櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏 ＨＵＡＮＡＮ　ＮＯＮＧＹＥ　ＤＡＸＵＥ　ＸＵＥＢＡＯ 【农业可持续发展】 地缘关系视角下的中国食物对外依赖风险 宋海英，王　靖（１） 粮食安全观的转变与构建 陈　涛，邓大才（１０） 数字经济驱动中国农业现代化的机制与效应 傅华楠，李晓春（１８） 【农民问题】 数字时代农民工的城乡迁移 易法敏，王修梅（３２） 农村人口老龄化对农业高质量发展的影响 唐小平，蒋　健（４５） 返乡抑或留城：农民工劳动力供求结构分析 艾　慧，张曼琦 （５７） 櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏 　期刊基本参数：ＣＮ４４－１５５９／Ｃ２００２ｂ１６１４０ｚｈＰ ￥１０００１０００１２２０２３．０５

櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏 社会科学版 目　　次　　２０２３年第 ３期　　 　　 　　 （双月刊） 总第 ９７期 数字乡村对农户创业的影响机理 张　雷，孙光林 （６９） 【经济与管理】 粮食安全视角下的农业水资源风险及其治理重点 杨　鑫，穆月英（８３） 农业要素市场关联与农地经营权流转效率损失 袁士超，王　健（９５） 【城乡社会】 农村公共物品的“诱致性供给过剩”及其治理 金江峰（１０７） 行政嵌套自治与现代简约治理 雷望红（１１６） 新时代十年中国的城乡融合发展之路 杨　骞，金华丽（１２７） 櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏櫏 责任编辑：李朝晖　毛　殷　杜晓艺　王　娟

ＪＯＵＲＮＡＬＯＦＳＯＵＴＨ ＣＨＩＮＡＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ （ＳＯＣＩＡＬＳＣＩＥＮＣＥＥＤＩＴＩＯＮ） Ｖｏｌ．２２　Ｎｏ．３　２０２３ ＣＯＮＴＥＮＴＳ ＲｉｓｋｏｆＣｈｉｎａ′ｓＦｏｏｄＤｅｐｅｎｄｅｎｃｅｏｎＦｏｒｅｉｇｎＣｏｕｎｔｒｉｅｓｆｒｏｍ ｔｈｅＰｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｏｆＧｅｏｐｏｌｉｔｉｃａｌＲｅｌａｔｉｏｎｓ ＳＯＮＧＨａｉｙｉｎｇ，ＷＡＮＧＪｉｎｇ（１） ＴｒａｎｓｆｏｒｍａｔｉｏｎａｎｄＣｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎｏｆＦｏｏｄＳｅｃｕｒｉｔｙＶｉｓｉｏｎ ＣＨＥＮＴａｏ，ＤＥＮＧＤａｃａｉ（１０） ＤｉｇｉｔａｌＥｃｏｎｏｍｙＤｒｉｖｅｓＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＭｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎｉｎＣｈｉｎａ：Ｍｅｃｈａｎｉｓｍ ａｎｄＥｆｆｅｃｔｓ ＦＵＨｕａｎａｎ，ＬＩＸｉａｏｃｈｕｎ（１８） ＵｒｂａｎＲｕｒａｌＭｉｇｒａｔｉｏｎｉｎｔｈｅＤｉｇｉｔａｌＥｒａ ＹＩＦａｍｉｎ，ＷＡＮＧＸｉｕｍｅｉ（３２） ＩｍｐａｃｔｏｆＲｕｒａｌＰｏｐｕｌａｔｉｏｎＡｇｉｎｇｏｎＨｉｇｈＱｕａｌｉｔｙＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ＴＡＮＧＸｉａｏｐｉｎｇ，ＪＩＡＮＧＪｉａｎ（４５） ＲｅｔｕｒｎｉｎｇＨｏｍｅｏｒＳｔａｙｉｎｇｉｎｔｈｅＣｉｔｙ：ＡｎａｌｙｓｉｓｏｎＬａｂｏｒＳｕｐｐｌｙａｎｄＤｅｍａｎｄＳｔｒｕｃｔｕｒｅｏｆＭｉｇｒａｎｔＷｏｒｋｅｒｓｉｎＣｈｉｎａ ＡＩＨｕｉ，ＺＨＡＮＧＭａｎｑｉ（５７） ＩｍｐａｃｔｉｎｇＭｅｃｈａｎｉｓｍ ｏｆＤｉｇｉｔａｌＶｉｌｌａｇｅｏｎＦａｒｍｅｒｓ′Ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐ ＺＨＡＮＧＬｅｉ，ＳＵＮＧｕａｎｇｌｉｎ（６９） ＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＷａｔｅｒＲｅｓｏｕｒｃｅｓＲｉｓｋｓａｎｄＧｏｖｅｒｎａｎｃｅＰｒｉｏｒｉｔｉｅｓｆｒｏｍ ｔｈｅＰｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｏｆＦｏｏｄＳｅｃｕｒｉｔｙ ＹＡＮＧＸｉｎ，ＭＵＹｕｅｙｉｎｇ（８３） ＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＦａｃｔｏｒＭａｒｋｅｔＣｏｒｒｅｌａｔｉｏｎａｎｄＥｆｆｉｃｉｅｎｃｙＬｏｓｓｏｆＲｕｒａｌＬａｎｄＴｒａｎｓｆｅｒ ＹＵＡＮＳｈｉｃｈａｏ，ＷＡＮＧＪｉａｎ（９５） ＩｎｄｕｃｅｄＯｖｅｒｓｕｐｐｌｙｏｆＲｕｒａｌＰｕｂｌｉｃＧｏｏｄｓａｎｄＩｔｓＧｏｖｅｒｎａｎｃｅ ＪＩＮＪｉａｎｇｆｅｎｇ（１０７） ＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｖｅＮｅｓｔｅｄＡｕｔｏｎｏｍｙａｎｄＭｏｄｅｒｎＭｉｎｉｍａｌＧｏｖｅｒｎａｎｃｅ ＬＥＩＷａｎｇｈｏｎｇ（１１６） Ｃｈｉｎａ′ｓＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＲｏａｄｏｎＵｒｂａｎＲｕｒａｌＩｎｔｅｇｒａｔｉｏｎｉｎＴｅｎＹｅａｒｓｏｆｔｈｅＮｅｗＥｒａ ＹＡＮＧＱｉａｎ，ＪＩＮＨｕａｌｉ（１２７）

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２３年第 ３期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２２卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 地缘关系视角下的中国食物对外依赖风险 宋海英１，王　靖２ （１．浙江外国语学院 国际商学院，浙江 杭州 ３１００２３；２．浙江科技学院 经济与管理学院，浙江 杭州 ３１００２３） 摘　要：基于 ＦＡＯ的食物生产和贸易数据、Ｇｏｏｇｌｅ的 ＧＤＥＬＴ事件数据，通过测算中国食物对外依赖率、 地缘关系强度、食物对外依赖风险指数，从地缘关系视角考察中国食物进口的对外依赖风险。研究表 明：中国的食物进口主要源自世界五大洲，其中大豆进口依赖美洲、牛肉进口依赖南美洲和大洋洲、婴儿 食品进口依赖欧洲、棕榈油进口依赖亚洲、大麦进口依赖欧洲和大洋洲；在进口依赖率提高与地缘关系 强度减弱的共同影响下，中国对巴西、新西兰、印度尼西亚、乌克兰等国的食物进口依赖风险逐渐扩大， 而对澳大利亚、乌拉圭、加拿大的食物进口依赖风险剧烈波动。因此，我国在增强食物自给能力的同时， 应不断拓宽食物进口渠道，降低贸易风险，并积极参与世界粮农治理，把握食物安全的主动权。 关键词：大食物观；食物进口；地缘关系；对外依赖风险 中图分类号：Ｆ７５２．６１；Ｆ７６２　　　 文献标识码：Ａ　　　 文章编号：１６７２－０２０２（２０２３）０３－０００１－０９ 一、引言 中国在全面建成小康社会后，不仅要达到粮食安全，还要保障食物的供给安全［１］；在确保口粮 绝对安全的前提下处理好食物供给侧的结构性保障问题［２］。植物油、肉类等非主粮产品全球供应 链的持续性和稳定性，是影响中国食物安全的重要内容［３－４］。国家统计局的数据显示，２０２１年中 国人口总数达 １４１３亿，比 ２０１０年增长 ５４４％；全国居民人均可支配收入比 ２０１０年提高 １８１倍。 收入与人口的快速增长拉动了食物需求。与此同时，中国城镇人口占比从 ２０１０年的 ４９９５％上升 到 ２０２１年的 ６４７２％，随着城市化、工业化发展与保障耕地资源之间的矛盾日趋尖锐，而国内农业 生产仍以小农为主，食物产量并未快速增长［５］，仅靠国内食物供给无法满足人民“吃的丰富多样和 营养健康”的需求。党的二十大报告明确指出，树立大食物观，构建多元化食物供给体系，不仅要 “立足国内”，稳定国内粮食产量；也要“适度进口”，发挥国外市场对国内食物供给的重要作用。可 见，有效利用国内国外两个市场、两种资源将是当前及今后一个时期保障国家食物安全的理性选 择。在当前地缘政治冲突加剧、不稳定性不确定性明显增强的背景下，如何从优化地缘关系的视 角降低食物的对外依赖风险就成为亟待解决的重要问题。 目前，国内外学者就食物对外依赖性展开了丰富的研究。总体上，中国食物供给越来越依靠 国际市场［６］，其中，对美国、澳大利亚的依赖性越来越强［７］。发展趋势上，中国农产品供需失衡日 益突出，食物进口不断增加［８］；中国农业竞争优势减弱导致食物自给率降低，未来供需缺口主要在 于高质量蛋白食物［９］。具体产品上，中国食物净进口呈扩大态势，其中谷物和油料自给率不断降 低且供需缺口持续拉大［１０－１１］。在食物进口依赖与食物安全的关系方面，“一带一路”沿线国家的 粮食贸易对中国粮食安全发挥重要作用［１２］；中国大豆进口依存度过高，进口来源过于集中，对粮食 　 　收稿日期：２０２３－０１－３０　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２３．０３．００１ 　基金项目：国家社会科学基金一般项目（２２ＢＪＹ０８６） 　作者简介：宋海英（１９７９—），女，江西吉安人，浙江外国语学院国际商学院教授，主要研究方向为食物安全、国际 农产品贸易。Ｅｍａｉｌ：ｈａｉｙｉｎｇｓｏｎｇ＠ｚｉｓｕ．ｅｄｕ．ｃｎ

２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 安全构成威胁［１３］；中国油脂油料严重依赖美国、乌克兰等，存在较大的进口依赖风险 。［１４］ 学者们也从地缘关系的视角对食物贸易展开了分析。多位学者认为，食物安全与地缘关系密 切相关［１５－１６］。在作用机理上，地缘关系通过信息传输产生跨国溢出效应［１７］，进而影响区域贸易合 作［１８－２０］。在国家层面，拉美地区食物安全与地缘关系存在密切的关联性［２１］。在产品层面，食物贸 易比其他产品的贸易更容易受政治因素的影响 ［２２］。从中国的角度看，既有学者认为中国农产品 进出口格局的转变面临地缘政治挑战［５］，也有学者指出双边关系对中国农产品进口产生显著的正 向作用［２３］，还有学者发现中国与粮食进口国之间的地缘关系强度不平衡 。［２４］ 通过梳理文献可见，学者们主要从总体上或变动趋势上考察中国粮食或农产品的对外依赖状 况，专门针对中国食物进口依赖风险的研究不多；同时，国内外学者主要讨论地缘政治关系对粮食 或农产品贸易的影响，直接测度中国与食物贸易伙伴国地缘关系强度的研究较少。因此，考虑到 食物贸易是保障中国食物安全的重要途径，且极易受国际政治关系的影响，在当前乌克兰危机升 级、贸易链条断裂、跨国供应链风险剧增的背景下，本文基于联合国粮食及农业组织（ＦＡＯ）的生产 和贸易数据，考察中国食物的对外依赖性，并利用 Ｇｏｏｇｌｅ的 ＧＤＥＬＴ事件数据，探究中国与食物贸 易伙伴国的地缘关系，进而测度中国食物的对外依赖风险，为保障国家食物安全提供参考依据。 二、中国食物进口依赖程度 （一）食物进口状况 　　首先，中国食物供需缺口日益扩大。ＦＡＯ 的数据①显示，２０２０年中国生产食物 ２１３４亿 吨②，消费食物 ２３０８亿吨，食物的供需缺口达 １７４亿 吨，比 ２０１０年 扩 大 了 １３９倍 （见 图 １）。在 ＦＡＯ统计的 ２１类食物③中，中国消费 量排前 ３位的食物依次为蔬菜、谷物、水果， ２０２０年这 ３类食物的需求量分别比 ２０１０年增 长了 ２５０６％、２６１９％和 ３９３９％。除了动物 脂肪、奶、酒精饮料、糖料作物 ４类食物的消费 图 １　２０１０—２０２０年中国食物的消费量、产量和进口量 小幅降低外，其余 １７类食物的需求量都有不 同程度的增加；坚果、豆类、水果需求量的增长率分别高达 ５１８４％、４８１６％和 ３９３９％。２０２０年， 中国仅有蔬菜、糖料作物等 ７类食物实现自给自足，另外 １４类食物均处于产不足需的状态，供需缺 口排前 ３位的食物依次为油料、块茎、肉类。需要提及的是，近年来中国对肉类、水果、酒精饮料、 糖等食物的消费由原来的多有富余逐渐转向产不足需，其中肉类的变化幅度最明显，从 ２０１２年的 富余 ４１１４万吨转变为 ２０１９年的缺口 １５７０万吨。 　　其次，中国食物进口量越来越多。ＦＡＯ的数据表明，２０１０—２０２０年中国每年的食物进口量均 在 １亿吨以上，且呈现逐年扩大的趋势（见图 １）。２０２０年中国进口食物 ２１４亿吨，比 ２０１０年增长 ９３３３％。在 ２１类食物中，油料是中国进口最多的品类，常年占据全国食物进口总量的 ５０％左右； ２０２０年中国在奶、肉类、酒精饮料、豆类、谷物、水果、坚果、刺激性作物、糖、香料等食物上的进口均 ① 除特别说明外，本文数据均来源于联合国粮食及农业组织（ＦＡＯ）数据库。 ② ２０２０年的食物生产数据来源于 ＦＡＯ和国家统计局，缺失数据则采用前一年的数据加以补充。 ③ ＦＡＯ对 ２１类 ９７种食物进行了统计，２１类食物包括：谷物、块茎、糖料作物、糖、豆类、坚果、油料、植物油、蔬菜、 水果、刺激性作物、香料、酒精饮料、肉类、动物内脏、动物脂肪、蛋、奶、水海产品、其他水产品、混合产品。

第 ３期 宋海英，王　靖：地缘关系视角下的中国食物对外依赖风险 　　３　 比 ２０１０年扩大了一倍以上。 　　再次，中国食物进口来源国集中。近年来， 中国主要从巴西、美国、加拿大、乌克兰、阿根廷 等国进口食物，２０２０年中国从这 ５大来源国进 口的食物占食物进口总量的 ６０％（见图 ２）。美 国和巴西是中国食物进口的重要来源国，中国 从美、巴两国的食物进口占比常年保持在 ４５％ 以上。２０１８年受中美经贸摩擦的影响，中国从 美国进口的食物大幅减少，转而从巴西大量进 图 ２　２０１０—２０２０年中国食物进口来源国占比 口，因此，巴西超过美国成为中国食物进口的第 一大来源国（见图 ２）。 （二）食物对外依赖程度 为了深入考察中国食物对外依赖程度，本文选取食物对外依赖率加以测算。食物对外依赖率 （Ｒｉｊ）是衡量一国的食物消费中对国外进口食物依赖程度的重要指标，指一年内 ｉ国 ｊ食物的进口 量（Ｉｍｐｏｒｔ）与消费量 （Ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ）的 比 值，食 物 消 费 量 用 食 物 的 产 量 （Ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ）加 上 净 进 口 量 （ＩｍｐｏｒｔＥｘｐｏｒｔ）扣除库存（Ｓｔｏｃｋ）来表示。具体计算公式如下： Ｉｍｐｏｒｔｉｊ Ｉｍｐｏｒｔｉｊ Ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎｉｊ Ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｉｊ＋Ｉｍｐｏｒｔｉｊ－Ｅｘｐｏｒｔｉｊ－Ｓｔｏｃｋｉｊ ( ) ( )Ｒｉｊ＝ ＝ ×１００％ ×１００％ 在不考虑储备或库存的情况下，食物消费量近似等于生产量加净进口量［２５］，即食物自给率（本 国食物产量占食物消费量的比重）与对外依赖率具有互补关系，当食物供需平衡时两者之和为 １。 ＦＡＯ报告了各类食物的库存 ／储备数据，因此，本文的研究考虑了 食 物 的 储 备 情 况。统 计 结 果 表明： 其一，中国的食物对外依赖程度总体上不高。在 ２１类食物中，除了油料的对外依赖率超过 ６０％外，其余 ２０类食物的对外依赖率均在 ４０％以下。但从发展趋势上看，近年来中国油料、香料、 豆类、糖、动物内脏等食物的对外依赖率持续上升。油料的对外依赖率从 ２００２年的 ２２０４％提高 到 ２０２０年的 ６１３２％，香料的对外依赖率也从 １０６７％飙升至 ３９９７％。 　　其二，不同食物的对外依赖程度差异较大。从 ＦＡＯ统计的 ９７种食物来看，中国既有完全不依 赖国外进口的食物，如蛋、大部分蔬菜、甘蔗和甜菜等糖料作物；也有对外依赖水平非常高的食物， 如鱼肝油、橄榄油、婴儿食品、可可豆等食物的对外依赖率达 １００％。在 ２０２０年中国食物进口量排 名前 ２０位的产品中，２０１０年以来对外依赖率始终低于 １０％的食物有小麦、玉米、奶、猪肉、水果、禽 肉等；对外依赖率始终高于 ８０％的食物有婴儿食品、棕榈油、大豆等；对外依赖率不断升高的食物 涵盖大麦、牛肉、酒、猪肉、牛奶、小麦等（见图 ３）。 　　其三，中国对不同国家食物的依赖程度差异较大。为了提高研究的针对性，本文考察了 ２０２０ 年中国食物（非鱼类）进口排名前 ２０位且对外依赖率高于 ３０％的产品：大豆、牛肉、婴儿食品、棕榈 油、大麦，测算 ２０１０—２０２０年这 ５种食物对主要进口来源国的依赖率（见表 １）。结果显示：（１）中 国大豆进口较依赖巴西和美国，且对巴西的依赖程度越来越高。在对阿根廷的依赖性逐渐减弱的 同时，中国大豆进口对巴西的依赖性显著增强；此外，对美国的依赖有所下降。（２）中国牛肉进口 对南美洲的依赖性增强，而对大洋洲的依赖性减弱。２０１１—２０１５年中国牛肉进口的第一大来源国

４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 图 ３　２０１０—２０２０年中国 ６种食物的对外依赖率 为澳大利亚，从大洋洲的新西兰进口的牛肉也比较多，但 ２０１６年以来南美洲的巴西逐渐取代澳大 利亚，成为中国牛肉进口的最大来源国；近年来中国牛肉进口对阿根廷的依赖程度也在扩大，而对 乌拉圭的依赖程度逐渐降低。（３）中国婴儿食品进口较依赖荷兰和新西兰，且对荷兰的依赖程度 越来越强。（４）中国棕榈油进口高度依赖印度尼西亚和马来西亚。国内棕榈油的年产量只有十多 万吨，而年消费量达 ７百多万吨，９５％以上的棕榈油消费通过进口来满足。印度尼西亚和马来西亚 是中国棕榈油进口的主要来源国，且对印度尼西亚的依赖程度非常高。（５）中国大麦进口对乌克 兰的依赖性逐渐增强。２０２０年中国自乌克兰的大麦进口量猛增，乌克兰超过澳大利亚、加拿大、法 国成为中国大麦进口的第一大来源国。２０１０年以来中国对法国的大麦进口波动较大，进口依赖率 呈现“Ｗ”型变动特征。 表 １　 ２０１０—２０２０年中国 ５种食物对主要进口来源国的依赖率 单位：％ 食物 国家 ２０１０ ２０１１ ２０１２ ２０１３ ２０１４ ２０１５ ２０１６ ２０１７ ２０１８ ２０１９ ２０２０ 大豆 巴西 ３４ ３９ ４１ ５０ ４５ ４９ ４６ ５３ ７５ ６５ ６４ 牛肉 美国 ４３ ４２ ４４ ３５ ４２ ３５ ４１ ３４ １９ １９ ２６ 阿根廷 ２０ １５ １０ １０ ８ １２ １０ ７ ２ １０ ７ 婴儿食品 巴西 ３３ １０ １４ ０ ０ １２ ３０ ２８ ３１ ２４ ４０ 阿根廷 ０ ０ ０ ３ ６ ９ ９ １２ １７ ２３ ２３ 棕榈油 澳大利亚 ２４ ３９ ４４ ５３ ４５ ３３ １９ １７ １７ １９ １２ 大麦 乌拉圭 ３２ ３６ ２４ ２４ ３０ ２６ ２７ ２８ ２１ １７ １１ 新西兰 １０ １４ １２ １２ １４ １５ １２ １１ １１ １３ ８ 荷兰 ９ １８ ２３ ２１ ２７ ３２ ３５ ２９ ３３ ３１ ３４ 新西兰 １９ １６ １８ １６ ９ ８ １１ １６ １６ ２０ ２１ 爱尔兰 １ ２ ５ ６ １４ １４ １４ １３ １３ １３ １２ 法国 ７ １４ １７ １８ １３ ９ ７ １４ １１ １１ １１ 德国 ２ １ ２ ２ ４ １０ １０ ９ １０ ７ ７ 印度尼西亚 ５８ ６１ ６５ ６１ ６６ ８０ ７９ ７５ ８０ ８３ ７３ 马来西亚 ４０ ３８ ３５ ３９ ３４ ２０ ２１ ２４ １９ １７ ２７ 乌克兰 ０ ０ ０ ０ ２ ８ ７ ９ ６ １５ ２８ 加拿大 ２０ ６ １２ １６ １０ １０ １５ １５ ２５ ２５ ２５ 法国 ２１ １３ １ ６ １４ ４１ １３ ３ ８ ２０ ２２ 澳大利亚 ５８ ７１ ８２ ７５ ７２ ４１ ６５ ７３ ６１ ３９ １８

第 ３期 宋海英，王　靖：地缘关系视角下的中国食物对外依赖风险 　　５　 三、中国食物进口的地缘关系 （一）地缘关系强度指标 在考察地缘政治关系方面，阎学通［２６］提出编码系统，基于《人民日报》和国家外交部的国际事 件，将不同类型的事件转化为具体分值，计算得到双边关系值。但人工赋值存在一定的弊端，事件 来源也需进一步改进［２７］。Ｇｏｏｇｌｅ的 ＧＤＥＬＴ（ＧｌｏｂａｌＤａｔａｂａｓｅｏｆＥｖｅｎｔｓ，Ｌａｎｇｕａｇｅ，ａｎｄＴｏｎｅＰｒｏｊｅｃｔ） 为机器编码、数据量庞大且数据获取简便，因此多数学者借助该数据库中的平均语 调 值 （Ａｖｇ Ｔｏｎｅ）和戈德斯坦分值（ＧｏｌｄｓｔｅｉｎＳｃａｌｅ）衡量两国的地缘关系强度［２８］。戈德斯坦分值介于 －１０到 １０之间，可以考察事件冲突或合作的强度。当分值大于 ０时表示正面影响，绝对值越大影响程度 越高；反之亦然。 为了测度中国与食物进口来源国的地缘政治关系，本文借助 ＧＤＥＬＴ数据库的戈德斯坦分值， 并参考池志培和侯娜［２９］的方法，将一年内 ａ、ｂ两个国家的所有戈德斯坦分值相加，再除以总事件 数，得到平均戈德斯坦分值作为两个国家的地缘关系强度。平均戈德斯坦分值越大，表明双边地 缘关系越有利。在 ＧＤＥＬＴ数据库中，我们选取 ２０２０年中国食物进口排名前 ２０位且对外依赖率较 高的大豆、牛肉、婴儿食品、棕榈油、大麦等 ５种产品的主要进口来源国作为考察对象，具体涉及阿 根廷（ＡＲＧ）、澳大利亚（ＡＵＳ）、巴西（ＢＲＡ）、加拿大（ＣＡＮ）、德国（ＤＥＵ）、法国（ＦＲＡ）、印度尼西亚 （ＩＤＮ）、爱尔兰 （ＩＲＬ）、马 来 西 亚 （ＭＹＳ）、荷 兰 （ＮＬＤ）、新 西 兰 （ＮＺＬ）、乌 克 兰 （ＵＫＲ）、乌 拉 圭 （ＵＲＹ）、美国（ＵＳＡ）等 １４个国家，并基于 ２０１０—２０２０年中国与上述食物进口来源国之间的事件 数据进行分析。在数据筛选过程中，为了简便起见，仅保留其中一个行动方为中国（ＣＨＮ）且发起 国事件性质为政府（ＧＯＶ）的数据，最后用于研究的事件数据有 ２８４４８５条。 （二）地缘关系强度测算 首先，地缘关系受事件数量和事件强度的双重影响，中国与主要食物进口来源国的合作事件 多于冲突事件，但冲突事件的影响强度大于合作事件。ＧＤＥＬＴ数据库的事件类型分为口头合作、 物质合作、口头冲突、物质冲突 ４种，测算结果发现，中国与主要食物进口来源国的合作事件数量 远多于冲突 事 件 数 量。２０１０—２０２０年 间，中 国 与 １４个 食 物 进 口 来 源 国 的 合 作 事 件 数 量 介 于 ［１４９０９，２７５８３］之间，冲突事件数量在［１９３２，１２３４９］间。需要提及的是，冲突事件的戈德斯坦平均 分值（取绝对值）为 ４１８，大于合作事件的戈德斯坦平均分值 ２７９。因此，与合作事件相比，冲突 事件对双边地缘关系的影响程度更大。 其次，中国与大多数食物进口来源国的合作性明显强于冲突性。测算结果表明，在 １４个主要 食物进口来源国中，中国只与澳大利亚、美国、加拿大的双边戈德斯坦分值在 ２０１９年和 ２０２０年出 现了小于 ０的情形，与其他国家在其他年份的双边戈德斯坦分值均大于 ０（见表 ２），这意味着中国 与主要食物进口来源国的地缘关系以合作为主，仅与个别国家在个别年份出现了以冲突为主的 情形。 　　再次，中国与美国、澳大利亚、加拿大的地缘关系需引起高度重视。中国与美国、澳大利亚的 双边戈德斯坦分值在 ２０２０年出现了负值，与加拿大的双边戈德斯坦分值在 ２０１９年出现了负值，表 明这些年份双边关系冲突性明显。２０２０年，美国是中国大豆进口的第二大来源国；澳大利亚是中 国牛肉进口的第三大来源国、大麦进口的第四大来源国，双边地缘关系中的冲突性不利于经贸合 作的开展。 　　 此 外，中 国 与 主 要 食 物 进 口 来 源 国 的 地 缘 关 系 波 动 性 显 著。 比 如 中 国 与 牛 肉 主 要 进 口 来 源 国———乌拉圭的戈德斯坦分值先在 ２０１１年达到 ３８１的高点，接着在 ２０１５年跌至 ０的冰点，然后 在 ２０１７年升至 ４５０的峰值；中国与大豆、牛肉主要进口来源国———巴西的戈德斯坦分值在 ２０１２

