數字經濟對吉林省農村就業的影響研究

摘"要：在數字經濟逐漸成為我國經濟發展的新引擎的當下，農村就業問題面臨新機遇。文章以吉林省為例，探討數字經濟對農村就業的影響。通過收集吉林省農村就業數據，從數字金融、數字消費、數字基建、現代農業和數字銷售五個維度構建吉林農村數字經濟水平評價綜合體系，運用多元線性回歸分析等統計方法，探討了數字經濟發展對吉林省農村就業的影響。研究結果表明，數字經濟的快速發展促進了吉林省農村就業增長，推動了農村新型就業形態的出現，提高了農村勞動力就業率。然而，數字經濟發展也帶來了一些新的挑戰，例如受制于城鄉二元結構、就業總規模無法持續擴大等問題，需要政府和社會各界共同努力解決。

關鍵詞：多元線性回歸分析；數字經濟；吉林省農村就業

中圖分類號：F249.27"""文獻標識碼：A"文章編號：1005-6432（2025）01-0071-06

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2025.01.018

1"引言

近年來，隨著物聯網、區塊鏈等技術以及共享經濟、平臺經濟等經濟模式的出現，我國國內生產總值（GDP）不斷增長，生產力提高，衍生了“數字經濟”這一新時代的熱點話題。

隨著鄉村振興戰略的逐步推進，相較于傳統的產業經濟，數字經濟對農村就業的影響在深度與廣度方面具有巨大優勢。從深度上來看，質量優化不可忽略：數字經濟發展帶動了就業質量提升——不僅促進整體生產效率提升，而且有利于經濟增長、整體就業環境改善［1］；從廣度上來看，數字經濟發展在帶動就業增長的同時，也使就業結構發生變化：一方面，數字技術發展使就業技能結構發生改變，在低技能工作者需求減少的同時，對高技能工作者需求增加［2］；另一方面，產業就業結構發生改變，在數字經濟的引領下產業結構和就業結構不斷變動優化。

隨著我國經濟數字化轉型加快和數字經濟時代新技術的不斷涌現，數據成了新的生產要素［3］。數據作為新型生產要素，已快速融入生產、消費和社會服務管理等各環節，深刻改變著生產方式、生活方式和社會治理方式。因此，文章以吉林省為例，通過對數字經濟發展與農村就業變化之間關系的深入分析和探討，論述數字經濟發展對農村就業的影響，旨在為我國農村就業政策制定提供參考依據。

目前有關數字經濟對農村就業有積極影響的研究主要集中在兩方面：一是數字經濟為農村就業提供新機遇，二是數字經濟為農村提供良好的外部就業環境。

就數字經濟為農村就業水平提供新機遇的內部視角來看，數字經濟為農村居民提供了良好的就業機會，并起到了一定的引領和幫扶作用［4］，促進了就業質量的提高［5］。值得注意的是，這種就業環境不僅包括就業崗位，還有提高農村存量人口人力資本，推動勞動力整體質量升級［6］。一方面，數字經濟在當今政策引領下全面形成的數字產業化、產業數字化、數據價值化與數字化治理“四化”體系為現階段農村經濟社會帶來了全新變革，誕生了大量新就業崗位［7］，促進了新型城鎮化［8］，但在形成大量崗位空缺的同時，數字經濟帶來的信息技術也會在一定程度上提高農村勞動力的數字素養和技術能力［9］；另一方面，數字產業更趨向于高素質、專業化人才，即減少了對低學歷勞動力的需求，增加了對高學歷勞動力的需求［10］，而這種需求將在一定程度上吸納更多高水平人才進入農村就業，從而提高農村就業水平［11］。

就數字經濟為農村提供良好就業環境的外部視角來看，研究主要集中于宏觀經濟環境［12-13］與資金供給側方面的模式化創新［14］，為農村居民創造了良好的就業環境。在第一產業，這種創新以“互聯網＋”平臺為依托的農業產業鏈和云計算為依托的多位一體智慧農業模式為主［15］。供給側結構性改革提出后，中國迎來了產業改革的機遇期，政府在“三農”領域的數字經濟基礎設施建設、人才發展和財政資金等方面上大力投入，為實現數字經濟和農業農村經濟的融合發展奠定了良好的基礎［16］。

在內外部共同作用下，數字經濟實現了對農村就業的引領作用，其中最為成功的案例就是數字經濟背景下農村電商的發展。通過電子商務渠道，農產品減少了商品流通環節，提高了交易效率，有效降低了農民的生產成本［17］。除此之外，農村中小企業充分利用地形特征，借助電子商務平臺成功突破門店與線下銷售的限制，擴大銷售輻射范圍，進而促進了收入增長［18］。同時，農村電商平臺一定程度上降低了創業就業的門檻，使創業者在政策的激勵下借助互聯網電商平臺解決了自身就業問題［19］。

