數字鄉村建設、資源要素錯配與農業高質量發展

李小銀

（1.中國社會科學院 研究生院，北京 102488；2.廣東體育職業技術學院，廣東 廣州 510663）

一、引言及文獻綜述

黨的二十大報告指出，“高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務”，并強調“堅持以推動高質量發展為主題，把實施擴大內需戰略同深化供給側結構性改革有機結合起來”。農業作為國民經濟支柱型產業，是實現經濟高質量發展的重要載體，也是引領經濟高質量發展關鍵力量[1]。然而就現實情況而言，過往以粗放型為主的農業生產模式對土地、能源等資源的利用率不高，并產生了一系列環境問題，阻礙農業高質量發展。與此同時，隨著經濟發展和人民生活水平不斷提升，農業生產和消費需求結構均發生了重大改變，直接導致農產品供給端和需求端結構矛盾日益凸顯，阻礙農業高質量發展進程[2]。在此背景下，探究農業高質量發展路徑，全方位、多維度提升農業經濟效益與競爭力具有重要現實意義。

進入高質量發展新階段，以網絡化和信息化為基本特征的數字鄉村快速發展。2022 年中央一號文件提出，“大力推進數字鄉村建設，推進智慧農業發展”。顯然，數字鄉村建設已經成為農業高質量發展階段的“關鍵變量”。就理論而言，數字鄉村建設有助于擴大農業市場需求，提升鄉村治理水平[3]，加速資金、技術、人才等要素自由流動，提升農業現代化水平，為農業高質量發展賦能。值得一提的是，在推動農業高質量發展過程中，緩解資源錯配問題意義重大。黨的二十大報告強調，“堅持農業農村優先發展，堅持城鄉融合發展，暢通城鄉要素流動”。立足數字鄉村建設的新生產模式，農村地區擺脫發展的傳統要素配置思路，緩解農業資源要素在各部門、各地區重組過程產生要素錯配情況，逐漸實現高質量發展。那么，如何有效釋放數字鄉村建設對農業高質量發展的助推力？數字鄉村建設能否從根本上緩解資源要素錯配問題，進而賦能農業高質量發展？回答上述問題能夠為評估數字鄉村建設對農業高質量發展的影響提供經驗支撐，為賦能農業高質量發展提供決策參考。

與本研究相關的文獻可從三個角度進行剖析：第一，關于數字鄉村建設與農業高質量發展的研究。目前學術界評估數字鄉村建設對農業高質量發展影響的相關研究較為缺乏。一些文獻分析了數字鄉村建設對農村產業發展、農產品生產效率、農業技術效率、農村消費升級的影響。陶濤等(2022)發現，數字鄉村建設能夠優化非農產業結構，提升服務業占比，推動縣域經濟向第三產業轉型，提高農產品生產效率[4]。武玉環等(2022)研究發現數字鄉村建設與農業技術效率的耦合度不斷提升，并呈現出“東高西低、南高北低”空間分布特征[5]。第二，關于數字鄉村建設與資源要素錯配的研究。近年來，學術界對于資源要素錯配研究逐漸增多，主要側重于地區間資源要素錯配、城鄉間資源要素錯配、行業間資源要素錯配[6]。然而，關于數字鄉村建設對資源要素錯配影響的研究尚處于起步階段。陳中偉、張雪艷(2022)研究發現數字鄉村建設能夠顯著降低勞動力和土地資源錯配水平，且數字鄉村建設對農業資源要素錯配的影響存在區域異質性[7]。第三，關于資源要素錯配與農業高質量發展的研究。目前學術界主要針對資源要素錯配與經濟增長之間的關系進行理論分析與實證研究，圍繞資源要素錯配與農業高質量發展的研究幾乎處于空白狀態。多數學者發現資源要素錯配阻礙了經濟增長。孫光林等(2021)研究發現，資本錯配對中國經濟增長質量具有顯著的負向影響，且增大資本錯配程度會對中國經濟增長質量產生不利影響[8]。楊志才(2019)研究發現，與實際狀態相比，無要素錯配狀態下地區間收入差距變小，意味著要素錯配加劇了地區間收入差距，要素錯配加劇收入差距對經濟增長的抑制效應[9]。步入新發展階段，學者們對經濟關注逐漸由“速度”轉向“質量”，并開始探討資源要素錯配對經濟高質量發展的影響。

