數字產業發展對鄉村振興質量的影響

摘要：文章選取2010—2021年我國30個省、自治區、直轄市（未包含西藏及港澳臺地區）的面板數據，采用熵權法對數字產業和鄉村振興質量進行測度，并對二者關系進行實證檢驗。結果表明，我國數字產業對鄉村振興質量提升具有不同程度的促進作用；科技創新是數字產業提升鄉村振興質量的重要中介變量；數字產業對鄉村振興質量提升的促進作用呈非線性變化趨勢，且對經濟欠發達地區鄉村振興質量的促進作用更明顯。因此，應加大對數字產業的財政投入，優先支持經濟欠發達地區農村數字基礎設施建設，通過稅收優惠、資金補貼和人才培養等措施推動農村數字產業發展，同時，強化科技創新，提升數字技術在農業生產、管理和銷售等環節的應用水平，推動農業數字化和智能化轉型，為實現鄉村全面振興目標賦能。

關鍵詞：數字產業；鄉村振興質量；科技創新；異質性分析；驅動作用

中圖分類號：F323 文獻標志碼：A 文章編號：2095-820X（2024）05-0383-08

0 引言

自2018年中央一號文件首次提及數字鄉村戰略，到《數字鄉村發展行動計劃（2022—2025年）》的出臺，我國各地的鄉村數字化改造均在如火如荼地進行。數字產業作為鄉村數字化改造的核心驅動力，通過產業數字化和數字產業化2種方式，不斷促進農業生產數字化、鄉村產業融合數字化、鄉村治理數字化及數字經濟新業態的發展。近年來，國內外學術界針對數字產業進行了深入研究。在數字產業的定義和特征方面，王俊豪和周晟佳［1］研究認為，數字產業具有技術密集型、高滲透性和不確定性等明顯特征，是數字經濟發展的基礎性和先導性產業，且隨著數字經濟概念獲得廣泛接受和應用，數字產業概念已逐漸從數字經濟中分化出來形成獨立的新概念。在數字產業驅動因素方面，李娟和劉愛峰［2］應用LMDI模型分析發現，我國數字產業發展呈現不平衡狀態，為了推動各區域數字產業均衡發展，提出需采取提升區域經濟發展水平、增強人力資本、優化基礎設施建設、加大財政支出力度、提高科技創新能力及擴大對外開放程度等措施，以實現數字產業的驅動作用；劉冬萍［3］研究證實，經濟基礎、金融資本便利性、人力資本、政府科研支持和經濟開放性水平等因素對數字產業的發展具有正向影響。在數字產業社會效能方面，楊慧梅和江璐［4］從省級層面出發，基于數字產業化和產業數字化2個維度，實證分析數字經濟發展對城市全要素生產率的影響；何帆和劉紅霞［5］研究表明，企業通過數字化變革能有效提升企業的經濟效能；Jorgenson等［6］研究指出，數字產業通過優化產業結構、擴大資源和市場覆蓋范圍及改進產品和服務質量等途徑，有效促進經濟增長并提升其質量。學術界關于鄉村振興也開展了諸多研究。在鄉村振興指標構建與測度方面，我國鄉村振興指標主要圍繞產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效和生活富裕5個核心維度，評估方法主要依賴于熵值法，也有學者選擇運用熵權TOPSIS法或將層次分析法與熵權法相結合的方法進行評估。在鄉村振興實施路徑方面，唐任伍［7］研究表明，實現鄉村振興需深化農村體制機制改革，運用科技推進農業現代化，提升效率與競爭力；注入先進文化，建設現代鄉村文明；打破城鄉二元體制，促進融合發展；建立現代鄉村治理體系，提供保障。在鄉村振興影響因素方面，產業作為鄉村振興的基石，加快產城融合步伐并積極培育具有競爭優勢的產業尤為重要［8-10］；人才被視為鄉村振興的第一財富，應引導人力資本流向鄉村，提高人力資本的配置效率，從而有效統籌鄉村振興工作，同時，為了滿足鄉村振興對人才建設的新要求，需采取就地取才、多方聚才及實踐育才等多種方式培養和吸引人才［11-12］；科技是鄉村振興的重要驅動力，應積極發展現代特色農業，加強農業科技創新［13］。由此可見，我國數字產業與鄉村振興領域的研究成果頗為豐富，但目前對于數字產業與鄉村振興間聯系的研究相對較少。李圓圓等［14］從要素流動和吸收能力視角下探析數字經濟發展與鄉村振興；郭朝先和苗雨菲［15］研究了數字經濟促進鄉村產業振興的機理與路徑；李燕凌等［16］開展了數字鄉村與鄉村振興耦合協調發展的時序適配性分析。可見，數字產業與鄉村振興間的具體聯系仍待深入探究。文章選取我國30個省級行政區2010—2021年的面板數據，對其數字產業和鄉村振興質量進行測度；通過實證分析，探索數字產業發展與鄉村振興質量的具體關系，以及數字產業發展對鄉村振興的實際影響效果，揭示二者間的內在聯系；檢驗數字產業發展對鄉村振興質量的間接影響，并分析其異質性以期揭示數字產業對鄉村振興的作用機制，拓寬鄉村振興相關領域的研究成果，探索數字產業發展對鄉村振興質量的影響路徑，為相關政策的制定提供有益參考與借鑒。