６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 年达到 ３９３，但 ２０２０年的双边戈德斯坦分值仅有 ０５１。这种地缘关系强度的大幅波动容易增大 中国食物进口的不确定性，进而引发食物进口的波动性风险。 表 ２　 ２０１０—２０２０年中国与主要食物进口来源国的地缘关系强度 国家 ２０１０ ２０１１ ２０１２ ２０１３ ２０１４ ２０１５ ２０１６ ２０１７ ２０１８ ２０１９ ２０２０ 澳大利亚 １．１０ ２．２８ １．５８ ２．２５ ２．２８ ２．１５ ０．９６ １．７０ ０．８７ ０．５１ －０．４５ 美国 １．６４ １．８４ １．７１ １．６４ １．５６ １．６５ １．６０ １．４０ １．１１ ０．９５ －０．０５ 加拿大 ２．５５ ２．２５ ２．２７ ２．２７ １．４１ １．７６ １．９３ ２．０６ ０．０６ －０．１２ 乌克兰 ２．２８ ３．２６ ３．７１ ２．７９ ０．７６ ２．１７ ２．３５ ２．１０ ２．６４ ２．４９ ０．１９ 巴西 ３．０６ ２．７０ ３．９３ ２．１６ ２．６２ ３．１８ ３．２４ ２．９５ ２．３１ ２．６７ ０．３８ 新西兰 １．９５ ２．１４ １．９５ ２．６３ ２．３９ １．８４ ２．２５ ２．７５ １．３７ １．５９ ０．５１ 印度尼西亚 ２．９８ ２．７９ ２．９４ ２．６５ ２．２２ ２．４２ ０．１９ １．２３ ２．１４ １．７５ ０．８７ 法国 ２．８３ ２．４６ ２．０７ ２．１６ ２．８９ ２．２０ ２．３７ ２．４４ ２．０２ ２．３８ ０．９０ 德国 ２．５０ ２．３６ ２．６８ ２．２４ ３．０５ ２．８３ １．９６ ２．２４ ２．６７ １．９６ １．３０ 荷兰 ３．４３ ３．２９ ２．３１ ２．６６ ３．０８ ２．２５ １．６５ １．１１ ２．７６ １．４９ １．５６ 爱尔兰 ３．２６ ３．６８ ２．６４ １．２２ ２．５０ ２．２８ ２．４８ ２．２６ ２．９３ ２．００ １．６３ 马来西亚 ２．３１ ２．４０ ２．４６ ２．５８ １．１６ １．６６ ２．００ ２．１１ ２．５２ ２．０６ １．６７ 阿根廷 ３．０４ ２．１４ ２．７７ ２．３７ ２．９８ ２．１０ １．５４ ２．５７ ２．４８ １．７６ ２．０１ 乌拉圭 １．９６ ３．８１ ３．２０ ３．５１ １．３５ ０．００ ２．５０ ４．５０ ２．４９ １．４７ ２．３０ ２．３７ 四、中国食物进口对外依赖风险 （一）食物对外依赖风险指数 为了考察中国食物进口的对外依赖风险，本文借鉴刘锴［２４］的方法构建食物对外依赖风险指数 （Ｔｉｊ），其计算公式为：Ｔｉｊ＝Ｒｉｊ×Ｇ１Ｓｊ，Ｔｉｊ表示中国对 ｊ国 ｉ种食物的依赖风险指数，Ｒｉｊ表示中国对 ｊ国 ｉ种食物的依赖率，ＧＳｊ表示中国与 ｊ国的双边地缘关系强度。从公式中可见，食物对外依赖率越 高，双边地缘关系强度越弱，则食物对外依赖风险指数越大，Ｔｉｊ值越大，中国对 ｊ国 ｉ种食物的依赖 风险越高。我们选取 ２０２０年中国食物进口排名前 ２０位且对外依赖率较高的大豆、牛肉、婴儿食 品、棕榈油、大麦等 ５种产品，就食物对主要进口来源国的依赖风险展开研究。 （二）食物对外依赖风险测度 其一，中国对巴西大豆的进口依赖风险越来越高，对美国大豆的进口依赖风险有所减弱。近 年来，随着中国对巴西大豆进口依赖率的提高，中国与巴西的地缘关系强度却不断减弱，中国对巴 西大豆的进口依赖风险指数逐年上升，从 ２０１２年的 ０１０提高至 ２０２０年的 １２６。与此形成鲜明对 比的是，中国对美国大豆的依赖风险逐渐减弱，２０２０年的进口依赖风险指数降至 －４８８（见图 ４）。 图 ４　 ２０１０—２０２０年中国大豆、牛肉进口的对外依赖风险指数

第 ３期 宋海英，王　靖：地缘关系视角下的中国食物对外依赖风险 　　７　 　　其二，中国对巴西牛肉的进口依赖风险不断扩大，对澳大利亚、乌拉圭牛肉的进口依赖风险波 动性显著。与大豆类似的是，随着中国对巴西牛肉进口依赖率的提高，而中国与巴西双边地缘关 系强度在减弱，中国对巴西牛肉的依赖风险指数从 ２０１３年的 ０逐渐扩大至 ２０２０年的 ０７９；尽管近 年来中国进口澳大利亚牛肉的依赖率不断降低，但中国与澳大利亚的双边地缘关系强度波动性 大，导致中国对澳大利亚牛肉的依赖风险指数从 ２０１２年的 ０２８下降至 ２０１７年的 ０１０，转而又升 至 ２０１９年的 ０３６，再降低至 ２０２０年的 －０２７；中国对乌拉圭牛肉的进口依赖风险也存在较大波 动，这种进口依赖风险的剧烈波动需要引起我们的重视（见图 ４）。 其 三，中 国 对 新 西 兰、法 国、德 国 婴 儿 食品的进口依赖风险逐渐增大。２０１４年以 来，在中国与新西兰、法国、德国双边地缘关 系强度不断减弱的影响下，中国进口新西兰 婴儿食品的依赖风险指数从 ２０１４年的 ００４ 扩大至 ２０２０年的 ０２４，进口法国婴儿食品 的依赖风险指数从 ２０１６年的 ００３逐渐提 高至 ２０２０年的 ００９，进口德国婴儿食品的 依赖风险指数从 ２０１１年的 ０扩 大 至 ２０２０ 年的 ００４，这表明中国对上述 ３国婴儿食品 进口的依赖风险不断提高（见图 ５）。 图 ５　２０１０—２０２０年中国婴儿食品进口的对外依赖风险指数 　　其四，中国对印度尼西亚棕榈油的进口依赖风险波动性扩大。在中国进口印度尼西亚棕榈油 依赖率常年保持在 ８０％的背景下，中国对其棕榈油的进口依赖风险指数从 ２０１０年的 ０２０提高至 ２０２０年的 ０８１，其中 ２０１６年还出现了 ４２６的峰值，表明中国对印度尼西亚棕榈油的进口存在极 高的依赖风险（见图 ６）。 　　其五，中国对加拿大大麦的进口依赖风险剧烈波动，对乌克兰大麦的进口依赖风险逐渐扩大。 受 ２０１６年以来进口加拿大大麦依赖率持续走高的影响，中国进口加拿大大麦的依赖风险指数从 ２０１７年的 ００７骤然升高至 ２０１８年的 ３８１，但由于中国与加拿大的地缘关系在 ２０１９年出现了 －０１２的冲突性强度值，其依赖风险指数又突然降至 ２０１９年的 －２０１，然后再快速增长至 ２０２０年 的 １３１，这种对加拿大大麦进口依赖风险的剧烈波动表明中国从加拿大进口大麦的稳定性很弱， 不利于国内大麦的保供稳供。同时，由于中国自 ２０１４年起对乌克兰大麦的进口依赖率持续提高， 中国进口乌克兰大麦的依赖风险指数也从 ２０１４年开始升高，２０２０年的风险指数已达到 ０７５，预示 着中国对乌克兰大麦存在较高的进口依赖风险（见图 ６）。 图 ６　２０１０—２０２０年中国棕榈油、大麦进口的对外依赖风险指数

８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 五、总结与政策建议 本文通过计算 ２０１０—２０２０年中国食物对外依赖率，利用事件数据考察中国与主要食物进口来 源国的地缘关系强度，并测算食物对外依赖风险指数，研究发现：中国食物进口呈现供需缺口日益 扩大、进口量越来越多、进口来源国集中的特征；中国食物的进口与世界五大洲紧密关联，大豆进 口依赖美洲、牛肉进口依赖南美洲和大洋洲、婴儿食品进口依赖欧洲、棕榈油进口依赖亚洲、大麦 进口依赖欧洲和大洋洲；在进口依赖率提高与地缘关系强度减弱的双重作用下，中国对巴西大豆 和牛肉、新西兰等国婴儿食品、印度尼西亚棕榈油、乌克兰大麦的进口依赖风险越来越高，而对澳 大利亚和乌拉圭牛肉、加拿大大麦的进口依赖风险剧烈波动。据此，本文提出如下政策建议： 第一，增强食物自给能力。加大对食物新品种研究开发的投入力度，鼓励技术创新，通过提升 现有种植技术水平、扩大生产规模等方式提高食物产量；有效利用库存，提升国家对食物的资源调 配能力，进而通过自给率的提升扩大抵御食物贸易风险的能力。 第二，拓宽食物进口渠道。加强与食物进口来源国的双边或多边关系，保障食物有效进口，避 免由于食物进口集中度过高带来的贸易风险。一方面，加强与已有食物进口来源国如巴西、美国、 阿根廷等国的沟通和协作，通过加强双边的地缘政治关系，降低食物贸易的不确定性、不稳定性风 险；另一方面，利用双边或多边贸易协定，挖掘与乌拉圭、阿根廷和俄罗斯等国的食物贸易潜力，增 加食物进口来源，降低进口依赖风险。 第三，参与世界粮农治理。积极推进中国与国际农业组织的交流与合作，促进全球食物贸易 的良性发展，改善全球贸易环境，在此过程中展现中国负责任的大国形象与大国担当，强化中国在 世界粮农治理中的话语权，在为世界粮农治理贡献中国智慧的同时，不断降低中国食物贸易的对 外依赖风险，把握国家食物安全的主动权。 参考文献： ［１］陈锡文．切实保障国家食物供给安全［Ｊ］．农业经济问题，２０２１（６）：４－７． ［２］朱满德，赵琴，程国强．新时代中国粮食安全风险识别与治理策略［Ｊ］．中国经济报告，２０２２（５）：５－１３． ［３］朱晶，张瑞华，谢超平．全球农业贸易治理与中国粮食安全［Ｊ］．农业经济问题，２０２２（１１）：４－１７． ［４］程国强，朱满德．新冠肺炎疫情冲击粮食安全：趋势、影响与应对［Ｊ］．中国农村经济，２０２０（５）：１３－２０． ［５］樊胜根，龙文进，冯晓龙，等．联合国食物系统峰会的中国方案［Ｊ］．农业经济问题，２０２２（３）：４－１６． ［６］廖家惠，陈光燕，汪建．我国粮食进口依存度影响因素分析［Ｊ］．商业经济研究，２０１６（１７）：１４１－１４３． ［７］李国景，韩昕儒，陈永福．贸易开 放 背 景 下 中 国 食 物 进 口 市 场 格 局 研 究 ［Ｊ］．中 国 农 业 资 源 与 区 划，２０１９（１０）： ４１－４８． ［８］黄季，王济民，解伟，等．现代农业转型发展与食物安全供求趋势研究［Ｊ］．中国工程科学，２０１９（５）：１－９． ［９］杜鹰，张秀青，梁腾坚．国家食物安全与农业新发展格局构建［Ｊ］．农业经济问题，２０２２（９）：４－１０． ［１０］刘慕华．中国食物自给率及其影响因素分析：基于营养源视角［Ｊ］．财经理论与实践，２０１９（３）：１４２－１４８． ［１１］陈永福，韩昕儒，朱铁辉，等．中国食物供求分析及预测：基于贸易历史、国际比较和模型模拟分析的视角［Ｊ］． 中国农业资源与区划，２０１６（７）：１５－２６． ［１２］钱龙，饶清玲，曹宝明，等．中国与“一带一路”沿线国家的粮食贸易及其虚拟水土资源估算［Ｊ］．农业现代化研 究，２０２１（３）：４３０－４４０． ［１３］刘红．我国粮食进口与粮食安全问题研究［Ｊ］．价格月刊，２０１５（２）：５４－５７． ［１４］王柄淇，王永强．中国油脂油料进口依赖性风险分析及进口多元化策略［Ｊ／ＯＬ］．中国油脂：１－１３［２０２２－１１－ ２８］．ｈｔｔｐｓ：／／ｋｎｓｃｎｋｉｎｅｔ．ｗｅｂｖｐｎ．ｚｉｓｕ．ｅｄｕ．ｃｎ／ｋｃｍｓ／ｄｅｔａｉｌ／６１．１０９９．ｔｓ．２０２２０９０６．１８２３．０１３．ｈｔｍｌ． ［１５］ＩＳＴＵＤＯＲＮ，ＧＯＧＵＥ，ＰＥＴＲＥＳＣＵＩ，ｅｔａｌ．Ｃｏｍｐａｒａｔｉｖｅａｎａｌｙｓｉｓｏｆｔｈｅｄｅｇｒｅｅｏｆｆｏｏｄｓｅｃｕｒｉｔｙａｓｓｕｒａｎｃｅａｔｇｌｏｂａｌ ｌｅｖｅｌ［Ｊ］．ＯｖｉｄｉｕｓＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＡｎｎａｌｓ：ＥｃｏｎｏｍｉｃＳｃｉｅｎｃｅｓＳｅｒｉｅｓ，２０２２（１）：８７－９４．

第 ３期 宋海英，王　靖：地缘关系视角下的中国食物对外依赖风险 　　９　 ［１６］ＳＯＭＭＥＲＶＩＬＬＥＭ，ＥＳＳＥＸＪ，ＢＩＬＬＯＮＰ．Ｔｈｅ‘ＧｌｏｂａｌＦｏｏｄＣｒｉｓｉｓ’ａｎｄｔｈｅｇｅｏｐｏｌｉｔｉｃｓｏｆｆｏｏｄｓｅｃｕｒｉｔｙ［Ｊ］．Ｇｅｏ ｐｏｌｉｔｉｃｓ，２０１４（２）：２３９－２６５． ［１７］ＢＡＬＬＩＦ，ＢＡＬＬＩＨ Ｏ，ＨＡＳＡＮＭ，ｅｔａｌ．Ｇｅｏｐｏｌｉｔｉｃａｌｒｉｓｋｓｐｉｌｌｏｖｅｒｓａｎｄｉｔｓｄｅｔｅｒｍｉｎａｎｔｓ［Ｊ］．ＴｈｅＡｎｎａｌｓｏｆＲｅ ｇｉｏｎａｌＳｃｉｅｎｃｅ，２０２１（２）：４６３－５００． ［１８］ＤＵＹ，ＪＵＪ，ＲＡＭＩＲＥＺＣ，ｅｔａｌ．Ｂｉｌａｔｅｒａｌｔｒａｄｅａｎｄｓｈｏｃｋｓｉｎｐｏｌｉｔｉｃａｌｒｅｌａｔｉｏｎｓ：ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＣｈｉｎａａｎｄｓｏｍｅｏｆｉｔｓ ｍａｊｏｒｔｒａｄｉｎｇｐａｒｔｎｅｒｓ，１９９０—２０１３［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０１７（１０８）：２１１－２２５． ［１９］ＧＵＰＴＡＲ，ＧＯＺＧＯＲＧ，ＫＡＹＡＨ．Ｅｆｆｅｃｔｓｏｆｇｅｏｐｏｌｉｔｉｃａｌｒｉｓｋｓｏｎｔｒａｄｅｆｌｏｗｓ：ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍｔｈｅｇｒａｖｉｔｙｍｏｄｅｌ［Ｊ］． ＥｕｒａｓｉａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，２０１８（４）：５１５－５３０． ［２０］张威，李丹，卫平东．地缘风险、不确定性与深化 ＲＣＥＰ贸易合作的中国策略［Ｊ］．国际贸易，２０２２（７）：６３－７１． ［２１］ＭＥＲＩＮＯＲＯＧＥＲ．ＴｈｅｇｅｏｐｏｌｉｔｉｃｓｏｆｆｏｏｄｓｅｃｕｒｉｔｙａｎｄｆｏｏｄｓｏｖｅｒｅｉｇｎｔｙｉｎＬａｔｉｎＡｍｅｒｉｃａ：ｈａｒｍｏｎｉｚｉｎｇｃｏｍｐｅｔｉｎｇｖｉ ｓｉｏｎｓｏｒｒｅｉｎｆｏｒｃｉｎｇｅｘｔｒａｃｔｉｖｅａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ？［Ｊ］．Ｇｅｏｐｏｌｉｔｉｃｓ，２０２２（３）：８９８－９２０． ［２２］ＡＦＥＳＯＲＧＢＯＲＳＫ．Ｒｏｌｅｏｆｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｐｏｌｉｔｉｃｓｏｎａｇｒｉｆｏｏｄｔｒａｄｅ：ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍ ＵＳＣａｎａｄａｂｉｌａｔｅｒａｌｒｅｌａｔｉｏｎｓ ［Ｊ］．ＣａｎａｄｉａｎＪｏｕｒｎａｌｏｆＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０２１（１）：２７－３５． ［２３］王学君，秦可晓，周沁 楠．双 边 关 系、区 域 贸 易 协 定 与 农 产 品 贸 易：基 于 中 国 数 据 的 分 析 ［Ｊ］．产 经 评 论，２０２１ （３）：１３２－１４５． ［２４］刘锴，柴聪．地缘关系视角下的中国粮食进口贸易安全测度［Ｊ］．资源开发与市场，２０２２（４）：３９９－４０６． ［２５］卜伟，曲彤，朱晨萌．中国的粮食净进口依存度与粮食安全研究［Ｊ］．农业经济问题，２０１３（１０）：４９－５６． ［２６］阎学通，周方银．国家双边关系的定量衡量［Ｊ］．中国社会科学，２００４（６）：９０－１０３． ［２７］漆海霞，周方银，阎学通．定量分析的前景［Ｊ］．国际政治科学，２０１１（３）：１１０－１２６． ［２８］沈山，魏中胤，仇方 道，等．“２１世 纪 海 上 丝 绸 之 路 ”沿 线 东 盟 国 家 与 中 国 地 缘 关 系 判 识 研 究 ［Ｊ］．地 理 科 学， ２０２１（８）：１４４８－１４５７． ［２９］池志培，侯娜．大数据与双边关系的量化研究：以 ＧＤＥＬＴ与中美关系为例［Ｊ］．国际政治科学，２０１９（２）：６７－８８． ＲｉｓｋｏｆＣｈｉｎａｓＦｏｏｄＤｅｐｅｎｄｅｎｃｅｏｎＦｏｒｅｉｇｎＣｏｕｎｔｒｉｅｓｆｒｏｍ ｔｈｅＰｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｏｆＧｅｏｐｏｌｉｔｉｃａｌＲｅｌａｔｉｏｎｓ ＳＯＮＧＨａｉｙｉｎｇ１，ＷＡＮＧＪｉｎｇ２ （１．ＳｃｈｏｏｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＢｕｓｉｎｅｓｓ，ＺｈｅｊｉａｎｇＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＳｔｕｄｉｅｓＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｈａｎｇｚｈｏｕ３１００２３，Ｃｈｉｎａ； ２．ＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，ＺｈｅｊｉａｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＳｃｉｅｎｃｅ＆ Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，Ｈａｎｇｚｈｏｕ３１００２３，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：ＢａｓｅｄｏｎＦＡＯ′ｓｆｏｏｄｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎａｎｄｔｒａｄｅｄａｔａａｎｄＧｏｏｇｌｅ′ｓＧＤＥＬＴｅｖｅｎｔｄａｔａ，ｔｈｉｓｐａｐｅｒ ｍｅａｓｕｒｅｓｔｈｅｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅｒａｔｅｏｆＣｈｉｎａ′ｓｆｏｏｄｏｎｉｍｐｏｒｔｉｎｇ，ｔｈｅｓｔｒｅｎｇｔｈｏｆｇｅｏｐｏｌｉｔｉｃａｌｒｅｌａｔｉｏｎｓ，ａｎｄｔｈｅ ｒｉｓｋｉｎｄｅｘｏｆｆｏｏｄｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅｏｎｆｏｒｅｉｇｎｃｏｕｎｔｒｉｅｓ，ａｎｄｅｘａｍｉｎｅｓｔｈｅｒｉｓｋｏｆＣｈｉｎａ′ｓｆｏｏｄｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅｏｎ ｆｏｒｅｉｇｎｃｏｕｎｔｒｉｅｓｆｒｏｍ ａｇｅｏｐｏｌｉｔｉｃａｌｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ．ＴｈｅｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｔｈａｔＣｈｉｎａｉｍｐｏｒｔｓｆｏｏｄｓｍａｉｎｌｙｆｒｏｍ ｆｉｖｅｃｏｎｔｉｎｅｎｔｓｏｆｔｈｅｗｏｒｌｄ，ａｍｏｎｇｗｈｉｃｈ，ｓｏｙｂｅａｎｆｒｏｍｔｈｅＡｍｅｒｉｃａｓ，ｂｅｅｆＳｏｕｔｈＡｍｅｒｉｃａａｎｄＯｃｅａｎｉ ａ，ｂａｂｙｆｏｏｄＥｕｒｏｐｅ，ｐａｌｍ ｏｉｌＡｓｉａ，ｂａｒｌｅｙＥｕｒｏｐｅａｎｄＯｃｅａｎｉａ．Ｕｎｄｅｒｔｈｅｃｏｉｍｐａｃｔｏｆｉｎｃｒｅａｓｉｎｇｏｆ ｉｍｐｏｒｔｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅｒａｔｅａｎｄｔｈｅｗｅａｋｅｎｉｎｇｏｆｇｅｏｇｒａｐｈｉｃａｌｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ，Ｃｈｉｎａ′ｓｒｉｓｋｏｆｉｍｐｏｒｔｄｅｐｅｎｄ ｅｎｃｅｏｎＢｒａｚｉｌ，ＮｅｗＺｅａｌａｎｄ，Ｆｒａｎｃｅ，Ｇｅｒｍａｎｙ，Ｉｎｄｏｎｅｓｉａｎ，ａｎｄＵｋｒａｉｎｉａｎｈａｓｂｅｅｎｇｒａｄｕａｌｌｙｅｘｐａｎ ｄｉｎｇ，ｗｈｉｌｅｔｈｅｒｉｓｋｏｆｉｍｐｏｒｔｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅｏｎＡｕｓｔｒａｌｉａａｎｄＵｒｕｇｕａｙａｎｄＣａｎａｄａｈａｓｂｅｅｎｗｉｌｄｌｙｆｌｕｃｔｕａ ｔｉｎｇ．Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ， ｗｈｉｌｅｅｎｈａｎｃｉｎｇｆｏｏｄ ｓｅｌｆｓｕｆｆｉｃｉｅｎｃｙ， Ｃｈｉｎａｓｈｏｕｌｄ ｅｘｐａｎｄ ｆｏｏｄ ｉｍｐｏｒｔｃｈａｎｎｅｌｓ， ｒｅｄｕｃｅｔｒａｄｅｒｉｓｋｓ，ａｎｄａｃｔｉｖｅｌｙｐａｒｔｉｃｉｐａｔｅｉｎｗｏｒｌｄｆｏｏｄａｎｄａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｔｏｇｒａｓｐｔｈｅｉｎｉｔｉａｔｉｖｅ ｏｆｆｏｏｄｓｅｃｕｒｉｔｙ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｂｉｇｆｏｏｄｃｏｎｃｅｐｔ；ｆｏｏｄｉｍｐｏｒｔ；ｇｅｏｐｏｌｉｔｉｃａｌｒｅｌａｔｉｏｎｓ；ｒｉｓｋｏｆｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅｏｎｆｏｒｅｉｇｎｃｏｕｎｔｒｉｅｓ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２３年第 ３期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２２卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 粮食安全观的转变与构建 陈　涛１，邓大才２ （１．福建师范大学 文化旅游与公共管理学院，福建 福州 ３５０００７； ２．华中师范大学 中国农村研究院，湖北 武汉 ４３００７０） 摘　要：粮食安全问题的治理方案，经过了数量化粮食安全观、市场化粮食安全观与社会化食物主权观 三次迭代，三者分别侧重于粮食供应、流通与分配问题。实际上，粮食安全是一个综合议题，应统筹考虑 粮食的自然、经济、社会与政治等多重属性，兼顾基本口粮供应与更丰富食物获取、国际市场粮食流通与 国内食物权利分配，全方位夯实粮食安全根基。中国式现代化的粮食安全方案体现为大粮食安全观，它 不仅表现为大科技观、大储备观、大食物观、大安全观，还表现为国家、市场与社会共同缔造，中央、地方 与基层共担责任的大责任观。 关键词：粮食安全；食物主权；大粮食安全观；中国式现代化 中图分类号：Ｆ３０７．１１　　　 　文献标识码：Ａ　　　 　文章编号：１６７２－０２０２（２０２３）０３－００１０－０８ 　　“国以民为本，民以食为天。”粮食问题不仅关乎每个人的生存权利，更关乎整体的国家安全。 从“谁来养活中国”［１］到“如何养活中国”，粮食命题引起人们的广泛关注。就个人而言，“饥者歌 其食，劳者歌其事”，粮食不过是一种日常食物；就国家而言，粮食拥有自然、经济与社会等多元属 性［２］，同时具有数量安全（粮食安全）、质量安全（食品安全）、国家和人民主权（粮食主权）这三项 国家安全职能［３］。可以说，粮食安全问题极其复杂，它涉及生产、资源、技术、制度、国际贸易及国 家治理等一系列问题。本文将聚焦粮食安全观的转变与构建，梳理数量化粮食安全观、市场化粮 食安全观与社会化食物主权观，进而探寻中国的粮食安全战略。 一、数量化粮食安全观：食物供应与获取 １９７４年 １１月世界粮食大会通过《世界粮食安全国际约定》，首次提出了“食物安全”的概念， 随后又于 １９８３年、１９９６年将其进一步完善为：所有人在任何时候都能够在物质上和经济上获得足 够、安全和富有营养的食物，来满足其积极和健康生活的膳食需要和食物选择。在中国，我们普遍 将“ＦｏｏｄａｎｄＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＯｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎ”译为联合国粮农组织，食物安全随之译为粮食安全［４］。粮食 作为人类生存所必需的自然资源，自然属性成为了粮食的本初属性。在自然生产条件下，由于受 土壤、气候以及生产技术等因素制约，粮食生产与供应过程具有一定程度的不确定性。因而，如何 稳定提高粮食生产与供应数量，避免因得不到食物而发生“粮荒”，成为数量化粮食观关注的焦点。 对于如何确保充足而安全的粮食生产与供应，有学者分别从资源论、技术论、制度论等视角提出了 相应的解决方案。 资源论认为，合理开发和利用土地、水利、气候等自然资源是确保粮食安全的基础条件。常言 道，“粮以土为本”，保障耕地安全是确保粮食自给的关键，因此需要实施“藏粮于土”战略，保护耕 地红线，提高土 地 资 源 利 用 率 与 生 产 效 率，挖 掘 后 备 资 源 潜 力，优 化 “人 地”与 “人 粮”关 系 结 　 　收稿日期：２０２２－１２－２９　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２３．０３．００２ 　基金项目：国家社会科学基金一般项目（２０ＢＺＺ１０４） 　作者简介：陈　涛（１９９２—），男，湖北恩施人，福建师范大学文化旅游与公共管理学院讲师，主要研究方向为乡村 振兴与地方治理。Ｅｍａｉｌ：ｅｓｔｋｗｅｒ＠１６３．ｃｏｍ

第 ３期 陈　涛，邓大才：粮食安全观的转变与构建 　　１１　 构［５－７］。再者，“水利是农业的命脉”，干旱、水灾等自然地质灾害是粮食生产过程中面临的最大风 险［８－９］，实现水资源的高效利用是保障水安全与粮食安全的基础［１０］。中国政府历来重视农田水利 设施的建设，２０１０年出台《中共中央国务院关于加快水利改革发展的决定》，更是将其提升到粮食 安全的战略高度［１１］。此外，资源论也指出，气候条件是影响粮食安全的又一个关键因素，尤其是未 来全球气温上升将对中国今后的粮食生产带来一定程度的区域结构性威胁，需采取诸如在中国南 方地区推广双季稻等适应性措施，以减少气候变化对粮食安全的不利影响 。［１２］ 在技术论看来，通过改善种业与生物化学技术，“改造传统农业”，以此提高粮食产量，以科技 手段确保粮食供应［１３］。由于受耕地总面积的限制，对于中国来说无论怎样保护，耕地数量也很难 有大的增长，正因为如此，必须着力推进以种业创新为代表的农业科技进步［１４］。如袁隆平院士攻 关的杂交水稻技术、林占?院士攻关的菌草工程技术都是科技兴农的范例。一方面，“打好种业翻 身仗”，解决农作物种 源 “卡 脖 子 ”的 问 题，实 现 种 业 的 高 质 量 发 展，这 是 保 障 国 家 粮 食 安 全 的 根 本［１５－１６］；另一方面，肥料、农药、农膜等农业领域的化学生产技术，在保障粮食安全中具有支撑作 用，尤其是中国面临人多地少、耕地质量差、农田生态环境脆弱的国情，科学利用生产要素是确保 国家粮食安全的重大科技问题［１７－１８］。 资源论与技术论的研究共性在于，两者都是从粮食的自然与经济属性出发，在粮食供应与粮 食需求框架内分析粮食安全；他们主张改善生产条件与改进生产技术来提高粮食产量，通过增加 粮食供应量来避免“马尔萨斯灾难”①的发生。但值得注意的问题是：在一些粮食生产大国和富裕 的国家，粮食不安全的人口比例仍然很高；还有一些非洲国家虽然引进了先进的生产技术，但仍然 走不出粮食饥荒的困境。这说明粮食供给数量是粮食安全的充分而非必要条件，即便粮食供应充 足也可能发生饥荒。进而言之，粮食安全还受到其他因素的影响，我们有必要从粮食的其他属性 来寻找新的原因。 对此，从粮食的社会与政治属性出发，制度论对粮食安全及饥荒的根源进行了更深入的探讨， 其核心论点是，享有粮食是每个人生存权的基础，饥荒的发生往往是因个人获取粮食的能力受到 制度性剥夺。１９８１年，阿玛蒂亚·森在《贫困与饥荒》中提出了“食物获取权”的概念，他指出饥荒 往往是社会中一部分人食物获取权的失效，个人和家庭拥有粮食所有权的实质性自由是研究饥荒 的关键所在［１９］。在制度论看来，粮食的获取是国家制度建构的结果，掠夺型制度会限制穷人获取粮 食的数量，甚至剥夺他们的食物获取权。换句话说，谁控制了获取粮食的途径与分配粮食的方法，谁 也就掌握了占有粮食的权力［２０］。可见，在数量化粮食安全观中，食物供应与食物获取是一体两面的 关系，只有兼具充足的食物供应与充分的食物获取两个条件，才能确保粮食安全。这也说明，粮食危 机不仅是一种生产危机，还是一种社会危机。甚至在更大程度上，粮食安全还是一个国际政治控制问 题［２１］。它是唯一比石油更为必需的资源，有着不可忽视的历史、政治和国际意义［２２］。 二、从粮食安全到食物主权：反对不平等 自 ２０世纪 ７０年代以来，作为一种反对国家与政府干预的政治与经济思潮，新自由主义在各国 经济政治制度改革与国际贸易关系上产生了深刻的影响。尤其是在世界银行与国际货币基金组 织积极推动下，强调自由市场的新自由主义理论在发展中国家得以广泛地实践，也被应用于农业 改革与粮食政策当中。此时，以食物供给和获取为核心的数量化粮食安全观得到新发展，新自由 主义主张“将粮食交给市场”，随之形成有利于农业垄断资本的全球化粮食体系。世界粮食生产、 贸易主导权及市场定价权逐步转移到大型的农业跨国公司手中，进而造成了新的不平等与粮食危 ① １７９８年托马斯·马尔萨斯在《人口论》中提出一个观点，即人口以指数方式增长，而农业资源是以算术方式增 长，当达到某一个临界点，人类粮食需求超农业供给能力，就会诱发社会危机与苦难状态。

