农村宽带普及如何影响乡村高质量发展：理论机制与经验辨识

张 俊

(安徽财经大学 经济学院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言与相关文献综述

当前，我国已进入到高质量发展的新时代，然而乡村发展不平衡不充分问题仍然突出。推进乡村高质量发展既是实施乡村振兴战略的重要内容，也是破解“三农”问题和落实新发展理念的必然要求。《乡村振兴战略规划(2018—2022年)》指出乡村发展处于大变革、大转型的关键时期，推动乡村振兴必须按照高质量发展的要求，加快推进农业供给侧结构性改革。2020年中央一号文件进一步提出要把握新一代信息技术革命机遇，加快补齐“三农”领域突出短板，推进农业高质量发展。因此，在我国乡村转变发展方式和增长动力的政策背景下，如何利用新一代信息技术推动农业农村数字化转型、实现乡村高质量发展，是实施乡村振兴战略必须解决的理论和实践命题。

宽带作为新一代信息技术向乡村扩散的重要载体，加快农村宽带普及已经成为新时代强农惠农的政策目标。2009年工信部首次提出了宽带下乡计划，2013年《“宽带中国”战略及实施方案的通知》提出了宽带乡村的建设目标。此后，《组织实施“宽带乡村”试点工程(一期)的通知》《国务院办公厅关于加快高速宽带网络建设推进网络提速降费的指导意见》《国务院办公厅关于促进农村电子商务加快发展的指导意见》《“互联网+”现代农业三年行动实施方案》《“十三五”国家信息化方案》以及《网络扶贫行动计划》等一系列文件要求加大对农村宽带建设的政策支持和财政投入力度，完善农村及偏远地区宽带服务补偿机制，实施宽带“村村通”和“户户通”工程，提高农村宽带普及率。《数字乡村发展战略纲要》和《数字农业农村发展规划(2019—2025年)》要求持续提升农村宽带普及率和互联网普及率，加快乡村基础设施数字化转型，以数字乡村建设带动和提升乡村发展质量，为实现乡村全面振兴提供有力支撑。得益于宽带乡村建设，我国农村宽带普及快速提升，2019年底通光纤和4G的行政村超过98%，通宽带的贫困村达到99%，农村宽带用户达到1.35亿户(1)资料来源：中国互联网络信息中心(CNNIC)发布的第45次《中国互联网络发展状况统计报告》，经作者整理。。随之而来的是淘宝村、网红村纷纷涌现，农村电商和数字农业方兴未艾，激发了农村发展活力。然而，宽带下乡也面临一些挑战，如农村非网民比例较高，宽带使用效率低下，宽带使用存在娱乐化和低俗化现象，以及城乡之间的互联网红利差距明显等(邱泽奇 等，2016；谢俊贵，2018)，这些挑战引发了宽带下乡不利于乡村发展的担忧。那么，农村宽带普及究竟是助推了乡村高质量发展，抑或是抑制了乡村高质量发展？又是通过何种机制对乡村高质量发展产生影响？遗憾的是，鲜有文献从理论和实证角度回答这一问题。为此，本文在阐释农村宽带普及对乡村高质量发展影响机理的基础上，进一步检验农村宽带普及对乡村高质量发展的影响效应及其作用机制，并提出相应的政策建议。

伴随信息通信技术(ICT)的快速发展，宽带作为国家战略性公共基础设施，是承载新一代信息技术应用的重要载体，宽带建设的重要性不言而喻。近年来，世界各国政府纷纷出台国家宽带战略，推动宽带普及。在此背景下，宽带建设与经济增长之间的关系成为学术界关注的热点，结论并未一致。Koutroumpis(2009)认为宽带是一种兼具资本投入和通用技术渗透的新型基础设施，宽带建设与个体投资存在互补效应，宽带普及有助于新知识和新技术传播与扩散，提高全要素生产率，对经济增长具有显著促进作用。Czernich et al．(2011)的研究表明宽带普及率增加10%，人均GDP增长0.9%～1.5%，并且宽带普及加快了新一代移动技术的应用，推动了经济的长期增长(Castaldo et al．，2018)。我国宽带起步较晚，但在宽带中国和网络强国战略的推动下，宽带建设步伐加快。韩宝国等(2014)认为宽带引入和渗透对我国经济增长起到了显著的推动作用，宽带普及率每增长10%能够带动人均GDP增长0.19%。冯永晟等(2014)发现宽带普及存在网络溢出效应，宽带普及每增长10%能够推动经济增长2.1%，但宽带普及的经济增长效应存在省际差异。囿于数据可得性，韩宝国等(2014)、冯永晟等(2014)的研究存在大量宽带普及率为0的研究样本，研究结论缺乏稳健性。然而，也有学者认为宽带普及与经济增长之间存在非线性关系。例如，Koutroumpis(2009)发现宽带普及的经济增长效应并非一直显著，只有宽带普及率达到30%后才具有显著的经济增长效应。在宽带速度低于15Mbps时，宽带普及不会带来显著的经济增长(Ford，2018)。Mayer et al．(2020)发现宽带普及率较低时才产生经济增长效应，宽带普及与宽带速度的交互性对经济增长的影响不显著，宽带普及与经济增长之间呈现倒“U”形关系，存在潜在的饱和效应。

