數字經濟、鄉村產業振興與中國式農業農村現代化

梁 健

（蘭州財經大學 公共管理學院，蘭州 730101）

0 引言

在新發展階段，中國式農業農村現代化既需要基于現代化數字技術的數字經濟的支持，又需要鄉村產業振興提供有力保障。一方面，數字經濟具有跨時空、高流通、低成本交換信息的特征，可有效提高鄉村科技水平，解決農產品流通堵塞問題[1]，逐漸成為中國式農業農村現代化的主要驅動力；另一方面，鄉村產業振興有助于解決“三農”問題，切實發展農業并促進農民增收[2]，為實現中國式農業農村現代化鋪路。此外，在數字經濟的支持下，鄉村產業通過與數字技術深度融合，整合數字資源并升級生產工藝，實現鄉村產業振興目標，為中國式農業農村現代化提供動力。那么，數字經濟、鄉村產業振興與中國式農業農村現代化的關系到底如何？是否存在異質性？回答上述問題對于解決“三農”問題、推進農業強國建設具有重要的現實意義。

現有文獻主要是對數字經濟、鄉村產業振興與中國式農業農村現代化兩兩之間的關系進行研究[3—8]，雖然為剖析數字經濟對中國式農業農村現代化的影響奠定了良好基礎，但鮮有學者關注鄉村產業振興在二者之間的作用機制，沒有將數字經濟、鄉村產業振興與中國式農業農村現代化置于同一框架進行深度分析。鑒于此，本文從中國式農業現代化、中國式農村現代化兩個維度構建中國式農業農村現代化指標體系，并利用熵權法計算綜合指數，深入研究數字經濟對中國式農業農村現代化的作用機制及其異質性，為高質高效助推中國式農業農村現代化提供經驗證據。

1 理論分析及研究假設

1.1 直接效應

中國式農業農村現代化是實現中國式現代化的重要支撐，強調農業變強、農村更美、農民增收[9]。數字經濟能夠改變農民生活、生產方式，有助于提升農業農村生產效率、降低農業農村綜合成本、優化農業農村生產結構，為中國式農業農村現代化發展提供驅動力。第一，提升農業農村生產效率。數字經濟可通過廣泛應用人工智能、無人機、大數據算法等技術，使農戶精準采集與剖析農業農村生產信息，合理開展土壤肥力檢測、農產品生產規劃等工作，提升農業農村生產效率[10]，助推中國式農業農村現代化。第二，降低農業農村綜合成本。發展數字經濟有利于帶動電子商務業態進入農村，改變兼業化、小規模傳統農業農村經營模式，形成精準管理、環境監測等模塊共享的新農業農村經營方式，推動規?；洜I，減少農業農村各項經營成本投入，提高經濟效益，助力中國式農業農村現代化[11]。第三，優化農業農村生產結構。數字經濟有利于革新農業農村生產鏈，形成新農業農村數字化生產業態，打破第一、二、三產業原有發展邊界，推動農業農村產業融合，優化農業農村生產結構，助力中國式農業農村現代化。綜上，提出以下假設：

假設1：數字經濟對中國式農業農村現代化具有促進作用。

1.2 傳導機制

數字經濟能通過鄉村產業振興促進中國式農業農村現代化。一方面，數字經濟可通過推進產業快速接入市場、推動產業降本增效兩個途徑賦能鄉村產業振興。數字經濟發展能夠打破城鄉資源失衡障礙，通過電子商務推動鄉村產業快速接入市場，充分發揮鄉村資源優勢并提高交易頻率[12]，助推鄉村產業振興；同時，數字經濟以區塊鏈、大數據、物聯網等現代技術為依托，可助力鄉村產業實現智能化、自動化、多元化生產，降低生產成本并提高生產效率，賦能鄉村產業振興。另一方面，鄉村產業振興可促進產業深度融合發展，提升中國式農業農村現代化水平。在鄉村產業振興過程中，鄉村經營主體可利用已有資源精準發力，將鄉村文化、生態資源轉變為農業農村產業優勢，持續壯大鄉村特色優勢產業，深度挖掘鄉村產業新價值，提高產品質量與市場競爭力[13]，進而實現中國式農業農村現代化；此外，鄉村產業振興有助于推進產業鏈延伸、技術滲透、產業整合，促進第一、二、三產業深度融合，賦能中國式農業農村現代化?；诖耍岢鲆韵录僭O：

假設2：數字經濟通過促進鄉村產業振興助力中國式農業農村現代化。

2 研究設計

2.1 模型構建

為剖析數字經濟對中國式農業農村現代化的直接影響，構建以下基準回歸模型：

其中：i、t分別表示省份、年份；MCARit表示i省份t時期中國式農業農村現代化；DEit表示i省份t時期數字經濟；Xit表示控制變量；δi、γt依次表示省份、時間固定效應；α0為常數項；εit是隨機擾動項。