１２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 机，在此背景下主张“粮食主权”的国际农民运动应运而生。 （一）新自由主义的主张：市场化粮食安全观 新自由主义农业政策主张“将粮食交给市场”，粮食安全的治理应该向市场和公司转移公共责 任，以逐步剥夺粮食安全行为者（小规模生产者和粮食供应的家庭单位）的自主权能，粮食安全的 监管责任也应更多地从公共部门转移到私人部门，由市场掌握规则制定权。 具体来看，新自由主义粮食安全观主要包括以下要素：一是生产资料私有化，针对土地、森林 与水资源等生产资料，主张以自由市场为导向进行产权改革，以确定明晰的个人产权；二是粮食供 应市场化，取消政府对农业基础设施等的投入，主张将粮食产业商业化与企业化，由大企业和大资 本主导粮食供应；三是粮食价格竞争化，取消政府对农业的各种价格补贴，解除对粮食价格的管 制，使之与市场接轨，通过自主竞争对粮食进行定价［２３］；四是粮食贸易国际化，基于各国的资源禀 赋差异与比较优势理论，主张在全球化过程中通过国际贸易来解决粮食问题；五是克服粮荒专业 化，主张由专业粮食组织科学地解决粮食危机；六是粮食安全分权化，主张国家向地方和社区分 权，粮食安全由国家、地方和社区共担责任。 　　由于市场存在自利性与盲目性， 新自由主义农业政策也产生了广泛的 社会后 果，尤 其 是 威 胁 到 种 子 安 全 与 农业生物多样性。一 方 面，对 粮 种 的 垄断。由于粮食生产 大 企 业 化、粮 食 经营大资本化、粮食产业大市场化，导 致粮食种子为一些大型农业跨国公司 所垄断。数据显示，世 界 前 四 大 跨 国 巨头公 司 （孟 山 都、杜 邦、先 正 达、陶 氏）控制了全球玉米种子市场的 ７７％、 大豆种子市场的 ４９％、农业化学品市 场的 ４６％［２４］。另一方面，生物多样性 的丧失。种子公司大 量 收 购 粮 种，导 注：２０２１年预测值用虚线表示；阴影区域显示估计范围的上下界。 致种子 生 物 多 样 性 的 丧 失，减 少 了 高 资料来源：ｈｔｔｐｓ：／／ｗｗｗ．ｆａｏ．ｏｒｇ／３／ｃｃ０６３９ｚｈ／ｏｎｌｉｎｅ／ｓｏｆｉ２０２２／ｆｏｏｄ 产作 物 的 遗 传 多 样 性。２０１９年，联 合 ｓｅｃｕｒｉｔｙｎｕｔｒｉｔｉｏｎｉｎｄｉｃａｔｏｒｓ．ｈｔｍｌ． 国粮农组织发布首份 《世界粮食和农 图 １　２００５—２０２１年世界粮食不足发生率与人数 业生物多样性状况》显示，在近 ４０００个野生粮食品种中，有 ２４％的粮种出现锐减，对粮食和农业至 关重要的生物多样性正在消失。 　　新自由主义粮食政策的最严重后果还在于，一些发达的经济体实行差别化的农业政策，对外 鼓动发展中国家采取新自由主义农业政策的同时，对内却采取了差别的保护主义政策，凭借技术、 规则与资本优势破坏了发展中国家的粮食生产体系，导致全球粮食资源配置结构的扭曲，投机资 本炒作极易引发全球粮食危机［２５］。正因为粮食分配的不平等，国际垄断资本造成了全球粮食供求 的结构性矛盾，使得 世 界 粮 食 危 机 日 益 突 出。 据 《２０２２年 世 界 粮 食 安 全 和 营 养 状 况 报 告 》估 计， ２０２１年全球和各区域的重度粮食不安全状况都有所加剧，全球约有 ８２８亿人（如图 １）面临食物 不足的困境，战斗冲突、极端天气、疫情冲击与日益严重的不平等是重要诱因。全球粮食安全形势 在 ２０１５年发生了逆转，如果不尽快采取行动，人类将难以实现 ２０３０年消除饥饿的目标［２６］。 （二）国际农民运动：社会化食物主权观 在新自由主义方案下，粮食的政治属性愈加凸显。谁控制粮食，谁就控制政治。在一个国家 如此，在世界更是如此。世界处在一个十字路口，必须在“少数人获利与每一个人获得粮食”之间

第 ３期 陈　涛，邓大才：粮食安全观的转变与构建 　　１３　 做出选择［２７］。１９９６年国际农民运动组织“农民之路”（ＬａＶｉａＣａｍｐｅｓｉｎａ）在墨西哥发表《特拉斯卡 拉宣言》首次提出“食物主权”（ｆｏｏｄｓｏｖｅｒｅｉｇｎｔｙ），即：我们决定在自我尊重和尊重地球的基础上、在 食物主权的基础上以及在公平贸易的基础上，创建农村经济。２０００年的《班加罗尔宣言》将食物主 权与农业文化结合起来，声明：食物是文化的重要方面，新自由主义正在毁灭我们的生活和文化； 我们不接受饥饿和背井离乡；我们要求食物主权，即生产我们自己食物的权利。２００４年《圣保罗宣 言》又从种子安全的角度明确了粮食主权的地方行动主体，即：农民农业（ｐｅａｓａｎｔａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ）的永 久存在是消除贫穷、饥饿、失业和边缘化的根本；我们相信农民农业是食物主权的基石，食物主权 是农民农业存在的本质；如果我们无法拥有自己的种子，自决和农民农业都不复存在。２００７年的 《聂乐内宣言》进一步指出：食物主权是人们享有通过生态和可持续方式生产卫生和文化适宜的食 物的权利，以及人们定义自己的食物和农业体系的权利。概言之，粮食主权的内涵逐渐叠加递增， 从一个观念性概念上升为经济权利，进而演化成赋有地方性知识的文化概念，最终成为所有共同 体、人民、国家和国际实体普遍保护的综合性人权 。［２８］ 当前，非洲、拉丁美洲和亚洲等地的食物主权运动不断发展，其政策主张主要包括： 第一，粮食文化的观点。粮食主权认为，传统粮食安全理论贬低了粮食的文化重要性，仅仅考 虑了人类生存所需的卡路里摄入量。相反，粮食代表着一种文化，世界上许多国家在其营养价值、 口味和传统方面都将其视为一种文化，构成农民和社区生计的一个基本要素。同时，粮食主权活 动家还强调多边经济政策的失败，他们主张禁止世贸组织进入农业文化。 第二，合作和地方性知识。粮食主权论对社区、合作、可持续发展和地方性知识的强调，与相 应的新自由主义观念，即个人主义、竞争、过度消费、等级制度与管理知识形成对比。 第三，保护国内种源和生产。粮食主权反对粮食全球化，主张保护国家农牧生产的权利，以及 保护国内粮食市场不受倾销农业剩余产品和来自其他国家低价进口产品的影响的权利。尤其是， 应该保护农民免受种子、牲畜品种和基因专利的侵害，要求大企业资本要共享种源。 第四，参与决策的能力。粮食主权主张保护农民天然的农业权利，根据当地社区的需要推进 民主决策，进而组织粮食生产和消费。在微观层面，强调农民可自主控制农业生产过程；在宏观层 面，强调农民能对土地政策施加影响，以使土地贫困者过上有尊严和福祉的生活。 第五，获取生产资源和服务的权利。没有土地的人、农民和小农（包括妇女、土著人等）必须获 得土地、水、种子等生产资源和充足的公共服务。粮食可持续性比贸易政策更为重要。 第六，人道的观念。粮食主权活动家强调相互福祉高于自身利益，强调合作高于竞争，强调社 区、传统和文化价值观的生存高于效率和牟取暴利，强调可持续发展高于增长和消费。 第七，人权的观点。粮食主权和人权理论携手合作，在其关于粮食是一项人权的主张中，粮食 主权不仅仅是简单地声称粮食是一项基本人权———这项权利包括获得健康、营养和具有重要文化 意义的粮食———而是进一步主张，如果不提供这项基本人权就是对人权的侵犯。农民权利应包括 消费者决定他们消费什么的权利，以及他们消费什么以及由谁生产的权利。 （三）比较分析：市场化粮食安全观与社会化食物主权观 　　将新自由主义的粮食安全主张与 表 １　市场化粮食安全观与社会化食物主权观的比较 国际农民运动的食物主权观进行比较 比较维度 市场化粮食安全 社会化食物主权 （如表 １所示），不难发现，两者在粮食 粮食生产 大企业与大资本 社区及小生产者 生产、流通、分配与消费各个环节的政 粮食流通 全球化的国际市场 地方和社区内部市场 策主张，以 及 实 质 结 果 都 存 在 显 著 差 粮食分配 市场、竞争和垄断 合作、多样和地方性 异。新自主主义的粮食安全观主张用 粮食消费 专业人员集中决策 国家与社区民主分权 实质结果 为资本而生产 为权利而生产 私有化、市场化、竞争化、专业化与全球化方案解决粮食问题，但这种以利润为主导的粮食安全模式 无法克服“为钱而生产”的掠夺性问题，随之造成了发达经济体与欠发达国家、国际市场与国内市场，

１４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 以及大资本、大企业与社区的小农生产者之间粮食生产分配权的不平等，甚至导致了全球范围的结构 性粮食危机。相反，食物主权运动极力反对新自由主义不平等的农业与粮食政策，代表了多边组织参 与全球粮食治理的另一种理论框架，其核心是要争取农民、妇女与人类平等的食物权，争取社区、地方 和国家制定农业和粮食政策的自主权利。实际上，两者走向了两个极端：一个是极端的市场，一个是 极端社区和分权，本质上都具有新自由主义特征，后者不过是对前者的一种反向调整。 三、大粮食安全观：“为人民而生产”的中国方案 中国式现代化的粮食方案具有明显的中国特性。中国面临独特的国情与粮情，既是一个农业 大国和产粮大国，也是一个人口大国和用粮大国。在中国的农业现代化过程中，与其他国家“为资 本而生产”的市场化粮食安全观和“为权利而生产”的社会化食物主权观截然不同，中国“走自己的 路”［２９］，形成了“为人民而生产”的大粮食安全观。 ２０１３年 １２月 １０日，习近平总书记在中央经济工作会议上提出，要实施粮食安全战略，“必须 实施以我为主、立足国内、确保产能、适度进口、科技支撑的国家粮食安全战略。要依靠自己保口 粮，集中国内资源保重点，做到谷物基本自给、口粮绝对安全，把饭碗牢牢端在自己手上。要坚持 数量质量并重，在保障数量供给的同时，更加注重农产品质量和食品安全，注重生产源头治理和产 销全程监管，让人民吃得饱、吃得好、吃得放心。”［３０］这意味着，粮食安全战略具有综合性，不仅表 现为数量安全，还表现为品质安全、生态安全与健康安全。作为总体国家安全观的重要内容，中国 的粮食安全战略具体体现为一种大粮食安全观。 党的二十大报告最新提出，“全方位夯实粮食安全根基”。所谓“全方位”，具有全面、完整、系 统的涵义，既体现为粮食安全的体制机制、资源保障、科技支持、生产主体、收益保障与内外关系， 也体现为粮食安全的产前、产中与产后全过程［３１］。可以说，“全方位”即是大粮食安全观，就是运 用系统化思维与整体性方法，立足中国的大国基础与条件，结合市场化粮食安全观与社会化粮食 主权观各自的优势，全面贯彻创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念，以满足人民群众对美好 生活的向往为目标，协调发挥中央、地方与基层，以及政府、市场与社会积极性，充分利用国际与国 内两种资源两个市场，实现对粮食生产、流通、分配、消费等各环节的全过程治理，实现对粮食安 全、食物主权与食品安全的全方位治理。 大粮食安全观以“为人民而生产”为价值导向进行全过程与全方位治理，主要举措有： 一是大科技观，以科技自立确保种源自主。作为农业的“芯片”，种子对粮食安全具有决定性 作用。“种子是我国粮食安全的关键。只有用自己的手攥紧中国种子，才能端稳中国饭碗，才能实 现粮食安全。”［３２］到目前，中国主要农作物自主选育品种的种植面积超过 ９５％，农作物良种覆盖率 稳定在 ９６％以上，水稻、黄瓜、扇贝等基因组学研究及应用也处于国际领先水平，实现“中国粮主要 用中国种”［３３］。 二是大储备观，探索多元化粮食储备体系。坚持“藏粮于地”，实行最严格的耕地保护制度，推 进高标准农田建设与轮作休耕，提高粮食生产可持续发展能力；推动“藏粮于技”，加强粮食生产、 加工、储藏中的关键技术研发，完善粮食科技推广服务体系，提高粮食科技贡献率和仓储科技应用 水平；鼓励“藏粮于民”，积极鼓励粮食加工、贸易企业和农民储粮，培养新型农业经营主体，构建起 政府、企业和农民积极参与的多元化国家粮食储备体系 。［３４］ 三是大食物观，扩大粮食安全保障的范围。中国依据“口粮绝对安全、谷物基本自给”的保主 粮原则，重点确保稻米、小麦等主粮依靠国内市场自给，非口粮农产品适当通过进口满足国内需 求，油脂油料产品则充分利用国际市场满足国内需求。同时，随着食物消费结构多样化，杂粮、蔬 菜、瓜果、水畜产品等也逐渐在更高层次上保障人们的食物和营养需求。 四是大安全观，以绿色发展提高粮食品质。“保障粮食安全，要加快转变农业发展方式，推进

第 ３期 陈　涛，邓大才：粮食安全观的转变与构建 　　１５　 农业现代化，既要实现眼前的粮食产量稳定，又要形成新的竞争力，注重可持续性，增强政策精准 性。”［３５］这就要求全面贯彻高质量发展理念，加快粮食安全产业带建设，对粮食安全进行全过程监 管，推进农业增产向 提 质 转 变，提 高 农 业 竞 争 力 与 全 要 素 生 产 率。 可 以 说，中 国 确 保 国 家 粮 食 安 全，不仅是重视粮食数量安全问题，也在逐步重视质量和食品安全。 概言之，大粮食安全观以“一个中心，两个着力点”为基本特征。所谓“一个中心”，即中国的粮 食安全以人民为中心，粮食“为人民而生产”，平等保障全体人民获取食物的权利。既通过设定粮 食最低收购价，出台种粮补贴政策等“惠农”措施，充分激发各类粮农积极性，又通过划定粮食主产 区、耕地保护红线等，确保每个公民都不受饥荒威胁。所谓“两个着力点”，即粮食安全的全过程治 理与全体系治理。在纵向上，以全过程治理的思路，建立更高层次、更高质量、更有效率、更可持续 的国家粮食安全体系。通过推进粮食产业供给侧结构性改革，优化粮食生产经营组织形式，从粮 食生产大国向粮食产业强国迈进，使“粮食生产能力不断增强，粮食流通现代化水平明显提升，粮 食供给结构不断优化，粮食产业经济稳步发展。”［３６］在横向上，以全体系治理的思路，在总体国家安 全观的框架下制定粮食安全战略，统筹做好粮食和重要农产品调控，协调推进粮食安全、食品安全 与生态安全。２０１５年，中国更是以《国家安全法》的形式将粮食安全提升至国家安全战略地位，并 着力推动《粮食安全保障法》的出台。可以说，中国确立了有别于新自由主义与国际农民运动的大 粮食安全观，为解决发展中国家粮食短缺问题提供了中国方案。 四、“端牢自己的饭碗”：共同责任与共同缔造 粮食安全问题的治理方案，经过了数量化粮食安全观、市场化粮食安全观与社会化食物主权 观的三次迭代，三者分别聚焦于粮食供应、流通与分配过程中的数量、利益与权利问题。根据既有 理论与政策实践，可以总结出以下几个粮食议题： 第一，从数量化粮食观来看，拥有高产的粮食生产技术、丰富的粮食生产资源和设施，不见得 就一定会有粮食安全。因为粮食不仅是一个生产问题，还是一个市场流通消费问题。 第二，从市场化粮食观来看，依附于全球化供应一定会导致粮食结构性失衡并产生饥荒，但较 高的粮食自给率不见得就会有粮食安全，因为粮食还是一个事关权利分配的社会问题。 第三，从社会化粮食观来看，拥有强大的国家能力及安全意愿不见得就能确保粮食安全，但是 没有国家的强大统筹能力肯定不会有粮食安全，因为粮食还是个政治与国际关系问题。 综上来看，粮食问题是一个关涉经济、社会与政治，国家、市场与社会，中央、地方与生产者，粮 食数量、粮食安全与食物主权的综合性命题，以上 ３种方案都存在既定的缺陷，单靠哪一种模式都 无法有效避免粮食危机。为此，我们要探索一种体现中国式现代化的粮食方案。 中国式现代化既有现代性的普遍特征，又具有自己的独特性。“端牢中国人自己的饭碗”，树 立大粮食安全观的比较优势在于：统筹考虑到粮食的自然、经济、社会与政治等多重属性，全方位 夯实粮食安全根基。具体表现为：一方面，坚持数量与质量并重，兼顾基本口粮供应与更丰富食物 获取。确保粮食安全，不仅要保障大米、小麦、玉米等基本口粮的供应数量，还要确保人们能平等 获取健康均衡的食物营养，尤其是要确保食品质量与农业可持续发展，在人口规模巨大的条件约 束下，探索人与自然和谐共生的中国式现代化。另一方面，坚持国内与国际并重，兼顾粮食生产流 通与食物权利分配。克服全球粮食资源配置的结构性危机，需要构建以国内大循环为主体、国内 国际双循环相互促进的粮食安全格局。在确保口粮绝对安全的基础上融入国际市场，深度参与全 球粮食治理，特别是尊重和保护欠发达国家，保障穷人、妇女及其他社会弱势群体平等的食物获取 权利，这也体现了中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化，更是走和平发展道路的现代化。 在公共政策实践中，大粮食安全观的实现必须依赖于国家、市场和社会的共同缔造，而这又是 以中央、地方和基层多者的共同责任为行动前提的，即以共同责任促进共同缔造。

１６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 所谓共同缔造，即国家（政府）、社会（群众）与市场（企业），以及中央、地方与基层，各方主体 共同参与、共担责任、共享成果的合唱式（相对独唱而言）治理方式、平台与机制。保障国家粮食安 全，解决食物贫困问题，需要“有效政府”与“积极穷人”［３７］的共同协作。正因如此，中国的大粮食 安全观，不仅表现为大食物观、大科技观、大储备观和大安全观，从粮食公共政策的具体治理逻辑 来看，它还表现为一种多方力量共同缔造的大责任观。 以共同责任促进共同缔造，具体体现为：国家、市场、社区和个体，特别是边缘地区、少数民族 地区、贫困地区的生产者，共同参与制定粮食政策，赋予市场和农民生产的责任与权利，赋予社区 和消费者分配的责任与权利，赋予中央、地方与基层政府治理的责任与权利。具体来说，为了更好 “端牢自己的饭碗”，树立中国式现代化的大粮食安全观与大责任观，首先，国家对于粮食安全负有 政治责任。国家是粮食安全的主权者，具有粮食种源的主权；地方政府是粮食政策的实际执行者， 需要赋予地方与基层政府相应的粮食安全权责。我们国家建立起了“党政同责”的粮食安全责任 长效机制，以确保国家粮食安全，中央政府承担首要责任，省级政府承担主体责任。其次，粮农企 业是粮食生产、流通、消费等环节的重要参与者，对保障国家粮食安全负有公共责任。诸如推进农 业科技创新、增强粮食综合生产能力、确保食品安全等，粮农企业负有公共与道义责任，应该积极 发挥创新主体作用，促进产学研用深度融合，促进解决粮食种子“卡脖子”问题［３８］。最后，种粮农 户对粮食安全负有生产责任。小农户为主的农业生产方式仍是我国长期面对的现实，需要完善农 业社会化服务促进小农户和现代农业有机衔接［３９］。因此，“稳定发展粮食生产，一定要让农民种粮 有利可图、让主产区抓粮有积极性。这方面，既要发挥市场机制作用，也要加强政府支持保护。”［４０］ 激活小农户的生产责任，需要完善种粮补贴、涉农信贷与保险、粮价保护等农业支持制度，创新粮 食生产经营形式，降低种粮机会成本，保障粮食生产者的合法权益，尤其是要尊重贫困地区、偏远 地区与少数民族地区农民自主的种植选择权。此外，社区或农村集体经济组织、基层自治组织对 于保护集体土地、守住耕地红线也有监管责任。保障粮食安全是我们共同的责任，也需要全社会 共同缔造。 参考文献： ［１］ＢＲＯＷＮＬ．ＷｈｏｗｉｌｌｆｅｅｄＣｈｉｎａ？ＷａｋｅＵｐＣａｌｌｆｏｒａＳｍａｌｌＰｌａｎｅ［Ｍ］．ＮｅｗＹｏｒｋ：Ｎｏｒｔｏｎ，１９９５：９－１０． ［２］关付新．粮食属性及其衍生机理———基于系统和历史的二维视角［Ｊ］．河南社会科学，２０１７（１１）：４５－５０． ［３］周立，潘素梅，董小瑜．从“谁来养活中国”到“怎样养活中国”———粮食属性、ＡＢ模式与发展主义时代的食物主 权［Ｊ］．中国农业大学学报（社会科学版），２０１２（２）：２０－３３． ［４］黄季．对近期与中长期中国粮食安全的再认识［Ｊ］．农业经济问题，２０２１（１）：１９－２６． ［５］封志明，李香莲．耕地与粮食安全战略：藏粮于土，提高中国土地资源的综合生产能力［Ｊ］．地理学与国土研究， ２０００（３）：１－５． ［６］傅泽强，蔡运龙，杨友孝，等．中国粮食安全与耕地资源变化的相关分析［Ｊ］．自然资源学报，２００１（４）：３１３－３１９． ［７］余振国，胡小平．我国粮食安全与耕地的数量和质量关系研究［Ｊ］．地理与地理信息科学，２００３（３）：４５－４９． ［８］彭克强．旱涝灾害视野下中国粮食安全战略研究［Ｊ］．中国软科学，２００８（１２）：６－１７． ［９］程静，陶建平．全球气候变暖背景下农业干旱灾害与粮食安全———基于西南五省面板数据的实证研究［Ｊ］．经 济地理，２０１０（９）：１５２４－１５２８． ［１０］康绍忠．水安全与粮食安全［Ｊ］．中国生态农业学报，２０１４（８）：８８０－８８５． ［１１］罗兴佐．论新中国农田水利政策的变迁［Ｊ］．探索与争鸣，２０１１（８）：４３－４６． ［１２］周曙东，周文魁，林光华，等．未 来 气 候 变 化 对 我 国 粮 食 安 全 的 影 响 ［Ｊ］．南 京 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ）， ２０１３（１）：５６－６５． ［１３］邓大才．粮食安全：耕地、贸易、技术与条件———改革开放 ３０年粮食安全保障的途径研究［Ｊ］．财经问题研究， ２０１０（２）：３－７． ［１４］陈锡文．切实保障国家食物供给安全［Ｊ］．农业经济问题，２０２１（６）：４－７． ［１５］靖飞，王玉玺，宁明宇．关于农作物种源“卡脖子”问题的思考［Ｊ］．农业经济问题，２０２１（１１）：５５－６５．