但乡村宽带建设对经济增长影响的研究相对较少，结论存在差异。一种观点认为乡村宽带建设有助于促进农户增收和创业。例如，Whitacre et al．(2014)认为宽带乡村建设缩小了城乡之间的接入鸿沟，促进了农村经济增长和农户增收，更高层次的宽带使用对农户收入影响更大。邱泽奇等(2016)认为宽带建设扩大了接入设施的覆盖面，加之智能手机和平板电脑的便利化，对农民增收具有显著提升作用，但区域之间、城乡之间和农户之间存在互联网红利差异。高彦彦(2018)以淘宝村为案例，认为宽带建设推进了互联网信息技术在乡村的扩散，给乡村社会带来新知识、新思想和新技术，激发了农户创业热情。田勇等(2019)发现互联网进村带动了农户创业，显著降低了农村贫困的发生率。王剑程等(2020)发现宽带乡村建设降低了农户的信息搜寻成本，创业概率显著上升4.8%。另一种观点认为乡村宽带建设难度大、人口居住分散以及需求意愿不足，不宜高估宽带建设对经济增长的贡献。例如，Galloway (2007)认为农村缺乏规模经济和需求集中，宽带接入并未显著促进乡村经济发展。农村宽带建设投入大，运营商供给成本高，对经济增长的影响并不显著( Townsend et al．，2013)。在缺乏成长性和多元化的乡村，宽带建设并不能显著扩大就业(Conley et al．，2016)。农户规模和人力资本的空间分布不均，宽带建设可能扩大农村区域之间的经济差距(Jones et al．，2019)。一旦引入计算机作为上网方式，互联网使用对农民收入没有显著影响(谭燕芝 等，2017)。Galperin et al．(2017)认为贫困地区农户对互联网技术的利用能力低下，宽带建设对农户增收具有局限性，收益回报是不确定的。

上述文献梳理发现，现有文献存在两点不足：第一，宽带建设与经济增长方面的研究相对较多，鲜有文献从综合层面考察农村宽带普及对乡村发展的影响。在宽带发展实践中，城乡宽带普及差距明显，2010—2019年，我国城乡家庭宽带用户差距从7487.8万户增加到17928万户。因此，采用总量宽带普及并不能真实反映农村宽带普及对乡村经济的异质性影响。此外，农村宽带普及带来了乡村生产生活生态方式的深度变革，对乡村发展产生了全方位影响，从单一经济层面的考察可能失之偏颇。第二，宽带普及影响经济增长的具体机制不够清晰(Salemink et al．，2017)，大多数研究缺乏稳健性检验。除了结论上的分歧外，现有文献主要采用电信基础设施投资、电话渗透率或者有线电视渗透率作为宽带普及的衡量指标，存在衡量偏误问题(Mayer et al．，2020)。少数采用宽带渗透率的研究存在较多宽带渗透率为0的样本，OLS回归并不能完全反映总体的实际特征，存在模型选择偏差。为此，本文将从以下两方面加以改进：第一，从理论和实证维度考察农村宽带普及对乡村高质量发展的影响，同时从乡村经济发展、社会发展、绿色发展、文化发展、治理有效以及城乡融合发展等方面综合衡量乡村高质量发展水平，为理解乡村高质量发展的重要驱动因素提供新视角。第二，阐释农村宽带普及如何通过分工深化以及人力资本积累影响乡村高质量发展的机制，丰富农村宽带普及影响乡村发展的渠道研究。此外，以地形复杂度作为农村宽带普及的工具变量，采用工具变量法克服可能存在的内生性问题，使结论更为稳健。需要说明的是，囿于农村家庭宽带用户数据的可获得性(2)通过对各省统计年鉴以及中国通信年鉴的检索，只能获得2011年以来农村家庭宽带用户的统计数据。，本文采用2011—2017年省际面板数据考察农村宽带普及对乡村高质量发展的影响效应。

