滿足工具變量選取的相關(guān)性要求。另一方面，隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，以固定電話為代表的傳統(tǒng)電信行業(yè)對(duì)當(dāng)今社會(huì)的影響逐漸式微，更難對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包市場(chǎng)產(chǎn)生影響，滿足工具變量選取的排他性要求。因此，本文通過構(gòu)建數(shù)字經(jīng)濟(jì)的工具變量，采用IV-2SLS和IV-GMM兩種方法識(shí)別數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包影響的凈效應(yīng)。

表3列（1）、列（2）分別為IV-2SLS與IV-GMM的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在第一階段回歸中，工具變量和內(nèi)生變量數(shù)字經(jīng)濟(jì)的系數(shù)顯著為正，且在弱工具變量檢驗(yàn)中Wald統(tǒng)計(jì)量為23.956，明顯高于其10%的臨界值，表明以1984年各省的固定電話數(shù)與上一年全國(guó)互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)的交互項(xiàng)作為數(shù)字經(jīng)濟(jì)的工具變量較為合理，對(duì)數(shù)字經(jīng)濟(jì)具有解釋力。在第二階段回歸中，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)均為0.286，通過1%的顯著性檢驗(yàn)，且LM統(tǒng)計(jì)量P值為0，顯著拒絕工具變量識(shí)別不足的原假設(shè)。綜上，在考慮內(nèi)生性問題后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的發(fā)展仍具有顯著的推動(dòng)作用，假說1進(jìn)一步得到驗(yàn)證。

3.2.2 穩(wěn)健性分析

為確保前文研究結(jié)論的穩(wěn)健可靠性，本文還采取了三種策略進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。策略一，更換模型。將基準(zhǔn)回歸采用的FGLS模型替換為固定效應(yīng)模型，回歸結(jié)果見表3列（3），結(jié)果顯示，除回歸系數(shù)與基準(zhǔn)回歸有所不同外，作用方向一致且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健可靠。策略二，剔除極端值。避免存在極端值導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)偏誤，本文對(duì)所有變量進(jìn)行1%和99%分位數(shù)縮尾處理，結(jié)果見表3列（4）。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)回歸系數(shù)為0.353，通過顯著性檢驗(yàn)，與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，說明前文研究結(jié)果穩(wěn)健。策略三，剔除直轄市。考慮到直轄市可能因地位的特殊性和政策傾斜性，其數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，與其他省份存在過大差距，進(jìn)而對(duì)本文研究結(jié)果造成偏誤。因此，本文剔除北京市、重慶市、天津市和上海市四個(gè)直轄市的樣本后重新回歸，結(jié)果見表3列（5）?；貧w結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相差不大，再次證實(shí)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)有利于農(nóng)機(jī)服務(wù)外包發(fā)展這一觀點(diǎn)。

3.3 作用機(jī)制分析

基于前文理論分析，為進(jìn)一步驗(yàn)證數(shù)字經(jīng)濟(jì)能否通過非農(nóng)就業(yè)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和產(chǎn)業(yè)集聚途徑促進(jìn)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包，根據(jù)式（2）和式（3）進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4所示。

1） ?非農(nóng)就業(yè)效應(yīng)。表4列（1）～列（2）報(bào)告以非農(nóng)就業(yè)為機(jī)制變量的回歸結(jié)果。由列（1）可知，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)非農(nóng)就業(yè)的回歸系數(shù)為0.626，在1%的水平上顯著，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展顯著促進(jìn)了非農(nóng)就業(yè)。列（2）顯示，在納入了非農(nóng)就業(yè)機(jī)制變量后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)和非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)分別為0.0145和0.183，均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，與基準(zhǔn)回歸相比，系數(shù)從0.349下降至0.0145，表明非農(nóng)就業(yè)在數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的過程中存在部分中介效應(yīng)，假說2得到驗(yàn)證。

2） ?社會(huì)網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)。表4列（3）～列（4）報(bào)告了以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為機(jī)制變量的回歸結(jié)果。由列（3）可知，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)非農(nóng)就業(yè)的回歸系數(shù)為0.775，在1%的水平上顯著，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展顯著強(qiáng)化了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系。列（4）顯示，在納入了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)機(jī)制變量后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)分別為0.111和0.0296，均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，與基準(zhǔn)回歸相比，系數(shù)從0.349下降至0.111，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的過程中存在部分中介效應(yīng)，假說3得到驗(yàn)證。

