農村電商發展水平對脫貧的門檻效應分析

賀　紅

農村電商發展水平對脫貧的門檻效應分析

賀紅

（長江職業學院湖北武漢430084）

“互聯網與精準扶貧”逐漸成為我國農村脫貧的全新模式，而農村電商的發展水平也在我國農村脫貧工作中發揮了極為重要的作用。文章分析了農村電商的發展水平對農村脫貧門檻產生的效應，希望借此可以早日實現脫貧目標。

農村脫貧；農村電商；門檻效應

信息減貧這一概念最早出現在1984年，而在當前互聯網這一時代環境的鄉村振興工作之中，鄉村電商逐漸變成了扶貧或者脫貧的核心驅動力。在農村電商中，互聯網技術是最為重要的一個載體，以此可以快速實現信息的發布及獲取、供求雙方所需資源跨地域的高效匹配與大數據的科學分析和預測，讓農民擺脫了信息不對稱所產生的束縛，并在整個互聯網范圍中打破了市場地區等限制，科學整合了優勢資源，進而顯著提升扶貧績效。

1 背景分析

隨著近些年互聯網技術的不斷發展，電商行業成為目前較為熱門的一個行業，而農村電商也成為扶貧工作中極為關鍵的途徑與力量。就農村電商發展水平而言，它對于農村脫貧工作的展開有十分重要的意義，現存文獻已對農村電商與脫貧水平做了對應研究，并且取得了相應成果，然而在以下方面依舊存有缺陷。首先，雖然發展農村電商是一種極為重要且有效的脫貧方式，并且它得到了廣泛的應用，但是此領域可以發揮引導性作用的觀念與理論型研究相對較少；其次，現階段所開展的相關研究大多將農村電商的發展水平和脫貧水平當作重點，并以此由理論層面進行了研究和分析，從而忽略了二者間存在的關系[1]。

2 門檻模型的設定以及描述性統計

2.1 構建門檻模型

為了深入探究與分析處在不同環境中的農村地區電商發展水平對農村脫貧的作用機制，文章特意采取了面板門檻這一模型來做實證分析和研究。

倘若平衡面板的集合是{Z,Q,X：1≤＜，≤≤}，而單一化的門檻模型則能夠通過以下方式進行表示：

Z=a+1X×（Q≤）+2X×（Q＞）+（1）

式（1）中，被解釋變量和解釋變量分別通過Z與X表示；省份與對應的年份用和來表示；門檻變量與待估計的門檻值通過Q與進行表示；個體的固定效應為a；是一個特殊的指示函數，需要依據其括號之中表達式的真偽來判斷最終取值，若為真則取1，若為假則取2；是滿足正態分布關系的隨機性干擾項；而1與2是變量系數，假如1≠2，就表示存在門檻效應[2]。

門檻模型中的門檻值屬于未知量，一般情況下會受到樣本數據特點等影響。利用有關文獻總結與梳理，能夠發現其中所涉及的文獻絕大多數都采用格珊搜索法來確定其中的，如果將作為的最終取值，那么此時門檻模型的殘差平方和即（）是最小數值，也就是=argmin（）。等到門檻值估計工作完成以后，還要對它進行進一步檢驗，①保證門檻的估計值和真實值之間保持一致；②門檻效應顯著性。

2.2 選取變量和數據說明

（1）測算被解釋變量（即農村的脫貧水平）。

脫貧水平ROP屬于被解釋變量，一般由各個省份內農村地區對應的恩格爾系數表示，即食物支出于總支出之中所占比重。倘若ROP屬于負向指標時，此時恩格爾系數相對偏低，也就是該地區脫貧水平偏高。

（2）測算門檻依賴變量（即農村電商的實際發展水平）。

文章將我國農村地區電商的實際發展情況當作基礎與前提，同時考慮了數據可獲得性等因素，以此構建起了評價我國農村電商發展水平的指標體系，其中主要包括以下幾個方面：農村地區人均可調配收入、第一產業生產總數值、社會消費品總零售額中農村地區消費產品的銷售額所占比重、第一產業提升值在地區生產的總值之中所占比重以及農村地區互聯網的普及率等。其中各項指標數據都來自當地政府在對應時期所公布的報表。由于熵值法有完全按照各個指標變異的程度來對指標權重進行確定，進而防止人為因素對權重產生影響等優秀特性，因此文章選用熵值法對評價指標體系當中不同的指標做賦權處理，并且按照各個指標權重來測算農村電商的發展水平[3]。