二、理论分析和研究命题

尽管我国1999年才拥有家庭固定宽带用户，但在宽带中国和宽带乡村战略的推动下，农村宽带普及取得了长足进步。2010—2019年，家庭宽带用户规模从1.24亿户上升到4.49亿户，农村宽带用户占比从20%上升到30%。农村宽带普及进一步缩小了城乡之间的接入鸿沟，加快了互联网通用技术在乡村的扩散。具体来说：一是宽带普及使农户摆脱信息孤岛，利用互联网技术降低生产经营决策的信息搜寻成本，降低农业生产和管理成本，创新农业生产方式，向精准农业和智慧农业转变，提升农业生产效率。家庭宽带可以帮助农户创建和发展家庭农场，成为新兴市场主体(王剑程 等，2020)，利用短视频、直播带货等形式推介家庭产品。与此同时，农村宽带普及率上升，才能更好打造各类互联网涉农平台，培育农村特色、渠道和品牌，推动农村产品供给、农村物流与市场对接，拓宽农村产业链，实现农村一二三产业融合与升级，从而带动乡村经济发展。二是宽带普及降低了农户表达公共需求的成本，扩大了农户表达公共需求的渠道，提升了乡村社会性公共品供给水平和供给效率。同时，有利于矫正农村信息传递的滞后和失真，使农户能够随时了解各项惠农政策、农村集体资源和公共事务，激发农户参与乡村社会事务的积极性，促进村务公开、政务公开和党务公开，有助于化解乡村矛盾纠纷，形成和谐融洽的乡村生产关系，增加农户幸福感和获得感，带动乡村社会发展。三是宽带普及打破了乡村资源的时空限制，使乡村生态产品、生态环境和乡土文化成为农户增收的重要资源，引导农户认识和发挥乡村生态优势及乡土文化的独特性，形成绿色生态、文明健康的智慧化生产生活方式。不断激励农户采用绿色生态的生产技术，加大绿色要素投入，自觉实现生产规范化和标准化，发展循环农业、生态农业和绿色农业，重视环境卫生和村容村貌，自觉保护乡村生态与乡土文化，从而提高乡村绿色发展和文化发展水平。四是宽带普及带来乡村基础设施和公共服务的不断完善，加快了互联网与“三农”的融合，创造了超额利润空间，不仅有利于乡村新型经营主体的壮大，而且有利于激发农民企业家返乡创新创业的热情(高彦彦，2018)，引导社会力量和社会资本投向乡村，从而推动城乡融合发展。基于上述分析，提出：

研究命题1：农村宽带普及对乡村高质量发展产生助推效应。

农村宽带普及不仅带来互联网技术的扩散，提高市场供需信息透明度和匹配度，而且通过网络外部性集聚农户分散的个性化供给和个性化需求，为乡村分工深化提供了斯密式增长动力。通过分工深化，农村宽带普及一方面可以使农户生产融入城市分工和国际分工体系，获得更多的高质量要素投入，扩展乡村生产可能性边界，推动乡村经济增长(Whitacre et al．，2014；Castaldo et al．，2018)。另一方面，可以引致市场性交易成本、管理型交易成本以及制度性交易成本曲线下移，推动农户、新型经营主体与新型集体经济组织之间的竞争与合作，有利于乡村生产、经营以及治理模式的创新，为乡村高质量发展提供新业态和新动能(韩宝国 等，2014；高彦彦，2018；Castaldo et al．，2018；王剑程 等，2020)。由此推断，分工深化是影响乡村高质量发展的重要机制。鉴于上述分析，提出：