第 ３期 陈　涛，邓大才：粮食安全观的转变与构建 　　１７　 ［１６］仇焕广，张彤，苏柳方，等．打好种业翻身仗：中国种业发展的困境与选择［Ｊ］．农业经济问题，２０２２（８）：６７－７８． ［１７］朱兆良，金继运．保障我国粮食安全的肥料问题［Ｊ］．植物营养与肥料学报，２０１３（２）：２５９－２７３． ［１８］李亮科．生产要素利用对粮食增产和环境影响研究［Ｄ］．北京：中国农业大学，２０１５：１． ［１９］阿玛蒂亚·森．以自由看待发展［Ｍ］．任赜，于真，译．北京：中国人民大学出版社，２００２：１６２． ［２０］西尔维·布吕内尔．饥荒与政治［Ｍ］．王吉会，译．北京：社会科学文献出版社，２０１０：１７－２３． ［２１］威廉·恩道尔．粮食危机：运用粮食武器获取世界霸权［Ｍ］．赵刚，译，北京：知识产权出版社，２００８：１１４． ［２２］丹·摩根．粮食巨人［Ｍ］．张存节，译，北京：农业出版社，１９８３：１． ［２３］王帅，王蜜．新自由主义与资本主义粮食危机［Ｊ］．经济理论与经济管理，２０１２（４）：３３－３９． ［２４］曹荣湘．跨国农业食品公司对世界粮食安全的影响［Ｊ］．经济与管理研究，２００８（８）：４４－４８． ［２５］程国强，朱满德．新冠肺炎疫情冲击粮食安全：趋势、影响与应对［Ｊ］．中国农村经济，２０２０（５）：１３－２０． ［２６］李先德，孙致陆，赵玉 菡．全 球 粮 食 安 全 及 其 治 理：发 展 进 程、现 实 挑 战 和 转 型 策 略 ［Ｊ］．中 国 农 村 经 济，２０２２ （６）：２－２２． ［２７］韦骥．粮食、主权和发展［Ｊ］．当代思潮，１９９７（３）：３９－５２． ［２８］徐忱，程同顺．食物主权：全新的政治学概念［Ｊ］．国外社会科学，２０１７（６）：４－９． ［２９］唐亚林，周昊．走自己的路：中国式现代化的理论演进、路径选择与价值追求［Ｊ］．理论探讨，２０２２（５）：２９－３８． ［３０］中共中央党史和文献研究院．习近平关于“三农”工作论述摘编［Ｍ］．北京：中央文献出版社，２０１９：６８． ［３１］刘慧．全方位夯实粮食安全根基［Ｎ］．经济日报，２０２２－１０－２０（００９）． ［３２］习近平．只有攥紧中国种子，才能端稳中国饭碗［Ｎ／ＯＬ］．（２０２２－０４－１１）［２０２３－０４－２６］．ｈｔｔｐ：／／ｊｈｓｊｋ．ｐｅｏ ｐｌｅ．ｃｎ／ａｒｔｉｃｌｅ／３２３９６２４５． ［３３］万建民．我农作物自主选育品种面积超 ９５％［Ｎ］．科技日报，２０２１－０１－１３（００３）． ［３４］魏后凯．把饭碗牢牢端在自己手中［Ｎ］．经济日报，２０１９－９－３（０１５）． ［３５］高鸣，魏佳朔．加快建设国家粮食安全产业带：发展定位与战略构想［Ｊ］．中国农村经济，２０２１（１１）：１６－３４． ［３６］中华人民共和国国务院新闻办公室．中国政府白皮书汇编（２０１９）［Ｍ］．北京：人民出版社，２０２０：４４１． ［３７］邓大才．有效政府与积极穷人：反贫困的因素与组合模式———以中国地方政府脱贫攻坚战略为研究对象［Ｊ］． 理论探讨，２０２１（３）：２６－３３． ［３８］钟钰．全方位夯实粮食安全根基，端牢中国饭碗［Ｎ］．农民日报，２０２３－０１－０７（００５）． ［３９］张大维，陈涛．接点服务：小农户衔接现代农业的供需结构与均衡路径［Ｊ］．中国农村研究，２０２０（２）：２２５－２４３． ［４０］中共中央文献研究室．十八大以来中央文献选编（上）［Ｍ］．北京：中央文献出版社，２０１４：６６４． ＴｒａｎｓｆｏｒｍａｔｉｏｎａｎｄＣｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎｏｆＦｏｏｄＳｅｃｕｒｉｔｙＶｉｓｉｏｎ ＣＨＥＮＴａｏ１，ＤＥＮＧＤａｃａｉ２ （１．ＣｏｌｌｅｇｅｏｆＣｕｌｔｕｒｅＴｏｕｒｉｓｍ ａｎｄＰｕｂｌｉｃＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎ，ＦｕｊｉａｎＮｏｒｍａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｆｕｚｈｏｕ３５０００７，Ｃｈｉｎａ； ２．ＩｎｓｔｉｔｕｔｅｏｆＣｈｉｎａＲｕｒａｌＳｔｕｄｉｅｓ，ＣｅｎｔｒａｌＣｈｉｎａＮｏｒｍａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｗｕｈａｎ４３００７９，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ａｒｅｖｉｅｗｏｆｆｏｏｄｐｒｏｐｏｓｉｔｉｏｎｓｒｅｖｅａｌｓｔｈａｔｆｏｏｄｓｅｃｕｒｉｔｙｈａｓｇｏｎｅｔｈｒｏｕｇｈｔｈｒｅｅｉｔｅｒａｔｉｏｎｓｏｆ ｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅｆｏｏｄｓｅｃｕｒｉｔｙ，ｍａｒｋｅｔｂａｓｅｄｆｏｏｄｓｅｃｕｒｉｔｙ，ａｎｄｓｏｃｉａｌｆｏｏｄｓｏｖｅｒｅｉｇｎｔｙ，ｆｏｃｕｓｉｎｇｏｎｔｈｅｓｕｐ ｐｌｙ，ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ，ａｎｄｃｉｒｃｕｌａｔｉｏｎｏｆｆｏｏｄｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ．Ｉｎｆａｃｔ，ｆｏｏｄｓａｆｅｔｙｉｓａｃｏｍｐｒｅｈｅｎｓｉｖｅｓｕｂｊｅｃｔ， ｓｈｏｕｌｄｂｅｐｌａｎｎｅｄａｓａｗｈｏｌｅ，ｗｉｔｈｍｕｌｔｉｐｌｅａｔｔｒｉｂｕｔｅｓｏｆｇｒａｉｎ，ｉｎｃｌｕｄｉｎｇｉｔｓｎａｔｕｒａｌ，ｅｃｏｎｏｍｉｃ，ｓｏｃｉａｌ ａｎｄｐｏｌｉｔｉｃａｌａｔｔｒｉｂｕｔｅｓｔａｋｅｎｉｎｔｏｃｏｎｓｉｄｅｒａｔｉｏｎ．Ｏｎｔｈｅｏｔｈｅｒｈａｎｄ，ｂａｓｉｃｆｏｏｄｓｕｐｐｌｙａｎｄｒｉｃｈｅｒｆｏｏｄ ａｃｑｕｉｓｉｔｉｏｎ，ｔｈｅｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｍａｒｋｅｔｃｉｒｃｕｌａｔｉｏｎａｎｄｄｏｍｅｓｔｉｃａｌｌｏｃａｔｉｏｎｂａｌａｎｃｉｎｇａｌｌｓｈｏｕｌｄｂｅｃｏｎｓｉｄ ｅｒｅｄｔｏｃｏｎｓｏｌｉｄａｔｅｆｏｏｄｓｅｃｕｒｉｔｙｆｏｕｎｄａｔｉｏｎ．ＦｏｏｄｓｅｃｕｒｉｔｙｓｃｈｅｍｅｏｆＣｈｉｎｅｓｅｍｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎｉｓａｂｉｇｆｏｏｄ ｓｅｃｕｒｉｔｙｖｉｓｉｏｎ，ｂｏｔｈｉｎｔｅｒｍｓｏｆｂｉｇｓｃｉｅｎｃｅａｎｄｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，ｂｉｇｒｅｓｅｒｖｅｓ，ｂｉｇｆｏｏｄ，ａｎｄｂｉｇｓｅｃｕｒｉｔｙ， ａｎｄｉｎｔｅｒｍｓｏｆｂｉｇｒｅｓｐｏｎｓｉｂｉｌｉｔｙ，ｗｈｉｃｈｉｓｃｏｃｒｅａｔｅｄｂｙｔｈｅｓｔａｔｅ，ｍａｒｋｅｔａｎｄｓｏｃｉｅｔｙ，ａｎｄｓｈａｒｅｄｂｙ ｔｈｅｃｅｎｔｒａｌ，ｌｏｃａｌａｎｄｇｒａｓｓｒｏｏｔｓｌｅｖｅｌｓ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｆｏｏｄｓｅｃｕｒｉｔｙ；ｆｏｏｄｓｏｖｅｒｅｉｇｎｔｙ；ｔｈｅｂｉｇｆｏｏｄｓｅｃｕｒｉｔｙｖｉｓｉｏｎ；Ｃｈｉｎｅｓｅｍｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２３年第 ３期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２２卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 数字经济驱动中国农业现代化的机制与效应 傅华楠，李晓春 （南京大学 经济学院，江苏 南京 ２１００９３） 摘　要：基于中国 ３０个省（区、市）２０１１—２０２０年面板数据，在理论分析的基础上分别采用双向固定效 应模型、面板门槛模型和空间杜宾模型等实证检验了数字经济对中国农业现代化的影响机制与效应。 结果表明：数字经济能够显著驱动中国农业现代化，该结论在多种稳健性检验条件下依然成立；面板门 槛效应分析显示，数字经济对农业现代化的驱动效应存在以数字经济发展水平、农村人力资本水平和农 村非农就业为门槛变量的递增型非线性特征；空间溢出效应分析表明，数字经济对农业现代化的影响存 在显著的空间溢出效应，数字经济有利于形成区域间农业现代化协同推进的发展格局；区域异质性分析 发现，数字经济能够驱动东部地区农业现代化的发展，但对中西部地区农业现代化的赋能作用尚不明 显；驱动路径分析显示，数字经济对农业三个子体系现代化的驱动效应从大到小依次为产业体系现代 化、经营体系现代化、生产体系现代化。 关键词：农业现代化；数字经济；门槛效应；空间溢出效应；异质性 中图分类号：Ｆ３０３．３　　　　　文献标识码：Ａ　　　　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２３）０３－００１８－１４ 一、引言 　　近年来，数字经济已经成为新时代我国经济社会发展最具潜能最有活力的板块之一，数字经 济与实体经济的不断融合逐渐成为推动高质量发展的强大驱动力。随着数字经济的快速发展以 及向经济社会各层面各领域的不断渗透延伸，数字经济及其相关技术也开始广泛融入农业农村经 济生活的各个方面。因此，探 究 数 字 经 济 对 农 业 现 代 化 的 影 响 机 制 与 效 应，对 于 新 时 代 挖 掘 “三 农”发展新动能、加快推进农业现代化具有较强的现实意义。 现有文献对中国农业现代化问题的研究主要从以下 ３个方面展开：一是研究发达国家农业现 代化经验及其对中国农业现代化的启示；二是运用熵值法、变异系数法和组合赋权法等方法从不 同维度对中国区域农业现代化进行测度和分析；三是研究中国农业现代化的驱动因素与机制。从 发达国家农业现代化的经验来看，重视政府作用、建立农业生产合作组织和完善农业保险制度等 措施［１］是美国农业现代化的有益经验；日本农业现代化过程中立足小农户生产、推进适度规模经 营和推动农村产业融合［２］的做法也为中国农业现代化提供了启示。从中国区域农业现代化特征 来看，中国区域间农业现代化发展存在巨大差异［３］，但也存在一定的收敛现象和空间集聚特征［４］， 需要推动农业各子维度的协调发展来缩小区域农业现代化发展差距［５］。从中国农业现代化的驱 动因素来看，农村人力资本水平提升［６］、农业生产性服务发展［７］和农村土地产权制度改革［８］等在 中国农业现代化进程中发挥重要驱动作用。 随着数字经济向农业农村的不断渗透延伸，数字经济与“三农”问题也受到学术界的关注。既 　 　收稿日期：２０２３－０２－２０　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２３．０３．００３ 　基金项目：国家自然科学基金青年项目（７２２０３０８７）；教育部人文社会科学重点研究基地重大项目（１７ＪＪＤ６３０００２） 　作者简介：傅华楠（１９８９—），男，江苏连云港人，南京大学经济学院博士研究生，主要研究方向为农业经济与高质 量发展。Ｅｍａｉｌ：ｄｇ１８０２００２＠ｓｍａｉｌ．ｎｊｕ．ｅｄｕ．ｃｎ

第 ３期 傅华楠，李晓春：数字经济驱动中国农业现代化的机制与效应 　　１９　 有研究主要从数字经济与城乡收入差距、粮食生产体系韧性、农村产业融合、农业高质量发展和乡 村振兴等关系中展开。研究表明，数字经济对城乡居民收入差距的影响效应还不确定，存在“Ｕ”型 影响趋势［９］和倒“Ｕ”型影响趋势［１０］两种相反的观点；数字经济对农村粮食生产体系韧性提升［１１］、 农村产业融合发展［１２－１３］、农业高质量发展［１４］和乡村振兴［１５］等均具有显著的促进作用。上述文献 丰富了数字经济赋能“三农”发展的相关研究，也为后续研究提供了有益启迪。然而，目前仅有梁 琳［１６］就数字经济对农业现代化的影响机制进行了理论分析，而针对数字经济与农业现代化关系的 实证研究尚未出现。 基于上述原因，为了丰富数字经济赋能农业现代化的机制研究，本文通过构建和测算中国省 际数字经济指数和农业现代化指数，采用双向固定效应模型、面板门槛效应模型、空间杜宾模型等 从多个维度实证检验数字经济驱动农业现代化的机制与效应，以为数字经济驱动农业现代化实践 提供理论依据和经验证据。 二、理论机制分析与研究假说 （一）数字经济赋能农业现代化的直接机制 数字经济能够催生新产业新业态新模式［１７］，优化农业产业结构，促进农村产业融合，赋能农业 产业体系现代化。首先，数字经济向农业农村的渗透延伸，能够催生农业发展新模式、新业态，促 进乡村旅游和休闲农业等农业新业态的产生与发展，推动农业多功能性发展。其次，数字技术的 广泛应用能够加快信息传递与扩散、缓解市场主体之间的信息不对称［１８］，可以通过发挥创新、协 调、关联三大效应优化产业结构［１９］。最后，数字经济能够促进资源共享和互联互通，促进农业产业 链延伸，实现农业多元经济形态的联动发展，推动农村一二三产业融合。 数字经济能够转变农业生产方式、提升农业生产效率，提高农产品质量［１６］１１３，赋能农业生产体 系现代化。数字技术与农业生产相结合可以提高农业生产机械化、自动化和智能化水平，促进农 业生产方式的现代化。另外，数字智能化设备与技术广泛应用于农业领域有利于实时监测和精准 控制农业生产全过程，促进农业生产各环节精细化作业，促进农业生产的节水节能和农药、化肥等 石化要素的减量化施用，提高农业生产效率，提升农产品质量。 数字经济能够促进农业供给与需求的有效匹配、丰富农业经营模式、创新合作平台与合作模 式、推动农业适度规模经营、提高经营管理水平，赋能农业经营体系现代化。一方面，数字经济能 有效缓解融资约束［２０］，促进农业投资，解放农业生产力，优化农业土地资源配置，实现农业适度规 模经营，产生农业规模 经 济 效 应［２１］；另 一 方 面，数 字 经 济 能 够 推 动 知 识、信 息 和 观 念 的 产 生 与 传 播［２２］，促进农业经营主体之间信息共享和资源共享，催生农业生产经营新模式和互助合作新机制， 实现传统小农分散经营与现代农业规模化经营有机衔接，提高农业经营管理水平。 基于上述分析，提出数字经济与农业现代化关系的第一个研究假说。 假说 １：数字经济发展对农业现代化具有显著的促进作用，数字经济对农业产业体系现代化、 农业生产体系现代化以及农业经营体系现代化也有促进作用。 （二）数字经济赋能农业现代化的非线性效应 数字经济赋能实体经济高质量发展的前提是数字经济与实体经济的深度融合，作为数实融合 （即数字经济与实体经济的融合，下同）的供给方，数字经济与实体经济融合程度高低直接取决于 数字经济本身发展水平的高低，亦即数字经济满足实体经济数字化转型需求的能力。由于数字经 济的“梅特卡夫法则”和“摩尔定律”，数实融合能力和融合程度可能呈现非线性特点，从而使得数 字经济对实体经济发展的赋能效应也存在非线性特征。数字经济对农业现代化的全方位赋能效 果首先取决于数字经济自身满足农业数字化转型的能力。伴随着数字经济发展水平的不断提升

２０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 以及数字经济的“梅特卡夫法则”和“摩尔定律”，其对农业各领域的参与度和融合度亦会不断提 高，进而对农业各子体系现代化的赋能作用也可能愈加明显。由上分析，提出本文第二个假说： 假说 ２：数字经济对于农业现代化的驱动效应具有边际效应递增的非线性特征，即数字经济发 展水平越高其对农业现代化的赋能作用越明显。 人是推动经济社会发展的唯一能动要素，是统筹各种资源要素的关键因素，人力资本对农业 现代化具有显著促进作用［６］９３，是农业实现高质量发展的关键，也是数字经济与实体经济深度融合 的重要保障。现代科学技术和现代经营管理模式等在农业生产经营过程中作用发挥的好坏取决 于从事农业生产的农业劳动者对现代科技工业设备和现代经营管理理念等的接受能力和运用能 力，而这种接受能力和运用能力的高低又直接取决于农业劳动者素质和技能亦即人力资本水平的 高低。一般来说，受教育程度和人力资本水平较高的地区，农民的文化水平和综合能力也相对较 高，对新事物的接受、学习和应用能力也相对更强，从而使数字经济及其技术与农业的融合程度及 融合效率也越高，这可能会进一步强化数字经济对农业现代化的驱动效应。由此，提出本文第三 个假说： 假说 ３：数字经济对农业现代化的赋能作用存在人力资本水平门槛效应，即人力资本水平越高 则数字经济赋能农业现代化的作用就越明显。 数字经济对农业现代化的赋能不仅表现为对农业生产体系现代化的赋能，也包含对农业经营 体系现代化和产业体系现代化的赋能。数字经济既会通过促进农业技术装备智能化、实现农产品 供求高效匹配、促进农业生产过程精细化等方式推动农业生产体系的现代化，也会通过促进农业 经营主体信息共享和互联互通、拓展农业经济业态、推动农业产业链延伸与融合等方式赋能农业 产业体系现代化，还能通过拓展服务平台、创新合作模式等方式推动农业经营体系现代化。因此， 数字经济对农业现代化的赋能机制与路径具有全面性和多元性。而数字经济与农业的融合程度 与融合效率可能受到农业产业结构和农业经济形态等的影响。就业结构是产业结构和经济形态 的直接体现，劳动力是实现数字经济与实体经济融合的重要保障，数字经济与农业各领域的全面 融合需要由农业各领域的就业人员来实现，农村就业结构越多元、农业经济业态越丰富，则数字经 济对农业各领域的渗透融合可能就越细致深入，数字经济赋能农业现代化的机制和路径可能就越 丰富多元，进而对农业各子体系现代化的赋能作用就越充分全面。基于上述原因，提出本文的第 四个假说： 假说 ４：数字经济对农业现代化的赋能作用存在农村就业结构门槛效应，即农村非农就业率越 高则数字经济赋能农业现代化的作用就越明显。 （三）数字经济赋能农业现代化的空间溢出效应 数字经济的快速发展以及与实体经济的不断融合打破了区域间经济活动由于空间距离和发 展差距等原因造成的隔离，促进了经济要素的跨区域流动和市场主体的跨区域联动，加强了区域 间经济活动的关联性。虽然我国区域农业现代化发展存在较大差距，但也存在空间相关性和空间 集聚特征［４］８２。同时，数字经济发展不断创新经济交流合作的机制模式，强化了区域间农业市场主 体之间的信息共享与交流互动，通过要素跨区域流动与重组［１５］１１等方式促进其他区域农业生产发 展方式转变、农业产业结构优化和农业经济管理水平提升，进而间接推动区域间农业现代化发展。 此外，数字经济发展本身也并不是独立隔绝的，数字经济本身的扩张与延伸属性也不断推动数字 经济的跨区域延伸与互动，因而数字经济发展存在空间相关性，进而使得数字经济对农业现代化 的影响也可能存在空间关联性。因此，提出本文的第五个假说： 假说 ５：数字经济对区域农业现代化的赋能作用具有显著空间溢出效应。

第 ３期 傅华楠，李晓春：数字经济驱动中国农业现代化的机制与效应 　　２１　 三、研究设计与变量说明 （一）计量模型设定 １．基准模型 为检验数字经济对农业现代化的直接效应，构建如下基本模型： ａｇｒｍｏｄｉｔ＝α０＋αｄｉｅｃｏｉｔ＋αｉＸｉｔ＋ λｉ＋δｔ＋εｉｔ （１） 其中，ａｇｒｍｏｄｉｔ表示地区 ｉ在时期 ｔ的农业现代化发展水平；ｄｉｅｃｏｉｔ表示地区 ｉ在时期 ｔ的数字经济发 展水平；Ｘｉｔ表示可能影响区域农业现代化的其他控制变量；λｉ和 δｔ分别表示个体固定效应和时间 固定效应；εｉｔ表示随机扰动项。 ２．面板门槛模型 基准回归模型反映的是数字经济对农业现代化的直接影响效应，为了检验数字经济对农业现 代化可能存在的非线性驱动作用，并确定非线性关系的阈值，借鉴 Ｈａｎｓｅｎ［２３］等研究采用门槛模型 进行检验。当单一门槛检验显著时，表明存在至少存在单一门槛，需要进一步进行双重门槛检验 或三重门槛检验以确定变量的具体门槛数。根据研究假说，将数字经济（ｄｉｅｃｏ）、农村人力资本水 平（ｈｕｍａｎ）、农村非农就业率（ｎｏｆａｒｍ）作为门槛变量。单一门槛、双重门槛和三重门槛模型分别 如下： ａｇｒｍｏｄｉｔ＝β０＋β１ｄｉｅｃｏｉｔ×Ｉ（Ａｄｊｉｔ≤Ｔｈ）＋β２ｄｉｅｃｏｉｔ×Ｉ（Ａｄｊｉｔ＞Ｔｈ）＋βｉＸｉｔ＋λｉ＋δｔ＋εｉｔ　　 （２） ａｇｒｍｏｄｉｔ＝β０＋β１ｄｉｅｃｏｉｔ×Ｉ（Ａｄｊｉｔ≤Ｔｈ１）＋β２ｄｉｅｃｏｉｔ×Ｉ（Ｔｈ１＜Ａｄｊｉｔ≤Ｔｈ２）＋　　　　 　 β３ｄｉｅｃｏｉｔ×Ｉ（Ａｄｊｉｔ＞Ｔｈ２）＋βｉＸｉｔ＋λｉ＋δｔ＋εｉｔ （３） ａｇｒｍｏｄｉｔ＝β０ ＋β１ｄｉｅｃｏｉｔ×Ｉ（Ａｄｊｉｔ≤Ｔｈ１）＋β２ｄｉｅｃｏｉｔ×Ｉ（Ｔｈ１＜Ａｄｊｉｔ≤Ｔｈ２）＋β３ｄｉｅｃｏｉｔ×　 Ｉ（Ｔｈ２＜Ａｄｊｉｔ≤Ｔｈ３）＋β４ｄｉｅｃｏｉｔ×Ｉ（Ａｄｊｉｔ＞Ｔｈ３）＋βｉＸｉｔ＋λｉ＋δｔ＋εｉｔ （４） 其中，Ｔｈｉ（ｉ＝１，２，３）表示待估计的门槛值；Ｉ（·）为指示函数，当括号内条件成立时取值为 １，否则 取值为 ０。 ３．空间计量模型 为进一步检验数字经济赋能农业现代化发展是否存在空间溢出效应，构建空间计量模型。空 间计量模型主要分为 ３种，即空间滞后模型（ＳＡＲ）、空间误差模型（ＳＥＭ）和空间杜宾模型（ＳＤＭ）。 ３类空间计量模型的空间传导机制存在着明显差异，ＳＡＲ模型假设被解释变量会通过空间关联作 用对其他地区产生影响，ＳＥＭ 模型假定空间 溢 出 效 应 的 传 导 主 要通 过 误 差 项 来实 现，ＳＤＭ 模 型 则 同时考虑了 ＳＥＭ模型和 ＳＡＲ模型的传导机制。ＳＡＲ模型、ＳＥＭ模型和 ＳＤＭ模型的具体形式分别 如式（５）、式（６）和式（７）所示： ａｇｒｍｏｄｉｔ＝ ρＷａｇｒｍｏｄｉｔ＋φｄｉｅｃｏｉｔ＋ φｉＸｉｔ＋ λｉ＋δｔ＋εｉｔ　　　　　　　　　 （５） ａｇｒｍｏｄｉｔ＝ φｄｉｅｃｏｉｔ＋ φｉＸｉｔ＋ λｉ＋δｔ＋εｉｔ，εｉｔ＝ δＷεｉｔ＋ ωｉｔ　　　　　　 （６） ａｇｒｍｏｄｉｔ＝ ρＷａｇｒｍｏｄｉｔ＋φｄｉｅｃｏｉｔ＋ φｉＸｉｔ＋θＷｄｉｅｃｏｉｔ＋ σｉＷＸｉｔ＋ λｉ＋δｔ＋εｉｔ （７） 其中，ρ、δ、θ、σｉ表示空间相关系数；Ｗ 表 示 空 间 权 重 矩 阵。为 了 更 全 面 剖 析 数 字 经 济 对 农 业 现 代 化影响的空间溢出效应，本文使用地理距离、经济距离和地理经济距离嵌套 ３种空间权重矩阵。 （二）变量说明 （１）被解释变量：农业现代化（ａｇｒｍｏｄ）。本文立足全面性、代表性以及数据可得性原则，结合 中央政策文件并参考张俊婕［２４］的研究，分别从农业产业体系现代化（ｃｙｔｘ）、农业生产体系现代化 （ｓｃｔｘ）和农业经营体系现代化（ｊｙｔｘ）３个维度构建中国农业现代化指标体系（见表 １），采用熵值法 对各个子指标进行赋权，测度中国 ２０１１—２０２０年省际农业现代化指数。

２２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 表 １　农业现代化指标体系 二级指标 具体指标 指标解释 单位 指标属性 农业产业体系 农产品产地加工程度 正向 现代化 农副食品加工业主营业务收入与农林牧渔业总 ％ 农业多功能性 正向 农业生产体系 农业种植结构 产值之比 负向 现代化 农林牧渔业产业结构 正向 农业机械化水平 休闲农业营业收入与农林牧渔业总产值之比 ％ 正向 农业经营体系 农业有效灌溉面积占比 正向 现代化 农业劳动生产率 粮食作物播种面积与农业总播种面积之比 ％ 正向 土地生产率 正向 化肥使用强度 林牧渔业总产值与农林牧渔业总产值之比 ％ 负向 农药使用强度 单位面积农业机械动力 千瓦 ／公顷 负向 万元农业 ＧＤＰ水耗 农业有效灌溉面积 ／农作物总播种面积 ％ 负向 农业生产合作化程度 农林牧渔业总产值 ／第一产业就业人数 万元 ／人 正向 农业生产性服务发展水平 单位面积粮食产量 千克 ／公顷 正向 农业适度规模经营 化肥施用折纯量 ／农作物总播种面积 千克 ／公顷 正向 农业保险深度 正向 农药使用量 ／农作物总播种面积 千克 ／公顷 农业用水量 ／农林牧渔业总产值 吨 ／万元 农村每万人拥有农民专业合作社数量 个 ／万人 农林牧渔服务业总产值与农林牧渔业总产值之比 ％ 耕地面积 ／农业从业人员 公顷 ／人 农业保险保费收入 ／农业总产值 ％ 　　（２）核心解释变量：数字经济（ｄｉｅｃｏ）。参考赵涛等［２５］和刘军等［２６］的研究并进行拓展，本文从 互联网基础、互联网普及、数字产业支撑和数字普惠金融①等 ４个方面构建数字经济指标体系（见 表 ２），采用主成分分析法对中国省际数字经济发展水平进行测度，并参考韩先锋等［２８］和李雪 等［２９］的做法对数字经济发展指数进行标准化处理。 二级指标 表 ２　数字经济指标体系 单位 指标属性 互联网基础 公里 ／平方公里 正向 三级指标 个 ／百人 正向 互联网普及 光缆密度 户 ／百人 正向 数字产业支撑 百人互联网接入端口数 户 ／百人 正向 数字普惠金融 百人移动电话交换机容量 户 ／百人 正向 百人移动电话用户数 万元 ／人 正向 百人互联网宽带接入户数 ％ 正向 人均电信业务量 正向 信息传输、软件和信息服务城镇就业人数占比 数字普惠金融综合指数 　　（３）控制变量。为更加全面地分析数字经济对农业现代化的影响效应，参考既有研究选择如下控 制变量：产业结构（ｉｎｄｕｓｔ），采用地区第一产业增加值占地区 ＧＤＰ的比重来衡量；财政支农水平（ｆｉ ｎａｇｒ），用地区财政农林水支出与财政一般预算支出比值来反映；经济发展水平（ｌｎｐｇｄｐ），用人均 ＧＤＰ 的对数来表征；对外贸易（ｔｒａｄｅ），用进出口总额与地区 ＧＤＰ之比来反映地区经济发展的外贸依赖度； 农村非农就业（ｎｏｆａｒｍ），以农村第二、第三产业就业人数与乡村就业人数之比来表征；土地流转（ｌａｎｄ ｃｉｒ），以省际土地流转面积与省际耕地面积的比值来反映；农村金融发展（ｒｕｌｆｉｎａ），用农村涉农贷款总 额与农林牧渔业总产值之比衡量；交通基础设施水平（ｒｏａｄ），用每平方公里公路线路里程数来衡量。 （４）门槛变量：数字经济（ｄｉｅｃｏ）；人力资本水平（ｈｕｍａｎ），采用农村居民平均受教育年限来衡 量②；农村非农就业（ｎｏｆａｒｍ），以农村第二、第三产业就业人数与乡村就业人数之比来表征。 ① 数字普惠金融数据采用郭峰等［２７］编制的中国省际数字普惠金融指数进行衡量。该指数主要从数字金融覆盖广 度、使用深度以及数字化程度 ３个方面进行了测度，分省、市、县 ３个层面的指数数据。 ② 农村居民平均受教育年限计算公式为：农村居民平均受教育年限 ＝ （小学教育人数 ×６＋初中教育人数 ×９＋ 高中教育人数 ×１２＋大专及以上教育人数 ×１６） ÷６岁以上人口数。

第 ３期 傅华楠，李晓春：数字经济驱动中国农业现代化的机制与效应 　　２３　 （三）数据来源 本文运用 ２０１１—２０２０年中国 ３０个省（区、市，不含西藏自治区和港澳台地区）的面板数据展 开研究。上述指标中，中国省际数字普惠金融指数来自北京大学数字金融研究中心，数字经济测 度所需其他子指标数据来自中国统计年鉴、各省统计年鉴和国家统计局官网，其中人均电信业务 量根据行业 ＧＤＰ指数以 ２０１１年为基期进行换算。关于农业现代化测算的基础数据，农副食品加 工业主营业务收入数据主要来自相关年份《中国工业统计年鉴》并以各省统计年鉴数据辅助，休闲 农业数据来自《中国农业年鉴》，农民专业合作社数据来自地方统计局和地方发展报告，农业保险 数据来自 ＣＮＲＤＳ数据库。农业现代化测算所需其他基础数据主要来自《中国统计年鉴》、《中国农 村统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》、相关省区市统计年鉴、国家统计局网站和国泰安数据 库，其中农业劳动生产率根据第一产业 ＧＤＰ指数以 ２０１１年为基期进行换算；农村涉农贷款数据来 自 Ｗｉｎｄ数据库；门槛变量和控制变量数据主要来自《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中 国劳动统计年鉴》、国家统计局网站和各省统计年鉴。本文各变量的描述性统计情况如表 ３所示。 表 ３　变量描述性统计 变量 符号 样本量 平均值 标准差 最小值 最大值 农业现代化 ａｇｒｍｏｄ ３００ ０．２６２ ０．０７５ ０．１３６ ０．６６９ 数字经济 ｄｉｅｃｏ ３００ ０．６００ ０．０６９ ０．４８７ ０．８８７ 产业结构（％） ｉｎｄｕｓｔ ３００ ９．８６８ ５．３３１ ０．２７６ ２５．８３８ 财政支农水平（％） ｆｉｎａｇｒ ３００ １１．４５４ ３．２８４ ４．１１０ ２０．３８ 经济发展水平 ｌｎｐｇｄｐ ３００ １０．７８９ ０．４３８ ９．６７５ １２．０１ 贸易开放度 ｔｒａｄｅ ３００ ０．２６３ ０．２６９ ０．００７ １．３９８ 土地流转率 ｌａｎｄｃｉｒ ３００ ０．２３６ ０．１５４ ０．０１５ ０．９４０ 农村金融发展 ｒｕｌｆｉｎａ ３００ ３．０６９ ２．１６３ ０．７７１ １３．４１ 交通基础设施（公里 ／平方公里） ｒｏａｄ ３００ ０．９７２ ０．５１６ ０．０９２ ２．２２３ 非农就业率 ｎｏｆａｒｍ ３００ ０．４４８ ０．２００ ０．０４３ ０．９４６ 农村人力资本（年） ｈｕｍａｎ ３００ ７．８８２ ０．６５５ ５．９２３ １０．５６８ 四、数字经济驱动农业现代化的实证检验 （一）基准回归结果 表 ４报告了数字经济对农业现代化影响效应的估计结果。Ｗａｌｄ检验和 Ｈａｕｓｍａｎ检验结果表 明，固定效应模型优于 ＯＬＳ模型和随机效应模型。因此，本文采用递进回归处理方法首先同时控 制地区固定效应和年份固定效应进行单变量回归，其次纳入控制变量并分别单独控制地区固定效 应和个体固定效应进行检验，最后同时控制地区和年份固定效应并纳入控制变量再次进行回归检 验。本文以同时控制地区和年份的双向固定效应模型，即模型（４）的估计结果为基准进行分析，同 时为了进行比较，表 ４还给出随机效应模型的估计结果。 回归结果显示，模型（１）至模型（５）中核心解释变量数字经济的估计系数均为正且均在 １％的 显著性水平上显著，实证检验结果具有高度稳健性，表明数字经济发展确实能够促进农业现代化 发展，从而验证了假说 １的前半部分判断。另外，相对于未加入控制变量的模型（１）的回归结果， 模型（４）在加入控制变量后，数字经济的回归系数为 ０．８５０５，小于 ０．９９，这表明在不考虑控制变量 的情况下，单独考察数字经济对农业现代化的影响会夸大数字经济对农业现代化的驱动效应。 对于控制变量，经济发展水平、农村非农就业、农村土地流转和农村金融发展的估计系数均显 著为正，表明对农业现代化均具有显著的促进作用。地区经济发展水平越高则会对农业现代化给 予越有力的全方面支持；农村非农就业和土地流转发展能够优化农村劳动力的行业间配置和促进 土地资源的整合，推动形成规模经营，促使农业部门增加现代科技要素投入进而推动农业现代化