1 數字產業發展對鄉村振興質量影響的理論機制與研究假設

1.1 數字產業發展影響鄉村振興質量的直接效應

數字產業發展影響鄉村振興質量的直接效應表現在5個方面。一是通過技術創新和模式創新推動農業生產智能化、精準化、降低成本并提升產量和品質，同時催生新業態以拓寬銷售渠道，優化鄉村產業結構，實現產業興旺；二是為鄉村居民提供更多就業和創業機會，以增加收入及提升生活質量，實現生活富裕；三是促進數字化治理平臺建設，提高治理效率和透明度，為鄉村治理提供科學依據，實現治理有效；四是以數字化方式記錄和保存鄉村文化，增強村民文化自信，推動社會治理現代化，實現鄉風文明；五是利用數字技術進行環境監測和治理，推動鄉村綠色發展，改善農村居民生活環境質量，實現生態宜居。因此，提出假設H1：數字產業發展有助于提升鄉村振興質量。

1.2 數字產業發展對鄉村振興質量影響的間接效應

數字產業發展對鄉村振興質量影響的間接效應體現在技術革新與驅動、資源配置與效率提升、市場拓展與應用深化、人才培養與知識傳播及政策支持與生態構建等多個方面。其中，數字產業作為新興技術的重要載體和應用領域，推動人工智能、大數據和云計算等技術的快速發展，為科技創新提供了強大驅動力；利用技術手段優化資源配置，加速科技成果轉化，拓展科技創新的應用場景，促進了跨界融合和創新發展；數字產業發展可促進高等教育和職業培訓變革，為人才提供廣闊的發展空間和職業機會，同時，實現知識快速傳播與共享。

科技創新對鄉村振興產生的影響體現在以下方面：第一，提升農業生產效率。通過引入先進的農業技術和裝備，如智能化的農業裝備和精準化的農業生產管理系統，使得農業生產更高效、環保和可持續。第二，推動農村產業多元化發展。科技創新不僅作用于農業本身，還能促進農村產業的多元化發展。第三，延長農業產業鏈。科技創新滿足消費者對高品質和綠色健康農產品的需求，通過研發高品質的農產品和提升農產品加工技術，延長農業產業鏈，提高農產品的附加值。第四，促進城鄉融合發展。科技創新通過互聯網、物聯網及大數據與云計算等信息技術手段，加強城鄉間的信息傳遞和資源流動，有助于縮小城鄉差距，改善農民生活質量，助力形成城鄉一體化經濟發展格局。因此，提出假設H2：科技創新是數字產業發展促進鄉村振興質量提升的重要路徑。

2 數據來源、變量解釋及模型構建

2.1 數據來源

結合數據的可獲得性，本研究選取2010—2021年全國30個省、自治區、直轄市（未包含西藏及港澳臺地區）的面板數據（原始數據來源于《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國工業統計年鑒》及國泰安數據庫、EPS數據平臺和csmar數據庫）展開研究。采用插值法對少數地區和年份的缺失數據進行補充。

