鐘昌寶，席少飛

21世紀(jì)以來，越來越多的國家和地區(qū)推出了互聯(lián)網(wǎng)戰(zhàn)略，把建設(shè)高速普惠的互聯(lián)網(wǎng)作為提升國家核心競爭力的重要舉措，目前，已有165個國家和地區(qū)制定了寬帶或互聯(lián)網(wǎng)戰(zhàn)略[1]。自十二屆全國人大三次會議首次提出“互聯(lián)網(wǎng)+”行動計劃以來，中國政府致力于推動“互聯(lián)網(wǎng)+”行動在各領(lǐng)域的貫徹落實，旨在推進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)模式變革，加快傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。物流業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)性和支撐性產(chǎn)業(yè)，在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、提升區(qū)域經(jīng)濟(jì)競爭力等方面起著重要作用[2]?；ヂ?lián)網(wǎng)時代的到來，給傳統(tǒng)物流產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級帶來了新的契機(jī)。互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)創(chuàng)新已被證明對生產(chǎn)率有大幅提升作用[3]。而作為衡量物流業(yè)發(fā)展水平的關(guān)鍵質(zhì)量指標(biāo)——物流業(yè)全要素生產(chǎn)率，它是否受到互聯(lián)網(wǎng)的顯著影響？又是否存在門檻效應(yīng)？這是值得深入研究的關(guān)鍵問題。

國內(nèi)外學(xué)者對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素研究主要集中于以下五個方面。第一，信息化對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。王健等[4]運(yùn)用DEA-Malmquist指數(shù)法測算出我國30個省區(qū)1996—2010年物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動，研究結(jié)果表明信息化水平是推動物流業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的主要原因。曾倩林等[5]基于2003—2013年我國30個省級和區(qū)級的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)信息化發(fā)展能夠在提升本空間單位物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的同時，通過空間外溢效應(yīng)提升相鄰空間單元的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率。第二，基礎(chǔ)設(shè)施、工業(yè)化進(jìn)程對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。馬越越等[6]研究發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施通過提高物流資源的配置效率和規(guī)模效率進(jìn)而提高了物流生產(chǎn)率。高秀麗等[7]研究發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施和工業(yè)化進(jìn)程對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的正向影響。第三，人力資本對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。Barro[8]研究發(fā)現(xiàn)人力資本能有效提高模仿國的技術(shù)創(chuàng)新，對本國的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。然而，余泳澤等[9]、楊星等[10]認(rèn)為物流產(chǎn)業(yè)是一個資本相對密集的行業(yè)，而且中國的物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相對較低，因此，人力資本因素對我國物流產(chǎn)業(yè)效率的影響相對較低。第四，貿(mào)易開放度、通貨膨脹率對于物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。胡玉洲[11]研究發(fā)現(xiàn)更加開放的貿(mào)易環(huán)境和更低的通貨膨脹率有利于提高物流產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率。謝長偉等[12]研究發(fā)現(xiàn)FDI對物流業(yè)生產(chǎn)率具有溢出效應(yīng)。第五，投入要素的利用率對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。王勤梅等[13]研究發(fā)現(xiàn)投入要素的利用率對物流運(yùn)作效率具有正向影響。余泳澤等[9]研究發(fā)現(xiàn)物流資源利用率對地區(qū)物流效率有顯著影響。

現(xiàn)有研究為研究物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素提供了重要的啟示。隨著我國“互聯(lián)網(wǎng)+”政策的推進(jìn)以及物流業(yè)的迅速發(fā)展，關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究成為熱點[4,14-15]，但是關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)研究還鮮有學(xué)者涉及，因此，筆者試圖建立了門檻面板模型，并收集中國30個省份2006—2015年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用STATA14.0軟件，檢驗互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)，最后根據(jù)實證結(jié)果給出相關(guān)對策建議。

一、理論分析及假設(shè)提出

(一)互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理

基于資源基礎(chǔ)觀理論，互聯(lián)網(wǎng)作為企業(yè)的資源對企業(yè)績效有促進(jìn)作用[14]，物流業(yè)的企業(yè)績效衡量指標(biāo)為物流業(yè)全要素生產(chǎn)率，因此物流業(yè)全要素生產(chǎn)率與企業(yè)績效成正比，技術(shù)進(jìn)步是推動物流業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的主要因素[4]。信息化能夠顯著提升物流業(yè)全要素生產(chǎn)率[5]。互聯(lián)網(wǎng)作為一種信息技術(shù)其發(fā)展水平超前于物流業(yè)發(fā)展水平，信息化初期對物流業(yè)影響較小[3]。但隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的進(jìn)步，互聯(lián)網(wǎng)對物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展作用越來越大。依靠信息技術(shù)可以實現(xiàn)物流產(chǎn)業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展[14]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H1。