梳理相關文獻研究成果后發現，現有研究成果仍存在部分不足。第一，受限于數字鄉村建設提出時間較短，學術界圍繞其對農業高質量發展的研究并不充分。第二，數字鄉村建設理論研究中缺少對資源要素錯配的分析。學術界鮮有文獻基于資源要素錯配視角，揭示數字鄉村建設影響農業高質量發展的作用機制。第三，關于數字鄉村建設影響作用的空間效應關注度不足，圍繞數字鄉村建設對農業高質量發展影響的空間差異化特征有待進一步探討。針對上述不足，文章存在以下邊際貢獻：其一，在構建數字鄉村建設與農業高質量發展評價指標體系基礎上，探究數字鄉村建設對農業高質量發展的影響效應。其二，基于土地資源錯配、資本錯配、勞動力資源錯配三方面，厘清了數字鄉村建設對農業高質量發展的傳導機制，完善數字鄉村建設影響農業高質量發展的理論機制，彌補已有研究成果的不足。其三，鑒于數字鄉村建設區域異質性，進一步討論數字鄉村建設對農業高質量發展的區域收斂的作用，判別數字鄉村建設能否充當“加速器”作用，并明晰其內在傳導機制。

二、理論分析與研究假設

數字鄉村建設能夠以信息流帶動人才流、技術流、資金流向農業領域集聚，促進農業產業轉型升級，實現農業高質量發展。除數字鄉村建設自身特征對農業高質量發展產生直接影響外，數字鄉村建設還可以通過緩解資源要素錯配，間接賦能農業高質量發展。總體來看，數字鄉村建設對農業高質量發展影響機制可以分為直接影響與間接影響兩方面。

1.數字鄉村建設對農業高質量發展的直接影響

數字鄉村建設主要利用數字化、網絡化以及智能化等信息技術，提升農業生產效率，賦能農業高質量發展。數字鄉村建設對農業高質量發展直接作用機制主要包括以下三方面：其一，數字鄉村建設能夠加速農業信息流通。在數字鄉村建設過程中，農民借助“互聯網+”技術加強區域間信息流通[10]，利用數據信息對接農業市場，不斷拓寬農產品“上行”銷售渠道。與此同時，數字鄉村建設依托“互聯網+”技術還能突破城鄉、區域市場信息壁壘，為農業生產活動注入新動能，促進農業高質量發展。其二，數字鄉村建設能夠完善農業數字化基礎建設。在數字鄉村建設過程中，數字基礎設施建設不斷完善，可加速5G、人工智能、云計算等先進數字技術在農業領域的應用，改進農業生產技術，提升農產品生產效率與質量，賦能農業高質量發展。其三，數字鄉村建設有助于優化農業生產流程。數字鄉村建設重點任務是實現農業生產、經營、銷售的全流程數字化運行。除此之外，數字鄉村建設過程中所推行的“互聯網+”農產品等模式則對農產品加工、包裝、流通等環節進行深層次變革，進而賦能農業高質量發展。

值得一提的是，中國幅員遼闊，各地區在資源稟賦、經濟發展、制度政策、數字經濟發展等方面存在一定差距，這會影響數字鄉村建設在各地區發展。同時，數字鄉村建設不同發展階段對經濟增長同樣存在差異，可能使其對農業高質量發展的影響存在不同。由此推斷，不同地區數字鄉村建設對農業高質量發展作用也可能存在異質性影響。因此，提出以下假設：

