劉萱芝 陳柯潞

摘 要：農(nóng)產(chǎn)品流通產(chǎn)業(yè)想要高效發(fā)展，農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展水平是其中的重中之重，如何進一步完善農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施體系、提高農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率成為“三農(nóng)”工作中亟待解決的問題。本文以農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率為分析重點，運用Super-SBM-DEA模型、Malmquist指數(shù)和面板模型對我國省級農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率及影響因素展開實證分析。結(jié)果表明：（1）農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率并不一定與經(jīng)濟增長成正比；（2）農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率存在著區(qū)域差異。此外，人力資本如何引流至農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域也是需要關(guān)注的問題。

關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品流通；基礎(chǔ)設(shè)施；供給效率；區(qū)域差異

本文索引：劉萱芝，陳柯潞.區(qū)域差異視角下農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率及影響因素分析[J].中國商論，2023（24）：-022.

中圖分類號：F323 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）12（b）--04

農(nóng)產(chǎn)品流通產(chǎn)業(yè)作為“三農(nóng)”工作的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，是影響農(nóng)民收入、農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村振興的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)。農(nóng)產(chǎn)品流通產(chǎn)業(yè)想要高效運行，農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展水平就是重中之重。在農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和鄉(xiāng)村振興的戰(zhàn)略目標(biāo)下，中央和地方政府的政策、財政等方面的支持下，農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給狀況得到明顯改善，但仍存在著消費者需求多層次、高標(biāo)準(zhǔn)、高要求與農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量參差不齊，數(shù)量區(qū)域不平衡的矛盾，不利于農(nóng)產(chǎn)品流通產(chǎn)業(yè)乃至整個農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。如何進一步完善農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施體系、提高農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率成為“三農(nóng)”工作中亟待解決的問題。

農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施具有公共產(chǎn)品的特質(zhì)，從現(xiàn)有研究文獻來看，國內(nèi)外學(xué)者主要從需求和供給兩個角度切入分析。（1）需求視角，即以公共產(chǎn)品的需求為導(dǎo)向，以公共產(chǎn)品使用者的滿意度為評價結(jié)果，認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施這類公共產(chǎn)品供給的最終歸宿是農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施使用者，故應(yīng)從需求端評估供給效率。需求端視角主要以調(diào)查問卷獲取的微觀數(shù)據(jù)進行測度評估，由于微觀主體廣泛且異質(zhì)性明顯，微觀數(shù)據(jù)的測度評估在時間上具有一定的局限性，評估結(jié)果存在一定的有偏性。滿意度指標(biāo)是基于主觀感覺的結(jié)果，因此被調(diào)查者所處的城市經(jīng)濟發(fā)展水平、文化發(fā)展水平、地理位置和環(huán)境、政府管理能力等因素都會影響其主觀判斷，從而造成評估結(jié)果的偏差。（2）供給視角，即以公共產(chǎn)品的供給為導(dǎo)向，從供給端評估其供給效率。農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施作為具有公共產(chǎn)品特質(zhì)的物品，政府在供給鏈中有不可忽視的作用。因此，從供給端測算、評估農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率，找到提高供給效率的影響因素和合理配置公共產(chǎn)品資源的模式，對提高我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給績效有著重要的現(xiàn)實意義。供給端視角的研究大多采用DEA方法，不同學(xué)者根據(jù)不同研究對象運用不同的DEA方法，本文采用SBM超效率模型和Malmquist生產(chǎn)效率指數(shù)模型測算我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率。

1 我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率測算

1.1 變量選取和數(shù)據(jù)來源

本文選擇各省市區(qū)農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施投資額、農(nóng)產(chǎn)品交易市場面積、農(nóng)產(chǎn)品流通產(chǎn)業(yè)勞動力作為測算農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的投入變量。各省市區(qū)農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的資本存量、農(nóng)產(chǎn)品交易市場的成交額、農(nóng)產(chǎn)品流通產(chǎn)業(yè)GDP作為測算農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的產(chǎn)出變量。其中，農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的投資額、農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施資本存量通過計算整理得到。農(nóng)產(chǎn)品交易市場面積、農(nóng)產(chǎn)品交易市場成交額來自《中國商品交易市場統(tǒng)計年鑒》；農(nóng)產(chǎn)品流通產(chǎn)業(yè)勞動力、農(nóng)產(chǎn)品流通產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，計算農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的投資額、農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施資本存量所需的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)在2019年以后不再編制，故本文數(shù)據(jù)時間的選取為2003—2019年，研究對象是中國大陸除了西藏外的30個省份。

