数字经济、基本公共服务均等化与中国式农业农村现代化

陈先兵

[提要]数字经济作为中国经济社会快速发展的新动能,对实现中国式农业农村现代化具有重要现实意义。本文选取2010-2021年全国1749个县级行政区面板数据,实证分析数字经济对中国式农业农村现代化的影响及作用机制。得出如下结论:数字经济及其子维度均对中国式农业农村现代化具有显著正向促进作用;数字经济可通过提高基本公共服务均等化水平间接促进中国式农业农村现代化;数字经济推进中国式农业农村现代化的过程符合“梅特卡夫法则”,即存在非线性影响特征。异质性分析结果表明,数字经济发展水平对“四高型”县域、粮食主产区、农业产业融合发展试点区的中国式农业农村现代化水平存在提升作用。对此,应打造农村数字经济新高地、加快探索差异化发展道路、强化基本公共服务可及性,释放数字经济与基本公共服务均等化红利,助推中国式农业农村现代化发展。

习近平总书记在党的二十大报告中指出,“中国式现代化是中国共产党领导的社会主义现代化,既有各国现代化的共同特征,更有基于自身国情的中国特色”,并围绕人、共同富裕、人与自然和谐共生、和平发展、物质与精神相协调五个层面论述了中国式现代化的本质特征。同时,习近平总书记在考察广东时再次强调,“推进中国式现代化,必须全面推进乡村振兴,解决好城乡区域发展不平衡问题”,“没有农业农村现代化就没有整个国家现代化”。从农业农村发展的实践来看,中国共产党始终将心系农民、造福农民作为责任,一直把农业农村现代化建设摆在国民经济发展的重要位置,探索出一条具有中国特色的中国式农业农村现代化发展之路。当前,我国农业农村现代化建设正处于由农业现代化向农村现代化快速拓展的“交汇期”,表现出农业新型经营主体壮大、农业农村政策体系完善与农业社会化服务强化的特征,但仍旧难以对标国际发展水平。[1]因此,在未来现代化新征程中,我国须坚持走中国式农业农村现代化道路,这既是建设农业强国的必经之路,也是实现第二个百年奋斗目标和中华民族伟大复兴的重要方向。

伴随新一轮科技革命方兴未艾,以互联网、人工智能、云计算等为代表的数字技术不断更迭,在引导、实现资源优化配置中发挥重要作用,并逐渐衍生出数字经济这一新型形态。伴随5G网络、工业互联网、数据中心等新型数字基础设施建设进程推进,数字经济加速向农业农村广泛渗透,推动农业产业数字化转型,为农业农村现代化带来重大机遇。具体而言,数字经济能加快解放与发展农业生产力,助推农业产业价值链跃升,促使资金、技术等要素在城乡间双向流动,极大提升农业综合效益,为中国式农业农村现代化发展注入强大数字动能。同时,数字经济凭借数字技术助力城乡共建共享公共服务资源平台,降低农村基本公共服务准入门槛,深入推进城乡基本公共服务均等化,进一步夯实中国式农业农村现代化发展基础。一方面,数字经济有助于扩大基本公共服务均等化覆盖范围,为农村地区产业发展提供高效便捷服务,助推中国式农业农村现代化建设;另一方面,数字经济利于基本公共服务数字化转型,打破城乡创新要素流动壁垒,助力农村产业高质量发展,赋能中国式农业农村现代化建设。基于此,本文将数字经济、基本公共服务均等化与中国式农业农村现代化纳入统一框架展开研究,以丰富相关领域的理论研究与实践探索。