2.2 變量解釋

2.2.1 被解釋變量：鄉村振興

參考舒泰一等［17］、程莉和文傳浩［18］的研究方法，結合數據的可得性，從產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效和生活富裕5個層面構建鄉村振興綜合評價體系（表1）。因文盲人口/15歲及以上人口數變量與鄉村振興呈負相關，故對該指標進行負向標準化處理，其余變量與鄉村振興呈正相關，進行正向標準化處理。通過客觀熵權法得出鄉村振興質量指數。

2.2.2 核心解釋變量：數字產業

參考何地等［19］的研究方法，結合數據的可得性，從數字產業化和產業數字化2個維度構建數字產業綜合評價體系（表2）。因以上變量均與數字產業呈正相關，故對所有變量進行正向標準化處理。通過客觀熵權法得出數字產業發展指數。

2.2.3 控制變量與中介變量

控制變量選擇：對外開放程度采用貨物進出口總額與美元對人民幣匯率乘積占GDP比重衡量；產業結構水平采用第三產業增加值/地區生產總值衡量；人口結構采用老年人口撫養比的對數衡量；地區發展水平采用人均GDP的對數衡量。中介變量：科技創新參考劉安樂等［20］的研究方法，選用地區公共財政支出中的科技財政支出對數表示。各變量的描述性統計結果見表3。

2.3 模型構建

為檢驗數字產業發展對鄉村振興質量的影響，構建基準回歸模型（1）：Qit=α0+α1DIit+αiXit+μi+νt+εit。公式（1）中，Qit為被解釋變量，表示區域i在時期t的鄉村振興質量；DIit為核心解釋變量，表示區域i在時期t的數字產業發展水平；Xit表示與鄉村振興質量有關的一系列控制變量集合；μi表示個體固定效應（用來控制不隨時間變化但在區域個體層面影響鄉村振興質量卻無法直接測量的因素）；νt表示時間固定效應（用來控制不隨區域個體變化但隨時間變化且對鄉村振興質量產生影響的不可觀測因素）；εit表示隨機擾動項。

參考溫忠麟等［21］的研究方法，引入科技創新水平為中介變量，實證檢驗數字產業在影響鄉村振興質量過程中科技創新是否發揮中介作用。構建模型（2）：SIit=β0+β1DIit+γjXit+μi+νt+εit；模型（3）：γ0+γ1DIit+γ2SIit+γjXit+μi+νt+εit。其中，公式（2）用于數字產業發展水平（DIit）對中介變量（SIit）的檢驗，公式（3）用于數字產業發展水平（DIit）和中介變量（SIit）對鄉村振興質量（Qit）的檢驗。

3 數字產業發展對鄉村振興質量影響的實證檢驗

3.1 數字產業發展對鄉村振興質量的直接影響結果

根據公式（1）對樣本數據進行固定效應回歸，結果見表4。由表4可知，模型1的數字產業發展對鄉村振興質量影響達極顯著水平（P<0.01，下同），回歸系數為2.098；在模型2～模型5中逐步加入控制變量，除數字產業發展對鄉村振興質量影響回歸系數的大小發生變化外，其對鄉村振興質量提升的促進作用達顯著水平（P<0.05，下同）或極顯著水平。說明數字產業發展可有效促進鄉村振興質量提升，與1.1中的H1假設基本一致。

3.2 數字產業發展對鄉村振興質量的影響路徑

在驗證數字產業發展對鄉村振興質量的直接影響后，進一步利用中介效應模型探究間接影響。由表5可知，模型1反映數字產業發展對鄉村振興質量影響的總效應，與表4中的模型5保持一致；模型2和模型3分別對應公式（2）和公式（3），其中，模型2為科技創新對數字產業發展的影響達極顯著水平，回歸系數為3.097，說明科技創新對數字產業發展具有極大的正向促進作用；模型3為數字產業發展與科技創新對鄉村振興質量的影響均達極顯著水平，二者的回歸系數分別為0.373和0.714，說明數字產業發展與科技創新對鄉村振興均具有極大的正向促進作用，且科技創新在數字產業發展促進鄉村振興過程中發揮了一定的中介作用。綜上所述，科技創新是數字產業發展促進鄉村振興質量提升的重要路徑，與1.2中的H2假設一致。