1.2 靜態(tài)分析：Super-SBM-DEA模型

本文運用Super-SBM模型的DEA分析方法，選取2003—2019年我國30個省（市/自治區(qū)），即30個決策單元的投入產(chǎn)出變量數(shù)據(jù)，利用DEA Solver Pro軟件對2003—2019年我國各省農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率進行測算。

（1）我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率測算結(jié)果分析。由測算結(jié)果可知，2003—2019年我國省級農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率均值為1.206，其中東部地區(qū)均值最高（1.706），西部地區(qū)均值次之（1.111），中部地區(qū)均值隨后為0.788，東北地區(qū)均值最低為0.720。2003—2019年，我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率在2009年達到一個高位（1.387），隨后迅速回落后進入平緩增長期；2015—2017年又進入快速增長期，2018年明顯回落。期間，受到次貸危機和全球金融危機的影響，2010年農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率明顯下降?？傮w來說，我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率呈上升趨勢。從時間動態(tài)變化角度來看，2003—2008年，我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率變化較??；2009年后有明顯回落，且波動較為明顯。

此外，我國四大地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的變化也呈現(xiàn)出不同特征。東部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率在2003—2008年波動較小，2009年開始有較明顯的波動。其中，受海南地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率波動的影響較為明顯。2015—2017年東部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率明顯高于其他地區(qū)，直到2018年回落至1.089，但仍高于全國均值（1.048）。東北地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率大部分年份在0.5～0.8小幅波動，沒有明顯的增長趨勢。中部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率在2005年為最低值（0.527），其他年份保持較小波動幅度。西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率在2003—2008年均低于1，從2007年開始，供給效率值基本高于1（2010年為0.967），且保持著較為穩(wěn)定的增長態(tài)勢。2009年是一個較為明顯的轉(zhuǎn)折點，可能原因是受到全球經(jīng)濟危機的影響，供給效率均出現(xiàn)回落，且東部地區(qū)回落幅度最明顯，這也與東部地區(qū)外貿(mào)依存度較大有關(guān)。

（2）我國各省農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率測算結(jié)果分析。Super-SBM-DEA模型相較傳統(tǒng)DEA模型的最大優(yōu)勢是能夠?qū)π式Y(jié)果進行排序，更直觀地掌握各省供給效率變化。

從測算結(jié)果來看，北京農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率在2004年出現(xiàn)大于1的數(shù)值后，一直小于1，直到2011年再次踏入大于1的范圍；天津農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率在2004年（1.008）大于1，其他年份均小于0.8；河北農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率在2003—2010年均小于0.7，2011—2019年均大于1；山西農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率在2009—2013年出現(xiàn)明顯下降，從2008年的1.058下降至0.3～0.5，在2014年和2017年出現(xiàn)兩個高位；內(nèi)蒙古農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率在2018年出現(xiàn)最高位1.071，2015年為1.033、2019年為1.050，其他年份的供給效率均未超過0.6。東三省中，吉林農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率在2003年（1.035）、2019年（1.024）略大于1，其他年份處在0.4～0.7；黑龍江與吉林比較相似，僅在2012年（1.030）農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率大于1，其余年份均小于1，表現(xiàn)相對較好的遼寧省的農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率從2012年開始均超過1。上海、江蘇、浙江、山東、廣東、寧夏農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率保持穩(wěn)定態(tài)勢，且均大于1；廣西、安徽產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率則一直小于1；湖南產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率一直保持較穩(wěn)定態(tài)勢，且大部分年份小于1，只有2018年（1.006）大于1；新疆農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率則大部分年份大于1，只有2003年（0.778）小于1。

1.3 動態(tài)分析：基于Malmquist指數(shù)

（1）Malmquist指數(shù)測算綜合值分析。從測算結(jié)果來看，30個省份農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率在2003—2019年的Malmquist指數(shù)均值為1.036。從整體結(jié)果來看，25個省份的指數(shù)均大于或等于1，表明我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率整體基本呈現(xiàn)上升趨勢，平均年增長率為3.6%。結(jié)果表明：我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率整體呈遞增狀態(tài)，這與國家供給側(cè)改革政策所要求的“增加有效供給”有密切的聯(lián)系。此外，從分解結(jié)果來看，我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給的純技術(shù)效率變動指數(shù)（1.001）、技術(shù)進步指數(shù)（1.037）均大于或等于1，且技術(shù)進步指數(shù)明顯大于綜合技術(shù)效率變動指數(shù)（0.999）。這表明我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施投入資源利用情況有所改善，且農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率提高由技術(shù)進步因素帶來，但綜合技術(shù)效率變動指數(shù)未達到1，仍存在一定的效率提升空間。