3） ?產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)。表4列（5）～列（6）報(bào)告以產(chǎn)業(yè)集聚為機(jī)制變量的回歸結(jié)果。由列（5）可知，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的回歸系數(shù)為0.0496，在1%的水平上顯著，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展顯著促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)集聚。列（6）顯示，在納入了產(chǎn)業(yè)集聚機(jī)制變量后，數(shù)字經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)分別為0.190和0.123，均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，與基準(zhǔn)回歸相比，系數(shù)從0.349下降至0.190，表明產(chǎn)業(yè)集聚在數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的過程中存在部分中介效應(yīng)，假說4得到驗(yàn)證。

3.4 門檻效應(yīng)分析

鑒于數(shù)字經(jīng)濟(jì)與市場(chǎng)化程度息息相關(guān)，且目前我國(guó)人口老齡化問題嚴(yán)重，老齡化與數(shù)字技術(shù)是否相悖，有待驗(yàn)證。因此，本文擬探究在數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包影響的過程中，是否存在市場(chǎng)化和老齡化的門檻效應(yīng)。通過Bootstrap反復(fù)抽樣1 000次，得到以市場(chǎng)化和老齡化為門檻值的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，如表5所示。

1） ?老齡化的門檻效應(yīng)。由表5可知，以老齡化為門檻變量時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響通過了單一門檻的顯著性檢驗(yàn)，未通過雙重門檻和三重門檻的顯著性檢驗(yàn)。也就是說，數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響農(nóng)機(jī)服務(wù)外包存在老齡化的單一門檻效應(yīng)，門檻值為0.017 1。表6列（1）匯報(bào)了以老齡化為門檻變量的回歸結(jié)果，當(dāng)老齡化低于0.017 1時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)為0.244，在1%的水平上顯著。當(dāng)老齡化水平高于0.017 1時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)為-0.012 5，通過5%的顯著性檢驗(yàn)。可見，隨著人口老齡化程度的加深，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的作用由促進(jìn)轉(zhuǎn)為抑制，呈現(xiàn)逆轉(zhuǎn)效應(yīng)。在人口老齡化程度較低時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包具有顯著的促進(jìn)作用，當(dāng)老齡化高于0.017 1時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包則具有顯著的阻礙作用?？赡苁且?yàn)?，?dāng)老齡化程度較低時(shí)，雖然農(nóng)戶的體力難以支撐其從事農(nóng)事活動(dòng)，但出于生計(jì)需要，農(nóng)戶勉強(qiáng)能使用互聯(lián)網(wǎng)、手機(jī)等數(shù)字化手段匹配尋找農(nóng)機(jī)服務(wù)提供方，通過線上比價(jià)、詢問熟人等方式獲得農(nóng)機(jī)服務(wù)。數(shù)字經(jīng)濟(jì)作為一種技能偏向型技術(shù)進(jìn)步，對(duì)教育程度較低，年齡較大的農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)作業(yè)的影響有限。隨著老齡化程度的加深，農(nóng)戶因數(shù)字技能、身體素質(zhì)等多方原因?qū)е缕浔粩?shù)字經(jīng)濟(jì)排斥在外，此時(shí)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包呈現(xiàn)抑制效應(yīng)。

2） ?市場(chǎng)化的門檻效應(yīng)。由表5可知，以市場(chǎng)化為門檻變量時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響通過了單一門檻的顯著性檢驗(yàn)，未通過雙重門檻和三重門檻的顯著性檢驗(yàn)。也就是說，數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響農(nóng)機(jī)服務(wù)外包存在市場(chǎng)化的單一門檻效應(yīng)，門檻值為3.2500。表6列（2）匯報(bào)了以市場(chǎng)化為門檻變量的回歸結(jié)果，當(dāng)市場(chǎng)化低于3.25時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)為0.0317，在1%的水平上顯著。當(dāng)市場(chǎng)化水平高于3.25時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)為0.565，通過1%的顯著性檢驗(yàn)?？梢?，隨著市場(chǎng)化水平的提高，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包促進(jìn)作用表現(xiàn)出顯著的邊際遞增特征。在市場(chǎng)化程度較低時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)每提升1%，農(nóng)機(jī)服務(wù)外包水平將會(huì)提高3.17%；當(dāng)市場(chǎng)化程度較高時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)每提升1%，農(nóng)機(jī)服務(wù)外包水平將會(huì)提高56.5%。也就是說隨著市場(chǎng)化程度的發(fā)展與提高，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的促進(jìn)作用愈發(fā)強(qiáng)烈?？赡苁且?yàn)槭袌?chǎng)化程度較低時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)處于發(fā)展初期，由于基礎(chǔ)設(shè)施的不完善，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的促進(jìn)作用微弱，導(dǎo)致農(nóng)機(jī)服務(wù)發(fā)展相對(duì)緩慢。隨著市場(chǎng)化水平的提高，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也隨之增加，數(shù)字化、網(wǎng)絡(luò)通訊、大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈等技術(shù)趨于完善，充分釋放數(shù)字要素價(jià)值，對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的促進(jìn)作用遞增。