3.3 穩定性檢驗

3.3.1 縮短窗口期檢驗結果

我國于2017年提出鄉村振興戰略，為了避免政策因素影響數字產業發展對鄉村振興質量提升的作用效果，參考劉釩等［22］的研究方法，將測算時間縮短為2010—2017年，并再次根據基準回歸模型進行回歸分析，回歸分析結果見表6的模型1。由表6可知，模型1雖然縮短了測算時間，但數字產業發展對鄉村振興質量提升的影響仍達極顯著水平，回歸系數為0.698，說明回歸結果未受政策因素影響，基準回歸結果穩定。

3.3.2 剔除部分樣本檢驗結果

由于發達地區經濟發展水平高，其數字產業發展水平也相應較高，從而可能放大數字產業發展對鄉村振興質量提升的影響效果，因此，需借鑒郭露等［23］的研究方法，剔除北京、天津、廣東、江蘇、上海和浙江等發達地區后再次進行回歸分析，回歸分析結果見表6的模型2。由表6可知，模型2數字產業發展對鄉村振興質量提升的影響仍達極顯著水平，回歸系數為0.563，說明回歸分析結果未受經濟發達地區影響，基準回歸結果穩定。

3.4 內生性檢驗

上述基準回歸分析結果表明，數字產業發展有助于鄉村振興質量提升，但可能存在反向因果的內生性干擾，即鄉村振興質量高的地區其信息化、數字化和基礎設施建設水平更高，數字產業化和產業數字化更易得到發展進而反向影響數字產業發展。為了克服反向因果的影響，需采用數字產業指數（DI）滯后一期處理結果作為工具變量，弱工具變量檢驗的F取值為311.520，強烈拒絕弱工具變量的原假設，進而使用兩階段最小二乘法對實證結果進行內生性檢驗，結果見表7的模型1。由表7可知，模型1數字產業發展對鄉村振興質量提升的影響達極顯著水平，回歸系數為0.580，而利用工具變量克服內生性問題后，數字產業發展對鄉村振興質量提升的影響仍達極顯著水平，回歸系數為0.655，與3.1中的基準回歸分析結果一致。

數字產業在不同地區的發展存在明顯差異，可能會對鄉村振興質量產生不同影響，需設定時間與省份的交互固定效應，并進行控制。在此基礎上，進行基準回歸分析，結果見表7的模型2。由表7可知，模型2在排除宏觀經濟沖擊的影響后，數字產業發展對鄉村振興質量提升的影響仍達極顯著水平，回歸系數為0.442。綜上所述，即使考慮了內生性問題，數字產業對鄉村振興質量提升的作用仍保持穩健。

3.5 數字產業發展對鄉村振興不同維度的影響

提取鄉村振興的鄉村文明、產業興旺、治理有效、生態宜居和生活富裕5個核心二級指標，應用客觀熵權法計算得到相應的鄉村文明指數、產業興旺指數、治理有效指數、生態宜居指數和生活富裕指數，對這些指數分別進行回歸分析。由表8可知，數字產業發展對鄉村振興5個核心二級指標均具有不同程度的影響。從影響程度來看，數字產業發展對5個核心二級指標均具有不同程度的影響，其中，對生活富裕的影響最大（回歸系數為0.890），其次是鄉村文明、治理有效和生態宜居（回歸系數分別為0.476、0.217和0.158），對產業興旺的影響最小（回歸系數為0.096）。從要素層面來看，對外開放程度對生態宜居具有極顯著的負向影響（回歸系數為-0.096），但對鄉村振興的其他二級指標均具有不同程度的正向影響；產業結構水平僅對鄉村文明產生極顯著的正向影響（回歸系數為0.215），對產業興旺、治理有效、生態宜居和生活富裕雖有正向影響但未達顯著水平（P>0.05，下同）；地區發展水平對5個核心二級指標均具有不同程度的促進作用；人口結構對治理有效、生態宜居和生活富裕具有極顯著或顯著的負向影響，但對鄉村文明和產業興旺的負向影響未達顯著水平。