（3）測算門檻變量（即農村地區的人力資本）。

以數據的可獲得性為考慮依據，應用農村地區勞動力受教育的水平和受教育的年限等指標衡量農村人力資源即HRC，將各個區域中受過教育的勞動力比重和對應的受教育時長相乘，就可以計算出此區域之中勞動力平均的受教育年限。文盲與半文盲受教育年限一般是0.5年及以下，小學受教育年限是6年，初中受教育年限是9年，高中受教育年限是12年，而中專、大專和本科受教育年限則是15.5年。另外研究生的受教育年限是19年。上述數據都收錄在對應時期有關部門出臺的《中國農村統計年鑒》之中。

3 實踐檢驗及分析

3.1 對門檻效應的檢驗

對所構建的模型做門檻效應檢驗是檢驗的首個環節，借此能夠確定門檻模型設定的形式。依據上述設計，將農村地區的人力資本當作門檻變量，最終檢驗的結果如表1和圖1所示。文章主要通過統計量和Bootstrap等方法來判斷模型門檻個數并得到所需的值。簡言之單一門檻和雙門檻及三重門檻能夠超越1%、5%以及10%水平的檢驗。按照實際通過情況來挑選門檻模型并以此開展計量分析等相關工作。

圖1　門檻數值似然比函數示意圖

將農村的人力資本當作門檻變量，通過Bootstrap反復抽樣，最終通過近300次的仿真實驗得到最終的值。由圖1可以發現，雙重門檻以及單一門檻值分別是0.013 3與0.000 0，而三重門檻檢驗數值則是0.473 3，由上述數據可得農村電商的發展水平和農村脫貧間存在門檻效應。

3.2 區域劃分和門檻值的估計

門檻檢驗達標之后，還需要識別雙重門檻之中兩個不同的門檻數值。其中第一、二門檻值得似然估計值與95%的置信區間分別是2.143 0、2.306 8，[2.135 7，2.145 4]、[2.298 7，2.311 7]。由此可以看出上述門檻值所對應的其95%置信區間的范圍幅度較小，二門檻值識別的效果則較為顯著。另外，若門檻值處在與之所對應的置信區間中時，它們的似然估計值往往不會超過5%顯著水平臨界值。所以，真實門檻值以及估計門檻值實際上是相等的關系。

依據兩個門檻數值大小，可以把各個省份劃分成三個大區域，即農村人力資本低、中以及高水平三個區域。對于低水平的農村人力資本區域而言，它的RHC通常小于2.143 0；而若RHC數值處在對應期間中則可被稱作中等水平的農村人力資本區域，最后如果RHC超過了2.306 8，那么便可將其劃入高水平的農村人力資本區域之中。

3.3 門檻模型的回歸結果與分析

確定了門檻值以后，便能夠估計出非線性的雙重門檻模型系數。具體結果可見表2。

表2　將被解釋變量當作脫貧水平門檻模型的估計結果

由表2可知，借助雙重門檻之中的門檻數值將樣品分為了三個主要部分，其中農村電商發展的水平以及脫貧之間存在明顯聯系，農村脫貧會受農村電商發展水平直接影響。就農村電商發展水平來說，它對農村脫貧留下的印象會因為當地人力資源的強化而表現出一種更加顯著且科學化的雙重門檻效應。除此之外，文章通過分析發現，只有越過了第二門檻值之后，我國農村電商的發展水平才會對當地脫貧水平形成相對顯著的干預與影響，而且當發展水平不斷提升時，它影響的力度也會愈發增大。因此，農村電商的發展水平能夠對農村脫貧發揮有效的推動作用，最主要的一點即農村人力資本水平，如果農村人力資本水平達到了一定高度（即跨過了首個門檻值以后），那么農村電商的發展水平在農村脫貧中所具有的影響才可以得到有效釋放與展現。

4 結語

政府部門應總結和整理現階段我國電商扶貧、脫貧等工作，精準把握電商扶貧要點，以此來提高農民的參與程度，總結和掌握形成的全新理念與模式，進而給農業生產等工作帶去全新的體驗。另外，還要高度重視有關人才，強化專業人才的作用。改善和優化農村地區的電商環境，高度重視提高人力資本水平的重要性，鼓勵當地青年開展相關領域的創業，盡早實現脫貧的目標。

[1]馬迪.農村電商助力脫貧攻堅對策研究[J].農村經濟與科技,2020,31(17):156-157.

[2]雷明,袁旋宇,姚昕言.農村電商助力脫貧攻堅存在的問題及對策[J].農村工作通訊,2020(17):14-16.

[3]胡蘭,陳權,王紫微,等.電子商務助力農村脫貧攻堅的前景及問題探析[J].現代農業研究,2020,26(8):50-51.

賀紅（1971- ），女，湖南岳陽人，碩士，教授，研究方向：電子商務和職業教育。

10.3969/j.issn.2095-1205.2020.11.54

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2095-1205(2020)11-111-02