研究命题2：农村宽带普及通过分工深化机制来提振乡村高质量发展。

家庭宽带普及促进了不同空间大规模数据的快速交换，降低了信息扩散和知识传播成本，有助于提升乡村人力资本。宽带互联网一方面为农户提供更多的信息和知识分享资源，使农户根据自身经验和认知能力处理知识信息，开展自我培训和干中学，壮大高素质农民队伍，为实施乡村振兴提供中坚力量。另一方面，吸引具有新思想、新理念、新知识和新技能的“新农人”参与乡村建设，使其成为乡村社会创新的实施主体(高彦彦，2018)。人力资本积累是实现乡村高质量发展的重要条件，通过乡村人力资本积累，农村宽带普及可以加快涉农新技术的推广应用进程，实现农村经济的内生性增长。随着乡村人力资本水平的不断上升，农村宽带普及可以实现知识信息分布式处理(distributed processing)带来的价值倍增效应，不仅有利于农户发挥乡村建设的主体性，参与乡村创新创业，提升脱贫增收质量(田勇 等，2019；王剑程 等，2020)，而且有利于培育农户参与乡村经济发展、乡村公共产品供给、乡村文化建设、乡村生态保护以及乡村环境整治的治理理性，促进乡村全面振兴。据此，提出：

研究命题3：农村宽带普及通过人力资本积累机制促进乡村高质量发展。

三、研究设计

(一)模型设定

为检验农村宽带普及对乡村高质量发展的影响机理，本文构建如下基准模型：

developit=β0+β1broadit+ρcontrolit+λi+ηt+εit

(1)

其中，i代表地区，t代表年份，developit表示乡村高质量发展水平，核心解释变量broadit表示农村宽带普及率。若β1为正，则表明农村宽带普及对乡村高质量发展产生助推效应，反之则意味着农村宽带普及对乡村高质量发展存在抑制效应。controlit表述一系列控制变量。λi和ηt分别为地区和时间固定效应，用于控制地区和时间层面不可观测因素的干扰。

(二)变量说明

1.被解释变量

高质量发展是新时代乡村振兴的应然命题。根据新发展理念和乡村振兴战略，乡村高质量发展是乡村经济发展、社会发展、绿色发展、文化发展、治理有效以及城乡融合发展的综合体现。本文采用农村发展指数衡量乡村高质量发展，该指数包括5个维度、14个二级指标和25个三级指标。5个维度分别是经济发展、社会发展、生活水平、生态环境和城乡融合(韩磊 等，2019)，其中，乡村经济水平、经济结构、农业现代化、生活消费与乡村经济发展相对应，乡村卫生医疗、社会保障和生活设施条件与乡村社会发展相对应，农业生产环境和农村生活环境与乡村绿色发展相对应，乡村文化教育与乡村文化发展相对应，村庄选举登记选民投票率与乡村治理有效相对应，城乡经济融合、社会融合与生活水平融合与城乡融合发展相对应。因此，该指数能够刻画各地乡村高质量发展水平。

2.解释变量

借鉴现有研究(冯永晟 等，2014；韩宝国 等，2014)，采用农村家庭固定宽带数量与农村常住人口之比来衡量农村宽带普及水平，以broad表征。考虑到农村宽带普及的不同衡量方法，在稳健性检验中采用如下指标：(1)农村宽带渗透率，以农村家庭固定宽带数量与乡村户数之比来衡量，用bpen表示。由于2012年以后国家统计局不再要求各省上报乡村户数统计结果，导致2012年以后部分省份间断缺失乡村户数数据，而《中国人口和就业统计年鉴》提供的各地乡村户数是全国1%人口抽样调查数据，不能作为各省乡村户数的统计。因此，为保证数据完整性，对间断缺失数据采用线性插值法补齐。(2)农村家庭固定宽带拥有量，用fbroad表示。(3)农村家庭家用电脑普及率(考虑到农村家庭安装固定宽带需要上网终端设备)，即每百户家用电脑拥有量，以hcom表示。

3.控制变量

根据现有研究(Whitacre et al．，2014；韩宝国 等，2014；叶初升 等，2018；Castaldo et al．，2018)，本文选取的控制变量包括农村投资、城市化、财政支农、经济增长以及对外开放度。其中：农村投资采用各地农村固定资产投资占社会固定资产投资的比重来衡量，用inv表示；城市化采用各地城镇常住人口占总人口的比重来衡量，用urb表示；财政支农以各地农林水事务支出占财政总支出之比来衡量，用fd表示；经济增长以各地人均GDP来衡量，用grow表示；对外开放度以进出口贸易总额占GDP的比重来衡量，用open表示。