從我國各省份農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的具體指數(shù)結(jié)果來看，海南省農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給的Malmquist指數(shù)均值為1.099，增長幅度較大，表明2003—2019年該省農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給的利用率明顯持續(xù)提高，即農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率有一定程度的提高，呈現(xiàn)出有效發(fā)展的情形。遼寧、貴州、福建的Malmquist指數(shù)均值分別為1.068、1.068、1.067，表明農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率總體向好發(fā)展。另外，天津（0.999）、河北（0.991）、山西（0.99）、黑龍江（0.997）、浙江（0.997）、山東（0.984）、河南（0.999）、廣西（0.999）、海南（0.983）、四川（0.987）、甘肅（0.977）、青海（0.99）、寧夏（0.994）這些省份的年均農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給的綜合技術(shù)效率未達到1，存在一定的提升空間；其農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給的技術(shù)進步指數(shù)明顯超過其綜合技術(shù)效率變動指標(biāo)值，表明技術(shù)進步因素是以上省份農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率提高的重要路徑。30個省份中，規(guī)模效率指數(shù)較低的省份為河北、山東和海南，其指標(biāo)值分別為0.989、0.984和0.983，意味著這些省份的農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率下降的主要原因是規(guī)模效率的相對落后。

（2）Malmquist指數(shù)跨期變化分析。從結(jié)果來看，2003—2019年我國各省農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給的純技術(shù)效率變動指數(shù)和技術(shù)進步指數(shù)變動均值均大于1，且技術(shù)進步指數(shù)平均值超過綜合技術(shù)效率變動的平均值，表明僅依靠傳統(tǒng)的、擴大農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給規(guī)模的方式難以有效維持我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給的高質(zhì)量發(fā)展，技術(shù)層面的相對提高成為提升農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的重要驅(qū)動因素。2003—2019年，我國農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的Malmquist指數(shù)變化出現(xiàn)了大于1和小于1的情況，說明Malmquist指數(shù)出現(xiàn)了幾次波動。2005—2006年、2008—2009年、2011—2012年、2012—2013年、2017—2018年的Malmquist指數(shù)均小于1，其他年份的Malmquist指數(shù)均大于1。2013—2014年的農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給的技術(shù)進步指數(shù)小于1，表明農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給的技術(shù)相對落后阻礙了Malmquist指數(shù)的提高。其他年度Malmquist指數(shù)提高的主要原因是農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給的技術(shù)相對進步，即技術(shù)進步使增長率得到提高、農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給的生產(chǎn)前沿面向外移動。

2 農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的影響因素分析

2.1 影響因素和變量選取

本文借鑒已有學(xué)者的研究，選取以下變量分析農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的影響因素：（1）經(jīng)濟發(fā)展水平，本文選擇人均GDP作為該變量指標(biāo)（pgdp）。（2）受教育水平。本文選擇人力資本數(shù)量作為解釋變量，設(shè)定為hc。（3）財政支農(nóng)水平。本文選擇地方財政支農(nóng)支出占總財政支出的比重衡量財政分權(quán)對農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的影響（fiscal）。（4）外貿(mào)依存度。本文選擇外貿(mào)依存度衡量國際市場的開放程度對農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的影響因素（trade）。（5）信息化水平。信息技術(shù)的進步能推動農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的提高，本文選擇信息化指數(shù)衡量信息技術(shù)對農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的影響程度（t）。

以上數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國商品交易市場統(tǒng)計年鑒》，時間跨度為2003—2019年全國30個?。ㄊ?自治區(qū)）的相關(guān)數(shù)據(jù)。為了消除模型的內(nèi)生性，將所有解釋變量取對數(shù)，即模型如下：

SEit=αit+β1lnpgdpit+β2lnhcit+β3lnfiscalit+β4lntradeit+β5lntit+εit

（1）

基于數(shù)據(jù)的可得性，本文將研究對象設(shè)定為除了中國香港、中國澳門、中國臺灣和西藏之外的30個省、自治區(qū)和直轄市的省際面板數(shù)據(jù)，所用數(shù)據(jù)來自2003—2019年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國信息年鑒》、國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫等。為了降低回歸模型的異方差性等問題，回歸分析模型中所有解釋變量都取對數(shù)，相應(yīng)的回歸系數(shù)則為半彈性系數(shù)。