H1：互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用。

(二)互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)

互聯(lián)網(wǎng)對技術(shù)進(jìn)步具有促進(jìn)作用，并且對屬于技術(shù)進(jìn)步推動型的全要素生產(chǎn)率有著顯著的促進(jìn)作用。由于互聯(lián)網(wǎng)存在網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)特征，互聯(lián)網(wǎng)對全要素生產(chǎn)率的影響是非線性的[15]。謝衛(wèi)紅等[16]設(shè)立虛擬變量進(jìn)行回歸，考察互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，得出的結(jié)論認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)存在著網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)。李立威等[17]研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)對中國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用在2007年以后逐漸顯著。據(jù)此提出假設(shè)H2。

H2：互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是非線性的，即存在門檻效應(yīng)。

二、研究方法和計量模型

(一)實證模型構(gòu)建

參考馬越越等[6]、余泳澤等[9]關(guān)于基礎(chǔ)設(shè)施與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的模型，借鑒郭家堂等[18]關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的實證機(jī)理，建立如下基本模型：

lnYi,t=β0+β1lnINTi,t+βclnCVi,t+fi+εi,t

(1)

式中，i表示地區(qū)，t表示年份，Yi,t表示因變量，INT是互聯(lián)網(wǎng)因素，CV是控制變量，fi是不被觀測的個體固定效應(yīng)，εi,t是隨機(jī)誤差項?；ヂ?lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響不一定是線性的，隨著網(wǎng)民人口比例變化可能是非線性的，因此，采用門檻面板模型實證分析互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的非線性影響[19]。

為了考察互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)，借鑒Hansen[19]面板門檻模型理論，將網(wǎng)民人口比例(ius)作為門檻變量。原因在于這一變量能夠體現(xiàn)一個地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)水平，以它作為門檻變量，能夠更準(zhǔn)確地揭示互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的門檻效應(yīng)，因此構(gòu)建單門檻回歸模型

lnYi,t=β0+β1lnINTi,t·I+β2lnINTi,t·I+βclnCVi,t+fi+εi,t

(2)

以及雙門檻回歸模型

lnYi,t=β0+β1lnINTi,t·I+β2lnINTi,t·I+β3lnINTi,t·I+βclnCVi,t+fi+εi,t

(3)

式中，I表示指示函數(shù)，qi,t為門檻變量，γ設(shè)定為門檻值。當(dāng)qi,t≤γ1或γ1≤qi,t<γ2時，I=1；當(dāng)qi,t>γ2時，I=0。因為門檻值γ不確定，其取值由樣本數(shù)據(jù)內(nèi)生決定，以往研究中往往應(yīng)用格柵搜索法來確定最優(yōu)的門檻值Φ，當(dāng)門檻值為Φ時，殘差平方和最小，為S(γ)，即Φ=argminS(γ)[19]。采用格柵搜索法計算模型(2)門檻值[19]的步驟如下：首先，假設(shè)有一個門檻值，以單一門檻搜索方法，求出第一個數(shù)值，作為門檻值；其次，固定第一個門檻值γ1，計算出第二個門檻值γ2；最后，固定γ2，對第一個數(shù)值進(jìn)行檢索，重復(fù)此過程，直到得出兩個相同的門檻值。

(二)變量設(shè)定

1.被解釋變量

物流業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解指標(biāo)是被解釋變量，測度全要素生產(chǎn)率的方法有參數(shù)法和非參數(shù)法兩大類。目前Malmquist指數(shù)法是研究中用得較多的[4]，主要是因為Malmquist指數(shù)法能有效地將全要素生產(chǎn)率指數(shù)分解為技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)與技術(shù)效率變化指數(shù)，避免了在研究中技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率的相互掩蓋，使結(jié)論更加準(zhǔn)確[20]。這里采用該方法利用 DEAP2.1軟件計算得出中國30個省份2006—2015 年的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率。投入變量一般選取資本投入和勞動投入兩個指標(biāo)，產(chǎn)出指標(biāo)采用了價值形態(tài)的物流業(yè)實際生產(chǎn)總值來衡量[21]。