3.6 異質性檢驗

3.6.1 鄉村振興質量導致的異質性

3.1～3.5中重點分析數字產業發展對鄉村振興質量提升的均值回歸結果，無法揭示數字產業對鄉村振興的影響是否在不同鄉村振興群體中存在差異。因此，需選用分位數回歸方法，對樣本數據進行回歸分析。為了更清晰地展示鄉村振興質量不同分位點上數字產業發展對鄉村振興質量提升的不同影響，需繪制數字產業發展水平在不同分位點上的系數及其95%置信區間結果。從圖1可看出，數字產業發展對不同分位點上的鄉村振興質量提升均表現出顯著促進作用（系數的95%置信區間均大于0）；隨著鄉村振興質量分位點的上升，數字產業發展對鄉村振興質量提升的促進作用呈先下降后上升再下降的非線性變化趨勢。

3.6.2 區域位置不同導致的異質性

我國國土面積遼闊，各地經濟發展水平、資源稟賦和開放程度存在較大差異，對鄉村振興和數字產業發展產生的影響各不相同，因此，需根據地理位置將30個省、自治區、直轄市分為7個區域，分別為華東地區（上海、江蘇、浙江、安徽、江西、山東和福建）、華北地區（北京、天津、山西、河北和內蒙古）、華中地區（河南、湖北和湖南）、華南地區（廣東、廣西和海南）、西南地區（重慶、四川、貴州和云南）、西北地區（陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆）和東北地區（黑龍江、吉林和遼寧），以探究不同區位下數字產業發展對鄉村振興質量提升效果的影響。由表9的異質性分析結果可知，數字產業發展對全國各區域鄉村振興質量提升的促進作用均達極顯著水平，且均為正向影響，但這種促進作用在不同區域間存在明顯差異。其中，華東地區的回歸系數為0.453，華南地區的回歸系數為0.330，西北地區的回歸系數為1.693，華中地區回歸系數為1.014，華北地區的回歸系數為0.321，西南地區的回歸系數為1.145，東北地區的回歸系數為2.147；通過比較發現，相較于經濟較發達的華南和華北地區，數字產業在經濟欠發達的東北地區和西北地區對鄉村振興質量提升的促進作用更明顯。

4 結語

數字產業發展有助于提升鄉村振興質量，科技創新是數字產業發展促進鄉村振興質量提升的重要路徑。其中，數字產業對鄉村振興及其內涵的5個要素均具有不同程度的促進作用；通過中介變量模型分析發現，科技創新是數字產業提升鄉村振興質量的重要中介變量；異質性分析結果表明，數字產業對鄉村振興質量提升的促進作用呈非線性變化趨勢，且數字產業在經濟欠發達地區對鄉村振興質量提升的促進作用更明顯。因此，未來仍需進一步強化數字產業在推進鄉村振興高質量發展中的重要作用，為實現鄉村全面振興目標賦能。建議政府加大對數字產業的財政投入，優先支持農村數字基礎設施建設，如寬帶網絡、5G基站和農村電子商務服務站等，并鼓勵社會資本投入，通過稅收優惠、資金補貼和差異化政策等措施推動農村數字經濟發展，助力鄉村振興。同時，強化科技創新，提升數字技術在農業生產、管理和銷售環節的應用水平，推動農業數字化和智能化轉型，并建立農業科技創新平臺；針對不同區域實施差異化政策，支持經濟欠發達地區數字基礎設施建設及特色產業數字化升級，深化經濟發達地區數字技術與傳統產業融合；加強農村數字產業人才培養與引進，提高農民數字素養和應用能力，并出臺更多有針對性的扶持政策，完善農村電商物流體系、數字金融服務體系和農村職業教育培訓體系等公共服務體系，建立健全監管機制，為數字產業持續健康發展提供全方位支持。

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（責任編輯 思利華）

收稿日期：2024-09-02

基金項目：新鄉市現代農業產業體系項目（RKX2024005）

通訊作者：王可（1977-），男，博士，教授，主要從事區域經濟與鄉村振興研究工作，E-mail：Wang2005ke@126.com

第一作者：彭勃（1998-），男，研究方向為農業經濟，E-mail：2595519830@qq.com