２４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 发展；农村金融发展能够缓解农业融资约束，为农业现代化提供必要的资金支持。另外，交通基础 设施的估计系数为正但没有通过显著性检验，这表明交通基础设施发展虽然能便利要素的流动， 但其与农业的关联作用还不甚明显。 表 ４　基准回归：数字经济对农业现代化影响效应估计 变量 （１） （２） （３） （４） （５） ｄｉｅｃｏ ｉｎｄｕｓｔ ０．９９００（８．６７３１） ０．３８３０（５．３７３５） ０．６５９０（６．５２４３） ０．８５０５（７．５０１６） ０．３７３７（５．４２３７） ｆｉｓａｇｒ ｌｎｐｇｄｐ ０．００１３（０．９６２３） ０．００１８（１．４２９５） ０．０００３（０．２３５０） ０．００１８（１．４９３８） ｔｒａｄｅ ｎｏｆａｒｍ －０．００１３（－１．１６５１） －０．０００４（－０．３６３３） －０．０００４（－０．３５３０） －０．００１６（－１．５８５７） ｌａｎｄｃｉｒ ｒｕｌｆｉｎａ －０．００７３（－０．４０４５） ０．０４９４（２．４６７２） ０．０７７０（３．４２９６） ０．００１８（０．１０３６） ｒｏａｄ ＿ｃｏｎｓ －０．０１８３（－０．８５０１） －０．０３７４（－１．９５１９） －０．０１２６（－０．５６６４） －０．０１５２（－０．８６５４） 观测值 地区 ０．０６８８（２．２３７３） ０．０４８７（１．８１５８） ０．０７８７（２．６８６７） ０．０７５２（２．８１６３） 年份 Ｒ２ ０．０５５５（１．５９４９） ０．０８８８（２．６５７６） ０．１１１０（３．１１３１） ０．０７１２（２．１８４４） ０．０１３７（６．４９８９） ０．０１１３（５．５８９５） ０．０１３０（６．１３９９） ０．０１２５（６．４８３９） ０．０３５８（１．７８７３） ０．０１４４（０．９５０７） ０．０３０９（１．５８３９） ０．０１２９（０．８６１８） －０．３０３０（－５．０６０６） －０．００３８（－０．０２４４） －０．７１７６（－３．５８７２） －１．１３１５（－４．７６０８）－０．０７８０（－０．５２９３） ３００ ３００ ３００ ３００ ３００ 控制 控制 未控制 控制 未控制 控制 未控制 控制 控制 未控制 ０．７１３９ ０．７５２７ ０．７７５３ ０．７８５４ ０．７５１０ 　注：表中括号内为 ｔ值； 、 和 分别表示在 １％、５％和 １０％的显著性水平上显著。下同。 （二）稳健性检验 （１）替换被解释变量。前文的基准回归中被解释变量农业现代化水平指数由熵值法测算而 得，此处分别采用主成分分析法和 ＮＢＩ指数权重设置方法重新测算中国省际农业现代化水平指数，然 后再进行回归，结果见表 ５中的模型（２）和模型（３）。回归结果表明，更换被解释变量测算方法后，数 字经济的估计系数依然显著，估计系数符号也没有发生改变，表明基准回归结果稳健可靠。 表 ５　稳健性检验：更换被解释变量和核心解释变量测度方法 变量 （１） （２） （３） （４） （５） ｄｉｅｃｏ ０．８５０５ （７．５０１６） ０．３６１３ （４．６２６８） ０．４５７１ （５．９２５２） ０．３９８０ （７．３３４４） ０．４７２７ （７．４００２） ｉｎｄｕｓｔ ０．０００３（０．２３５０） －０．０００７（－０．７５９７） －０．０００５（－０．５１８７） ０．０００９（０．６５２６） ０．００１１（０．８０８６） ｆｉｓａｇｒ －０．０００４（－０．３５３０） ０．０００７（０．９９５８） ０．００１３（１．７５２６） －０．０００４（－０．３５６８） －０．００００（－０．０３６２） ｌｎｐｇｄｐ ０．０７７０ （３．４２９６） ０．０３２２ （２．０８４０） ０．０１９４（１．２７０９） ０．０７５０ （３．３２７０） ０．０６７９ （３．００８０） ｔｒａｄｅ －０．０１２６（－０．５６６４） －０．０１６３（－１．０６６５） ０．００４１（０．２６９６） －０．０２７５（－１．２６２９） －０．０１２６（－０．５６４０） ｎｏｆａｒｍ ０．０７８７ （２．６８６７） ０．０７８７ （３．９００８） ０．１０５６ （５．２９８１） ０．０８０９ （２．７４７５） ０．０８２８ （２．８１４２） ｌａｎｄｃｉｒ ０．１１１０ （３．１１３１） ０．０６２４ （２．５３９８） ０．０５４０ （２．２２４５） ０．１２５７ （３．５００７） ０．１１４３ （３．１９４７） ｒｕｌｆｉｎａ ０．０１３０ （６．１３９９） ０．００６７ （４．５７６８） ０．００７６ （５．２３１５） ０．０１４４ （６．８６７５） ０．０１３３ （６．２６１４） ｒｏａｄ ０．０３０９（１．５８３９） －０．０１２１（－０．９０１２） ０．００３９（０．２９１３） ０．０２９９（１．５２３７） ０．０２９６（１．５１３４） ＿ｃｏｎｓ －１．１３１５ （－４．７６０８） ０．００３６（０．０２２１） －０．１８５１（－１．１４４３） －０．７０９４ （－３．０４８６）－０．６４３７ （－２．７６７０） 观测值 ３００ ３００ ３００ ３００ ３００ 地区 控制 控制 控制 控制 控制 年份 控制 控制 控制 控制 控制 Ｒ２ ０．７８５４ ０．７５３４ ０．８７９０ ０．７８３７ ０．７８４４ 　注：表中模型（１）为基准回归结果。 　　（２）替换核心解释变量。在基准回归中核心解释变量数字经济采用主成分分析方法进行测算 得到，此处分别采用熵值法和 ＮＢＩ指数权重设置方法重新测度中国省际数字经济指数，然后再进 行回归，结果见表 ５中的模型（４）和模型（５）。回归结果表明，更换核心解释变量的测算方法没有 实质性改变数字经济估计系数的符号和显著性，再次表明基准回归结果是稳健可靠的。 　　（３）控制固定效应。农业现代化水平高的地区其经济发展水平一般也较高，互联网产业发展

第 ３期 傅华楠，李晓春：数字经济驱动中国农业现代化的机制与效应 　　２５　 水平和互联网基础与普及度也可能优先发展，故而前文实证结果可能面临内生性问题。因此，设 定地区和年份交互项以减缓数字经济发展带来的系统性宏观经济环境变化对回归结果的影响，结 果见表 ６的模型（１）和模型（２）。回归结果表明，在缓解宏观因素的系统性变化之后，数字经济驱 动农业现代化的结论依然成立。 表 ６　稳健性检验：控制固定效应、删除异常值和删除直辖市样本 变量 （１） （２） （３） （４） （５） （６） ｄｉｅｃｏ ｉｎｄｕｓｔ ０．８４６２（７．４３８５） ０．３９９７（７．３７０７） ０．５８３４（５．３３２５） ０．２５１８（５．１３１１） ０．５２２３（４．９０００） ０．２６１５（５．６０５４） ｆｉｓａｇｒ ｌｎｐｇｄｐ ０．０００３（０．１９３９） ０．０００８（０．５４９４） ０．００００（０．００３４） ０．０００４（０．２７４６） －０．００３１（－２．９２６９） －０．００２８（－２．７３９６） ｔｒａｄｅ ｎｏｆａｒｍ －０．０００３（－０．２３８６） －０．０００１（－０．１２７０） －０．００１２（－１．１７６７） －０．００１２（－１．１８１２） －０．０００９（－１．１１３１） －０．００１１（－１．３６２８） ｌａｎｄｃｉｒ ｒｕｌｆｉｎａ ０．０８３５（３．３３４５） ０．０８８７（３．５４０６） ０．０８０３（３．６６２６） ０．０７４８（３．４００７） ０．０４５０（２．６３９１） ０．０４０４（２．４０８４） ｒｏａｄ ＿ｃｏｎｓ －０．０１１５（－０．５１４０） －０．０２４４（－１．１１３８） －０．００１９（－０．０８３３） －０．００５９（－０．２６８０） ０．０２１６（１．０８２５） ０．０２６５（１．３４１６） 观测值 地区 ×年份 ０．０７４２（２．４４９７） ０．０７１７（２．３６５６） ０．０９８４（３．３３２６） ０．０９９５（３．３９８３） ０．０８５２（３．７８３３） ０．０９２７（４．１５８６） 地区 年份 ０．１０１７（２．６０１９） ０．１０６０（２．７０６８） ０．０２４３（０．７５０７） ０．０２９３（０．９０１７） ０．０５２１（１．６５０１） ０．０６３７（２．０２９５） Ｒ２ ０．０１２７（５．８２７４） ０．０１３７（６．３２８８） ０．００４９（１．８９６５） ０．００５０（１．９５５２） ０．００１１（０．４５８０） ０．００１１（０．４４８３） ０．０３２０（１．６３１０） ０．０３２２（１．６３５３） ０．０５９４（３．２７１５） ０．０５８５（３．２２９８） －０．０３２７（－１．６６１１） －０．０３３７（－１．７４０８） －０．１７１１（－０．１０３９） １．３１９０（０．８０３０） －１．０２１３（－４．３３９４）－０．６８５２（－２．９３１０）－０．５０２７（－２．７１３５） －０．２１１９（－１．２２５０） ３００ ３００ ２６０ ２６２ ２６０ ２６０ 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ０．７８５７ ０．７８５０ ０．７９６９ ０．７９６７ ０．８１１０ ０．８１３９ 　注：模型（１）、（３）、（５）中的数字经济指数采用主成分分析法测算，模型（２）、（４）、（６）中的数字经济指数采用熵 值法测算。 　　（４）删除异常样本。考虑到样本异常值对基准回归结果可能产生的影响，采用剔除样本中小 于 １％分位数和大于 ９９％分位数的异常值方法重新进行双向固定效应面板数据回归，以检验基准 回归结果的稳健性，回归结果见表 ６的模型（３）和模型（４）。结果表明，数字经济的估计系数符号 和显著性均未发生实质性改变，由此证明基准回归结果是稳健的。 （５）删除直辖市样本。由于直辖市在我国经济社会中地位和定位的特殊性，农业经济和农业 人口在各直辖市经济和就业中的占比极其微小，而其他经济指标与各省之间存在悬殊差异，其现 实经济特征的迥异也可能对基准回归结果产生影响。因此，在原样本中删除北京、天津、上海和重 庆 ４个直辖市的样本数据，以剩余 ２６个省区样本数据重新进行回归以检验基准回归结果的稳健 性，详见表 ６的模型（５）和模型（６）。回归结果显示，在剔除直辖市样本后数字经济估计系数的数 值、符号和显著性水平均没有发生明显变化，再次证实了基准回归结论的稳健性。 （三）内生性处理 基准回归结果表明，数字经济对农业现代化具有显著的驱动作用，但这一估计结果可能存在 双向因果关系和遗漏变量导致的内生性偏误。因此，借鉴黄群慧等［３０］的处理方法，采用 １９８４年省 级层面每万人电话机数量为代表的邮电历史数据与样本对应上一年度全国互联网用户数的交乘 项作为数字经济的工具变量（ｉｖ１），运用 ２ｓｌｓ方法进行重新估计，结果见表 ７的模型（１）和模型 （２）。弱工具变量检验 Ｆ值远大于经验值 １０，可以排除弱工具变量的可能，表明本文工具变量的选 择是合理和有效的。鉴于历史变量不随时间变化而无法控制地区固定效应，因此参考叶德珠等［３１］ 做法，同时构建工具变量（ｉｖ１）与年份虚拟变量的交乘项（ｉｖ２）再次进行两阶段最小二乘分析，结果 见表 ７的模型（３）和模型（４）。由表 ７中 ４个模型的估计结果可以发现，数字经济估计系数的符号 和显著性与基准回归结果相比依然没有发生实质性改变，这表明在考虑内生性问题的条件下，数 字经济驱动农业现代化的结论具有稳健性和可靠性。

２６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 表 ７　内生性处理：工具变量法（２ＳＬＳ） 变量 （１）：ｉｖ１ （２）：ｉｖ１ （３）：ｉｖ２ （４）：ｉｖ２ ｄｉｅｃｏ ｉｎｄｕｓｔ １．４５８５ （４．５４１８） ０．６７８６ （４．２５６９） １．４０４７ （４．６８７１） ０．６４５０ （４．４４４６） ｆｉｓａｇｒ ｌｎｐｇｄｐ －０．０００９（－０．７６３８） －０．００１０（－０．７３３４） －０．０００８（－０．６６７１） －０．０００８（－０．６１８１） ｔｒａｄｅ ｎｏｆａｒｍ －０．００６１ （－２．６４１４）－０．００７４ （－２．８９０５）－０．００５９ （－２．６４５０） －０．００７２ （－２．９０７９） ｌａｎｄｃｉｒ ｒｕｌｆｉｎａ －０．１５４９ （－３．１４９６）－０．１９９４ （－３．１５６３）－０．１４６５ （－３．１８９９） －０．１８５９ （－３．２３０１） ｒｏａｄ ＿ｃｏｎｓ ０．０１４０（０．７１３１） ０．０４２３ （１．８１６０） ０．０１３２（０．６８４９） ０．０３９７ （１．７７６４） 观测值 地区 ０．１２０６ （３．９７３７） ０．１５９９ （４．３９９１） ０．１１８５ （４．０１３２） ０．１５５１ （４．５０３４） 年份 Ｆｗｅａｋ ０．０６８１（１．１９９１） ０．１２９５ （２．５３５２） ０．０７２６（１．３２５５） ０．１３２６ （２．６９０５） ０．０００３（０．１０６９） ０．０００３（０．０９６８） ０．０００６（０．２３０９） ０．０００７（０．２４００） －０．００９７（－０．７６７２） －０．０２３３ （－１．９３１２） －０．０１０５（－０．８５１８） －０．０２３６ （－２．０２３５） １．０７１８ （２．９７９０） ２．２２２６ （３．４１９９） １．０１０２ （３．００２６） ２．０８２８ （３．５２０２） ３００ ３００ ３００ ３００ 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ３８．３３４６ ３０．１１５６ ４１．９０７４ ３３．８３１６ 　注：模型（１）、（３）中的数字经济指数采用主成分分析法测算，模型（２）、（４）中的数字经济指数采用熵值法测算。 五、进一步分析 （一）非线性效应分析 为了进一步探究数字经济发展对农业现代化影响可能存在的非线 性 特 征，选 取 数 字 经 济 （ｄｉｅｃｏ）、农村人力资本水平（ｒｕｌｅｄｕ）和农村非农就业（ｎｏｆａｒｍ）作为门槛变量进行门槛效应检验。 使用 Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ自抽样法，反复抽样 ５００次确定门槛重数，门槛值及门槛效应回归结果如表 ８所示。 其中模型（１）、（３）、（５）中数字经济指数采用主成分分析法测算，模型（２）、（４）、（６）中数字经济指 数采用熵值法测算。 表 ８　数字经济驱动区域农业现代化的门槛模型回归结果 项目 （１） （２） （３） （４） （５） （６） ｄｉｅｃｏ ｄｉｅｃｏ ｒｕｌｅｄｕ ｒｕｌｅｄｕ ｎｏｆａｒｍ ｎｏｆａｒｍ Ｔｈ１ ０．７４９４［０．００２０］ ０．６３５８［０．００２０］ ６．３９０７［０．０８２０］ ９．３９５５［０．００００］ ０．８８７５［０．００２０］ ０．６７４３［０．００００］ Ｔｈ２ ０．４０５２［０．０９２０］ ９．３９５５［０．０８６０］ ｄｉｅｃｏ×Ｉ（θ１） ０．５５４１（４．８３９３） ０．２２１０（３．９７１１） ０．６９６３（６．４６０４） ０．３１７７（６．０５９５） ０．５６５２（５．５５４８） ０．２３３１（４．８８８０） ｄｉｅｃｏ×Ｉ（θ２） ０．６３７９（５．７９７８） ０．２６１４（４．９０７７） ０．８０９５（７．４１６４） ０．４１９９（８．２５５３） ０．７２７３（７．４１２４） ０．４６０３（１０．１１８１） ｄｉｅｃｏ×Ｉ（θ３） ０．３４７５（６．９１７１） ０．８７２０（８．２１２９） ０．０００４（０．２８７５） －０．００１０（－０．７９８９） －０．００１５（－１．２４４９） ｉｎｄｕｓｔ －０．０００１（－０．１０７６） ０．０００２（０．１７３９） ０．０００２（０．１２０４） ｆｉｓａｇｒ －０．００１１（－１．０６１４） －０．００００（－０．０１９４） －０．００１３（－１．３１１３） －０．０００８（－０．７９４４） －０．０００７（－０．７９８３） －０．００１７（－１．８５７５） ｌｎｐｇｄｐ ０．０５３３（２．５２６２） ０．０７０６（３．３４４０） ０．０５２１（２．５０７２） ０．０５４０（２．６３５７） ０．０４８２（２．４７１９） ０．０５２１（２．７６４５） ｔｒａｄｅ ０．０１７２（０．８１４３） ０．０２５６（１．１９０２） ０．００２１（０．１０２８） －０．００８３（－０．４２１０） ０．００７８（０．４０８６） ０．０３６６（１．９２０６） ｎｏｆａｒｍ ０．０８３１（３．０５９７） ０．０９０４（３．３２４７） ０．０９２９（３．４４６０） ０．０８０５（３．０３２６） ０．０６７０（２．６６３８） ０．１１６８（４．７２７９） ｌａｎｄｃｉｒ ０．０５０８（１．４８０４） ０．０９６３（２．８１８１） ０．０８１８（２．４４６７） ０．０７００（２．０８９７） ０．０２９３（０．９２３７） ０．１１２１（３．７５１６） ｒｕｌｆｉｎａ ０．００９７（４．７６９６） ０．００９４（４．２９２３） ０．０１１３（５．６４８２） ０．０１０９（５．３６６３） ０．００３１（１．４９７２） ０．００８５（４．６４０４） ｒｏａｄ ０．０４５９（２．５１７６） ０．０４７６（２．６２１２） ０．０５０５（２．７９３８） ０．０５１０（２．８５４８） ０．０４６２（２．７４８９） －０．０４８５（－２．７１４１） ＿ｃｏｎｓ －０．７２６５（－３．１７４５）－０．６６５２（－３．０３３６） －０．８５７２（－３．８７５１）－０．４８３４（－２．２８２５） －０．６４９４（－３．０９２１）－０．３７３０（－１．９０２９） 观测值 ３００ ３００ ３００ ３００ ３００ ３００ 时间固定 控制 控制 控制 控制 控制 控制 地区固定 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Ｆ值 ４８．２２ ４９．９７ ５０．４３ ４７．０９ ５９．９３ ６３．０１ Ｒ２ ０．８１６４ ０．８２０６ ０．８２２３ ０．８１１６ ０．８４２７ ０．８５１１ 　注：①表中 Ｔｈ１与 Ｔｈ２分别表示相关门槛变量的门槛值；②θ１、θ２ 和 θ３ 为门槛变量的条件不等式，对于单重门槛 而言，θ１和 θ２的具体形式分别表示为 Ａｄｊ≤Ｔｈ１和 Ａｄｊ＞Ｔｈ１；对于双重门槛而言，θ１、θ２ 和 θ３ 的具体形式依次表示 为 Ａｄｊ≤Ｔｈ１，Ｔｈ１＜Ａｄｊ≤Ｔｈ２和 Ａｄｊ＞Ｔｈ２；③圆括号内为 ｔ值，方括号内为门槛检验 Ｐ值， 、 和 分别表示在 １％、５％和 １０％的显著性水平上显著。

第 ３期 傅华楠，李晓春：数字经济驱动中国农业现代化的机制与效应 　　２７　 　　由表 ８中模型（１）和模型（２）的估计结果可知，在两种方法测算的核心解释变量情形下，随着 数字经济的不断发展，数字经济对区域农业现代化的驱动效应呈现显著的非线性特征。当数字经 济发展水平高于门槛值时，其对农业现代化的赋能效应大于数字经济发展水平低于门槛值时的赋 能效应，即呈现边际递增的非线性效应，从而验证假说 ２。模型（３）和模型（４）结果显示，在数字经 济指数不同测算方法下，当农村人力资本水平跨过门槛值时，数字经济对区域农业现代化的驱动 效应呈现显著增强的趋势，表明人力资本水平的提升确实会强化数字经济对农业现代化的赋能效 应，从而验证假说 ３。模型（５）和模型（６）的估计结果表明，在数字经济的两种测算方法下，随着农 村非农就业占比的上升，数字经济对农业现代化的驱动效应也出现显著增强的特征，由此验证了 假说 ４。 （二）空间溢出效应分析 采用空间计量模型之前，首先需要对省际数字经济指数和农业现代化指数进行空间自相关检 验，以检验研究对象是否存在空间相关性。采用全局 ＭｏｒａｎｓＩ指数检验发现，２０１１—２０２０年 ３０个 省（区、市）农业现代化指数的 ＭｏｒａｎｓＩ值在地理距离、经济距离和经济地理嵌套距离 ３种空间权 重矩阵下均为正且通过了 １％水平的显著性检验，而 ３０个省（区、市）数字经济指数的 ＭｏｒａｎｓＩ值 在 ３种空间权重矩阵下均为正且通过了至少 ５％水平的显著性检验，从而表明我国各省的数字经 济和农业现代化发展呈现正向空间集聚特征，具有显著的空间自相关性。 　　其次，参考 Ａｎｓｅｌｉｎ等 和［３２］ Ｅｌｈｏｒｓｔ［３３］的检验思路，依次进行 ＬＭ检验、ＬＲ检验、Ｈａｕｓｍａｎ检验、 联合显著性检验等检验，结果表明 ＳＤＭ模型不会退化为 ＳＥＭ模型和 ＳＡＲ模型，固定效应优于随 机效应，且双向固定效应又分别优于个体固定效应和时间固定效应，因此，本文采用双向固定效应 空间杜宾模型（ＳＤＭ）进行分析。表 ９报告了基于 ３种空间权重矩阵下的 ＳＤＭ模型回归结果，其中 模型（１）、模型（３）和模型（５）未考虑控制变量的空间溢出效应，模型（２）、模型（４）和模型（６）则同 时纳入了控制变量的空间溢出效应。表 ９的回归结果显示，在 ３种空间权重矩阵下，数字经济对农 业现代化的驱动作用的空间效应估计系数为正且通过了显著性检验，表明数字经济对农业现代化 的驱动作用存在明显的空间溢出效应，数字经济发展能够打破区域间因地理距离和经济发展差距 等造成的隔离与扭曲，促进区域间各种要素资源的流动、整合与共享，加强区域间农业发展和农业 现代化进程的联动性。 表 ９　数字经济对农业现代化影响效应的空间计量（ＳＤＭ）回归结果 项目 地理距离 经济距离 经济地理嵌套 （１） （２） （３） （４） （５） （６） ｄｉｅｃｏ ０．８９７５（８．６７７７） ０．９０３７（９．６７２６） ０．８２７３（７．６６２５） ０．８４９５（８．４２２４） ０．８７７９（８．６６５１） ０．８８９１（９．６０２９） 控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ｒｈｏ －０．３３８０（－３．８３５９）－０．２５１１（－２．７５７１）－０．１４８６（－２．５８０７）－０．０９５８（－１．５９４７） －０．２４７２（－２．９９１３）－０．１７５２（－１．９４５７） Ｗ×ｄｉｅｃｏ ０．７３３２（２．８１６３） １．０４１６（３．７７３４） ０．４７８６（３．１９２０） ０．６０３９（３．９９９４） ０．４９４２（２．０７８９） ０．８８１７（３．３５８２） Ｗ×控制变量 未控制 控制 未控制 控制 未控制 控制 直接效应 ０．８７６９（７．８９６２） ０．８７３８（８．９３６５） ０．８１２６（７．１４２８） ０．８３６２（８．０１０６） ０．８６９８（８．１８３０） ０．８７２１（９．１０２３） 间接效应 ０．３４９６（１．７６９５） ０．６９６１（２．８８６５） ０．３３２８（２．３６６３） ０．５０２２（３．２４６７） ０．２３９３（１．３６４５） ０．６５０９（２．８８５９） 总效应 １．２２６５（６．８３８９） １．５６９９（６．６４３９） １．１４５４（８．６５４３） １．３３８４（８．７１０３） １．１０９１（６．３８４２） １．５２３０（６．５８０７） 观测值 ３００ ３００ ３００ ３００ ３００ ３００ 地区 控制 控制 控制 控制 控制 控制 年份 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Ｒ２ ０．７１７５ ０．７３４７ ０．７２０５ ０．７３７４ ０．７２０３ ０．７４０７