假設H1：數字鄉村建設能夠推動農業高質量發展，且作用效果存在一定區域異質性。

2.數字鄉村建設對農業高質量發展的間接影響

農業資源要素一般包括土地、資本、勞動力等重要資源。這些農業資源要素的錯配情況直接關乎著農業產業發展質量的高低。理論上而言，數字鄉村建設能有效提高各類型要素信息的流通速率，進而緩解農業資源要素錯配情況，賦能農業高質量發展。文章分別從土地資源錯配、資本錯配、勞動力資源錯配三方面研究數字鄉村建設影響農業高質量發展的路徑機制。就土地資源錯配而言，數字鄉村建設能夠改善農村就業環境與投資環境，從而優化農村土地經營方式。并且，數字鄉村建設能夠打破傳統農業經營主體的慣性經營思維，加快農村土地資源流轉，緩解土地資源錯配程度，提升土地資源要素利用率，推動農業高質量發展。就資本錯配而言，數字鄉村建設能夠加速農村實體經濟與虛擬經濟融合，通過突破勞動力就業時空限制和提高資本供需匹配度，緩解資源錯配程度，使農業資本跨區域整合效率提升，推動農業高質量發展。同時，數字鄉村建設可以依托數字金融引導金融資金流向農業領域，優化農業資本配置，實現農業高質量發展。就勞動力資源錯配而言，數字鄉村建設可以吸引職業技能水平較高的勞動力向農業領域回流，還能帶動大眾創業、萬眾創新發展，提供大量就業崗位和創業機會，吸引勞動力集聚，緩解勞動力資源錯配。這為農業發展提供了充足的人力資源保障，賦能農業高質量發展。基于以上分析，提出如下假設：

假設H2：數字鄉村建設能夠緩解資源要素錯配，賦能農業高質量發展。

假設H2a：數字鄉村建設能夠緩解土地資源錯配，推動農業高質量發展。

假設H2b：數字鄉村建設能夠緩解資本錯配，推動農業高質量發展。

假設H2c：數字鄉村建設能夠緩解勞動力資源錯配，推動農業高質量發展。

三、研究設計

1.計量模型

基于上文理論機制分析，為探究數字鄉村建設對農業高質量發展的影響機制，構建如下基本模型：

其中，Drit表示t 時期i 省份數字鄉村建設水平，Agrit代表t 時期i 省份農業高質量發展水平，Controlsit為控制變量，μi、δt分別為個體固定效應、時間固定效應，εit為隨機擾動項。

為進一步檢驗數字鄉村建設是否會通過緩解資源要素錯配促進農業高質量發展，參考溫忠麟、葉寶娟(2014)[11]提出的機制檢驗方法，構建如下中介模型：

其中，Rmit為t 時期i 省份資源要素錯配情況，其他字母含義與模型(1)相同。在檢驗中介模型過程中，若系數α1不顯著，且β1γ2均不顯著，表明中介效應不存在；若系數α1顯著，且β1γ2均顯著，表明存在中介效應。若系數α1、β1γ2均顯著，且滿足γ1＜α1，則資源要素錯配為部分中介變量；若系數α1、β1γ2均顯著，而γ1不顯著，則資源要素錯配為完全中介變量。

2.指標選取

（1） 被解釋變量

農業高質量發展(Age)，目前，有關農業高質量發展還未出現統一測度標準。囿于數據可得性，文章參考相關研究成果，從農業生態發展、農業生產發展、農業協調發展、農業創新發展四個角度構建農業高質量發展評價指標體系，具體評價指標如表1 所示。與此同時，利用熵權法進行綜合評價。

表1 農業高質量發展指標體系

（2） 核心解釋變量

數字鄉村建設(Dr)，現階段，國內外學者尚未形成一套普遍認可的數字鄉村建設評價指標體系。遵循科學性、可操作性、全面性原則，參考相關文獻研究成果，從基礎環境、農業數字化、鄉村數字化三個維度對數字鄉村建設水平進行測度。同時，利用熵權法對數字鄉村建設綜合指數進行測算，具體指標體系如表2 所示。