4.机制变量

机制变量包括农村分工深化和农村人力资本积累。就现有研究来看，农村分工深化尚未形成一致的测度指标，农村分工包括产品分工、产业分工、劳动分工、金融分工以及组织分工等，单一指标难以全面刻画农村分工深化程度，如以农村消费品零售总额占社会消费品零售总额之比、农村消费品零售总额占GDP之比、农村基础设施投入占社会基础设施投入之比。因此，本文采用王小鲁等(2019)编制的市场化指数来衡量，用rdv表示。此外，农村人力资本采用Jorgenson-Fraumeni(J-F)终生收入法进行测算，以农村人均人力资本存量来衡量，用rhc表示。

(三)数据来源与描述性统计

乡村高质量发展来自于中国社科院农村发展研究所编制的农村发展指数，该指数以2011年为基准年，采用极值法处理指标和均权法确定指标权重。由于西藏指标缺失较多，没有纳入研究范围。乡村高质量发展水平的变动趋势以及核密度估计如图1所示。

图1 2011—2017年乡村高质量发展水平的变动

左图表明，2011—2017年乡村发展水平从0.51上升到0.71，呈现稳定增长趋势；从区域层面来看，东部、中部和西部乡村发展水平分别从0.61、0.49、0.41上升到0.84、0.68、0.60，区域差距有所扩大。右图是乡村发展水平的核密度估计，从2011年、2013年、2015年和2017年的核密度曲线形状来看，位置不断向右平移，表明乡村发展水平稳步上升；从峰度来看，2011年呈现尖峰拖尾特征，2013年呈现宽峰拖尾分布，表明乡村发展水平的区域差距有所扩大。2015年呈现双峰分布，其中左峰具有尖峰分布特征，表明地区之间存在追赶效应，乡村发展水平的区域差距有所缩小。2017年又呈现宽峰拖尾分布，意味着乡村发展水平的区域差距仍然呈现扩大趋势。

囿于数据可得性，上海市只有2015年的农村家庭固定宽带接入用户统计数据，缺失其他年份数据，因此，最终样本是除港澳台之外的29个省(市、自治区)。农村家庭固定宽带用户的数据来源于历年《中国统计年鉴》，农村分工深化的数据来自wind数据库，农村人力资本积累数据来自中国人力资本与劳动经济研究中心发布的《中国人力资本报告2019》。其他变量数据主要来源于历年《中国统计年鉴》《中国财政年鉴》以及各省统计年鉴。除比例类变量之外，其他变量均以2011年CPI为基期进行了平减。同时，为保证变量的平稳性，本文对所有变量进行了对数化处理。表1报告了所有变量的描述性统计分析结果。

表1 描述性统计

四、实证分析

(一)基准估计

根据hausman检验结果，选择双向固定效应模型，表2报告了基准估计结果。其中，第(1)列是乡村发展对农村宽带普及的单变量回归，回归系数显著为正。在第(1)列的基础上，第(2)列加入农村宽带普及的二次项，但二次项的系数不显著，表明农村宽带普及并未产生饱和效应，这与Mayer et al．(2020)的研究结论不同。第(3)列加入所有控制变量，农村宽带普及的估计系数依然显著为正，这表明农村宽带普及显著促进了乡村高质量发展。为控制可能存在的异方差、自相关和截面相关，第(4)列和第(5)列分别采用Driscoll-Kraay标准误进行固定效应和混合OLS回归，结果发现农村宽带普及的系数大小略有差异，但系数方向仍然显著为正。考虑到当期乡村发展可能受上一期农村宽带普及的影响，第(6)列采用农村宽带普及的滞后1期作为核心解释变量，结果显示农村宽带普及对乡村高质量发展依然具有显著的正向影响，从而支持了研究命题1。

就控制变量而言，农村投资对乡村高质量发展产生负向影响，可能在于农村固定资产并不能实现充分利用，投资比例上升反而加大了农户维修成本和管护成本，降低了农户的经济收益。城市化对乡村高质量发展的影响显著为正，表明城市化不仅促进了乡村劳动力转移和农民增收，而且推动了农业生产标准化、规模化和专业化。财政支农和经济增长均对乡村高质量发展具有显著的正向效应，这与现有研究结果基本一致(叶初升 等，2018；Castaldo et al．，2018)，原因可能在于：财政支农弥补了乡村公共产品供给短板，促进了乡村经济发展；经济增长水平越高，对乡村社会的民生投入越大，为城乡融合发展提供了财力支持。然而，对外开放度对乡村发展产生负向效应，原因可能在于乡村发展侧重于国内循环，对外开放度越大，对乡村产品结构、产业结构、劳动力结构、社会结构和乡村秩序的负向冲击越大，因此，必须构建国内国际双循环相互促进的乡村发展格局。