２８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 　　进一步分解数字经济驱动农业现代化的影响效应可以发现，在 ３种空间权重矩阵下，数字经 济赋能农业现代化的直接效应、间接效应和总效应绝大多数都通过了显著性检验，间接效应在总 效应中的占比介于 ２８．５０％至 ４４．３４％之间，这表明数字经济驱动农业现代化以直接效应为主，但 间接效应也发挥相当重要的作用。上述结果表明，本地区数字经济发展不仅能够赋能本地区农业 现代化，对其他地区农业现代化发展也具有较强的驱动作用。因此在全国统一大市场的背景和格 局下，推动数字经济与农业深度融合有利于形成各地区农业现代化协调推进的均衡发展格局，由 此验证了假说 ５。 （三）区域异质性分析 将我国 ３０个省（区、市）按照东部地区和中西部地区划分进行异质性回归分析，结果见表 １０。 回归结果显示，在两种测算方法下东部地区数字经济发展能够显著驱动农业现代化发展，但对于 中西部地区而言数字经济对农业现代化的驱动作用尚不明显。可能的原因是中西部地区与东部 地区相比在数字经济和农业等多方面的发展有较大差距，使得数字经济与农业的融合度较低，数 字经济对农业现代化的驱动作用还未显现。 表 １０　区域异质性估计结果 变量 （１） （２） （３） （４） 中西部 ｄｉｅｃｏ 东部 中西部 东部 ０．１１３３（１．５０２９） ｉｎｄｕｓｔ －０．００１９ （－１．６６３４） ｆｉｎａｇｒ ０．７１４２ （４．６４７５） ０．１０４２（０．６１４３） ０．３２９９ （４．２９３６） ０．０００６（０．５１３８） ｌｎｐｇｄｐ －０．０２３８（－０．９９１２） ｔｒａｄｅ ０．０２２６ （３．３９６２） －０．００１９（－１．６４０９） ０．０２５２ （３．７７０５） －０．０２１４（－０．３９４２） ｎｏｆａｒｍ ０．０３１１（１．１７３５） ｌａｎｄｃｉｒ ０．００１９（０．６４４１） ０．０００７（０．６４５４） ０．００３４（１．１４２１） ０．０８２８ （２．０１５２） ｒｕｌｆｉｎａ －０．０１００ （－２．８０５５） ｒｏａｄ ０．２７６０ （５．４８６３） －０．０２７０（－１．１１０７） ０．２６９５ （５．２５２８） ０．０８４８ （４．４５５５） ＿ｃｏｎｓ ０．３８６４（１．５８９５） 观测值 ０．０９７８ （２．５１６９） －０．０２７４（－０．５０２７） ０．０８４１ （２．１３７７） ２００ 地区 年份 ０．１９８１ （１．７３４８） ０．０２６１（０．９８８９） ０．１７９５（１．５４９７） 控制 Ｒ２ 控制 ０．２４９５ （３．５６２２） ０．０７６１ （１．８５１３） ０．２４３９ （３．４２１６） ０．８１５７ ０．０２１８ （９．１８８５） －０．０１０４ （－２．８９５０） ０．０２３２ （９．９９１７） ０．０８６３（１．１６２２） ０．０９０４ （４．７５３０） ０．１０７１（１．３６８６） －３．７０１１ （－６．２１６７） ０．３７１２（１．３４４７） －３．３２３６ （－５．５４４６） １００ ２００ １００ 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ０．９０９６ ０．８１３５ ０．９０６４ 　注：模型（１）、（３）中的数字经济指数采用主成分分析法测算，模型（２）、（４）中的数字经济指数采用熵值法测算。 （三）数字经济赋能农业子体系现代化分析 为进一步考察和厘清数字经济赋能农业现代化发展的具体路径，本文就数字经济对农业产业 体系（ｃｙｔｘ）、生产体系（ｓｃｔｘ）和经营体系（ｊｙｔｘ）３个子体系现代化的影响效应进行回归分析，具体结 果见表 １１。其中，模型（１）、模型（２）和模型（３）中的数字经济指数采用主成分分析方法计算得出， 模型（４）、模型（５）和模型（６）中的数字经济指数基于熵值法计算而来；模型（１）、模型（４）中的被解 释变量为农业产业体系现代化指数，模型（２）和模型（５）中的被解释变量为农业生产体系现代化指 数，模型（３）和模型（６）中的被解释变量为农业经营体系现代化指数。表 １１的回归结果显示，数字 经济发展对农业产业体系、农业生产体系和农业经营体系 ３个方面的现代化发展均具有显著的正 向驱动作用，表明数字经济对农业现代化的驱动作用具有全面性和稳定性，从而验证了假设 １后 半部分的观点。另外，比较模型（１）、模型（２）、模型（３）或比较模型（４）、模型（５）、模型（６）中数字 经济的估计系数可以发现，数字经济对农业各子体系现代化的赋能效应存在较大差异，具体表现 为数字经济对农业产业体系现代化驱动效应最大，对农业生产体系现代化的赋能效应最小，对农 业经营体系现代化的影响效应介于二者之间。这说明我国数字经济对区域农业现代化的驱动效

第 ３期 傅华楠，李晓春：数字经济驱动中国农业现代化的机制与效应 　　２９　 应更多地表现为对产业结构优化升级和经营模式创新完善方面，对农业生产技术改进作用的发挥 程度尚显不足。随着经济社会发展和人民生活水平的提高，消费者对农产品的需求已经由保数量 转向保品质和多样性上来，数字经济发展有效提升了农业供给端与需求端的匹配效率，促进农业 生产的多功能拓展和农产品供给的多样化发展；以互联网、大数据和人工智能等技术为代表的数 字经济一方面强化了市场主体之间的交流互动，另一方面涌现了各式各样的经营管理平台、组织 和模式，丰富了农业经营管理模式，提高了农业经营管理水平。此外，农业生产体系的现代化发展 程度直接决定了我国粮食及其他农产品的供给保障能力，也决定了把饭碗掌握在自己手里的牢固 程度，因此必须格外重视数字经济发展及数字技术应用对农业生产技术改进和农业生产方式转变 的驱动作用，进而需要进一步提升数字经济和数字技术对农业生产环节的融合程度与融合效率。 表 １１　数字经济对农业现代化子体系影响效应估计 变量 （１） （２） （３） （４） （５） （６） ｄｉｅｃｏ ｃｙｔｘ ｓｃｔｘ ｊｙｔｘ ｃｙｔｘ ｓｃｔｘ ｊｙｔｘ ｉｎｄｕｓｔ ｆｉｎａｇｒ １．４７５３（６．８０２９） ０．３８０２（２．６３９６） ０．５１７７（３．７９７５） ０．７６３９（７．５１４０） ０．１５８８（２．３０４７） ０．１７８５（２．７０９３） ｌｎｐｇｄｐ ｔｒａｄｅ ０．００２５（０．９２９０） ０．０００４（０．２４１９） －０．００２０（－１．１７７０） ０．００３３（１．２６０２） ０．０００７（０．４１９３） －０．００１４（－０．８５７１） ｎｏｆａｒｍ ｌａｎｄｃｉｒ －０．００２９（－１．４３１０） －０．００１７（－１．２７９３） ０．００３２（２．４９６１） －０．００３０（－１．４８７１） －０．００１７（－１．２６６５） ０．００３３（２．４９６４） ｒｕｌｆｉｎａ ｒｏａｄ ０．１８３５（４．２７６４） ０．０９３３（３．２７１５） －０．０４５６（－１．６９１６） ０．１７９０（４．２３９１） ０．０９２７（３．２３９４） －０．０４５９（－１．６７６０） ＿ｃｏｎｓ 观测值 ０．００４２（０．０９８１） －０．０２７８（－０．９８２０） －０．０１９６（－０．７３２３） －０．０１４１（－０．３４６５） －０．０３６４（－１．３１６２） －０．０３５２（－１．３３２０） 地区 年份 －０．０８２４（－１．４７０５） ０．１５８７（４．２６４７） ０．１９２５（５．４６８０） －０．０７４５（－１．３５１５） ０．１５８６（４．２４４４） ０．１９０４（５．３２８１） Ｒ２ ０．１０９１（１．５９９３） ０．００４１（０．０９０１） ０．１８６０（４．３３７５） ０．１３８２（２．０５４８） ０．００９７（０．２１２３） ０．１９１８（４．３９９７） ０．０２１８（５．３７３９） ０．０００５（０．１８２９） ０．０１２４（４．８６２５） ０．０２３７（６．０２７３） ０．００１２（０．４６１７） ０．０１３７（５．３８１１） ０．１４２２（３．８０８１） ０．０１９３（０．７７８４） －０．０７７４（－３．２９９５） ０．１３９６（３．８００９） ０．０１９０（０．７６５２） －０．０７７４（－３．２５２８） －２．６４５７（－５．８２００）－０．８５３１（－２．８２５１） ０．２６２２（０．９１７４） －１．９０８７（－４．３７８５）－０．６６５７（－２．２５３４） ０．５１４８（１．８２２６） ３００ ３００ ３００ ３００ ３００ ３００ 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 ０．５４８９ ０．６８０７ ０．７７９５ ０．５６３８ ０．６７８７ ０．７７３５ 六、研究结论与政策建议 本文以数字经济赋能中国农业现代化为切入点，从理论和实证两个方面对数字经济赋能农业 现代化的机制与效应进行了分析研究。主要结论如下：（１）数字经济能够显著驱动中国农业现代 化发展，数字经济对农业现代化的赋能存在显著的空间溢出效应；（２）数字经济对农业现代化的驱 动效应存在非线性特征，当数字经济发展水平、农村人力资本水平和农村非农就业率超过门槛值 时，数字经济对农业现代化的驱动效应会进一步加强；（３）数字经济能够显著驱动东部地区农业现 代化的发展，对中西部地区农业现代化的赋能作用尚未充分显现；（４）从数字经济对农业 ３个子体 系现代化的驱动效应来看，数字经济对生产体系现代化的驱动效应明显小于产业体系现代化和经 营体系现代化。 本文的研究结论具有以下政策启示：第一，基于数字经济能够全方位多路径驱动中国区域农 业现代化发展的基本事实，应该加大数字基础设施投资建设力度，大力发展数字产业提高数字经 济赋能农业现代化的产业支撑，积极推进互联网等数字技术的普及应用，进一步促进数字经济对 农业农村各方面、各 领 域 的 渗 透 与 融 合。 第 二，实 施 差 异 化 的 数 字 经 济 发 展 战 略，努 力 缩 小 区 域 “数字鸿沟”，提升数字经济与农业发展的融合程度与融合效率，特别是提升中西部地区数字经济 与农业各领域的融合程度和融合效率。第三，在推进农业现代化过程中努力借助数字经济媒介不 断强化区域间交流、互动与合作，推动形成区域间共建共享和协同推进的农业现代化发展格局。 第四，农业生产体系的现代化程度直接决定了我国粮食及其他农产品的供给保障能力，也决定了

３０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 把饭碗掌握在自己手里的牢固程度，这是关系国计民生和国家战略安全的关键问题，而当前数字 经济对农业生产体系现代化赋能作用的发挥还不充分，必须格外重视数字经济发展及数字技术应 用对农业生产体系的融合与赋能，着力提升数字经济对农业生产体系的融合程度与融合效率，以 加快推进农业生产体系现代化发展。 参考文献： ［１］叶前林，何伦志．美国推进农业现代化发展的做法及启示［Ｊ］．经济纵横，２０１４（４）：１０５－１０８． ［２］廖媛红，宋默西．小农户生产与农业 现 代 化 发 展：日 本 现 代 农 业 政 策 的 演 变 与 启 示 ［Ｊ］．经 济 社 会 体 制 比 较， ２０２０（１）：８４－９２． ［３］安晓宁，辛岭．中国农业现代化发展的时空特征与区域非均衡性［Ｊ］．资源科学，２０２０（９）：１８０１－１８１５． ［４］常艳花，张红利，师博，等．中国农业现代化发展水平的动态演进及趋势预测［Ｊ］．经济问题，２０２２（５）：８２－８９． ［５］田野，叶依婷，黄进，等．数字经济驱动乡村产业振兴的内在机理及实证检验———基于城乡融合发展的中介 效应［Ｊ］．农业经济问题，２０２２（１０）：８４－９６． ［６］黄庆华，姜松，曹峥林．人力资 本 对 农 业 现 代 化 的 影 响 及 动 态 转 换 实 证 ［Ｊ］．中 国 人 口 · 资 源 与 环 境，２０１６ （２）：９３－１０１． ［７］冀名峰．农业生产性服务业：我国农业现代化历史上的第三次动能［Ｊ］．农业经济问题，２０１８（３）：９－１５． ［８］曹子坚，虎琳，董鹏飞．农地产权制度改革能否促进农业现代化发展效率？———基于农地“三权分置”改革的 实证检验［Ｊ］．经济与管理，２０２２（６）：３４－４２． ［９］樊轶侠，徐昊，马丽君．数字经济影响城乡居民收入差距的特征与机制［Ｊ］．中国软科学，２０２２（６）：１８１－１９２． ［１０］李晓钟，李俊雨．数字经济发展对城乡收入差距的影响研究［Ｊ］．农业技术经济，２０２２（２）：７７－９３． ［１１］郝爱民，谭家银．数 字 乡 村 建 设 对 我 国 粮 食 体 系 韧 性 的 影 响 ［Ｊ］．华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ），２０２２ （３）：１０－２４． ［１２］姜长云．发展数字经济引领带动农业转型和农村产业融合［Ｊ］．经济纵横，２０２２（８）：４１－４９． ［１３］陈一明．数字经济与乡村产业融合发展的机制创新［Ｊ］．农业经济问题，２０２１（１２）：８１－９１． ［１４］鲁钊阳，杜雨潼．数字经济赋能农业高质量发展的实证研究［Ｊ］．中国流通经济，２０２２（１１）：３－１４． ［１５］何雷华，王凤，王长明．数字经济如何驱动中国乡村振兴？［Ｊ］．经济问题探索，２０２２（４）：１－１８． ［１６］梁琳．数字经济促进农业现代化发展路径研究［Ｊ］．经济纵横，２０２２（９）：１１３－１２０． ［１７］郭朝先，苗雨菲．数字经济促进乡 村 产 业 振 兴 的 机 理 与 路 径 ［Ｊ］．北 京 工 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ），２０２３ （１）：９８－１０８． ［１８］荆文君，孙宝文．数字经济促进经济高质量发展：一个理论分析框架［Ｊ］．经济学家，２０１９（２）：６６－７３． ［１９］丁志帆．数字经济驱动经济高质量发展的机制研究：一个理论分析框架［Ｊ］．现代经济探讨，２０２０（１）：８５－９２． ［２０］李宗显，杨千帆．数字经济如何影响中国经济高质量发展？［Ｊ］．现代经济探讨，２０２１（７）：１０－１９． ［２１］温涛，陈一明．数字 经 济 与 农 业 农 村 经 济 融 合 发 展：实 践 模 式、现 实 障 碍 与 突 破 路 径 ［Ｊ］．农 业 经 济 问 题， ２０２０（７）：１１８－１２９． ［２２］田鸽，张勋．数字经济、非农就业与社会分工［Ｊ］．管理世界，２０２２（５）：７２－８４． ［２３］ＨＡＮＳＥＮＢＥ．ＴｈｒｅｓｈｏｌｄｅｆｆｅｃｔｉｎＮｏｎＤｙｎａｍｉｃＰａｎｅｌｓ：ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎ，ｔｅｓｔｉｎｇ，ａｎｄｉｎｆｅｒｅｎｃｅ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｅｔ ｒｉｃｓ，１９９９（２）：３４５－３６８． ［２４］张俊婕．中国农业农村现代化发展水平的时空特征及障碍因子分析［Ｊ］．经济体制改革，２０２２（２）：８７－９４． ［２５］赵涛，张智，梁上坤．数 字 经 济、创 业 活 跃 度 与 高 质 量 发 展———来 自 中 国 城 市 的 经 验 ［Ｊ］．管 理 世 界，２０２０ （１０）：６５－７６． ［２６］刘军，杨渊軻，张三峰．中国数字经济测度与驱动因素研究［Ｊ］．上海经济研究，２０２０（６）：８１－９６． ［２７］郭峰，王靖一，王芳，等．测度中国数字普惠金融发展：指数编制与空间特征［Ｊ］．经济学（季刊），２０２０（４）： １４０１－１４１８． ［２８］韩先锋，惠宁，宋文飞．信息化能提高中国工业部门技术创新效率吗？［Ｊ］．中国工业经济，２０１４（１２）：７０－８２． ［２９］李雪，吴福象，竺李乐．数字经济与区域创新绩效［Ｊ］．山西财经大学学报，２０２１（５）：１７－３０．

第 ３期 傅华楠，李晓春：数字经济驱动中国农业现代化的机制与效应 　　３１　 ［３０］黄群慧，余泳泽，张松林．互联网发展与制造业生产率提升：内在机制与中国经验［Ｊ］．中国工业经济，２０１９ （８）：５－２３． ［３１］叶德珠，潘爽，武文杰，等．距离、可达性与创新———高铁开通影响城市创新的最优作用半径研究［Ｊ］．财贸 经济，２０２０（２）：１４６－１６１． ［３２］ＡＮＳＥＬＩＮＬ，ＦＬＯＲＡＸ Ｒ，ＲＥＹ ＳＪ．Ａｄｖａｎｃｅｓｉｎｓｐａｔｉａｌｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ：ｍｅｔｈｏｄｏｌｏｇｙ，ｔｏｏｌｓａｎｄａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎｓ［Ｍ］． Ｂｅｒｌｉｎ：ＳｐｒｉｎｇｅｒＶｅｒｌａｇ，２００４． ［３３］ＰＡＵＬＪＥＬＨＯＲＳＴ．ＭａｔｌａｂｓｏｆｔｗａｒｅｆｏｒＳｐａｔｉａｌＰａｎｅｌｓ［Ｊ］．ＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＲｅｇｉｏｎａｌＳｃｉｅｎｃｅＲｅｖｉｅｗ，２０１４（３）：３８９－４０５． ＤｉｇｉｔａｌＥｃｏｎｏｍｙＤｒｉｖｅｓＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＭｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎｉｎＣｈｉｎａ： Ｍｅｃｈａｎｉｓｍ ａｎｄＥｆｆｅｃｔｓ ＦＵＨｕａｎａｎ，ＬＩＸｉａｏｃｈｕｎ （ＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，ＮａｎｊｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｎａｎｊｉｎｇ２１００９３，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｐａｎｅｌｄａｔａｏｆ３０ｐｒｏｖｉｎｃｅｓ（ｏｒａｕｔｏｎｏｍｏｕｓｒｅｇｉｏｎｓａｎｄｃｉｔｉｅｓ）ｉｎＣｈｉｎａｍａｉｎ ｌａｎｄｆｒｏｍ２０１１ｔｏ２０２０，ｔｈｉｓｐａｐｅｒｅｍｐｉｒｉｃａｌｌｙｓｔｕｄｉｅｓｔｈｅｉｍｐａｃｔｍｅｃｈａｎｉｓｍａｎｄｅｆｆｅｃｔｏｆｄｉｇｉｔａｌｅｃｏｎｏ ｍｙｏｎｒｅｇｉｏｎａｌａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｍｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎｆｒｏｍ ｍｕｌｔｉｐｌｅｄｉｍｅｎｓｉｏｎｓｕｓｉｎｇｔｗｏｗａｙｆｉｘｅｄｅｆｆｅｃｔｍｏｄｅｌ， ｐａｎｅｌｔｈｒｅｓｈｏｌｄｍｏｄｅｌａｎｄｓｐａｔｉａｌＤｕｒｂｉｎｍｏｄｅｌｏｎｔｈｅｂａｓｉｓｏｆｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌａｎａｌｙｓｉｓ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｔｈａｔ ｔｈｅｄｉｇｉｔａｌｅｃｏｎｏｍｙｃａｎｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙｄｒｉｖｅｔｈｅｍｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎｏｆｒｅｇｉｏｎａｌａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅｉｎＣｈｉｎａ，ａｎｄｔｈｉｓ ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎｉｓｓｔｉｌｌｖａｌｉｄｕｎｄｅｒｖａｒｉｏｕｓｒｏｂｕｓｔｎｅｓｓｔｅｓｔｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓ．Ｔｈｅｐａｎｅｌｔｈｒｅｓｈｏｌｄｅｆｆｅｃｔａｎａｌｙｓｉｓｓｈｏｗｓ ｔｈａｔｔｈｅｄｒｉｖｉｎｇｅｆｆｅｃｔｈａｓａｎｉｎｃｒｅａｓｉｎｇｎｏｎｌｉｎｅａｒｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｗｉｔｈｉｔｓｏｗｎｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｌｅｖｅｌ，ｒｕｒａｌ ｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌｌｅｖｅｌ，ａｎｄｔｈｅｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎｏｆｒｕｒａｌｎｏｎａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔａｓｔｈｒｅｓｈｏｌｄｖａｒｉａｂｌｅｓ．Ａ ｎａｌｙｓｉｓｓｈｏｗｓｔｈａｔｔｈｅｒｅｉｓａｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｓｐａｔｉａｌｓｐｉｌｌｏｖｅｒｅｆｆｅｃｔ，ａｎｄｔｈｅｄｉｇｉｔａｌｅｃｏｎｏｍｙｉｓｃｏｎｄｕｃｉｖｅｔｏ ｔｈｅｆｏｒｍａｔｉｏｎｏｆａｃｏｏｒｄｉｎａｔｅｄｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｐａｔｔｅｒｎｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｍｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎａｍｏｎｇｒｅｇｉｏｎｓ．Ｒｅｇｉｏｎａｌ ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙａｎａｌｙｓｉｓｓｈｏｗｓｔｈａｔｄｉｇｉｔａｌｅｃｏｎｏｍｙｃａｎｄｒｉｖｅｔｈｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｍｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎ ｉｎｔｈｅｅａｓｔｅｒｎｒｅｇｉｏｎｓ，ｂｕｔｉｔｓｅｎａｂｌｉｎｇｅｆｆｅｃｔｉｎｔｈｅｃｅｎｔｒａｌａｎｄｗｅｓｔｅｒｎｒｅｇｉｏｎｓｉｓｎｏｔｏｂｖｉｏｕｓ．Ｄｒｉｖｉｎｇ ｐａｔｈａｎａｌｙｓｉｓｓｈｏｗｓｔｈａｔｔｈｅｄｒｉｖｉｎｇｅｆｆｅｃｔｏｎｔｈｅｔｈｒｅｅｓｕｂｓｙｓｔｅｍｓｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅｉｓｉｎａｄｅｓｃｅｎｄｉｎｇｏｒｄｅｒ， ｒａｎｋｉｎｇａｓｆｏｌｌｏｗｓ：ｔｈｅｍｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎｏｆｔｈｅａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｓｙｓｔｅｍ，ｔｈｅｍｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎｏｆｔｈｅａｇｒｉ ｃｕｌｔｕｒａｌｍａｎａｇｅｍｅｎｔｓｙｓｔｅｍ，ａｎｄｔｈｅｍｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎｏｆｔｈｅａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｓｙｓｔｅｍ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｍｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎ；ｄｉｇｉｔａｌｅｃｏｎｏｍｙ；ｔｈｒｅｓｈｏｌｄｅｆｆｅｃｔ；ｓｐａｔｉａｌｓｐｉｌｌｏｖｅｒｅｆｆｅｃｔ；ｈｅｔ ｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙａｎａｌｙｓｉｓ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２３年第 ３期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２２卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 数字时代农民工的城乡迁移 易法敏，王修梅 （华南农业大学 经济管理学院，广东 广州 ５１０６４２） 摘　要：在“乡村振兴战略”背景下，农民工返乡对乡村人才振兴有着重大意义。将阿里巴巴电子商务 发展指数与 ２０１５年和 ２０１７年全国流动人口动态监测调查数据相结合，基于 Ｐｒｏｂｉｔ模型，系统考察电子 商务发展对农民工返乡意愿的影响。研究发现：①电子商务发展对农民工返乡意愿具有显著正向影响， 且居住地电子商务发展对户籍地电子商务发展与农民工返乡意愿之间存在显著的调节作用；②机制分 析表明电子商务发展主要通过收入促进效应、城乡收入差距缩小效应和社会网络关系增强效应三种渠 道影响农民工的返乡意愿；③异质性分析表明，电子商务发展对跨省流动、老一代农民工、经济发展水平 较低及中西部地区农民工返乡意愿的提升作用更大。 关键词：电子商务发展；农民工；劳动力流动；乡村振兴 中图分类号：Ｆ３２３．６　　　 文献标识码：Ａ　　　 文章编号：１６７２－０２０２（２０２３）０３－００３２－１３ 一、乡村振兴与农村劳动力流动 乡村振兴战略是我国实现农业现代化的重要任务与方向，人才振兴是乡村振兴的第一资源。 当前，中国乡村社会内部出现的“空心化”与老龄化问题已成为乡村振兴战略有效实施的主要难 题［１］。根据 ２０２１年中国流动人口动态监测调查数据显示，目前中国仍有 ２９２５１万农民工在城乡间 流动，大量农村青年劳动力流向城市，加剧了农村地区的“空心化”，阻碍了乡村振兴的实施进程。 在此背景下，有效引导农民工返乡、留乡、建乡充分发挥“回流效应”是促进乡村建设和实施乡村振 兴的重要路径之一。随 着 供 给 侧 结 构 性 改 革 和 乡 村 振 兴 战 略 的 实 施，农 民 工 的 回 流 趋 势 逐 渐 显 现，但当前返乡农民工的数 量 和 质 量 均 较 低，实 际 返 乡 现 状 与 乡 村 振 兴 背 景 下 真 正 实 现 “人 的 回 归”的目标尚有较大差距，当前的返乡更多的是一种被动选择而不是“主动”回归［２］。因此，在乡村 振兴背景下如何加快培育乡村发展新动能吸引农民工实现真正意义上的“回流”成为政界和学界 亟需思考的问题，而返乡意愿作为返乡行为的潜在动力，准确把握和识别农民工的返乡意愿是有 效引导其返乡行为的先决条件，明晰农民工返乡意愿的内在逻辑关系与总体特征，不仅能为乡村 振兴战略的实施提供经验证据，而且对于吸引农民工实现“真正”的返乡也具有重要的参考价值。 新古典主义经济理论认为，农民工作为一个“理性人”，其返乡决策是基于个人成本效益及家 庭效用最大化的最优选择［３］。因此，有效引导农民工返乡的关键在于厘清影响农民工返乡意愿的 因素。早期关于农民工返乡意愿影响因素的研究主要集中于人口与家庭特征［４］、人力资本［５］、社 会资本［６］、宏观经济环境与制度背景等方面［７］。近年来，随着“电子商务进农村综合示范”项目的 推进，电子商务被引入到广阔的农村地区，人们开始关注电子商务发展对农村地区经济的影响。 已有研究表明电子商务作为一种技术创新在促进农村发展［８］、增加农民收入［９］、缩小城乡收入差 　 　收稿日期：２０２３－０１－０３　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２３．０３．００４ 　基金项目：国家社会科学基金项目（１９ＢＧＬ２５６） 　作者简介：易法敏（１９６８—），男，湖南澧县人，华南农业大学经济管理学院教授，主要研究方向为农村电商、数字 化创新管理研究。Ｅｍａｉｌ：ｙｉｆａｍｉｎ＠１２６．ｃｏｍ

第 ３期 易法敏，王修梅：数字时代农民工的城乡迁移 　　３３　 距［１０］和促进产业融合［１１］中发挥重要作用 ，不仅可以为农村居民提供更多就业创业机会而且有助 于改善家庭福利［１２］。在电子商务给农村和农民带来新发展契机的背景下，其是否会对农民工的返 乡意愿产生影响，其作用机制是什么，现有文献鲜有探讨，即便有少量涉及电子商务与农民工返乡 的研究，大多也仅从农民工返乡创业视角研究电子商务发展对农民工返乡创业的影响［１３］，缺乏电 子商务发展对农民工主观返乡意愿的研究① 。 本文基于阿里巴巴电子商务发展指数与中国流动人口动态监测调查数据，实证分析电子商务 发展对农民工返乡意愿的影响及其作用机制。考虑到电子商务发展与农民工返乡意愿之间存在 由于反向因果和遗漏变量等问题而导致的内生性问题，采用工具变量进行处理。本文进一步从农 民收入、城乡收入差距和社会网络关系三个方面验证电子商务发展对农民工返乡意愿的作用机 制。最后，为检验电子商务发展对农民工返乡意愿影响的异质性，本文按照流动距离、代际、地理 区位和经济区位进行异质性分析①。 本文可能的边际贡献在于：第一，虽然目前从个体微观视角揭示影响农民工返乡意愿的因素 已有大量研究［１５］，但在数字经济时代下探究影响农民工返乡意愿的因素尚且不足，揭示电子商务 发展对农民工返乡意愿的影响及其内在机制，不仅为有效引导和促进农民工返乡提供新思路和新 见解而且也从数字经济发展层面丰富了农民工返乡意愿的研究。第二，本文的研究拓展了电子商 务发 展 对 社 会 影 响 的 研 究，现 有 文 献 主 要 讨 论 电 子 商 务 发 展 对 农 村 经 济 增 长［１６］和 农 民 社 会 福 利［１７］的影响 ，本文基于农民工返乡意愿视角，丰富了电子商务发展对社会影响的研究。第三，本文 主要聚焦于返乡意愿，虽然意愿和实际行为有些差异，但也被认为是预测个体实际行动的最佳指 标，其不仅会影响未来的实际行为，而且还能为政府制定相应吸引人才回流的政策提供启示。第 四，结合农民工群体在个人、流动距离和区位三方面的异质性特征，比较分析电子商务发展对不同 农民工群体返乡意愿影响效应的差异，不仅丰富了研究结论，而且有助于提高政策建议的针对性。 二、理论分析与研究假说 根据 Ｂｏｇｕｅ提出的劳动力转移“推—拉”理论［１８］，本文认为促使农民工返乡的力量，一方面来 自农村的拉力，另一方面来自城市的推力。近年来，在乡村振兴战略的推动下，以电子商务进农村 综合示范为主的农村“偏向型”政策，在数字技术发挥数字“赋能”的作用下，促进了农村产业的发 展，激活了农村要素潜力，创造了大量就业创业机会。同时，随着“美丽乡村”建设的推进，农村的 基础设施和环境质量都得到较大程度改善，农村作为流入地，开始对农民工返乡形成拉力；中国作 为典型的二元结构体制，由于户籍制度的限制，农民工在城市不能享受和市民同等的社会公共服 务，且城市较大的生活压力日益成为农民工返乡的推力。因此，基于“推—拉”理论，农民工在这种 拉力和推力的作用下会显著提高其返乡意愿。基于以上分析本文提出以下假说： Ｈ１：电子商务发展能够显著提高农民工的返乡意愿 电子商务作为数字技术的一种应用，其具有收入促进效应［１９］、城乡收入差距缩小效应［１０］和社 会网络关系增强效应［２０］。首先，电子商务发展通过提高各类要素资源配置效率的方式，提高农村 居民收入。具体表现为：第一，电子商务发展有利于打破传统交易市场的空间壁垒提高交易效率， ① 在此需要明晰意愿的概念。意愿是指个体参与某项活动的心理倾向与动力，包含影响行为决策所有动机因素， 是预测个体实际行为最佳指标［１４］。因此，农民工返乡创业和农民工返乡意愿之间是有本质区别的，农民工返乡 创业是指农民工返回家乡从事创业的这种行为，而农民工返乡意愿是指发生返乡行为前的潜在动力，包含影响 行为决策所有动机因素，并不只是因为可以运用电商回乡创业而返乡，也可能出于别的原因（例如，因为电商的 发展带动了当地产业和经济的发展可以回乡就业等）要返乡。