表2 數字鄉村建設評價指標體系

（3） 中介變量

文章將資源要素錯配(Rm)分為土地資源錯配(Mi)、資本錯配(Ki)、勞動力資源錯配(Li)三方面。關于資源要素錯配具體測算方法借鑒雷紹海、王成軍(2022)[12]相關做法，選取各地區農作物播種面積、農業資本存量、第一產業從業人員等指標，利用柯布—道格拉斯生產函數，構建資源要素錯配指數測算體系，分別計算土地資源錯配、資本錯配、勞動力資源錯配指數。

（4） 控制變量

選取如下控制變量：一是經濟發展水平(Gdp)。經濟發展水平高的地區農業技術較為成熟，具備經濟基礎助力農業高質量發展，使用各區域人均GDP 進行表征。二是政府支農力度(Gov)。地方政府部門對農業發展重視程度越高，支農力度越強，越有助于推動地方農業高質量發展，選取采用地方財政農林水事務支出與財政支出比值進行衡量。三是產業結構升級(Inst)。產業結構升級能夠助力農業技術進步，提升農業生產效率，賦能農業高質量發展，利用第三產業增加值占地方生產總值的比重進行測度。四是研發創新水平(Rdi)。技術創新具有溢出效應，能夠加速農業生產要素重新整合，推動農業高質量發展，采用專利申請總數刻畫。五是人力資本流失(Uig)，近年來中國農村勞動力大量遷移到城鎮地區，導致空心村、老人村現象嚴重，在一定程度上可能會阻礙農業高質量發展，采用農村地區流出流入比率衡量。

3.數據來源

文章將研究期間設定為2010—2021 年，受數據可獲取性與完整性限制，選擇除港澳臺地區以外的31 個省份為樣本。相關數據主要來源于歷年《中國統計年鑒》 《中國農業統計年鑒》 《中國農村統計年鑒》 《中國環境統計年鑒》 《中國農村經濟情況統計資料》及各省份統計年鑒、國家統計局網站、國泰安數據庫與Wind 數據庫。針對某些年份數據缺失問題，使用線性插值法進行補充。

四、實證分析

1.基準回歸結果

對模型(1)進行回歸，分析數字鄉村建設對農業高質量發展的直接影響，結果如表3 所示。列(1)未加入控制變量，數字鄉村建設回歸系數為0.419；列(2)加入控制變量進行檢驗，數字鄉村建設系數為0.386。在此過程中，數字鄉村建設系數有所降低，說明所選取控制變量具有一定代表性。文章主要以列(2)結果進行分析，數字鄉村建設系數為0.386，且在1%統計水平上顯著，說明數字鄉村建設能夠顯著推動農業高質量發展，即假設H1 成立。這可能是依托大數據、云計算等數字化技術，數字鄉村建設能夠有效整合農產品經營體系、管理體系、生產體系，為農業生產經營賦能，進一步推動農業高質量發展。

表3 數字鄉村建設影響農業高質量發展的基準回歸結果

就控制變量而言，經濟發展水平系數為0.313，且在1%統計水平上顯著，說明經濟發展利于推動農業高質量發展。這可能是由于經濟發展水平高的地區往往具備較強資金實力與技術實力，從而對農業高質量發展產生積極效應。政府支農力度系數為0.301，且在5%統計水平上顯著，說明政府支農力度能夠顯著促進農業高質量發展。地方政府對農業支持力度越大、重視程度越高，越有助于推動農業高質量發展。產業結構升級系數顯著為正，說明產業結構升級能夠促進農業高質量發展。究其緣由，產業結構升級使新業態、新技術、新商業模式延伸至農業產業鏈，通過產業升級效應推動第一產業向第二、第三產業拓展，構建農業綜合體，進而實現農業高質量發展。研發創新水平系數顯著為正，表明研發創新對農業高質量發展存在顯著積極效應。原因在于研發創新能夠加快培育具有自主知識產權的農作物種業科研成果，提升農產品種業核心競爭力，從而助力農業高質量發展。人力資本流失系數為-0.543，且在1%統計水平上顯著，表明人力資本流失對農業高質量發展具有顯著負向影響。可能是由于中國農村勞動力大量遷移到城鎮地區，導致農村勞動力減少，對農業高質量發展產生負向影響。