3.5 異質(zhì)性分析

3.5.1 地理異質(zhì)性分析

基于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的差異，將我國(guó)劃分為東、中、西部三大地區(qū)，表7列（1）～列（3）分別匯報(bào)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)東、中、西部地區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的區(qū)域差異。數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)東、中、西部的回歸系數(shù)依次為0.045 9、0.124和0.325，均通過顯著性檢驗(yàn)，表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)西部農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的作用高于東中部地區(qū)。可能是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)由于數(shù)字化技術(shù)打破了束縛傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展的障礙，農(nóng)戶通過數(shù)字通訊工具突破了地理限制找尋農(nóng)機(jī)服務(wù)主體，在降低信息搜尋成本的同時(shí)極大地提高了農(nóng)業(yè)服務(wù)效率，有力推動(dòng)了農(nóng)機(jī)服務(wù)市場(chǎng)的發(fā)育。相較于經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的東中部地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)西部地區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)的邊際效應(yīng)更高，使得數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)西部地區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的促進(jìn)作用更顯著。

3.5.2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)功能異質(zhì)性

基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)功能定位的差異，將我國(guó)劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷區(qū)和糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)，表7列（4）～列（6）分別匯報(bào)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷區(qū)和糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響。數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)和糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包系數(shù)分別為0.908和0.425，且均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，而糧食主銷區(qū)未通過。這表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)和糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包促進(jìn)作用比糧食主銷區(qū)明顯。可能是因?yàn)榧Z食主產(chǎn)區(qū)因其糧食生產(chǎn)的功能定位，糧食產(chǎn)業(yè)體系龐大且農(nóng)業(yè)體量較大，為農(nóng)機(jī)服務(wù)市場(chǎng)的發(fā)展奠定了良好的基礎(chǔ)；而糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)既擔(dān)負(fù)糧食生產(chǎn)的重?fù)?dān)，兼顧糧食銷售的任務(wù)，該區(qū)域農(nóng)業(yè)體量?jī)H次于糧食主產(chǎn)區(qū)，因此，在數(shù)字經(jīng)濟(jì)的加持下，糧食主產(chǎn)區(qū)和糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的發(fā)展勢(shì)頭較好。糧食主銷區(qū)大多省份為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，支柱產(chǎn)業(yè)以第三產(chǎn)業(yè)為主，糧食主要依賴其他省份供給。該地區(qū)雖然數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度高，但由于其農(nóng)業(yè)體量微小，導(dǎo)致數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)糧食主銷區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的促進(jìn)作用不顯著。

3.5.3 地形異質(zhì)性

基于地形差異，將我國(guó)劃分為平原和丘陵兩類地形區(qū)［24］，表7列（7）～列（8）分別匯報(bào)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)平原和丘陵地區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響。數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)平原地區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)為0.411，明顯高于丘陵地區(qū)的回歸系數(shù)0.250，但兩者均在1%的水平上顯著。表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)平原地區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包促進(jìn)作用優(yōu)于丘陵地區(qū)?？赡苁且?yàn)槠皆貐^(qū)地勢(shì)平整開闊，便于農(nóng)機(jī)下田作業(yè)；丘陵地區(qū)因地形崎嶇、田塊分散等原因限制農(nóng)機(jī)服務(wù)的發(fā)展。