以鄉村產業振興為中介變量，構建中介效應模型檢驗數字經濟對中國式農業農村現代化的傳導機制，模型為：

其中，RRIit表示i省份t時期的鄉村產業振興，其余變量同式（1）。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

中國式農業農村現代化（MCAR）為被解釋變量。本文參考2022 年《“十四五”推進農業農村現代化規劃》、2023年《中共中央、國務院關于做好2023年全面推進鄉村振興重點工作的意見》等文件，借鑒文獻[14]的研究思路，構建中國式農業農村現代化評價指標體系（見表1），并通過熵權法計算中國式農業農村現代化水平。

2.2.2 核心解釋變量

數字經濟（DE）為核心解釋變量。參考中國信息通信研究院頒布的《中國數字經濟發展白皮書》、國家工業信息安全發展研究中心發布的《全國數字經濟發展指數DEAI》研究報告，以及相關文獻資料，從數字產業化、產業數字化、數字化治理三個方面構建數字經濟指標體系（見下頁表2），并采用熵權法測算數字經濟指數。

表2 數字經濟指標體系

2.2.3 中介變量

鄉村產業振興（RRI）為中介變量。考慮指標全面性、科學性及數據可得性，參考已有研究，根據鄉村產業振興內涵，從鄉村產業生產能力、鄉村產業產出效率、鄉村產業鏈條延伸三個維度出發，系統構建鄉村產業振興指標體系（見下頁表3），并通過熵權法測算鄉村產業振興指數。

表3 鄉村產業振興指標體系

2.2.4 控制變量

為增強回歸結果的有效性，對其他影響中國式農業農村現代化的因素進行控制。城鎮化率（UR），通過“城鎮人口/常住人口”衡量；外商投資水平（FIL），通過“外商直接投資額/GDP”表征；交通網絡密度（TND），通過“公路里程/地區面積”表示；耕地占用（FO），選用“耕地占用稅”表征；政府干預力度（GIE），通過“政府財政支出/GDP”測算。

2.3 數據說明

根據數據可得性，選用2012—2021 年中國30 個省份（不含西藏和港澳臺）的數據進行實證研究。相關數據來自《中國農村統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國農產品加工業年鑒》《中國工業統計年鑒》《中國保險年鑒》《中國信息年鑒》《中國互聯網發展狀況統計報告》《中國電子信息產業統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國統計年鑒》、Wind數據庫、EPS數據庫，以及國家統計局、工業與信息化部、阿里研究院的相關報告。其中，少量缺失數據用線性趨勢法補充，并對全部連續數據進行雙側1%縮尾處理，以消除極端值的影響。

3 實證結果分析

3.1 基準回歸分析

采用Stata 16.0軟件實證檢驗數字經濟對中國式農業農村現代化的影響，回歸結果見表4。隨機效應模型回歸結果見列（1）和列（2），固定效應模型回歸結果見列（3）和列（4）。根據Huasman 檢驗結果來看，Huasman 統計量為77.56，且在1%的顯著性水平上未接受原假設，故選用固定效應模型進行回歸。從列（3）、列（4）的回歸結果來看，數字經濟的系數估計值分別為0.943、1.156，且依次通過5%、1%水平上的顯著性檢驗，表明無論是否引入控制變量，數字經濟對中國式農業農村現代化都具有顯著推動作用。由此，假設1 得證。數字經濟將大數據、人工智能等技術廣泛應用于農業農村生產，有效降低農業農村生產成本并提高生產效率，推動生產結構的特色化升級，進而推進中國式農業農村現代化。

表4 基準回歸結果

3.2 穩健性檢驗

3.2.1 刪除直轄市

由于北京、天津、重慶、上海4 個直轄市的數字經濟發展水平位于全國前列，且享有國家專項政策扶持，為避免放大數字經濟對中國式農業農村現代化的作用，因此刪除4 個直轄市樣本后重新回歸，結果見下頁表5 列（1）。刪除直轄市后，數字經濟系數估計值依然顯著為正，表明基準回歸結果具有穩健性。

表5 穩健性檢驗結果

3.2.2 分階段回歸

數字經濟具有一定的階段性，具體為2015年之前是“服務制勝”階段，之后為“流量競爭”階段[15]。為避免數字經濟結構性差異的影響，本文以2015年為節點，將樣本分成2012—2015年、2016—2021年兩組，分別重新回歸，結果分別見表5 列（2）和列（3）。分階段回歸后，數字經濟系數估計值均顯著為正，與基準回歸結果相差不大，說明上述結論具有穩健性。