以上實證分析側重于平均效應，然而中國各地區政府治理、經濟發展、網絡基礎建設等特征差距會影響數字鄉村建設對農業高質量發展的作用效果。基于此，文章進一步從區域視角分析數字鄉村建設對農業高質量發展的異質性影響。依據國家統計局劃分標準，將研究樣本劃分為東部、中部、西部、東北地區四組樣本。表4 中列(1)～列(4)結果顯示，數字鄉村建設對農業高質量發展的促進效應具體呈現出“西部＞東北＞中部＞東部”的特征。究其原因，東部與中部地區農業發展水平相對較高，生物傳感器、農業機器人等農業設備應用已經較為普及，促使數字鄉村建設能夠發揮的數字技術紅利要弱于西部與東北地區。由此可以推斷，西部與東北地區能夠借助數字技術溢出普惠性與溢出效應獲得“后發優勢”，拉近與中部、東部地區的農業發展差距。

表4 異質性分析結果

2.中介機制檢驗

文章進一步使用逐步回歸估計法研究資源要素錯配在數字鄉村建設與農業高質量發展過程中是否發揮積極作用，具體結果如表5 所示。

表5 數字鄉村建設影響農業高質量發展的機制檢驗

在數字鄉村建設提升農業高質量發展水平的綜合效應中，影響系數顯著為正。該結果遵循中介效應初步檢驗要求，可以繼續下一步檢驗。表5 列(1)、列(2)以土地資源錯配作為中介變量的估計結果，發現列(1)數字鄉村建設系數顯著為負，說明數字鄉村建設能夠有效緩解土地資源錯配。將土地資源錯配加入基準回歸模型后，數字鄉村建設系數由0.386 下降到0.279，表明土地資源錯配在數字鄉村建設與農業高質量發展中起到部分中介效應。列(3)、列(4)以資本錯配為中介變量的估計結果，發現列(3)數字鄉村建設系數為0.112，且在1%統計水平上顯著，說明數字鄉村建設能夠加劇資本錯配。列(4)將資源錯配加入基準回歸模型，發現資本錯配系數為-0.219，表明資本錯配在數字鄉村建設中起到負向中介效應，即數字鄉村建設加劇資本錯配，對農業高質量發展產生一定負向影響。列(5)、列(6)是以勞動力資源錯配為中介變量的估計結果。列(5)數字鄉村建設系數顯著為負，表明數字鄉村建設能夠有效緩解勞動力資源錯配。將勞動力資源錯配加入基準回歸模型后，數字鄉村建設系數降為0.354，這表明勞動力資源錯配在數字鄉村建設與農業高質量發展中起到正向中介效應。基于以上分析，文章假設H2a、H2c 成立，假設H2b 不成立。綜上，資源要素錯配是數字鄉村建設影響農業高質量發展的重要機制，表現為數字鄉村建設可通過緩解土地資源錯配與勞動力資源錯配促進農業高質量發展，但會通過加劇資本錯配抑制農業高質量發展。

3.穩健性檢驗

為確保結論可靠性，采用更換被解釋變量測算方式進行穩健性檢驗（限于篇幅，穩健性檢驗以及后續內生性檢驗均未列出具體結果）。參考孫中義等(2022)[13]的研究結果，利用人均實際農業總產值作為農業高質量發展的代理變量，對原有模型進行重新估計。結果表明，數字鄉村建設能顯著促進農業高質量發展，以資源錯配為中介的影響機制均通過檢驗，結果與上文保持一致，說明研究結果穩健可靠。