產(chǎn)出變量。應(yīng)用2006—2015 年中國 30 個省份的物流業(yè)增加值及縮減指數(shù)，得出每個省份的物流業(yè)實際生產(chǎn)總值(按照2003年不變價計算)進(jìn)而衡量每個省份的產(chǎn)出，數(shù)據(jù)取自于《中國統(tǒng)計年鑒》。

投入變量。投入包括勞動投入和資本投入兩方面。對于勞動投入，多數(shù)文獻(xiàn)用勞動力人數(shù)代替勞動力服務(wù)狀態(tài)，本文也采用這一方法用歷年的物流業(yè)年均從業(yè)人數(shù)作為勞動力投入量指標(biāo)。對于資本投入用物流業(yè)固定資產(chǎn)投資來衡量。為消除價格因素的影響，本文利用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)作為縮減指數(shù)，借鑒永續(xù)盤存法來計算資本存量[22]，以上一個時期的資本存量數(shù)減去當(dāng)時期的折舊再加上當(dāng)時期物質(zhì)資本投資總額方法得到，計算公式為

Kit=Ki(t-1)(1-δit)+Iit/Pit

(4)

式中，K表示資本存量實際數(shù)量，I表示固定資產(chǎn)投資數(shù)額，P表示數(shù)額的價格指數(shù)，δ表示折舊率，取5%。計算出2006年資本存量數(shù)據(jù)(以1952年為基期)，再轉(zhuǎn)換為2006年當(dāng)年價即為所求的資本存量數(shù)額，代入公式(4)計算出 2006—2015年的物流業(yè)資本存量數(shù)值[23]。

2.核心解釋變量與門檻變量

互聯(lián)網(wǎng)普及率往往代表著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展程度[24]。借鑒謝衛(wèi)紅等[16]、郭家堂等[18]的研究選取地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)資源使用情況作為核心解釋變量，同時考慮到互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)是一種需求規(guī)模效應(yīng)，因此，用衡量互聯(lián)網(wǎng)普及率的網(wǎng)民人口比例作為門檻變量。

核心解釋變量(INT)。應(yīng)用各省份注冊過的網(wǎng)站總數(shù)與該省份的法人單位總數(shù)之比來表示“互聯(lián)網(wǎng)因素”。由于互聯(lián)網(wǎng)資源具有跨時空性和非排他性，因此，不能用其除以地區(qū)人口總數(shù)來衡量，而網(wǎng)站一般是企業(yè)所有，所以，運(yùn)用網(wǎng)站總數(shù)除以地區(qū)的法人單位數(shù)量來表示互聯(lián)網(wǎng)資源水平[19]。

門檻變量(IUS)。根據(jù)雙邊市場理論，網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)是一種基于需求方的規(guī)模效應(yīng)[19]，運(yùn)用門檻回歸模型實證分析互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)，運(yùn)用網(wǎng)民人口比例作為門檻變量，計算方法為網(wǎng)民總數(shù)與人口總數(shù)的比值。

(三) 控制變量

依據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)的研究，基礎(chǔ)設(shè)施和工業(yè)化進(jìn)程顯著促進(jìn)了物流業(yè)全要素生產(chǎn)率，而開放度、城鎮(zhèn)化和人力資本等也都對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，這些因素通過影響技術(shù)進(jìn)步進(jìn)而影響物流業(yè)全要素生產(chǎn)率，為了得到無偏的估計結(jié)果，借鑒相關(guān)定量研究物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的文獻(xiàn)[12,20，24]，增加城鎮(zhèn)化、人力資本、開放度等變量加以控制。

城鎮(zhèn)化(Urban)。在城市發(fā)展過程中，勞動力會逐漸涌向生產(chǎn)率更高的第二、三產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了影響，因此，采用城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋砗饬砍擎?zhèn)化變量。

教育投入(EDU)。運(yùn)用地區(qū)就業(yè)人員的平均受教育年限作為物流業(yè)人力資本的指標(biāo)，以每個地區(qū)不同受教育程度的人口比重乘以相應(yīng)受教育的年份數(shù)就得到就業(yè)人員的平均受教育程度。