目前有關數字經濟與農村就業關系的成果豐富，為文章的研究提供了寶貴的經驗借鑒，但有關數字經濟影響農村就業的定量測度尚不多見。文章借鑒我國數字鄉村發展水平評價指標體系［20］及相關研究［21］，嘗試創新性構建吉林農村數字經濟水平綜合評價體系，并實證檢驗數字經濟發展對吉林省農村就業的影響，能夠為解決數字經濟背景下的吉林省農村就業問題提供新思路，為相關研究提供地方經驗。

2"吉林省農村就業和數字經濟現狀分析

2.1"吉林省農村就業概況

根據吉林省統計局公布的數據［22］，截至2021年年末，吉林省總人口為2375.37萬人，其中鄉村常住人口占總人口比重為36.64%，全年全省城鎮新增就業27.07萬人，城鎮失業人員實現再就業約7.82萬人，并且，農村常住居民人均可支配收入較2020年增長9.8%，處于全國領先水平（全國平均"6.6%），其中工資性收入對農民收入增長的貢獻率較去年同比增長15.8%。據統計，自2021年以來，吉林省累計為農民工返鄉創業發放擔保貸款13.98億元。當地政府先后制定出臺關于支持農民工等人員返鄉創業的實施意見（如《吉林省人民政府關于印發推動大眾創業萬眾創新再升級若干政策舉措的通知》）等多個專項政策文件，為農民工返鄉創業提供政策支撐［23］。

如圖"1所示，從2005年到2016年，農村就業率穩定在55%左右，表明在這段時間內，農村就業人數較為穩定。然而，從2016年開始，就業率開始飛速上升，并在2021年達到最高點82%，并保持在一個相對較高的水平。

圖1"2005—2021年吉林省農村就業率

數據來源：吉林省統計局。

在整個時間段內，農村就業率呈現出較大的波動。特別是在2016年至2022年，農村就業率出現了明顯的上升。

然而，就現實情況來看，在吉林省新農村建設進程中，高層次人才農村就業規模相對較小且形式單一，主要以大學生村官和特崗教師為主［24］。因此，政府更應該優化吉林省高層次人才農村就業結構，并重新考量政策的制定、宣傳與評估，結合吉林省鄉村發展規劃，引進對口人才［25］。除此之外，政府更應該抓住時代機遇充分發揮當下技術優勢，助力鄉村振興。

2.2"吉林省數字經濟發展現狀

從2016年至今，吉林省政府在數字經濟方面出臺了大量政策文件，進一步推進了數字賦能。2018年7月，吉林省政府提出建設“數字吉林”，同時推進數字化治理“四化”體系，并在省、市、縣三級均組建了政務服務和數字化建設管理局［26］；截至2022年5月，全省已建成數據中心81個，總機架數20207架，已使用機架數14294架；截至2022年7月底，吉林省大數據中心和數字政務基礎設施入庫項目122個，計劃總投資245.28億元，2022年計劃投資31.33億元，已完成投資5.53億元；2023年5月，長春市政數局牽頭投建的長春算力中心上線試運行，為吉林省提供了大規模高性能計算設施應用的支持，并且全省已建成5G基站3.4萬個。

隨著數字經濟重塑社會生產各方面［27］，吉林省依托"“吉林祥云”大數據平臺，建成了標準規范統一的數據共享交換體系，可共享數據資源達到兩百億級，數字政府建設成效明顯，數字經濟活力加速釋放，然而同時也要看到，吉林省的數字經濟還處于初級階段，發展潛力巨大但仍需深度推動發展。

2.3"吉林省農村數字經濟發展水平測度

2.3.1"吉林省農村數字經濟水平評價綜合體系建立和指標選取

從數字金融、數字消費、數字基建、現代農業和數字銷售五個維度，構建吉林農村數字經濟水平評價綜合體系，具體解釋說明如下。

第一，數字金融。該維度主要選取指標北京大學數字普惠金融指數。普惠金融意在以可負擔的成本為有金融服務需求的社會各階層和群體提供適當有效的金融服務，而農村金融當下正受到數字金融發展的影響［28］。

第二，數字消費。該維度主要選取指標農村居民數字消費比重。居民消費的增長受數字金融和數字經濟的影響，從而有助于經濟增長，是農村數字經濟的體現［29］。

第三，數字基建。該維度主要選取指標農村寬帶接入用戶。農村寬帶接入情況是數字經濟參與的前提基礎［30］。

第四，現代農業。該維度主要選取指標農業機械總動力。數字經濟的發展為農業現代化提供了新契機，農業中數字經濟的應用能夠優化農業結構、融合一二三產業和促進數字鄉村水平提升［31］。