4.內生性檢驗

為降低遺漏變量與雙向因果關系可能導致的內生性估計偏誤，選取自變量滯后一期處理法、工具變量法驗證可能存在的內生性問題。

第一，自變量滯后一期處理。考慮數字鄉村建設存在一定時間滯后性，文章對自變量進行滯后一期處理進行重新回歸。結果表明，數字鄉村建設顯著推動農業高質量發展，以資源錯配為中介的影響機制均通過檢驗，實證結果與上文一致。

第二，工具變量法。文章將數字鄉村建設滯后一期處理作為工具變量，并選擇兩階段最小二乘法進行重新回歸。回歸結果可知，Cragg-Donald Wald F 值為9037.324，顯著大于Stock Yogo 弱工具變量10%顯著水平上的臨界值28.654。除此之外，Kleibergen Paap rk LM 值為65.322，且在1%統計水平上顯著拒絕不可識別原假設。該結果表明數字鄉村建設能夠顯著促進農業高質量發展，說明結果具有穩健性。

五、進一步分析

在經濟發展不充分與不平衡情形下，數字鄉村建設為優化資源配置、協調區域經濟發展提供新機遇。由上文可知，數字鄉村建設的普惠性已初現端倪。那么，中國區域農業高質量發展是否存在收斂現象？數字鄉村建設能否成為區域農業高質量發展收斂的“加速器”？回答這些問題，有利于厘清數字鄉村建設發展對區域高質量發展的重要影響，為數字鄉村建設提供可行路徑參考。

文章建立絕對β 收斂與條件β 收斂模型，分析數字鄉村建設和農業高質量發展的區域收斂性：

模型(4)、(5)中，Agri，t+T、Agrit分別表示中國各省份在t+T、t時期的農業高質量發展水平，T 為考察期間，εit表示隨機擾動項，α 表示常數項，β 為收斂系數。值得說明的是，若β＜0，則說明存在絕對β 收斂、條件β 收斂。

基于此，構建數字鄉村建設影響農業高質量發展的條件β收斂檢驗模型：

模型(6)中，Drit為i 省份t 時期數字鄉村建設發展水平，γ為影響系數。若β＜0，說明存在條件β 收斂。若加入Drit后，β＜0 且絕對值大于模型(5)的絕對值，說明數字鄉村建設有助于農業高質量發展的區域收斂。在此基礎上，根據收斂系數的估計值，計算收斂速度s 與半生命周期θ：

1.中國農業高質量發展區域收斂的典型化事實

表6 為運用FE 與OLS 兩種估計方法的β 絕對收斂檢驗結果。研究發現，β 值均顯著為負，說明全國層面存在顯著β 絕對收斂，各省份的農業高質量發展水平增長速度與初始水平負相關，即存在共同收斂趨勢。分區域進行檢驗，發現東部、中部、西部與東北地區β 值均顯著為負，表明農業高質量發展水平存在顯著俱樂部收斂特征。

表6 絕對β 收斂檢驗結果

2.數字鄉村建設對農業高質量發展區域收斂的影響

為緩解內生性問題，將數字鄉村建設進行滯后一期處理，具體結果如表7 所示。結果顯示，在不考慮數字鄉村建設時，中國農業高質量發展的收斂系數為-0.428，且在1%統計水平上顯著，即農業高質量發展存在顯著的條件β 收斂特征，其收斂速度為0.40%，半衰期為1.83 年。列(2)顯示，條件β 系數為-0.402，且在1%統計水平上顯著，說明數字鄉村建設加入后，中國農業高質量發展水平仍存在顯著的條件β 收斂特征，此時收斂速度由0.40%提升至0.45%。與此同時，數字鄉村建設系數為0.130，且在1%統計水平上顯著，表明數字鄉村建設能夠促進農業高質量發展。列(3)結果表明，研究結果不存在明顯內生性問題。列(4)加入控制變量后發現，系數波動幅度較小，較為穩定，即數字鄉村建設不僅可以促進農業高質量發展，還能促進其區域收斂。這可能是因為數字鄉村建設會通過數字技術有效減少農業生產交易成本，降低要素對于距離的敏感性，在一定程度上縮小農業高質量發展區域差距，推動區域協調發展。