開放度(Open)。借鑒相關(guān)文獻(xiàn)的處理方式[5-7]，按地區(qū)貨物進(jìn)出口總額占該地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量開放度變量。

基礎(chǔ)設(shè)施(Infra)。采用每平方公里鐵路、內(nèi)河航道、公路里程數(shù)來衡量基礎(chǔ)設(shè)施變量，用地區(qū)運(yùn)輸線路總長度(鐵路、內(nèi)河航道、公路之和)與地區(qū)總面積的比計算得到。

(四)數(shù)據(jù)來源、相關(guān)說明及描述性統(tǒng)計

原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心(CNNIC)數(shù)據(jù)庫、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、中國國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫。根據(jù)原始數(shù)值計算可得描述性統(tǒng)計值(見表1)。網(wǎng)民人口比列最大值為0.759，最小值為0.038，二者相差比較大，意味著可能存在門檻效應(yīng)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計值

三、實證分析

根據(jù)相關(guān)理論研究和計量模型的構(gòu)建，首先進(jìn)行Hausman檢驗，檢驗結(jié)果(見表2)表明應(yīng)以固定效應(yīng)模型估計參數(shù)。

表2 互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解指標(biāo)的固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

注：1)、2)和3)分別表示統(tǒng)計1%、5%和10%顯著水平，下同。

(一)固定效應(yīng)模型的回歸分析

模型1是以物流業(yè)全要素生產(chǎn)率為被解釋變量，lnint的回歸系數(shù)為0.044，通過了1%的顯著性檢驗，表明互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著正效應(yīng)，驗證了假設(shè)H1。模型2將技術(shù)進(jìn)步作為解釋變量，該模型顯示lnint的回歸系數(shù)為0.091，表明互聯(lián)網(wǎng)促進(jìn)了物流業(yè)全要素生產(chǎn)率，且在1%的顯著性水平下顯著。模型3是以技術(shù)效率為被解釋變量的回歸結(jié)果，lnint的回歸系數(shù)為-0.069，說明了在統(tǒng)計的樣本期間互聯(lián)網(wǎng)對技術(shù)效率是負(fù)效應(yīng)且在1%的顯著性水平上顯著。

本論文的模型還包含了若干控制變量，以下分別作出說明。1)開放性。開放性對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。一方面開放性越高使得這一國家的物流企業(yè)更容易接觸國際市場，吸收新技術(shù)、新方法，了解新產(chǎn)品從而提高物流技術(shù)創(chuàng)新與模仿，另一方面國內(nèi)物流企業(yè)面臨更大的外部競爭促使國內(nèi)物流企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新力度，進(jìn)而提高物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平。2)人力資本。人力資本也即居民受教育程度，對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著促進(jìn)作用，表明居民文化水平越高對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響越顯著。3)城鎮(zhèn)化水平。城鎮(zhèn)化對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率有促進(jìn)作用，表明非農(nóng)業(yè)人口的增加有利于促進(jìn)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。4)基礎(chǔ)設(shè)施?；A(chǔ)設(shè)施對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用為負(fù)，原因可能是，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)周期較長，在建設(shè)和運(yùn)營初期不能發(fā)揮作用，物流業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)展速度緩慢。5)工業(yè)化進(jìn)程。工業(yè)化對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率有微弱的負(fù)效應(yīng)，原因可能是，國家加大了工業(yè)化進(jìn)程，對工業(yè)設(shè)施投入增加，導(dǎo)致物流業(yè)產(chǎn)出效率較慢，不利于物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。

(二)門檻效應(yīng)檢驗

門檻回歸模型需要檢驗兩個基本的假設(shè)：一是檢驗門檻效應(yīng)是否顯著；二是檢驗門檻估計值和真實值之間是否一致。通過軟件自抽樣檢驗，結(jié)果如表3所示。以網(wǎng)民人口比例作為門檻變量，單一門檻和雙重門檻“自抽樣”檢驗P值分別為0.003和0.000，三重門檻的P檢驗值為0.340。可見，單一門檻和雙重門檻檢驗顯著，三重門檻檢驗不顯著。因此，網(wǎng)民人口比例對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率存在雙重門檻效應(yīng)。