第五，數字銷售。該維度主要選取指標農產品網絡銷售額比重。利用互聯網購物平臺拓寬農產品銷售渠道能夠有效地推動“鄉村全面振興”戰略的實施及當地的數字經濟發展［32］。

2.3.2"吉林省農村數字經濟發展水平綜合測評及方法選擇

文章選取熵值法對吉林省農村數字經濟發展水平進行綜合測評。該方法按照各個指標的變異程度進行賦權，變異程度越大，重要程度越高，權重越大。基于熵值法的權重測算過程如下。

第一步：采用極差標準化方法對指標體系內各個原始指標數據進行標準化處理，其公式為：

Xij=Xij－min（Xij）max（Xij）－min（Xij）

（i=1，"2，"3，"…;"j=1，"2，"3，"…）

第二步：計算第i個指標值在第j項指標下所占的比重Pij為：

Pij=Xij∑mi=1Xij（i=1，"2，"3，"…，"m;"j=1，"2，"3，"…，"n）

第三步：計算第j項指標的熵值ej為：

ej=1lnm∑mi=1（pijlnpij），"ej∈（0，"1）

第四步：計算第j項指標的變異系數gj為：

gj=1－ej

第五步：第j項指標權重Wj為：

Wj=gj∑nj=1gj

第六步：第i個評價對象的綜合評分Zj為：

Zj=∑nj=1Wj·Xij

在第六步中，Xij為數字經濟指標體系中各項指標的原始數據，Wj為通過熵值法所賦予的各個指標的權重，顯然，Zj值越大，樣本的效果越好，也表明吉林省農村數字經濟發展水平越高。

因此，基于上述熵值系數方法，文章測算了各項指標相應的綜合得分。由于2005—2010年數字經濟發展較弱，部分指標沒有明確數據，因此文章將其計為0以便后續計算。農村數字經濟評價體系與指標綜合得分見表1。

3"實證分析

3.1"模型設定與變量選取

根據前文所述，數字經濟發展可能會影響農村就業，這里以吉林省整體作為研究對象。以2005—2022年的數據為基礎，設定面板模型如下：

ERt=α+β1DEt+β2Controlt

式中，ERt代表農村就業率，為被解釋變量，是吉林省農村就業人數與吉林省農村人口之比，采用相對比例法測算。α和β分別為各解釋變量的系數。

DE代表數字經濟發展水平變量組，是核心解釋變量。參考我國數字鄉村發展水平評價指標體系［20］及相關研究［21］指標，該變量維度的構建選取了數字金融、數字消費、數字基建、現代農業和數字銷售五個指標。根據每個維度指標構建，具體指標選取分別為北京大學數字普惠金融指數、農村居民數字消費比重、農村寬帶接入用戶、農業機械總動力、農產品網絡銷售額（數據來源為國家統計局和EPS全球統計數據分析平臺），并通過熵值系數方法確定了吉林省農村數字經濟評價體系綜合得分。

Control表示控制變量，如表2所示，文章采用地區生產總值（GDP）、城鎮化率（UR）及居民消費價格指數（CPI）作為控制變量，GDP反映了區域內一定時期（一年）內生產活動的最終成果，在文章背景下，GDP反映了吉林省宏觀發展水平；因為文章涉及分析農村居民就業情況，因此選取指標城鎮化率（UR）、居民消費價格指數（CPI）主要反映城市化程度和價格服務波動情況。除農村數字經濟水平外，其余變量均進行對數處理。

表2展示了吉林省農村就業率影響因素識別流程的變量設定及其變量符號與量綱，其中，控制變量是從區域經濟情況、地區發展水平與通貨膨脹三個角度進行變量選取以緩解遺漏關鍵變量可能導致的估計結果偏誤。

3.2"數據的描述性統計

文章計算了指標數據的典型數理統計指標，詳細信息見表3。

農村就業率（ER）平均值和中位數較接近，說明數據整體趨于對稱；標準差適中，說明就業率在不同地區或時間點存在一定的波動；偏度接近零，表明數據分布對稱；負峰度則表示數據分布較平坦。

數字經濟發展水平（DE）的平均值和中位數差異較大，但略顯左偏分布，表明可能存在一些偏離平均水平的情況；地區生產總值（GDP）的平均值和中位數相近，各地區的經濟總量相對穩定，標準差較小，說明GDP在不同地區間的波動較小；城鎮化率（UR）的平均值和中位數較接近，表明數據分布較為集中，標準差較小，說明不同地區的城鎮化率差異不大；居民消費價格指數（CPI）的平均值和中位數差異較小，表明數據分布較為集中，標準差較小，說明CPI在不同地區間的波動較小，正偏度表示數據明顯右偏，有較多高于平均值的極端值，可能存在一些地區或時間點的物價上漲明顯的現象，這影響到了居民的生活水平和就業狀況。