3.2.3 更換模型

中國式農業農村現代化水平的取值為0～1，符合受限因變量模型檢驗條件，故采用Tobit 模型替換原基準回歸模型，且用固定效應進行檢驗。新的回歸結果見表5列（4），估計結果與基準回歸結果基本一致，再次證實了研究結論的穩健性。

3.2.4 工具變量及內生性問題

為避免內生性問題對實證結果產生影響，利用兩階段最小二乘法（2SLS）深入分析數字經濟對中國式農業農村現代化的影響。數字經濟的工具變量Ⅰ為1984年每百人持有固定電話數量和上一期互聯網用戶數的交乘項，數字經濟的工具變量Ⅱ為滯后一期數字經濟指數。內生性檢驗結果見表6，從第一階段回歸結果來看，數字經濟工具變量Ⅰ、工具變量Ⅱ的系數估計值均顯著為正，且F 統計量顯著，說明所選工具變量均非弱工具變量。從第二階段回歸結果來看，引入數字經濟工具變量Ⅰ、工具變量Ⅱ后，數字經濟的系數估計值均顯著為正，且LM統計量通過了不可識別檢驗，表明所選工具變量具有合理性。內生性檢驗結果與基準回歸結果一致，說明數字經濟促進中國式農業農村現代化的結論具有穩健性。

表6 內生性檢驗結果

3.3 作用機制分析

鄉村產業振興的中介效應檢驗結果見表7。分析可知，數字經濟可顯著促進鄉村產業振興，而鄉村產業振興能顯著推動中國式農業農村現代化，表明鄉村產業振興可顯著發揮中介效應。為增強作用機制結論的科學性，采用Sobel檢驗進行進一步檢驗，結果顯示鄉村產業振興的中介效應顯著。數字經濟推動中國式農業農村現代化的直接效應是1.385，在總效應中的占比為98.787%；間接效應是0.017，在總效應中的占比為1.213%?？傮w而言，假設2成立。

表7 作用機制檢驗結果

3.4 異質性分析

3.4.1 地區異質性分析

參考國家統計局地區劃分標準，將全樣本分成東部、中部、西部、東北地區四組，分別重新進行回歸，結果見表8列（1）至列（4）。分析可知，四大地區的數字經濟系數估計值均顯著為正，表明各地區數字經濟發展均可促進中國式農業農村現代化。四大地區數字經濟系數估計值由大到小為中部、西部、東北、東部地區。究其緣由：一方面，東部地區經濟基礎、數字經濟基礎設施建設較好，且傾向于發展第二、三產業，而第二、三產業的快速發展可能引發資源緊張效應，從而制約數字經濟發揮賦能效應；另一方面，“中部崛起”“西部大開發”等戰略陸續取得良好成績，助力中部、西部、東北地區數字經濟快速發展，故數字經濟對中國式農業農村現代化的促進作用在中部、西部、東北地區較強。

表8 異質性回歸結果

3.4.2 糧食產區異質性分析

依據2003 年財政部印發的《關于改革和完善農業綜合開發若干政策措施的意見》，將全樣本劃分成糧食主產區、非糧食主產區兩組，分別重新進行回歸，結果見表8列（5）和列（6）。分析可知，在兩組子樣本下，數字經濟系數估計值均顯著為正，但非糧食主產區的數字經濟系數估計值高于糧食主產區，說明數字經濟對中國式農業農村現代化的促進作用在非糧食主產區更強。究其緣由，糧食主產區肩負著更重要的糧食安全責任，且在農業數字化、機械化方面受到的扶持力度不斷增大，形成相對完善的糧食生產危機化解方案，故數字經濟發展對糧食主產區中國式農業農村現代化的促進作用不明顯。非糧食主產區在數字經濟發展支持下，可實現資金、勞動力、技術等資源跨時空流動，提高農業農村生產效率，賦能中國式農業農村現代化。

4 結論

本文基于2012—2021 年中國30 個省份的面板數據，探究數字經濟對中國式農業農村現代化的影響效應以及鄉村產業振興的中介機制。研究結論如下：第一，數字經濟對中國式農業農村現代化具有顯著促進作用。第二，中介機制分析結果表明，數字經濟可通過鄉村產業振興對中國式農業農村現代化產生正向影響，證實存在“數字經濟→鄉村產業振興→中國式農業農村現代化”的正向傳導機制，說明鄉村產業振興是推動中國式農業農村現代化的重要內生動力。第三，異質性檢驗結果顯示，數字經濟對中國式農業農村現代化的促進作用存在地區異質性及糧食產區異質性。具體來看，相較于東部地區、西部地區以及東北地區，數字經濟對中部地區中國式農業農村現代化的促進作用更強；相較于糧食主產區，數字經濟對非糧食主產區中國式農業農村現代化的促進作用更強。