2.2 實證分析

基于上文分析，本文運用軟件STATA16對面板數(shù)據(jù)先后進行OLS、固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)回歸分析，所得結(jié)果如表1所示，通過H檢驗，故選擇固定效應(yīng)模型進行分析。從表1結(jié)果來看，OLS、固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型結(jié)果總體保持較好的穩(wěn)定性，各解釋變量系數(shù)正負(fù)號保持一致，只在系數(shù)大小和顯著性方面存在差異。

具體來看，第一，人均GDP對農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率有負(fù)向影響，這與我國基于理論預(yù)測的影響符號恰好相反。對此的解釋可能是人均GDP高的省份或地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更偏向第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，對第一產(chǎn)業(yè)特別是農(nóng)業(yè)不夠重視，說明地方經(jīng)濟水平的發(fā)展速度快，不一定能提高農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率。第二，財政支出占比的回歸系數(shù)為正，驗證了財政支農(nóng)中用于農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的資金越多，越有利于提高農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率。經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)，財政實力雄厚，更有財力投向農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域，從而促進農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的提高。第三，人力資本變量的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這與理論預(yù)測符號相反，可能的解釋是高學(xué)歷人才進入農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域占比不高，且需求表達反饋機制不夠完善，難以倒逼農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施效率提高、質(zhì)量提高。第四，對外開放程度變量的回歸系數(shù)顯著為正，說明國際市場的開放程度越大，越有利于促進農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的提高，特別是“一帶一路”倡議的實施，給農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)帶來了新的契機和機遇。第五，信息技術(shù)水平變量的回歸系數(shù)顯著為正，驗證了信息技術(shù)水平的發(fā)展有助于農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率的提高，且系數(shù)較大，說明信息技術(shù)這一變量的重要性不可忽視（見表1）。

3 結(jié)語

本文以農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率為分析重點，運用Super-SBM-DEA模型和Malmquist指數(shù)及面板模型，對我國省級農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率及影響因素展開分析，并得出以下結(jié)論和啟示。

（1）農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率并不一定與經(jīng)濟增長成正比。這表明在著力發(fā)展經(jīng)濟的同時，不能忽視農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施，特別是農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率提高。

（2）農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施供給效率存在著區(qū)域差異。中央政府和地方政府需因地制宜，具體問題具體分析，根據(jù)地方經(jīng)濟、社會、環(huán)境等實際發(fā)展情況制定差異化政策。

因此，政府應(yīng)繼續(xù)加大財政支農(nóng)支出的比例，結(jié)合有效的供給模式，保障農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的供給效率。同時，注重農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施的均等化。另外，本文認(rèn)為應(yīng)在“一帶一路”倡議、“互聯(lián)網(wǎng)+”的大背景下，繼續(xù)開拓海外市場、打造數(shù)字化農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，并思考如何將人才引入農(nóng)產(chǎn)品流通基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域，如何培育該領(lǐng)域所需人才。

參考文獻

黃華，姚順波.農(nóng)村生態(tài)型公共產(chǎn)品供給效率測度及影響因素分析[J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2021，21（5）：104-112.

俞蕾，楊高升.農(nóng)田水利設(shè)施供給效率評價及影響因素分析：基于SBM-Malmquist-Tobit模型[J].資源與產(chǎn)業(yè)，2022，24（4）：77-89.

朱萬里. 農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革視角下農(nóng)產(chǎn)品流通效率實證研究[J]. 商業(yè)經(jīng)濟研究， 2017（11）： 112-114.

趙紅軍， 張盼. 中國省級公共品供給效率及其區(qū)域差異分析[J]. 華東經(jīng)濟管理， 2018， 32（5）： 56-62.

劉傳俊， 文習(xí)成， 劉祖云. 區(qū)域差異視角下農(nóng)村公共品供給效率的測度[J]. 統(tǒng)計與決策， 2018， 34（11）： 112-115.

唐娟莉， 倪永良. 中國省際農(nóng)田水利設(shè)施供給效率分析：基于三階段DEA模型的檢驗[J]. 農(nóng)林經(jīng)濟管理學(xué)報， 2018， 17（1）： 23-35.

紀(jì)江明， 陳心米. 基于DEA模型的農(nóng)村公共產(chǎn)品供給效率研究：以浙江省15個縣（市、區(qū)）為案例的實證研究[J]. 華東經(jīng)濟管理， 2019， 33（12）： 42-48.