通過以上描述性統計分析，對于吉林省農村就業率及數字經濟發展水平的基本情況有了初步的了解，這為后續的研究提供了重要的數據基礎。

3.3"平穩性檢驗

在時間序列數據中，存在單位根會導致“偽回歸”，回歸參數量化前必須對各變量進行單位根檢驗以保證數據平穩。考慮到數據量綱差異，文章對除農村數字經濟水平外的其余4項指標均進行對數化轉換，進而進行ADF單位根檢驗（見表4）。基于原始序列的檢驗結果顯示除地區生產總值（GDP）和居民消費價格指數（CPI）外的各項指標檢驗統計值均未通過10%水平顯著性檢驗；對各變量進行一階差分，差分后檢驗結果均顯著支持序列數據不再存在單位根問題。

正式回歸前，文章使用皮爾遜相關系數測算變量間兩兩相關系數以實現對作用關系類型的初步判斷。表5的農村就業率（lnER）對應列結果中，農村數字經濟水平（DE）、居民消費價格指數（CPI）和城鎮化率（UR）相應的相關系數均為正值，居民消費價格指數則為負值，這一結果表明農村數字經濟水平和城鎮化率對農村就業率的潛在影響可能為正向，居民消費價格指數對農村就業率則可能發揮負面影響。

3.4"相關性檢驗

基于最小二乘回歸，文章使用方差膨脹因子（VIF）指標測算了解釋變量的多重共線性結果（見表6）。結果顯示，VIF值最高的變量與平均值均低于5，遠低于嚴重共線性存在的判定門檻值（10），因此，文章所得實證結果相對可靠。

3.5"實證結果分析

表7展示了基于最小二乘回歸的多元回歸結果參數。擬合優度R2值為0.861，這表明文章構建的影響因素識別框架能夠對農村就業率86.1%的信息進行解釋，解釋度較高。關注回歸參數，農村數字經濟水平對應的系數為0.2595并通過5%水平顯著性檢驗，這表明農村數字經濟水平的提高能夠有效拉動農村就業率。具體而言，農村數字經濟水平每提高1個單位，農村就業比率平均提高0.2595個單位。數字經濟發揮就業替代效應的同時創造了大量新的就業崗位，這一過程可以通過優化產業結構來實現。數字經濟短期內對傳統就業造成壓力，但長期來看會為高就業提供良好契機。

對于控制變量，地區生產總值對應的系數為-0.2919并通過1%水平顯著性檢驗，這表明地區生產總值的提高對農村就業率的提升存在顯著阻礙效應。具體而言，地區生產總值水平每提高1個單位，農村就業率平均下降0.2919個單位。這一結果表明吉林的經濟增長與農村就業增長存在不同步性，首先，城鄉二元結構影響了就業總規模的擴大；其次，經濟結構的升級和資本有機構成的提高使得二、三產業的發展對農村勞動力產生了虹吸效應——隨著工業和服務業的快速發展，更多的就業機會和更高的薪資水平吸引了大量農村勞動力從農業部門轉移到工業和服務業部門，城市化進程加快，農村人口向城市遷移的速度加快，與此同時，城市提供了更好的就業機會和生活條件，吸引了農村人口離開農業生產；此外，農業機械化和技術進步提高了農業生產效率，減少了對人力的需求，雖然農業產量增加，但農村就業機會卻減少了，迫使部分農村勞動力轉向二、三產業。城鎮化率和居民消費價格指數對農村就業率存在一定影響但并不具備統計學意義顯著性，兩者的回歸系數分別為1.3442和1.4331，即城鎮化率和居民消費價格指數對農村就業率的影響皆為正向。

綜合以上討論，文章基于實證分析識別所得吉林省農村就業率影響方程如下：

lnERt=－3.7080+0.2595DEt－0.2919lnGDPt+1.3442lnURt+1.4331lnCPIt

4"結論與政策建議

基于以上多元回歸結果分析可知以下兩點。其一，農村數字經濟水平的提高能夠有效拉動農村就業率，雖然數字經濟引發了就業替代效應，但也創造了大量新的就業崗位；其二，吉林的經濟增長與農村就業增長存在不同步性，城鄉二元結構影響了就業總規模的擴大——農村地區的經濟增長并不像城市那樣迅速，農村經濟發展相對滯后、產業結構單一、農村勞動力過剩、勞動力素質較低等問題仍然存在。由于資源和資金向城市傾斜的趨勢，農村地區的就業機會較少，導致了很多農村勞動力無法在農村找到合適的工作。

雖然農村數字經濟能夠有效拉動農村就業率，但在現實中仍受到一定因素制約。因此，吉林省農村就業問題還需政府引導，企業和就業者積極參與解決。

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