一、文献综述

第一,数字经济领域。纵观学术界现有研究可知,数字经济不仅受到多方学者的关注,且在学术领域取得丰硕成果。一方面,关于数字经济指标选取与水平测度的研究。任保平等(2023)[2]从基础设施指数、创新指数、产业指数、社会指数与消费指数5个维度构建了中国数字经济评价指标体系,实证得出数字经济对区域经济发展存在较强“扩散效应”;李春娥等(2023)[3]围绕数字软硬件基础设施、数字通信业务、产业数字化、创新驱动环境4个层面搭建了我国数字经济发展水平测度指标体系,实证得出我国数字经济发展水平整体表现出逐年提升趋势,且不同省份间存在较大差异;陈永伟等(2023)[4]选用数字基础、数字环境、数字产业与数字融合4个方面指标构设了评价指标体系,研究发现中国各省份数字经济发展水平均表现出增长态势;程云洁等(2023)[5]从数字经济产业的省内、省际与出口3个循环视角考察了数字经济发展现状及其空间动态格局,得出内、外循环市场地位发生变化,数字经济内循环与省际循环占比均逐年提升,但存在较大区域差距的情况。另一方面,讨论了数字经济的影响效应。贺唯唯等(2023)[6]研究发现,数字经济显著促进劳动统一大市场建设,主要原因在于数字经济能够降低民众就业转移成本、改善创业环境与减少政府治理劳动力流动成本。李国正等(2023)[7]实证得出,数字经济通过优化就业结构、提高交通效率、创造就业岗位等方式,显著提升超大特大城市承载能力,但可能存在一定滞后性;周清香等(2023)[8]指出,数字经济对共同富裕产生显著正向促进作用,是助力共同富裕实现的新动能,且该种作用存在边际效应递增的非线性特征;王松茂等(2023)[9]以长江经济带的11个省份为例,实证得到2011-2020年长江经济带数字经济均值从0.091提升至0.965,年均增长28.57%,城乡融合指数均值从0.251增长至0.782,年均增长13.43%,且数字经济对长江经济带的11个省份城乡融合发展均具有显著正向促进作用。

第二,基本公共服务领域。学术界关于基本公共服务均等化的研究同样取得显著成果,主要集中理论与实证两方面。理论层面。李若兰等(2023)[10]认为,基本公共服务能显著增强相对贫困人口可行能力,缩小城乡群体收入差距,激发高质量发展内生动力,故推进均等化是我国迈向社会法治国家、保障公民平等发展的本质要求;张丽君等(2023)[11]将西部地区基本公共服务均等化实践置于充分不充分、满意不满意、均衡不均衡三个维度中加以审视,指出西部地区基本公共服务水平整体得到有效提升;范逢春(2023)[12]称,基本公共服务均等化主要通过社会阶梯效应、全面发展效应、拉动增长效应助推共同富裕实现,并提出未来应完善二者有机衔接机制,以更好发挥基本公共服务均等化对共同富裕的促进效应。实证层面。一是现有文献讨论了基本公共服务均等化的影响效应。张明等(2023)[13]实证发现,基本公共服务不均等明显阻碍了共同富裕;宋佳莹等(2023)[14]研究表明,中国各地区基本公共服务均等化水平呈逐年提升趋势,且其能显著缩小城乡收入差距。二是部分学者认为基本公共服务均等化水平提升可能受其他因素的影响。周锐等(2022)[15]指出,数字政府建设能有效促进城乡基本公共服务均等化水平提升,但存在地区异质性;张德钢等(2021)[16]研究发现,财政透明度提高对于基本公共服务均等化具有显著促进作用,且该作用存在异质性与非线性特征;杨刚强等(2020)[17]实证得出,加大金融支持力度对长江经济带基本公共服务均等化程度提升具有显著促进作用,且在上游地区更显著。三是考察了数字经济与公共服务间的关系。鲍鹏程等(2023)[18]认为,数字经济能通过加强数字治理与驱动技术创新方式提升公共服务质量,且本地数字经济发展会抑制邻近城市公共服务质量;周小刚等(2023)[19]指出,数字经济对公共服务高质量发展存在显著正向促进作用,并发现这一作用具有非线性特征;唐天伟等(2022)[20]实证分析发现,数字经济发展能有效提升我国地方政府公共服务效率,且存在显著区域异质性;苏春红等(2023)[21]研究指出,数字经济对政府公共服务能力提升具有显著正向促进作用,且在一系列稳健性检验后依旧成立。

第三,中国式农业农村现代化领域。由于中国式农业农村现代化概念提出时间较晚,学术界关于其研究整体较少。刘吉双等(2023)[22]认为,我国特色“并联式”农业现代化逐渐表现出与城镇化深度融合、工业化广泛融合、农村现代化一并规划等发展态势;唐华俊等(2023)[23]研究发现,中国式农业农村现代化经历“起步发展、探索改革、效率提升、协调推进、提质增效”五个演进阶段,并针对其发展面临主要挑战提出高质高效的政策意见,以期推进中国式农业农村现代化建设。关于中国式农业农村现代化测度的研究较少,但所得研究结论较为一致,即中国式农业农村现代化水平呈现出逐年提升趋势(辛岭等,2021;[24]谢会强,2023;[25]刘传明等,2023[26])。值得注意的是,部分学者发现了数字经济与中国式农业农村现代化间存在一定关联。[27]