表7 條件β 收斂檢驗結果

六、研究結論與政策建議

文章選取2010—2021 年中國31 個省級面板數據，利用固定效應、中介模型等方法，實證分析數字鄉村建設對農業高質量發展的影響及作用機制。研究發現：數字鄉村建設能夠顯著促進農業高質量發展；數字鄉村建設對農業高質量發展的促進效應存在地區異質性，具體表現為“西部＞東北＞中部＞東部”的特征；機制檢驗結果顯示，數字鄉村建設能夠通過緩解土地資源以及勞動力資源錯配間接促進農業高質量發展，但也會通過加劇資本錯配阻礙農業高質量發展；數字鄉村建設已成為新時代推動農業高質量發展區域收斂與縮小區域差距的“加速器”，在一定程度上有助于農業區域協調發展。基于以上結論，提出如下建議：

第一，夯實數字鄉村基礎設施建設。從研究結論可知，數字鄉村建設對農業高質量發展具有促進作用。為此，地方政府需持續強化數字鄉村基礎設施建設，強化其對農業高質量發展的推動效應。一方面，各地區需積極建立鄉村基礎設施專項資金庫。地方政府部門需加大財政投資強度，扶持落后地區農業發展，夯實數字鄉村基礎建設，進而推動農業高質量發展。另一方面，相關政府部門需加強數字鄉村基礎性工作，持續加大數字鄉村建設投入力度，加快農村寬帶網絡和5G 覆蓋。除此之外，地方政府還應提高鄉村基礎設施數字化水平，深入推進信息進村入戶工程，加快完成農村電網改造升級，為實現農業高質量發展提供有力支持。

第二，制定差異化數字鄉村建設戰略。研究結果表明，數字鄉村建設對農業高質量發展的促進效應具體呈現出“西部＞東北＞中部＞東部”的特征。因此，各地區應立足自身特色，探索差異化發展路徑。東部地區需發揮數字技術優勢，推動農業場景營造與迭代升級，提升線上線下資源整合效率，加快優質服務資源向鄉村滲透，賦能農業高質量發展。中部地區需加快生物傳感器、農業機器人等農業數字設備普及與應用。與此同時，在生產端深入推進“互聯網+現代農業”，利用人工智能、大數據等數字技術支持農業數據資源建設，降低農業生產數字化轉型成本，推動農業高質量發展。西部與東北地區需積極擴展以電商平臺、社交網絡為核心的數字流通渠道，形成多元主體參與的農村數字經濟發展模式。在此基礎上，積極提高涉農主體數字素養，強化面向農民的農業數字化生產的相關培訓服務，轉變農民傳統生產觀念，鼓勵有能力的返鄉青年投身農業新業態與新產業，為農業高質量發展提供智力支持。

第三，提升農業資源配置效率。研究結果表明，資源要素錯配是數字鄉村建設影響農業高質量發展的重要原因。因此，農村地區需著手提升農業資源配置效率，助力農業高質量發展。其一，地方政府部門需大力優化農業科技財力資源的資本存量，提升農業科技財力資源使用效率，推動農業科技財力資源利用率最大化，提高農業資源配置效率。其二，地方政府部門需深化農業科研機構管理人員體制改革，合理分配農業科技勞動力資源，加快勞動力要素在區域、行業間流動，推動農業高質量發展。其三，相關政府部門需落實耕地占比平衡保護制度，保證耕地總量不減少，進一步優化土地資源效率，實現農業高質量發展。