表2 农村宽带普及对乡村高质量发展的影响效应

(二)内生性处理

尽管表2的基准回归表明农村宽带普及对乡村高质量发展具有显著的提升效应，但乡村发展水平越高，越能提供更好的基础设施和更优质便利的宽带服务，从而吸引更多的农村家庭安装固定宽带，两者之间可能存在双向因果关系，产生内生性问题。为此，本文通过工具变量法进一步识别农村宽带普及对乡村高质量发展的影响。借鉴Ivus et al．(2015)以及叶初升等(2018)的研究，本文把地形复杂度作为工具变量，这是因为地形复杂度是反映地形地貌特征的地理信息变量， 同时可能对宽带基础设施的建设成本和宽带入户的使用质量产生一定程度的影响，譬如峰峦起伏的山地地形复杂，坡度陡峻，宽带建设成本远大于平原地带，而且信号覆盖和传输质量相对低下，不利于农户接受固定宽带。因此，能够同时满足外生性和相关性条件。此外，为避免单一工具变量的弱相关性，本文又选取农村宽带普及的滞后1期和滞后2期作为工具变量(Bellemare et al．，2017)。需要说明的是，地形复杂度的构造采用中国海拔DEM 数字高程数据，分别计算出省域范围内的海拔标准差，表示各地的地形复杂度。

工具变量估计结果如表3所示。第(1)、(2)列采用两阶段最小二乘法(2SLS)，第(3)、(4)列采用广义矩估计(GMM)，用来控制扰动项的异方差和自相关，第(5)、(6)列采用对弱工具变量不太敏感的有限信息极大似然估计(LIML)。其中，第(1)、(3)、(5)列是农村宽带普及的单变量回归，第(2)、(4)、(6)列加入了所有控制变量。农村宽带普及的内生性检验结果显示p值均大于0.1，表明农村宽带普及不构成内生性的挑战。工具变量的识别不足检验(K-P rk LM统计量)p值都为0，弱识别检验的C-D Wald F统计量均大于10%的临界值，表明工具变量与内生变量具有较强的相关性；除单变量回归外，工具变量的过度识别检验(Hansen J统计量)所对应的p值均大于0.1，表明工具变量的选择是有效的。尽管工具变量回归后农村宽带普及的估计系数有所下降(从0.050下降到0.022)，但对乡村高质量发展的影响效应仍然显著为正。总之，无论是基准回归结果还是工具变量回归结果，均支持了研究命题1。因此，为推动新时代乡村高质量发展，实现乡村振兴，有必要持续提升农村家庭宽带普及水平。

表3 内生性处理：工具变量估计

(三)异质性分析

根据图1，我国乡村高质量发展存在显著的区域差异，那么，农村宽带普及对乡村高质量发展的影响效应是否存在区域差异？本文采用基于小样本的GMM估计方法，工具变量选择如前文所述，分别考察东部、中部和西部三大地区的差异，以及南北地区差异(3)根据秦岭-淮河一线作为南北分界参照线，南方地区包括江苏省、浙江省等15个省份，北方地区包括黑龙江省、吉林省等16个省份。。表4报告了GMM估计结果。通过对比，东部地区和北方地区的农村宽带普及对乡村高质量发展产生显著的助推效应，其中东部地区的估计系数最大，而中部地区和南方地区的提升作用并不明显。令人深思的是，西部地区农村宽带普及的估计系数为负，但不具有统计显著性，原因可能在于西部地区农村大都位于地理偏远、环境相对恶劣的中高海拔地区，农村宽带的传输速度和服务质量尚未完全满足农户需求。

表4 地区差异：GMM估计

考虑到不同分位点的异质性，本文选取5个具有代表性的分位点0.1、0.25、0.5、0.75、0.9进行面板分位数回归，表5是面板分位数估计结果。可以看出，5个分位点的回归系数在[0.028,0.075]区间，回归系数值随着分位点上升而下降，表明乡村发展水平越低的省份，农村宽带普及对乡村发展的提升作用越大，但乡村发展水平较高的省份，农村宽带普及对乡村发展的助推作用有所减弱。