4 結(jié)論與建議

本文基于2011—2021年全國(guó)31個(gè)省（市、自治區(qū)）面板數(shù)據(jù)，利用FGLS模型、IV-2SLS、IV-GMM、門檻模型等方法，實(shí)證檢驗(yàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的影響效應(yīng)與作用機(jī)理，研究發(fā)現(xiàn)：第一，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包具有顯著的促進(jìn)作用，在排除內(nèi)生性問題以及進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該結(jié)論仍成立。具體而言，數(shù)字經(jīng)濟(jì)每提升1個(gè)單位，農(nóng)機(jī)服務(wù)外包將會(huì)提升0.349個(gè)單位。第二，機(jī)制檢驗(yàn)表明，數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)、強(qiáng)化社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與產(chǎn)業(yè)集聚等途徑間接推動(dòng)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包。第三，門檻檢驗(yàn)表明，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包存在老齡化的逆轉(zhuǎn)效應(yīng)和市場(chǎng)化的邊際遞增效應(yīng)。具體而言，當(dāng)老齡化低于門檻值0.017 1時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)為0.244；當(dāng)老齡化水平高于門檻值0.017 1時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)為-0.012 5，隨著人口老齡化程度的加深，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的作用由促進(jìn)轉(zhuǎn)為抑制，呈現(xiàn)逆轉(zhuǎn)效應(yīng)。當(dāng)市場(chǎng)化低于門檻值3.250 0時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)為0.031 7；當(dāng)市場(chǎng)化水平高于3.250 0時(shí)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的回歸系數(shù)為0.565，即隨著市場(chǎng)化水平的提高，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包促進(jìn)作用表現(xiàn)出顯著的邊際遞增特征。第四，異質(zhì)性表明，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包呈現(xiàn)出顯著的地理差異、農(nóng)業(yè)功能區(qū)差異和地形區(qū)位差異，數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)西部地區(qū)、糧食主產(chǎn)區(qū)和平原地區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的促進(jìn)更明顯。

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下建議。

第一，加快推進(jìn)農(nóng)村數(shù)字化建設(shè)，助力農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)。本文研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)能顯著提升農(nóng)機(jī)服務(wù)外包水平，是實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)銜接的重要手段。因此加快普及農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)、寬帶通信以及移動(dòng)網(wǎng)絡(luò)等數(shù)字化基建，充分發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的促進(jìn)作用。

第二，合理應(yīng)對(duì)非農(nóng)就業(yè)，加強(qiáng)鄰里聯(lián)系。政府開展數(shù)字化農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)培訓(xùn)，依據(jù)農(nóng)戶生產(chǎn)生活需求設(shè)計(jì)培訓(xùn)內(nèi)容，提升農(nóng)戶接受數(shù)字化信息技術(shù)的能力，倡導(dǎo)農(nóng)村青壯年通過互聯(lián)網(wǎng)等線上培訓(xùn)提高職業(yè)技能和就業(yè)機(jī)會(huì)，進(jìn)而推動(dòng)農(nóng)機(jī)服務(wù)市場(chǎng)的發(fā)展。同時(shí)，農(nóng)戶鄰里、村落間進(jìn)一步加強(qiáng)聯(lián)系，通過鄰里口碑效應(yīng)推廣農(nóng)機(jī)服務(wù)，擴(kuò)大農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)半徑。

第三，提高市場(chǎng)化程度，深化產(chǎn)業(yè)集聚與分工。借助數(shù)字化平臺(tái)搭建農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)綜合平臺(tái)，匯集農(nóng)業(yè)的產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后各生產(chǎn)環(huán)節(jié)主體，實(shí)現(xiàn)面對(duì)面供需對(duì)接，減少服務(wù)供需雙方交易成本，縱向深化農(nóng)業(yè)分工。

第四，區(qū)域協(xié)同發(fā)展，消弭數(shù)字鴻溝。數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)不同區(qū)域農(nóng)機(jī)服務(wù)采納的影響各具差異，故區(qū)域要通力合作、協(xié)調(diào)發(fā)展。數(shù)字經(jīng)濟(jì)對(duì)西部地區(qū)農(nóng)機(jī)服務(wù)外包的邊際貢獻(xiàn)最高，是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)整體數(shù)字化程度偏低，因此要加大對(duì)西部地區(qū)數(shù)字化程度的建設(shè)與發(fā)展，增加網(wǎng)絡(luò)服務(wù)工程進(jìn)村入戶的補(bǔ)貼，通過數(shù)字化建設(shè)推動(dòng)西部地區(qū)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)發(fā)展。對(duì)于糧食主銷區(qū)和丘陵地區(qū)，推動(dòng)農(nóng)機(jī)服務(wù)向數(shù)字化轉(zhuǎn)型，加速數(shù)字化信息技術(shù)與本地農(nóng)機(jī)服務(wù)的融合。

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基金項(xiàng)目：湖北省教育廳科技處研究項(xiàng)目（B2021435）

第一作者：杜冰，女，1997年生，河南南陽(yáng)人，碩士研究生；研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)。E-mail： dubingemail@163.com

通訊作者：羅明，女，1984年生，湖北荊州人，教授，碩導(dǎo)；研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。E-mail： 18043258@qq.com