通過自抽樣檢驗可得兩個門檻值(見表4)。門檻值q1=0.412，門檻值q2=0.305，95%置信區(qū)間為兩個門檻值構(gòu)成的區(qū)間范圍，按照臨界值小于7.35，每次得出的門檻值，對應(yīng)的似然比函數(shù)圖能夠清晰表示結(jié)果(如圖1)。按照30.5%和41.2%兩個門檻值，網(wǎng)民人口比例分為低層次(ius≤0.035)、中等層次(0.035≤ius<0.412)和高層次(ius>0.412)三個類型。

表3 門檻效應(yīng)檢驗

表4 門檻估計值及其置信區(qū)間

圖1 門檻值似然比函數(shù)圖

(三)門檻模型估計結(jié)果及說明

以網(wǎng)民人口比例作為門檻變量，構(gòu)建門檻效應(yīng)模型檢驗互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)(見表5)。由于門檻回歸模型的擬合優(yōu)度比固定效應(yīng)模型顯著，因此采用門檻回歸模型能夠更加清晰解釋模型的意義。以網(wǎng)民人口比例作為門檻變量時，互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的正效應(yīng)。可見，互聯(lián)網(wǎng)有利于物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升?；ヂ?lián)網(wǎng)具有網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)特征，隨著網(wǎng)民人數(shù)的不斷增加，其帶來的價值也在不斷增大，進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用顯著增加。因此，互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟(jì)的影響是非線性的[25]。在存在網(wǎng)民人口比例門檻效應(yīng)的情況下，互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率存在顯著的促進(jìn)作用，且隨著網(wǎng)民人口比例的上升，促進(jìn)作用逐漸增強(qiáng)。由于互聯(lián)網(wǎng)具有網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)特征，當(dāng)網(wǎng)民人口比例大于第二個門檻值時，促進(jìn)作用減弱。因此，互聯(lián)網(wǎng)水平對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率存在網(wǎng)民人口比例的門檻效應(yīng)，驗證了假設(shè)H2。

表5 互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率門檻回歸模型估計結(jié)果

四、研究結(jié)論及對策建議

運(yùn)用2006—2015年中國30個省級行政單位的面板數(shù)據(jù)，通過實證分析得出如下結(jié)論：1)樣本期間，互聯(lián)網(wǎng)對技術(shù)進(jìn)步推動型的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用。2)由于互聯(lián)網(wǎng)具有網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)特征，因此，其對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是非線性的。以網(wǎng)民人口比例作為門檻變量得出互聯(lián)網(wǎng)對物流業(yè)全要素生產(chǎn)率存在30.5%和41.2%兩個門檻值。根據(jù)以上研究結(jié)論提出以下幾點對策建議。

首先，培養(yǎng)掌握互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的物流人才。組織企業(yè)人員學(xué)習(xí)互聯(lián)網(wǎng)新技術(shù)，并為其提供在職培訓(xùn)，提高其在物流企業(yè)中運(yùn)用新技術(shù)的能力。與高校和物流培訓(xùn)機(jī)構(gòu)合作，構(gòu)建信息交流庫和物流培訓(xùn)平臺，打造完整的物流人才培養(yǎng)及培訓(xùn)體系。

其次，大力提高互聯(lián)網(wǎng)普及率。第一，提高互聯(lián)網(wǎng)運(yùn)行速度，降低流量及寬帶收費標(biāo)準(zhǔn)，提高活躍用戶的轉(zhuǎn)化率，更大程度上發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)；第二，擴(kuò)大無線網(wǎng)絡(luò)的覆蓋范圍，突破互聯(lián)網(wǎng)使用的空間限制；第三，盡快消除數(shù)字鴻溝問題，使得區(qū)域和城鄉(xiāng)的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展均衡化。

最后，推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+物流”政策的落實?；ヂ?lián)網(wǎng)對技術(shù)效率呈負(fù)向影響的結(jié)論，說明大部分物流企業(yè)需要轉(zhuǎn)型升級，改變傳統(tǒng)經(jīng)營模式。各地區(qū)政府部門和相關(guān)物流企業(yè)應(yīng)抓住“互聯(lián)網(wǎng)+”發(fā)展時機(jī)，采取有效措施將互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)應(yīng)用到物流業(yè)各環(huán)節(jié)中來，促進(jìn)傳統(tǒng)物流企業(yè)發(fā)展模式的轉(zhuǎn)型升級。