表5 异质性分析：面板分位数回归

(四)稳健性分析

为保证结论的可靠性，本文进行了三类稳健性检验。第一，更换计量方法。表6的第(1)列采用动态面板模型进行固定效应回归，发现农村宽带普及的估计系数变小，但仍然具有显著的正向影响。第二，替换核心解释变量。表6中第(2)、(3)、(4)列分部采用农村宽带渗透率(bpen)、农村家庭家用电脑普及率(hcom)和农村家庭固定宽带拥有量(fbroad)作为农村宽带普及的替代指标，进行固定效应回归。可以看出，除农村家庭家用电脑普及率的估计系数略大外，其他两个代理变量的估计系数与农村宽带普及相近，并且均对乡村高质量发展具有显著的正向效应。第三，采用不同样本。考虑到粮食安全在乡村发展的重要性，第(5)列和第(6)列分别采用粮食主产区样本和主销区样本进行回归，结果发现与全样本相比，农村宽带普及的估计系数有所上升。为消除因变量极端值对回归结果的影响，第(7)列将因变量在95分位点处缩尾后再次重复基准回归，发现农村宽带普及的估计系数和显著性略有下降，但仍然在5%的水平上显著。控制变量的回归结果与表 2、表3 基本一致，不再赘述。以上三类检验充分说明本文结论不受模型设定、核心变量的衡量方法和特殊样本所影响，基准回归结果是稳健可靠的。

表6 稳健性检验

五、传导机制识别

前文发现，农村宽带普及有利于乡村高质量发展，并且存在地区差异。那么，农村宽带普及究竟通过什么渠道影响乡村高质量发展？为解释这一作用机制，本文借鉴Acemoglu et al．(2003)提出的渠道判别规则，对渠道变量与农村宽带进行回归，再把渠道变量加入基准模型进行回归。具体估计方程如下：

developit=α0+α1broadit+ρcontrolit+λi+ηt+εit

(2)

channelit=β0+β1broadit+ρcontrolit+λi+ηt+εit

(3)

developit=γ0+γ1broadit+γ2channelit+ρcontrolit+λi+ηt+εit

(4)

developit=θ0+θ1broadit+θ2channelit×broadit+ρcontrolit+λi+ηt+εit

(5)

其中，下标i和t分别代表地区和年份。channelit是渠道变量，分别表示农村分工深化和人力资本积累，其他变量与基准模型(1)相同。若α1显著， β1显著，并且渠道变量的估计系数γ2显著，而农村宽带普及的估计系数γ1变为不显著，或者显著性和系数有明显的下降，那么该渠道变量的传导机制成立。进一步，如果渠道变量与核心解释变量的交互项系数θ2显著，而核心解释变量系数θ1的显著性下降或不显著，也说明渠道变量的传导机制成立。根据表达式(2)和(4)，可以得出农村宽带普及通过渠道变量对乡村高质量发展的间接影响，即渠道变量的贡献率为β1γ2/

α1(Baron et al．，1986)。

表7报告了传导机制识别检验的结果。其中，第(1)列是对表达式(2)的回归，这一结果与基准模型回归相同。第(2)、(5)列是对表达式(3)的回归，第(3)、(6)列是对表达式(4)的回归，第(4)、(7)列是对表达式(5)的回归。从第(2)列来看，农村宽带普及的系数显著为正，表明农村宽带普及促进了乡村分工深化，与前文理论分析一致。第(3)列是在第(1)列的基础上引入农村分工深化这一渠道变量，结果发现农村宽带普及的系数值从0.050下降为0.044，并且农村分工深化的估计系数仍然显著。第(4)列是在第(1)列的基础上加入了农村宽带普及与分工深化的交互项，结果发现农村宽带普及的系数不再显著，而两者交互项显著为正。这意味着农村宽带普及兼具公共基础设施投入和通用技术扩散的特质，降低了乡村发展的各类交易成本，促进了农村分工深化，从而激活乡村主体活力，助推乡村高质量发展。因此，农村分工深化是农村宽带普及影响乡村高质量发展的一个主要渠道，这一渠道对乡村高质量发展的贡献率为13%，研究命题2得证。