３４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 从而提高农村居民的经营性收入。同时，发展中国家大多数农民都面临“小农户”难以对接“大市 场”的问题。电子商务的出现改善了农村地区的这种情况，农民可以直接通过互联网平台进入全 国和全球市场，降低了交易成本，而交易成本的降低会进一步扩大农村电商的交易范围，加速农村 要素资源流动，加快优胜劣汰，促进分工协作，提高农民的创新能力，进而促进农民持续增收。第 二，电子商务发展能够促进农村居民非农就业，提高劳动力的资源配置效率，增加农民工资性收 入［９］。一方面，电子商务可以克服传统有形市场的地理限制，实现跨时空约束的信息匹配，扩展产 品市场空间，而农村电商产品市场规模的扩大可以带动当地相关产业的发展，通过规模扩张效应， 创造大量的非农就业岗位，促进农村居民非农就业，进而提高其工资性收入。另一方面，电子商务 的兴起，使以互联网平台为基础的网店、网约车、外卖、民宿等新业态、新就业模式蓬勃发展，成为 吸纳就业提高农村居民工资性收入的一个重要路径。第三，电子商务发展有利于提高土地配置效 率和家庭金融资产利用效率增加农村居民财产性收入。第四，电商平台有利于降低信息传播成本 提高信息的流通效率，增加农村居民转移性收入。已有研究表明原籍地经济条件改善，例如，就业 机会和收入水平的提高，都会促使迁移者返乡［２１］。因此，本文认为电子商务发展对农民工返乡意 愿的影响很可能存在“电子商务发展→提高农民收入→提高农民工返乡意愿”的逻辑链条。 其次，电子商务发展有利 于 优 化 农 村 要 素 配 置 结 构，释 放 要 素 配 置 “红 利 ”，缩 小 城 乡 收 入 差 距［２２］。根据“流动空间”理论，电子商务等数字技术不仅可以克服农村地区的地理隔离，在网络空 间中连接城市和农村地区，为关键要素从城市向农村地区的扩散创造渠道，扭转农村生产要素长 期净流出的格局，而且还能渗透到劳动力、资本等传统生产要素中，加速城乡之间的要素流动，改 善城乡资源配置。例如，互联网电商、抖音直播等新型数字交易平台的兴起为商户提供了不限地 域、更低成本的商品流通模式，促使许多农村精英重返家乡从事与电子商务相关的工作与创业活 动。当技术人才流入农村的同时也会带动农村地区的生产、加工、销售、及其他衍生活动的发展， 这些新兴衍生产品形成的新产业削弱了农业生产的竞争地位，改变了农村产业结构。而产业结构 的优化刺激了农村地区的经济发展，促进了人均收入增长进而缩小了城乡收入差距。Ｚｈｕ等认为 城乡收入差距和城市就业机会是中国农民工进城的主要激励因素［２３］，现有研究已证实电子商务发 展可以缩小城乡收入差距和为城乡提供均等的发展机会［２４］，那么其是否会提高农民工返乡意愿？ 鉴于此，本文认为电子商务发展对农民工返乡意愿的影响很可能存在“电子商务发展→缩小城乡 收入差距→提高农民工返乡意愿”的逻辑链条。 最后，移民网络理论认 为，社 会 关 系 网 络 可 以 促 进 移 民 的 调 整 和 定 居，降 低 移 民 的 成 本 和 风 险，提高移民的概率［２５］。中国作为一个传统的“熟人社会”，其社会网络关系更会对居民的社会经 济地位及迁移决策产生重要的影响［２６］。农民工是与城市还是农村保持频繁的社会关系网络，是影 响其返乡决策的重要因素。近年来，随着互联网等数字技术的发展，信息通信技术（ＩＣＴ）基础设施 和生产网络层构成了电子商务发展的基础，为社交网络提供了新的平台。电子商务等数字技术被 用于人际沟通可以打破沟通的物理界限、降低沟通成本，增强乡村人口之间的信息、情感交流，进 而维护乡村的“熟人社会”、增强农民工归属感，拉近自身与农村社会的距离，提高其返乡意愿。鉴 于此，本文认为电子商务发展对农民工返乡意愿的影响很可能存在“电子商务发展→增强社会网 络关系→提高返乡意愿”的逻辑链条。根据上述分析本文提出以下研究假说： Ｈ２：电子商务发展通过提高农民收入、缩小城乡收入差距和增强社会网络关系，提高农民工的 返乡意愿 综上，本文以“推—拉理论”为基础，认为电子商务发展不仅可以直接提高农民工的返乡意愿。 同时，也可以通过提高农民收入、缩小城乡差距和增强社会网络关系间接提高农民工的返乡意愿。

第 ３期 易法敏，王修梅：数字时代农民工的城乡迁移 　　３５　 三、模型设定与数据来源 （一）计量模型选择 １．基准回归模型 为检验电子商务发展对农民工返乡意愿的影响，本文采用 Ｐｒｏｂｉｔ模型作为基准模型，具体模型 设定如下： Ｙｉ＝α０ ＋α１ｘｉ＋α２Ｄｉ＋εｉ （１） 被解释变量 Ｙ表示农民工返乡意愿，下标 ｉ代表个人，取值为 １表示愿意返乡，取值为 ０表示 不愿意返乡，ｘｉ为解释变量，代表户籍地电子商务发展指数。Ｄｉ是由控制变量组成的矩阵，包括个 体特征变量、家庭特征变量和地区虚拟变量。α０ 为常数项，α１ 为待估计项，εｉ为随机扰动项。 ２．调节效应 主要分析居住地电子商务发展对户籍地电子商务发展与农民工返乡意愿影响的调节效应。 在公式（１）的模型中，加入调节变量以及调节变量与解释变量的交互项，具体模型设定如下： Ｙｉ＝α３ ＋α４ｘｉ＋α５ｎｉ＋α６ｘｉｎｉ＋ａ７Ｄｉ＋εｉ （２） 其中 Ｙｉ、ｘｉ、Ｄｉ和 εｉ与模型（１）含义相同，ｎｉ为居住地电子商务发展指数。ｘｉｎｉ表示交互项。 （二）数据来源 本文实证分析数据主要来源两个方面：（１）微观数据主要来源 ２０１７年度中国流动人口动态监 测调查（ＣＭＤＳ）①。本次调查采用概率与规模成正比的多阶段分层随机抽样方法，从全国 ３１个省 级单位流动人口集中的目标区中抽取抽样点进行分层抽样调查，具有权威性和大样本的典型特 征。（２）电子商务发展水平，本文主要参考阿里研究院报告的阿里巴巴电子商务发展指数，其主要 包括网商指数、网购指数两个一级指标及四个二级指标②。借鉴已有研究［２８］，将 ＣＭＤＳ２０１７年微观 数据与 ２０１６年各地级市电子商务发展指数宏观数据相匹配得到农民工现居住地和户籍地电子商 务发展指数，保留户籍仅为农村的样本，剔除缺失值与极端值，最终获得 ８２１３４个有效样本。 （三）变量选择与描述 １．被解释变量 本文的被解释变量为“返乡意愿”。在“返乡意愿”指标选取上，借鉴已有研究［２９］，根据问卷中 的问题设定了返乡意愿的虚拟变量：当农民工愿意返乡取值为 １，不愿意返乡取值为 ０③。 ２．核心解释变量 ① 由于本文主要研究电子商务发展对农民工返乡意愿的影响，则需要尽可能控制影响农民工返乡意愿的因素，其 中关于农民工居住地的住房问题是影响农民工返乡与否的重要问题，而 ＣＭＤＳ２０１６和 ＣＭＤＳ２０１８年的问卷中都 未涉及这一问题，因此本文选用 ＣＭＤＳ２０１７的数据。 ② 现有文献也有使用由清华大学电子商务交易技术国家工程实验室、中央财经大学中国互联网经济研究院、中国 社会科学院中国社会科学评价中心等机构联合编制的《中国电子商务发展指数报告》中的省级电子商务发展指 数来代表电子商务发展水平［２７］。相较于《中国电子商务发展指数报告》中的省级电子商务发展指数可能会受 到很多来自省级层面不可观测因素的影响，阿里巴巴电子商务发展指数具体到地级市和县域层面，可以增加研 究样本，显著降低宏观不可观测因素对实证分析结果造成的影响，能更加精确地估计电子商务发展对农民工返 乡意愿产生的影响。 ③ 在 ＣＭＤＳ２０１７问卷中向被访者询问两个问题：第一，“今后一段时间，你是否打算继续留在本地？”被访者在 “是”、“否”、“没想好”三个选项中选择。若被访者回答“否”，问卷紧接着询问“如果您不打算留在本地，您是选 择返乡还是去其他地方？”被访者回答选项包括“返乡”、“其他地方”、“没想好”。根据研究问题，剔出没有明确 返乡及选择流动到其他地方的选项，最终愿意返乡的取值为 １，不愿意返乡的取值为 ０。

３６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 本文的核心解释变量为户籍地电子商务发展指数，将户籍地电子商务发展指数除以 １００并滞 后一年获得。 ３．机制变量 借鉴已有学者研究和研究假设部分的内容分析，本文选取农村居民收入、城乡收入差距和社 会网络作为机制变 量。 首 先，选 取 各 地 级 市 农 村 居 民 人 均 可 支 配 收 入 作 为 农 村 居 民 收 入 代 理 变 量。其次，城乡收入差距借鉴玉国华的研究选取城镇人均可支配收入和农村人均可支配收入的比 值进行衡量［３０］。最后，社会关系网络借鉴李帆等的研究，根据流动人口动态监测调查问卷中“您多 长时间没回老家”获得，小于 １年用 １表示，即交往频繁，大于等于 １年用 ０表示，即交往较少［２］。 ４．控制变量 参考马述忠和胡增玺［３１］、祝仲坤［３２］的研究，本文尽可能控制了一些可能影响农民工返乡意愿 的变量，主要包括两大类：第一类是个体特征变量，包括个人特征变量（年龄、性别、受教育程度、政 治面貌、受教育程度、就业身份、收入水平及自评健康）和家庭特征变量（婚姻状况、家庭规模、住房 类型、老家是否有宅基地、老家是否有承包地）；第二类城市特征变量，包括 ２０１６年城市常住人口 取对数、职工平均 工 资 取 对 数 以 及 年 末 人 口 与 藏 书 量 之 比。 城 市 统 计 数 据 来 源 于 《城 市 统 计 年 鉴》。选取变量的描述性统计如表 １所示。 表 １　变量定义与描述统计 变量 定义 平均值 标准差 返乡意愿 是否返乡：返乡 ＝１，不返乡 ＝０ ０．０１６ ０．１２６ 迁户意愿 ０．４５８ 符合本地落户条件，是否愿意把户口转入本地，愿意 ＝１，不愿意 ０．２９９ 户籍地电子商务发展水平 ０．３１６ 居住地电子商务发展水平 或没想好 ＝０ ０．３５４ 年龄 １０．６４２ 年龄的平方 农民工户籍地电子商务发展指数 ／１００ ０．５３９ ８６５．８１６ 性别 农民工居住地电商发展指数 ／１００ ０．５６３ ０．４９９ 婚姻状况 被访者年龄岁 ３６．５０２ 　未婚（参照组） 被访者年龄的平方 １４４５．６６５ 　在婚 被访者性别：男 ＝１，女 ＝０ ０．５２５ 　离异或丧偶 流动范围 未婚 ＝１，其他 ＝０ ０．１３６ ０．３４２ 就业身份 在婚 ＝１，其他 ＝０ ０．８１７ ０．３８７ 　受雇（参照组） 离异或丧偶 ＝１，其他 ＝０ ０．０２３ ０．１５１ 　雇主 跨省流动 ＝１，省内流动 ＝０ ０．３９３ ０．４８８ 　自营劳动者 　户籍地（老家）是否有宅基地 受雇 ＝１，其他 ＝０ ０．７４０ ０．４３８ 　户籍地（老家）是否有承包地 雇主 ＝１，其他 ＝０ ０．０４２ ０．２０１ 收入水平 自营者 ＝１，其他 ＝０ ０．３１１ ０．４６３ 是否上过学 是否有宅基地：是 ＝１，否 ＝０ ０．６９２ ０．４６２ 是否上过大学 是否有承包地：是 ＝１，否 ＝０ ０．５７５ ０．４９４ 住房类型 被访者家庭人均收入（元）取对数 ８．５８２ ０．７２４ 　租房（参照组） 是否上过学：上过 ＝１，没上过 ＝０ ０．９７２ ０．１６５ 　保障房 是否上过大学：上过 ＝１，没上过 ＝０ ０．１１９ ０．３２３ 家庭规模 自评健康 租房 ＝１，其他 ＝０ ０．５９１ ０．４９２ 客观健康 保障房 ＝１，其他 ＝０ ０．００９ ０．０９２ 被访者同住家庭成员数（个） ３．２３１ １．１６６ 职工平均工资对数 “您的健康状况如何？”健康 ＝３，基本健康 ＝２，不健康 ＝１ １．１５０ ０．３６４ 年末人口与藏书量比 “最近一年您本人是否有患病（负伤）或身体不适的情况？”是 ＝１， ０．４８７ ０．５００ 否 ＝０ １１．０６８ ０．１６２ 职工平均工资取对数 ０．１９７ ０．１９２ 年末人口除以藏书量

第 ３期 易法敏，王修梅：数字时代农民工的城乡迁移 　　３７　 四、实证结果分析 （一）基准回归结果 表 ２为电子商务发展对农民工返乡意愿的基准回归结果，从结果可以看出，无论是否加入控 制变量，电子商务发展对农民工返乡意愿影响的边际效应均显著为正，表明估计结果较为稳健。 具体见列（３）结果可知，户籍地电商发展指数每提高 １％，其返乡意愿将提升 ０．２５％，表明电子商 务发展可以显著提升农民工的返乡意愿，这一结论与“乡村振兴”发展战略目标相一致。近年来， 中国加大对农业农村的投资力度，出台一系列有利于农村地区发展的相关政策，对促进农民工返 乡产生潜在影响。同时全国范围内 ＩＣＴ基础设施的完善和扩建以及电子商务的发展为农村发展 提供了机遇，越来越多的农村居民参与电子商务。因此，户籍地电子商务发展水平越高，农民工运 用电商创业的机会越多，所在地就业机会越多越有利于提高农民工的返乡意愿。这与 Ｑｉ等的研究 “淘宝农业村”个体迁移的可能性比“非淘宝农业村”低 ２６％的结论相符，即电子商务发展水平越 高的地区农村居民更愿意留在自己的家乡 。［３３］ 表 ２　电子商务发展对农民工返乡意愿的影响 变量 （１） （２） （３） ０．００２９ （０．００１４） 户籍地电子商务发展指数 被解释变量：返乡意愿 ０．００２５ （０．００１５） 性别 未控制 ０．００２９ （０．００１４） －０．００１９ （０．０００９） 年龄 ８２１３４ －０．００１９ （０．０００９） 年龄平方 ０．０００４ （０．０００２） ０．０００５ （０．０００２） 是否上过学 ４．４２０ ０．００００（０．００００） ０．００００（０．００００） 是否上过大学 ０．００３０ －０．００９７ （０．００２０） －０．００９４ （０．００２０） 在婚 －０．０１０１ （０．００２０） －０．００９３ （０．００２０） 离异或丧偶 ０．００６７ （０．００１８） ０．００６５ （０．００１９） 户籍地（老家）是否有承包地 －０．００５８ （０．００３０） －０．００６２ （０．００３０） 户籍地（老家）是否有宅基地 －０．０００２（０．００１０） ０．０００３（０．００１０） 受雇 ０．００６３ （０．００１１） ０．００４０ （０．００１２） 雇主 ０．００７３ （０．００１２） ０．００６９ （０．００１２） 自营劳动者 －０．００７６ （０．００２７） －０．００７１ （０．００２７） 租房 －０．００２０ （０．００１０） －０．００１８ （０．００１０） 保障房 ０．００４８ （０．００１０） ０．００４３ （０．００１０） 自评健康 －０．０１１１（０．００７２） －０．００９６（０．００７２） 客观健康 ０．００１６（０．００１１） 家庭规模 ０．００１２（０．００１１） ０．００１０（０．０００９） 平均工资 －０．０００９ （０．０００５） 图书藏书量占比 ０．０００８（０．０００９） －０．０１４２ （０．００４４） 收入水平 ０．００３６（０．００３１） 地级市虚拟变量 －０．０００７（０．０００４） －０．００１７ （０．０００５） 观测值 Ｗａｌｄ卡方值 －０．００１２（０．００３２） 已控制 ＰｓｅｕｄｏＲ２ ０．００５１ （０．００２５） ８２１３４ －０．００１１ （０．０００６） ６６４．６５ 未控制 ０．０４８６ ８２１３４ ４９３．３５ ０．０３７２ 　注：表中汇报的为边际效应；括号内为聚类到城市层面的聚类稳健标准误； ｐ＜０．１， ｐ＜０．０５， ｐ＜０．０１ 　　在控制变量影响方面，女性比男性更愿意返乡，主要由于家里土地无人耕种或老人、小孩需要 照顾时，基于传统分工，外出务工的女性会优先选择回到家中，因此，在回流的群体中，女性群体相 较于男性更易返乡与已有研究结论基本一致［３４］；年龄显著为正表明年龄越大农民工返乡意愿越强 烈，主要原因在于年龄较大的农民工身体素质日益变差，在城市获得高收入就业机会变少，同时基

３８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 于家乡情结的牵引其更愿意返回自己的家乡；受教育程度显著为负，表明受教育程度越高的农民 工在城市中可以找 到 相 对 稳 定 且 环 境 较 好 的 工 作，因 而 不 愿 意 返 乡，这 与 李 楠 等 的 研 究 结 论 一 致［３５］；在婚显著为正，表明已婚比未婚更愿意返乡。主要原因在于已婚农民工对家庭有更多的责 任感，希望更好的照顾家庭，可能会选择返乡；相比于租房农民工，居住在保障房的农民工不愿意 返乡的意愿要高 ０．９６％，足见住房仍是影响农民工在城市定居与否的重要决定因素［３２］。 （二）调节效应的回归分析 表 ３检验了在居住地电子商务发展调节作用下，户籍地电子商务发展对农民工返乡意愿的影 响。首先，无论是否控制地区虚拟变量，户籍地电子商务发展都显著为正，与前面的基准回归分析 一致。其次，居住地电子商务发展的系数也始终显著为正，体现了居住地的电子商务发展指数越 高农民工更愿意返乡，可能有以下几个原因：（１）虽然居住地电商发展水平越高越有利于农民工就 地创业就业，但户籍制度导致农民工不能享受和本地市民一样的社会保障和公共服务。例如，农 民工子女无法进入城市公立高中就读，一些人被迫返乡成为留守儿童，而另一些人可能直接进入 职业高中或劳动力市场，限制了他们向上流动的潜力。即使某些城市为农民工子女提供了一些教 育机会，但他们也需要支付高于本地子女的学费。（２）受中国传统文化基因中“落叶归根”思想的 牵引以及农民工基于恋土、恋家的“乡土情结”而更愿意返乡就业创业，以此来提高自己及家庭在 乡村中的社会地位［４］。（３）城 市 生 活 成 本 的 上 升 以 及 农 民 工 在 城 市 面 临 的 工 资 和 工 作 歧 视。 （４）随着农村土地租 赁 市 场 的 发 展，越 来 越 多 的 农 民 工 不 愿 放 弃 农 村 资 产、农 民 身 份 和 土 地 资 源［３６］。基于以上原因，即使居住地电商发展水平较高，创业就业机会越多，农民工也更愿意返回到 自己的家乡。最后，由居住地电子商务发展指数和户籍地电子商务发展指数构成的交互项可以看 出其系数显著为负，说明居住地电子商务发展对户籍地电子商务发展与农民工返乡意愿之间关系 具有显著的调节作用。即居住地电子商务发展水平越高，户籍地电子商务发展对农民工的返乡意 愿的影响越弱，表明两地之间存在人才竞争关系。 表 ３　居住地电子商务发展对农民工返乡意愿的影响 变量 被解释变量：返乡意愿 户籍地电子商务发展指数 （１） （２） 居住地电子商务发展指数 户籍地电子商务发展指数 ×居住地电子商务发展指数 ０．００８ （０．００３） ０．００８ （０．００３） 控制变量 观测值 ０．０１４ （０．００２） ０．０１５ （０．００３） Ｗａｌｄ卡方值 ＰｓｅｕｄｏＲ２ －０．０１０ （０．００３） －０．００９ （０．００３） 已控制 已控制 ８２１３４ ８２１３４ ６５１．３５ ７６０．６０ ０．０５１ ０．０５９ 　注：括号内为聚类稳健标准误； ｐ＜０．１， ｐ＜０．０５， ｐ＜０．０１；其他控制变量同表 ２一致，包括个体特征变 量、家庭特征变量和地区特征变量，下同。 （三）稳健性检验 １．考虑内生性问题 尽管本文在基准回归部分已对电子商务发展指数进行滞后一年处理，有效克服了模型中存在 的反向因果问题，但依然存在较多不可观测的遗漏变量对农民工返乡意愿产生影响。因此，本文 采用工具变量法对由遗漏变量引致的内生性问题进行处理。借鉴张勋等［３７］、李琪等［１７］的研究，选 用农民工所在城市与杭州的球面距离以及交通、运输和仓储从业人员占城镇就业人员数比例作为 本文的工具变量。这两类工具变量与本地区的电子商务发展程度具备相关性：杭州作为支付宝数

第 ３期 易法敏，王修梅：数字时代农民工的城乡迁移 　　３９　 字金融的发源地，其经济发展水平处于全国领先位置，因此，距离杭州地理距离较近的城市其数字 经济的发展程度越好，电子商务发展水平也越高；选取交通、运输和仓储从业人员占城镇就业人员 数比例是因为该比例会影响电子商务发展水平，但从理论和逻辑上并不会影响农民工的返乡意 愿。首先，检验核心自变量户籍地电子商务发展的内生性 问 题，Ｗａｌｄｔｅｓｔｏｆｅｘｏｇｅｎｅｉｔｙ检 验 和 ＤｕｒｂｉｎＷｕＨａｕｓｍａｎ检验的 ｐ值均为 ０．０００，故可在 １％水平上认为解释变量具有内生性。其次， 使用 ＩＶＰｒｏｂｉｔ模型和两阶段最下二乘法（２ＳＬＳ）分别进行估计，结果显示户籍地电子商务发展系数 均在 １％水平上显著，这表明使用一般的 Ｐｒｏｂｉｔ模型进行估计，由于忽略电子商务发展的内生性， 将低估电子商务发展对农民工返乡意愿的促进作用。因此，本文的研究假设 １得证。 表 ４　内生性检验 变量 （１） （２） （３） 第一阶段 ＩＶ－Ｐｒｏｂｉｔ ２ＳＬＳ 户籍地电子商务发展指数 ０．０３３ （０．００８） ０．０３７ （０．００９） 交通仓储运输业从业人员占比 ０．０００１ （０．０００） 杭州到各地级市的距离 －０．０００ （０．０００） 已控制 已控制 控制变量 已控制 观测值 ８２１３４ ８２１３４ ８２１３４ 第一阶段 Ｆ值 １５２．０６ ＤｕｒｂｉｎＷｕＨａｕｓｍａｎ检验 １５．４２９［０．０００］ Ｗａｌｄｔｅｓｔｏｆｅｘｏｇｅｎｅｉｔｙ １４．９７０［０．０００］ ＫｌｅｉｂｅｒｇｅｎＰａａｐｒｋＬＭ ｓｔａｔｉｓｔｉｃ ２２０６．５７［０．０００］ ＫｌｅｉｂｅｒｇｅｎＰａａｐｒｋＷａｌｄＦｓｔａｔｉｓｔｉｃ １１７４．３６６ ＨａｎｓｅｎＪｓｔａｔｉｓｔｉｃ ０．０３０［０．８６２］ 　注：控制变量与表 ２一致；（）内为聚类稳健标准误；［］内为 Ｐ值； ｐ＜０．１， ｐ＜０．０５， ｐ＜０．０１，其中 ＩＶＰｒｏｂ ｉｔ报告的是解释变量的边际效应。 　　２．替换核心解释变量与替换数据 首先，本文运用迁户意愿替换返乡意愿进行稳健性检验①。估计结果如表 ５的（１）列所示，结 果表明，电子商务发展水平越高，农民工越不愿意迁户，即农民工户籍所在地电子商务发展水平越 高，农民工越愿意返乡，与基准回归结果较为一致。 其次，参考邱子迅和周亚虹的研究［２７］，应用《中国电子商务发展指数报告》中的电子商务发展 指数进行稳健性检验，结果如表 ５的（２）列所示，电子商务发展仍可显著提升农民工的返乡意愿， 验证了核心结论的稳健性。 最后，本文还使用 ＣＭＤＳ２０１５数据对模型进行重新估计②。结果如表 ５的（３）列所示。结果显 示，电子商务发展仍对农民工返乡意愿具有显著正向影响，进一步证实了核心结论的稳健性。 ３．更换估计方法 参考周广肃等的研究采用 ＯＬＳ法进行稳健性检验［３８］，具体结果如表 ５的（４）列所示。核心解 释变量的系数方向和统计显著性与运用 ｐｒｏｂｉｔ模型的结果相一致，表明基准回归结果较为稳健。 ① 与返乡意愿变量设定方式类似，本文将迁户意愿设定为二元变量，根据问卷中问题“如果符合本地落户条件，是 否愿意把户口转入本地？转户 ＝０，不转户 ＝１”。 ② ＣＭＤＳ２０１５数据对于返乡意愿的衡量与 ＣＭＤＳ２０１７数据略有不同，ＣＭＤＳ２０１５问卷直接向被访者询问“您今后是 否打算在本地长期居住”？被访者可选择“打算”、“不打算”、“没想好”。若农民工选择“打算”，则返乡意愿变 量取值为 ０，若农民工选择“不打算”或“没想好”，则返乡意愿变量取值为 １。

４０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 表 ５　稳健性检验：替换变量与替换模型 （１） （２） （３） （４） 变量 ＣＭＤＳ２０１７ ＣＭＤＳ２０１７ ＣＭＤＳ２０１５ ＯＬＳ 户籍地电子商务发展指数（阿里巴巴数据） 迁户意愿 返乡意愿 返乡意愿 返乡意愿 户籍地所在省份电子商务发展指数（清华大学数据） 控制变量 ０．０２４７（０．００５４） ０．００２７（０．０００７） ０．００３２（０．００１５） 观测值 Ｗａｌｄ卡方值 ０．０１９２（０．００５７） ０．０１９２（０．００５７） ＰｓｅｕｄｏＲ２ Ｒ２ 已控制 已控制 已控制 已控制 ８２１３４ ８２１３４ １２３９３６ ８２１３４ ３２８４．１７ ６７３．３７ ３７４２．７７ ０．０３４１ ０．０４９３ ０．０４１２ ０．００６６ 　注：控制变量与表 ２一致；括号内为聚类稳健标准误； ｐ＜０．１， ｐ＜０．０５， ｐ＜０．０１ 五、进一步讨论 （一）异质性分析 为更准确得到电子商务发展对农民工返乡意愿的影响，本部分按照流动距离、代际、地理区位 和经济区位进行异质性分析，具体估计结果如表 ６所示。 １．按流动距离分组 流动距离在一定程度上影响农业转移人口迁移的机会成本，进而影响其返乡意愿，因而需进 一步关注电子商务发展对不同流动距离农民工返乡意愿的影响。按照农民工的流动距离，将农民 工划分为跨省流动与省内流动两类群体进行异质性分析，结果如表 ６的（１）列和（２）列所示。结果 显示，电子商务发展对跨省流动农民工返乡意愿的影响显著为正，对省内流动的农民工影响不显 著。可能的解释是，对农民工而言，跨省流动意味着“离土又离乡”，使孩子和老人成为留守群体， 同时在适应和融入城市社会过程中也会面临更多困难。而电子商务作为一种技术创新在促进农 村发展、增加农民收入方面发挥重要作用，可以为返乡农民工提供更多的就业机会和发展机遇，满 足返乡农民工的需求，从而增强其返乡意愿。这也从侧面说明，“乡村振兴”战略的实施在调整农 村产业结构增加非农就业机会影响农民工返乡意愿的过程中发挥着重要作用。 ２．按代际分组 不同代际农民工因受教育程度、健康状况等人力资本特征的差异进而影响其流动决策 。［３９］ 因 此，以 １９８０年为划分标准，将在 １９８０年之前出生的农民工划分为老一代农民工，１９８０年之后出生 的农民工划分为新一代农民工进行异质性分析，结果如表 ６的（３）列和（４）列所示。结果显示，电 子商务发展对老一 代 农 民 工 的 返 乡 意 愿 显 著 为 正，对 新 一 代 农 民 工 的 影 响 不 显 著。 可 能 的 解 释 是，老一代农民工受教育程度和健康状况等人力资本水平相较于新一代农民工都较低，在城市获 取的劳动收入也相应减少，加之中国人传统“落叶归根”思想的牵引，如果家乡有相应的就业创业 机会他们会更倾向返乡。而近年来农村电商的蓬勃发展创造了大量的非农就业机会，例如，物流 派送、在农村设立快递点和仓储行业等，以上工作对受教育水平的要求相对较低，因此低教育组的 老一代农民工也能从中受益从而为其返乡创造契机，所以电子商务发展对老一代农民工返乡意愿 发挥的边际效应更大。而新一代农民工由于受教育程度较高，他们在城市可以获得收入较高和较 为“体面”的 工作，故电子商务发展对其返乡意愿影响不显著。 ３．按地理区位和经济区位分组 自改革开放以来，中国劳动力迁移总体上从经济发展水平较低的西部地区流向经济发展水平

第 ３期 易法敏，王修梅：数字时代农民工的城乡迁移 　　４１　 较高的东部地区。因此，电子商务发展吸引劳动力流动的效应在地理区位和经济区位上可能存在 边际差异。故本文按照地理区位将城市划分为东部和中西部地区。同时，根据经济发展水平（人 均 ＧＤＰ）将其与中位数进行比较划分为低经济发展水平和高经济发展水平地区两组。表 ６的（５） 列 －（６）列为经济发展水平分样本回归结果。结果显示，电子商务发展对低经济发展水平地区的 返乡意愿显著为正，对高经济发展水平的返乡意愿影响不显著。可能的解释是经济发展水平较高 的地区基础设施较为完善，就业创业机会较多，由此导致电子商务发展对该地区农民工返乡意愿 的促进作用不显著。而对于经济发展水平较低的地区而言，由于地理位置相对较差，网络基础设 施还不完善，而电子商务的发展可以促进当地产业的发展和经济效益的提升，致使这部分地区电 子商务发展能够显著提升农民工的返乡意愿。表 ６的（７）列 －（８）列为区域分样本回归结果，可以 看出电子商务发展可以显著提高中西部地区农民工的返乡意愿，但对东部地区的影响不显著。这 可能是因为与东部地区相比，中西部地区提供的就业岗位较少，且岗位的匹配度较低，而电子商务 的发展推动了新业态和新就业模式的产生，创造了大量的创业就业机会，有助于农民工实现创业 就业。因此，电子商务发展对中西部地区农民工返乡意愿提升的边际效应更大。 表 ６　异质性分析：按流动范围、年龄、经济发展水平和区域分组 （１） （２） （３） （４） （５） （６） （７） （８） 变量 跨省流动 省内流动 新一代 老一代 高经济 低经济 东部 中西部 发展水平 发展水平 户籍地电子商务发展指数 ０．００４８（０．００２５） ０．００３１（０．００２４） ０．０４４４（０．０６０３） ０．００４６（０．００２５） ０．００１１（０．００２３） ０．００３６（０．００２０） ０．０００５（０．００２３） ０．００５０（０．００２０） 控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 观测值 ３２２３８ ４９８９６ ４７５１８ ３４６１６ ４１２４３ ４０８９１ ３００６３ ５１９２９ Ｗａｌｄ卡方值 ２７５．２８ ３８０．１９ ２１９．８４ ２２０．３６ ３２８．５８ ４３４．７５ ３０８．３０ ３７８．４５ ＰｓｅｕｄｏＲ２ ０．０３９０ ０．０５８９ ０．０３７６ ０．０３２０ ０．０４５７ ０．０６４５ ０．０５４６ ０．０４８６ 　注：控制变量与表 ２一致；括号内为聚类稳健标准误； ｐ＜０．１， ｐ＜０．０５， ｐ＜０．０１ （二）影响机制分析 为进一步厘清电子商务发展影响农民工返乡意愿的作用机制，本文借鉴斯丽娟等的研究采取 机制变量对解释变量进行回归的方法进行机制检验［４０］。由于农民收入和城乡收入差距为连续性 变量，故选取 ＯＬＳ模型进行机制分析，而社会网络的机制变量为二元变量，选取 ｐｒｏｂｉｔ模型进行回 归。分别将农民收入、城乡收入差距和社会网络作为被解释变量进行回归结果如表 ７所示。农民 收入和社会网络关系的系数显著为正，城乡收入差距的系数显著为负，说明电子商务发展显著提 高了农村居民收入、拓展了农民工的社会网络以及缩小了城乡收入差距，结合前文关于机制变量 的定义和理论部分的分析，进一步表明电子商务发展能够通过提高农民收入、缩小城乡收入差距 及增强农民工的社会网络提高农民工的返乡意愿。 表 ７　电子商务发展对农民工返乡意愿影响机制的检验结果 变量 （１） （２） （３） 农民收入 户籍地电子商务发展指数 ０．０４０１ （０．００２７） 城乡收入差距 社会网络关系 控制变量 常数项 已控制 －０．００５３ （０．００１６） ０．０３２６ （０．００３８） 观测值 －０．７２２６ （０．０８０４） Ｒ２ ８２１３４ 已控制 已控制 ０．４６１４ ２．８６５８ （０．０４９７） １．０７０４ （０．１０５０） ８２１３４ ８２１３４ ０．１２０３ ０．０６１６ 　注：控制变量与表 ２一致；括号内为聚类稳健标准误； ｐ＜０．１， ｐ＜０．０５， ｐ＜０．０１

４２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 六、结论与启示 实现乡村振兴关键在于“人的回归”，农民工返乡为乡村振兴战略的深入实施提供了必不可少 的人力资源。电子商务发展作为实现乡村振兴的重要推手，其如何影响农民工的返乡意愿是本文 要探讨的问题。基于此，本文将阿里巴巴电子商务发展指数与全国流动人口动态监测调查数据相 结合，基于 Ｐｒｏｂｉｔ模型，研究电子商务发展对农民工返乡意愿的影响。研究结果表明：第一，电子商 务发展能显著提高农民工的返乡意愿，电子商务发展指数每提高 １％，农民工的返乡意愿将提升 ０． ２５％，且居住地电子商务 发 展 对 户 籍 地 电 子 商 务 发 展 与 农 民 工 返 乡 意 愿 之 间 存 在 显 著 的 调 节 效 应。第二，机制分析表明电子商务发展主要通过提高农民收入水平、缩小城乡收入差距和增强农 民工的社会网络关系进而提高农民工的返乡意愿。第三，电子商务发展对农民工的返乡意愿存在 显著异质性，相比之下，电子商务发展对老一代、跨省流动、中西部地区以及经济发展水平较低地 区的农民工返乡意愿提升作用更强。本文主要贡献是在数字经济背景下，研究以电子商务为代表 的数字经济对农民工返乡意愿的影响，不仅充实了电子商务发展对农村社会经济影响的研究，而 且也为促进乡村人才振兴，吸引劳动力回流乡村提供了新思路。上述结论引出的政策启示在于： 第一，首先，政府应加大对乡村数字基础设施的建设，做好电子商务发展的顶层设计和规划引 领，提高电子商务基础设施的数字化、网络化与智能化水平，充分利用电子商务发展给农村地区带 来的数字红利，发挥其对农村地区产业发展的带动效应，加强对农村地区的政策扶持，增加农村投 资和发展机会，为农民工回乡发展“筑好巢”。其次，政府应依托农村电子商务平台，结合线上数字 技术与线下密集连锁网点，降低农村商品和服务交易成本，扩宽本地农村电商产品的销路，帮助本 地农民实现就业和创业。最后，政府要积极建立外出农民工动态数据，充分利用各种自媒体平台 和信息通讯技术加强与外出农民工之间的互动交流吸引其返乡。 第二，基于异质性分析结果表明，电子商务发展对农民工的返乡意愿在数字素养较低的老一 代、低经济发展水平和中西部地区发挥的边际效应更大。表明对于经济发展水平较低的地区，在 注重基础设施建设“存量”的基础上还应加大对数字基础设施建设的投资力度提高其“增量”水平， 从而增强互联网等数字技术的“可及性”，使电子商务发挥更大的边际效应。同时，还应通过教育 和培训提升老一代农民工的数字技能水平，弥合老一代农民工的“能力鸿沟”，增强其电子商务融 入能力，充分发挥数字经济对农村发展的助力作用。 参考文献： ［１］陈菊慧，朱秋博，白军飞．新型故乡联结对农民工返乡的影响［Ｊ］．农业技术经济，２０２２（６）：３３－４５． ［２］李帆，冯虹，艾小青．乡村振兴背 景 下 土 地 资 源 禀 赋 对 农 业 转 移 人 口 返 乡 意 愿 的 影 响 ［Ｊ］．人 口 与 经 济，２０２０ （６）：３５－４７． ［３］ＳＴＡＲＫＯ．Ｔｈｅｍｉｇｒａｔｉｏｎｏｆｌａｂｏｒ［Ｍ］．ＣａｍｂｒｉｄｇｅＭＡ：ＨａｒｖａｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，１９９１． ［４］刘祖云，姜姝．“城归”：乡村振兴中“人的回归”［Ｊ］．农业经济问题，２０１９（２）：４３－５２． ［５］ＷＡＮＧＺ，ＺＨＡＯＺ．Ｔｈｅｄｙｎａｍｉｃｃｈｏｉｃｅｏｆｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓ：Ｇｏｉｎｇｏｕｔ，ｒｅｔｕｒｎｉｎｇ，ａｎｄｒｅｍｉｇｒａｔｉｎｇ［Ｊ］．Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｗｏｒｌｄ，２０１３（１）：７８－８８． ［６］ＷＡＮＧＣ，ＺＨＡＮＧＣ，ＮＩＪ，ｅｔａｌ．ＦａｍｉｌｙｍｉｇｒａｔｉｏｎｉｎＣｈｉｎａ：Ｄｏｍｉｇｒａｎｔｃｈｉｌｄｒｅｎａｆｆｅｃｔｐａｒｅｎｔａｌｓｅｔｔｌｅｍｅｎｔｉｎｔｅｎ ｔｉｏｎ？［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｏｍｐａｒａｔｉｖｅＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０１９（２）：４１６－４２８． ［７］ＣＡＳＳＡＲＩＮＯＪＰ．Ｔｈｅｏｒｉｚｉｎｇｒｅｔｕｒｎｍｉｇｒａｔｉｏｎ：Ｔｈｅｃｏｎｃｅｐｔｕａｌａｐｐｒｏａｃｈｔｏｒｅｔｕｒｎｍｉｇｒａｎｔｓｒｅｖｉｓｉｔｅｄ［Ｊ］．Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ ＪｏｕｒｎａｌｏｎＭｕｌｔｉｃｕｌｔｕｒａｌＳｏｃｉｅｔｉｅｓ（ＩＪＭＳ），２００４（２）：２５３－２７９．

第 ３期 易法敏，王修梅：数字时代农民工的城乡迁移 　　４３　 ［８］许婵，吕斌，文天祚．基于 电 子 商 务 的 县 域 就 地 城 镇 化 与 农 村 发 展 新 模 式 研 究 ［Ｊ］．国 际 城 市 规 划，２０１５（１）： １４－２１． ［９］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 （２）：５９１－６１２． ［１０］陈享光，汤龙，唐跃桓．农村电商政策有助于缩小城乡收入差距吗———基于要素流动和支出结构的视角［Ｊ］． 农业技术经济，２０２３（３）：８９－１０３． ［１１］任宗强，刘冉，张 翔．电 子 商 务 与 传 统 产 业 的 融 合 机 制 与 推 进 策 略———基 于 温 州 “电 商 换 市 ”的 调 查 与 启 示 ［Ｊ］．现代经济探讨，２０１６（５）：３９－４３ ［１２］ＦＡＮＪ，ＴＡＮＧＬ，ＺＨＵＷ，ｅｔａｌ．ＴｈｅＡｌｉｂａｂａｅｆｆｅｃｔ：Ｓｐａｔｉａｌｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎｉｎｅｑｕａｌｉｔｙａｎｄｔｈｅｗｅｌｆａｒｅｇａｉｎｓｆｒｏｍ ｅ ｃｏｍｍｅｒｃｅ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０１８（Ｓｅｐ．）：２０３－２２０． ［１３］何晓斌，柳建坤，王 轶．电 子 商 务 对 返 乡 创 业 绩 效 的 作 用 及 影 响 机 制 研 究 ［Ｊ］．研 究 与 发 展 管 理，２０２１（２）： １６－２８． ［１４］ＤＥＨＡＡＳＨ，ＦＯＫＫＥＭＡＴ，ＦＩＨＲＩＭ Ｆ．Ｒｅｔｕｒｎｍｉｇｒａｔｉｏｎａｓｆａｉｌｕｒｅｏｒｓｕｃｃｅｓｓ？［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＭｉ ｇｒａｔｉｏｎａｎｄＩｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ，２０１５（２）：４１５－４２９． ［１５］ＨＡＯＬ．Ｉｍｐａｃｔｏｆｒｅｌａｘｉｎｇｔｈｅｈｕｋｏｕｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓｏｎｒｅｔｕｒｎｍｉｇｒａｔｉｏｎｉｎｔｅｎｔｉｏｎｓ：ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＣｈｉｎａ［Ｊ］．Ｐｏｐｕｌａｔｉｏｎ ＲｅｓｅａｒｃｈａｎｄＰｏｌｉｃｙＲｅｖｉｅｗ，２０２２（２）：５８３－６０７． ［１６］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（１２）：５５－７５． ［１７］李琪，唐跃桓，任小静．电子商务发展、空间溢出与农民收入增长［Ｊ］．农业技术经济，２０１９（４）：１１９－１３１． ［１８］ＢＯＧＵＥＤＪ．ＩｎｔｅｒｎａｌＭｉｇｒａｔｉｏｎ［Ｍ］．Ｃｈｉｃａｇｏ：ＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＣｈｉｃａｇｏＰｒｅｓｓ，１９５９． ［１９］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． ［２０］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（２）：９５－１１０． ［２１］ＤＵＳＴＭＡＮＮ Ｃ．Ｒｅｔｕｒｎｍｉｇｒａｔｉｏｎ，ｗａｇｅｄｉｆｆｅｒｅｎｔｉａｌｓ，ａｎｄｔｈｅｏｐｔｉｍａｌｍｉｇｒａｔｉｏｎｄｕｒａｔｉｏｎ［Ｊ］．ＥｕｒｏｐｅａｎＥｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｖｉｅｗ，２００３（２）：３５３－３６９． ［２２］周慧，孙革，周加来．数字经济能够缩小城乡多维差距吗？———资源错配视角［Ｊ］．现代财经（天津财经大学学 报），２０２２（１）：５０－６５． ［２３］ＺＨＵＹ，ＣＨＥＮＷ．ＴｈｅｓｅｔｔｌｅｍｅｎｔｉｎｔｅｎｔｉｏｎｏｆＣｈｉｎａ′ｓｆｌｏａｔｉｎｇｐｏｐｕｌａｔｉｏｎｉｎｔｈｅｃｉｔｉｅｓ：Ｒｅｃｅｎｔｃｈａｎｇｅｓａｎｄｍｕｌｔｉｆａｃ ｅｔｅｄｉｎｄｉｖｉｄｕａｌｌｅｖｅｌｄｅｔｅｒｍｉｎａｎｔｓ［Ｊ］．ＰｏｐｕｌａｔｉｏｎＳｐａｃｅａｎｄＰｌａｃｅ，２０１０（４）：２５３－２６７． ［２４］ＸＵＣ，ＬＶＢ，ＷＥＮＴ．Ｎｅｗｐａｔｔｅｒｎｓｏｆｃｏｕｎｔｙｉｎｓｉｔｕｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎａｎｄｒｕｒａｌｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｂａｓｅｄｏｎｅｃｏｍｍｅｒｃｅ［Ｊ］． ＵｒｂａｎＰｌａｎｎｉｎｇＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ，２０１５（１）：１４－２１． ［２５］ＭＡＳＳＥＹＤＳ．Ｔｈｅｓｏｃｉａｌａｎｄｅｃｏｎｏｍｉｃｏｒｉｇｉｎｓｏｆｍｉｇｒａｔｉｏｎ［Ｊ］．ＴｈｅＡｎｎａｌｓｏｆｔｈｅＡｍｅｒｉｃａｎＡｃａｄｅｍｙｏｆＰｏｌｉｔｉｃａｌ ａｎｄＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅ，１９９０（１）：６０－７２． ［２６］邱泽奇，李由君，徐婉婷．数字化与乡村治理结构变迁［Ｊ］．西安交通大学学报（社会科学版），２０２２（２）：７４－ ８４． ［２７］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． ［２８］王金杰，李启航．电子商务环境下的多维教育与农村居民创业选择———基于 ＣＦＰＳ２０１４和 ＣＨＩＰＳ２０１３农村居 民数据的实证分析［Ｊ］．南开经济研究，２０１７（６）：７５－９２． ［２９］王志涛，李晗冰．身份认同、个人技能与农民工返乡意愿———基于 ＣＭＤＳ数据的实证研究［Ｊ］．经济经纬，２０２１ （３）：３４－４３． ［３０］玉国华．农村信贷投入、劳动力转移与城乡收入差距：理论与实证［Ｊ］．农业技术经济，２０２１（１１）：７８－９２． ［３１］马述忠，胡增玺．数字金融是否 影 响 劳 动 力 流 动？———基 于 中 国 流 动 人 口 的 微 观 视 角 ［Ｊ］．经 济 学 （季 刊 ）， ２０２２（１）：３０３－３２２．

４４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ３期 ［３２］祝仲坤．公共卫生服务如何影响农民工留城意愿———基于中国流动人口动态监测调查的分析［Ｊ］．中国农村 经济，２０２１（１０）：１２５－１４４． ［３３］ＱＩＪ，ＺＨＥＮＧＸ，ＣＡＯＰ，ｅｔａｌ．Ｔｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆｅｃｏｍｍｅｒｃｅａｇｒｉｂｕｓｉｎｅｓｓｃｌｕｓｔｅｒｓｏｎｆａｒｍｅｒｓ′ｍｉｇｒａｔｉｏｎｄｅｃｉｓｉｏｎｓｉｎ Ｃｈｉｎａ［Ｊ］．Ａｇｒｉｂｕｓｉｎｅｓｓ，２０１９（１）：２０－３５． ［３４］ＷＡＮＧＷ，ＦＡＮＣ．Ｓｕｃｃｅｓｓｏｒｆａｉｌｕｒｅ：ｓｅｌｅｃｔｉｖｉｔｙａｎｄｒｅａｓｏｎｓｏｆｒｅｔｕｒｎｍｉｇｒａｔｉｏｎｉｎＳｉｃｈｕａｎａｎｄＡｎｈｕｉ，Ｃｈｉｎａ［Ｊ］． Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ＆ ｐｌａｎｎｉｎｇＡ：ＥｃｏｎｏｍｙａｎｄＳｐａｃｅ，２００６（５）：９３９－９５８． ［３５］李楠．农村外出劳动力留城与返乡意愿影响因素分析［Ｊ］．中国人口科学，２０１０（６）：１０２－１０８． ［３６］ＣＨＥＮＣ，ＦＡＮＣ．Ｃｈｉｎａ′ｓｈｕｋｏｕｐｕｚｚｌｅ：Ｗｈｙｄｏｎ′ｔｒｕｒａｌｍｉｇｒａｎｔｓｗａｎｔｕｒｂａｎｈｕｋｏｕ？［Ｊ］．ＣｈｉｎａＲｅｖｉｅｗ，２０１６ （３）：９－３９． ［３７］张勋，万广华，张佳佳，等．数字经济、普惠金融与包容性增长［Ｊ］．经济研究，２０１９（８）：７１－８６． ［３８］周广肃，谭华清，李力行．外 出 务 工 经 历 有 益 于 返 乡 农 民 工 创 业 吗？ ［Ｊ］．经 济 学 （季 刊 ），２０１７（２）：７９３－ ８１４． ［３９］郑真真．中国流动人口变迁及政策启示［Ｊ］．中国人口科学，２０１３（１）：３６－４５． ［４０］斯丽娟，汤晓晓．数字普惠金融对农户收入不平等的影响研究———基于 ＣＦＰＳ数据的实证分析［Ｊ］．经济评 论，２０２２（５）：１００－１１６． ＵｒｂａｎＲｕｒａｌＭｉｇｒａｔｉｏｎｉｎｔｈｅＤｉｇｉｔａｌＥｒａ ＹＩＦａｍｉｎ，ＷＡＮＧＸｉｕｍｅｉ （ＣｏｌｌｅｇｅｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，ＳｏｕｔｈＣｈｉｎａＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｇｕａｎｇｚｈｏｕ５１０６４２，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｉｎｔｈｅｃｏｎｔｅｘｔｏｆ″ｒｕｒａｌｒｅｖｉｔａｌｉｚａｔｉｏｎｓｔｒａｔｅｇｙ″，ｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓｒｅｔｕｒｎｔｏｈｏｍｅｔｏｗｎｉｓｏｆｇｒｅａｔ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅｔｏｔｈｅｒｅｖｉｔａｌｉｚａｔｉｏｎｏｆｒｕｒａｌｔａｌｅｎｔｓ．Ｂａｓｅｄｏｎａｐｒｏｂｉｔｍｏｄｅｌ，ｔｈｉｓｐａｐｅｒｃｏｍｂｉｎｅｓｔｈｅＡｌｉｂ ａｂａｅｃｏｍｍｅｒｃｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｉｎｄｅｘｗｉｔｈｄａｔａｆｒｏｍ ｔｈｅ２０１５ａｎｄ２０１７ＮａｔｉｏｎａｌＭｏｂｉｌｉｔｙＭｏｎｉｔｏｒｉｎｇＳｕｒ ｖｅｙ，ｓｙｓｔｅｍａｔｉｃａｌｌｙｅｘａｍｉｎｅｓｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｅｃｏｍｍｅｒｃｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｏｎｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓ′ｈｏｍｅｒｅｔｕｒｎｉｎｇ ｗｉｌｌｉｎｇｎｅｓｓ．Ｔｈｅｓｔｕｄｙｆｉｎｄｓｔｈａｔ：Ｆｉｒｓｔ，ｅｃｏｍｍｅｒｃｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｈａｓａｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｐｏｓｉｔｉｖｅｉｍｐａｃｔｏｎｍｉ ｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓ′ｈｏｍｅｒｅｔｕｒｎｉｎｇｗｉｌｌｉｎｇｎｅｓｓ，ａｎｄｔｈｅｒｅｉｓａｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｍｏｄｅｒａｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｂｅｔｗｅｅｎｅｃｏｍ ｍｅｒｃｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｉｎｔｈｅｐｌａｃｅｏｆｒｅｓｉｄｅｎｃｅａｎｄｔｈｅｈｏｍｅｒｅｔｕｒｎｉｎｇｗｉｌｌｉｎｇｎｅｓｓ．Ｓｅｃｏｎｄ，ｔｈｅｍｅｃｈａｎｉｓｍ ａｎａｌｙｓｉｓｓｈｏｗｓｔｈａｔｅｆｆｅｃｔｓｏｆｅｃｏｍｍｅｒｃｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｉｎｔｈｅｄｏｍｉｃｉｌｅａｒｅａｏｎａｒｅｍａｉｎｌｙｔｈｒｏｕｇｈｔｈｒｅｅ ｃｈａｎｎｅｌｓ：ｔｈｅｉｎｃｏｍｅｐｒｏｍｏｔｉｏｎｅｆｆｅｃｔ，ｔｈｅｕｒｂａｎｒｕｒａｌｉｎｃｏｍｅｇａｐｒｅｄｕｃｔｉｏｎｅｆｆｅｃｔａｎｄｔｈｅｓｏｃｉａｌｎｅｔ ｗｏｒｋｅｎｈａｎｃｅｍｅｎｔｅｆｆｅｃｔ；Ｔｈｉｒｄ，ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙａｎａｌｙｓｉｓｓｈｏｗｓｔｈａｔｅｃｏｍｍｅｒｃｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｈａｓａｇｒｅａｔｅｒ ｅｆｆｅｃｔｏｎｃｒｏｓｓｐｒｏｖｉｎｃｉａｌｍｏｂｉｌｉｔｙ，ｏｌｄｅｒｇｅｎｅｒａｔｉｏｎｏｆｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓ，ｌｏｗｅｒｌｅｖｅｌｏｆｅｃｏｎｏｍｉｃｄｅｖｅｌｏｐ ｍｅｎｔａｎｄｔｈｅｈｏｍｅｒｅｔｕｒｎｉｎｇｗｉｌｌｉｎｇｎｅｓｓｏｆｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓｉｎｃｅｎｔｒａｌａｎｄｗｅｓｔｅｒｎｒｅｇｉｏｎｓ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｅｃｏｍｍｅｒｃｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ；ｍｉｇｒａｎｔｗｏｒｋｅｒｓ；ｌａｂｏｒｍｏｂｉｌｉｔｙ；ｒｕｒａｌｒｅｖｉｔａｌｉｚａｔｉｏｎ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２３年第 ３期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２２卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 农村人口老龄化对农业高质量发展的影响 唐小平１，蒋　健１，２ （１．贵州大学 经济学院，贵州 贵阳 ５５００２５；２．中南财经政法大学 工商管理学院，湖北 武汉 ４３００７３） 摘　要：基于 ２００４—２０２０年中国大陆 ３０个省市面板数据，在运用熵值法测算出我国农业高质量发展水 平的基础上，通过动态面板和门槛效应模型对农村人口老龄化促进农业高质量发展的效果和机制进行 了实证检验。研究结果表明：农村人口老龄化能够显著提高农业高质量发展水平，其促进效应在粮食主 产区内要强于产销平衡区内，而在主销区内，这一促进效应则并不显著。对农业高质量发展分维度异质 性分析后发现：农村人口老龄化通过改善农业高质量发展中农业发展水平、资源条件、经济条件以及技 术条件，促进农业高质量发展水平的提高；通过抑制环境条件的改善，阻碍农业高质量发展水平的提高。 最后，门槛效应检验结果表明：农村人口老龄化对农业高质量发展的促进效应会随着农业高质量发展水 平的提高而得到进一步的增强。 关键词：农村人口老龄化；农业高质量发展；粮食主产区；产销平衡区；主销区 中图分类号：Ｆ３２３．６　　　　　文献标识码：Ａ　　　　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２３）０３－００４５－１２ 　　党的二十大报告明确指出：实现高质量发展是实现中国式现代化的本质要求之一，而农业作 为国民经济的基础，其高质量发展的实现必将是实现中国式现代化不可或缺的重要一环。随着我 国人口老龄化程度的日渐加深，尤其是在农村地区，“农民老龄化、农村空心化”问题已然成为新时 期的三农问题［１］。实施积极应对人口老龄化国家战略也被写进党的二十大报告中。因此，通过探 究农村人口老龄化对农业高质量发展的作用机理，为有效应对农村人口老龄化、利用其促进农业 高质量发展具有十分重要的现实意义。 现阶段，有关农村人口老龄化对农业高质量发展影响的相关文献较少。有鉴于此，本文从农 村人口老龄化对农业生产影响、农业高质量发展的界定及其评价两个方面对现有文献进行梳理。 从农村人口老龄化对农业生产的影响看，早在本世纪初，随着我国农村地区老龄化问题的日益严 重，学界已经开始关注到农村人口老龄化可能会对我国农业生产产生的影响，然而对这一影响可 能产生的结果，学界却并未达成完全一致的共识。陈锡文［２］、何小勤等［３］、凌若愚等［４］、蒋健等［５］、 魏佳朔等［６］均认为农村人口老龄化会通过恶化我国农业劳动力供给，进而不利于我国农业生产， 而杨俊等［７］、李俊鹏等［８］、刘成坤［９］则认为随着年龄的增长，农业劳动者的生产、经营、管理能力等 人力资本水平也会不断增加，进而有利于农业生产效率的提高。有一部分学者则在上述研究基础 上，综合研判了农村人口老龄化对农业生产的正向以及负向影响，实证发现农村人口老龄化可能 并不会对农业生产产生较大影响［１０－１１］。从农业高质量发展的界定及其评价看，学界进行了大量 研究，也充分认识到这一理念提出的必要性，但是对于这一理念的界定及其评价，学界却尚未达成 完全一致的共识。一部分学者认为应以农业绿色全要素生产率来衡量农业高质量发展水平，例如 龚锐等［１２］、高维龙［１３］分别通过农业绿色全要素生产率以及粮食绿色全要素生产率衡量了农业高 　 　收稿日期：２０２３－０２－０２　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２３．０３．００５ 　基金项目：教 育 部 人 文 社 会 科 学 研 究 项 目 青 年 项 目 （１９ＹＪＣ６３０１５４）；贵 州 省 研 究 生 科 研 基 金 项 目 （黔 教 合 ＹＪＳＫＹＪＪ（２０２１）０３４）；贵州省哲学社会科学规划课题（２１ＧＺＹＢ１８） 　作者简介：唐小平：（１９８１—），男，湖南永州人，贵州大学经济学院副教授，主要研究方向为农业经济、宏观经济计 量分析。Ｅｍａｉｌ：ｔｘｐｎｃｊｊｙｊ＠１６３ｃｏｍ