表7 机制识别检验

同理，第(5)列是乡村人力资本积累对农村宽带普及的回归，结果显示农村宽带普及的估计系数显著为正，意味着农村宽带普及具有知识溢出效应，提升了乡村人力资本。与第(1)列相比，第(6)列中农村宽带普及的系数值和显著性明显下降，且人力资本积累的估计系数仍然显著。第(7)列中农村宽带普及与人力资本积累的交互项显著为正。因此，人力资本积累也是农村宽带普及提振乡村高质量发展的主要渠道，其对乡村高质量发展的贡献率为69.6%，研究命题3得证。

六、结论与政策启示

面对新冠疫情引发的全球化经济冲击，推进乡村发展是我国应对各种风险的压舱石，也是新时代农业农村优先发展的政策导向。农村宽带普及加快了互联网技术在乡村的扩散，为乡村高质量发展提供了新动能。本文基于2011—2017年省际面板数据，从理论推导和实证检验两个层面考察了农村宽带普及对乡村高质量发展的影响及作用机制。研究发现，农村宽带普及显著助推了乡村高质量发展，并未产生Mayer et al．(2020)所提出的潜在饱和效应。采用工具变量法处理农村宽带普及的内生性后，这一效应仍然显著。考虑一系列可能干扰估计结果的因素后，上述发现依然稳健。异质性分析发现，农村宽带普及对东部和北方地区的乡村高质量发展产生了显著的提振效应，但对中西部和南方地区的提升作用并不显著；在乡村发展水平较低的地区，农村宽带普及对乡村高质量发展的提升作用更为显著。研究结果还表明农村宽带普及之所以能够促进乡村高质量发展，主要通过两大渠道发生作用：一是促进了农村分工深化，导致农户生产经营融入城市分工和国际分工体系，扩展了乡村生产经营可能性边界，推动乡村发展；二是扩大了乡村人力资本积累，为乡村高质量发展提供了人力资本支持。

基于上述研究发现，政策启示在于以下三方面：

第一，大力提升农村家庭宽带普及水平。要把握当前新型基础设施建设以及数字乡村建设的政策机遇，一方面要扩大农村宽带建设的融资渠道，引导市场和社会资本参与农村宽带建设，补齐农村网络基础设施短板，健全完善农村信息服务网络，解决信息传播“最后一公里”问题。同时要推动宽带运营商在农村地区进一步提速降费，增强农村带宽的服务能力。另一方面要针对农民的信息需求，整合各类涉农信息平台，开发农村喜闻乐见的信息内容，培养农民上网的需求意愿和使用技能，提高农民安装宽带的需求意愿，为数字乡村建设和数字农业发展提供底层支撑。

第二，缩小农村宽带普及的区域差距，推进农村宽带基础设施的均衡发展，增强宽带网络外部性。加大对中西部地区农村宽带普及的支持力度，通过财政补贴、税收优惠等政策降低中西部地区农村宽带设施建设成本，改善中西部地区农村宽带接入条件。构建中西部地区与东部地区协同联动的信息交流平台，引导东部地区帮扶中西部地区发展农村互联网平台经济，从而带动中西部地区农村宽带建设。加大中西部地区“电脑下乡”政策的执行力度，降低中西部地区农民上网终端成本，为中西部地区农村宽带普及提供互补性终端设备条件。加大对中西部地区农民的信息化培训，普及互联网知识概念和一般化技能，提升农民对宽带网络的认可度和接受度。

第三，构建农村宽带普及与数字乡村发展的激励相容机制。一是加大乡村分工深化的激励。从生产上支持数字农业、智慧农业以及互联网生态农业的应用，促进人工智能技术与农业的深度融合，推动农业生产数字化转型。从流通上畅通农村电商物流体系，引导农民有效利用互联网信息平台，实现农产品质量全程追溯，促进农村深度融入城乡一体化分工体系。二是增强乡村人力资本开发与积累的激励。加大对农民的信息技术和电商技能培训，培育具有互联网技能的高素质农民群体。引导企业家、市民、大学生、农民工、新乡贤等“城归”群体积极利用互联网技术从事现代农业，扩大乡村人力资本。三是加大乡村治理信息化的激励。建设乡村公共服务综合信息平台，推进乡村公共服务数字化，建立健全乡村成员生产生活生态行为信息数据库，提升乡村治理效率和治理信息化水平。四是建立农村宽带普及的统筹协调机制，搭建地方政府、宽带运营商、服务商、乡村集体组织、益农信息社以及农户之间的协调平台，全面推进信息进村入户。把农村宽带普及率、农村互联网普及率以及农业数字经济纳入地方领导干部的综合考核评价体系，强化考核结果应用。