目前,已有部分学者关注到数字经济与基本公共服务均等化、数字经济与中国式农业农村现代化的关系,并展开一定研究,但仍存在如下不足之处:第一,学术界关于数字经济的研究已较为丰富,但尚未形成统一测量标准,难以衡量数字经济发展全貌。第二,学界关于数字经济对中国式农业农村现代化产生非线性的影响的研究寥寥无几,可能存在研究空白。第三,基本公共服务均等化与中国式农业农村现代化相关的研究鲜有学者涉及。但不可忽视的是,基本公共服务均等化作为支撑社会发展的重要力量,一定程度上对中国式农业农村现代化建设具有积极作用。第四,无论是理论抑或实践分析,学术界均集中于两两因素研究,鲜有学者将数字经济、基本公共服务均等化与中国式农业农村现代化纳入同一框架展开分析。鉴于此,一方面,本文综合考虑现有研究成果及数字经济内涵特征,从数字产业化、产业数字化与数字金融发展层面构建数字经济评价指标体系,并使用多种计量模型考察数字经济对中国式农业农村现代化的一系列影响。另一方面,将数字经济、基本公共服务均等化与中国式农业农村现代化纳入同一框架展开剖析,解释了基本公共服务均等化在数字经济与中国式农业农村现代化中的中介效应,以及基本公共服务均等化能够调节数字经济对中国式农业农村现代化的非线性溢出效应。

二、理论分析

(一)数字经济对中国式农业农村现代化的直接影响

数字经济蓬勃发展,促使数字技术与传统产业融合不断深化,助推新要素、新变革、新方式不断衍生,为中国式农业农村现代化带来新机遇。[27]一方面,数字经济引发产业革命,契合中国式农业农村现代化建设。首先,数字经济借助现代信息技术推动农业农村生产全过程数字化转型,有效填补人口迁徙留下的要素投入空白,提升农业产业全要素生产率,加快中国式农业农村现代化建设。其次,数字经济能强化地方政府部门对农业农村经济活动的精准掌控,提高农业产业治理科学性、动态性与准确性,助力中国式农业农村现代化建设。最后,数字经济借助于数字技术优势,能激活数字产业与农业产业衔接点,推进农业农村数字化、智能化、信息化发展,助力产业融合,有效支撑中国式农业农村现代化建设。另一方面,数字经济促使数字要素转化,为中国式农业农村现代化建设提供支撑。数字经济可为农业产业发展提供可溯源的数据体系,帮助农业龙头企业、小农户等主体融入大数据网络中心,形成集农资采购、交易信息等为一体的系统性数据收集体系,为中国式农业农村现代化建设夯实数据基础。同时,数字经济催生农业产业领域专业化数据服务模式,为农业产业经营主体提供高效、可操作、精准数据分析,助力中国式农业农村现代化建设。综上,数字经济对中国式农业农村现代化建设具有直接促进作用。由此,提出如下研究假设:

H1:数字经济发展会促进中国式农业农村现代化。

(二)数字经济对中国式农业农村现代化的间接影响

鉴于上述文献讨论,本文推断数字经济可通过助力基本公共服务均等化,赋能中国式农业农村现代化建设。首先,数字经济可助推基本公共服务高效化,间接赋能中国式农业农村现代化。数字技术应用能弥合城乡数字接入鸿沟,促进城乡间基本公共服务资源优化配置,[28]提高农村地区公共服务质效,为农业产业高质量发展提供高效化服务支持,赋能中国式农业农村现代化建设。其次,数字经济可推动基本公共服务便捷化,提高中国式农业农村现代化水平。伴随互联网、人工智能等数字技术广泛应用,农村地区政务服务逐渐智能化、移动化,实现“区域通办”“无感漫游”,为农业产业发展提供便捷的一站式公共服务。此情形下,城市优质资源逐渐流入农村地区,有效夯实农村人力、资金、技术等资源基础,为中国式农业农村现代化注入持续动能。最后,数字经济可赋能基本公共服务数字化,加速中国式农业农村现代化发展。数字经济快速发展有助于农村地区借力数字技术深化智慧教育、社会保障服务数字化、数字健康服务等基本公共服务,强化基本公共服务数字化应用,促使优质服务资源应用于农业农村发展当中,助力中国式农业农村现代化。而且,数字经济通过提升农村基本公共服务数字化水平,促使社会服务覆盖与辐射更广,助力农村地区基本公共服务均等化,加速农业农村高质量发展,为中国式农业农村现代化提供有力支撑。因此,数字经济发展会促进基本公共服务均等化水平提升,助力中国式农业农村现代化。基于以上分析,提出以下假设:

H2:数字经济可通过促进基本公共服务均等化助推中国式农业农村现代化。

(三)数字经济对中国式农业农村现代化的非线性溢出效应分析

1.数字经济对中国式农业农村现代化可能产生“边际效应”递增的非线性影响。原因在于:第一,数字经济自身发展具有非线性特征。数字经济诞生初期,其规模化程度较低,且表现出低回报、高投入成本等特征,引致诸多行业领域企业规避投资数字化技术。此背景下,农村地区仅少数企业获得数字经济带来的红利。因此,早期数字经济对农业农村发展的影响存在收敛效应,即数字经济对中国式农业农村现代化的挤出效应受到限制。第二,数字经济规模化程度提升,对各经济主体产生非线性影响。随着数字经济持续发展,用户规模不断扩张,促使数字经济边际成本表现出逐年降低而边际收益持续提升的态势。这使得数字经济为农业产业发展带来可观红利,倒逼农村地区企业不断加大对数字化技术的资金投入。受此影响,一方面,越来越多数据、信息等高端数字化生产要素进入农业农村现代化发展环节,为中国式农业农村现代化建设提供强大推力。另一方面,诸多数字经济发展新模式、新业态涌现,促使传统农业产业发展模式发生颠覆性改变。此背景下,数字经济对中国式农业农村现代化的驱动作用将达到更高水平。

2.数字经济对中国式农业农村现代化的促进效应还受到基本公共服务均等化的影响。结合上述论述,本文认为,在促进中国式农业农村现代化建设道路上,基本公共服务均等化也会调节数字经济对中国式农业农村现代化的影响效应。基本公共服务均等化水平越高,农村地区各项公共服务设施也越加完善,有助于充分释放数字经济发展带来的红利,激发农业产业投资数字化技术研发的主动性,强化数字经济对中国式农业农村现代化的促进作用。且从长远来看,基本公共服务均等化水平提升可持续推进城乡一体化发展,促进城乡各项公共服务设施互联互通,激发城市创新要素持续流向农村地区,实现新型工业化、城镇化、农业农村现代化协同发展,为数字经济赋能中国式农业农村现代化建设夯实基础。综上所述,在循环往复的正向影响机制下,数字经济对中国式农业农村现代化的影响出现“边际效应”递增现象,且该影响会随着基本公共服务均等化水平提升愈加显著。基于以上,提出以下假设:

H3:数字经济对中国式农业农村现代化产生“边际效应”递增的非线性影响,且会受到基本公共服务均等化的调节。

三、研究设计

(一)模型构建

为验证H1,构建如下基准模型:

Mocarsi,t=θ0+θ1Digecni,t+θcConi,t

+μi+δt+εi,t

(1)

式中,Mocarsi,t为县域i在第t年的中国式农业农村现代化指数,Digecni,t指县域i在第t年的数字经济指数,Coni,t表示一系列可能对中国式农业农村现代化产生影响的控制变量;μi、δt分别代指县域与时间固定效应;εi,t为随机干扰项。θ1表征待估计参数,预期值显著为正。

为验证H2,在式(1)基础上构建如下回归模型:

Eqbcsi,t=α0+α1Digecni,t+αcConi,t

+μi+δt+εi,t

(2)

Mocarsi,t=β0+β1Digecni,t+β2Eqbcsi,t

+βcConi,t+μi+δt+εi,t

(3)

具体检验步骤为:第一步,数字经济Digecn对中国式农业农村现代化进行回归,见式(1);第二步,数字经济Digecn对中介变量基本公共服务均等化Eqbcs展开回归,如式(2);第三步,数字经济Digecn与中介变量Eqbcs对中国式农业农村现代化进行回归,见式(3)。其中,若θ1、α1与β2通过显著性检验,而β1不显著,说明具有完全中介作用;若θ1、α1、β2及β1均通过显著性检验,则说明存在部分中介效应。

为验证H3,参考汪红驹与丁少斌(2023)研究做法,[29]构建如下动态门槛模型:

Mocarsi,t=γ0+γ1Digecni,t×I(Adji,t≥ϑ)+γ2Digecni,t×I(Adji,t≥ϑ)+γcConi,t+μi+δt+εi,t

式中,Adji,t表示门槛变量,I⟺为指示函数。若数字经济与基本公共服务均等化满足括号内门槛条件,赋值为1,反之为0。

(二)变量测度

1.中国式农业农村现代化指数测度

作为农业大国,我国推进中国式现代化建设任务最繁重的地区仍在农村。可以知悉,推进中国式农业农村现代化是夯实中国式现代化的核心内容。立足当前国情,参考国务院发展研究中心农村经济研究部有关中国式农业农村现代化发展的论述及相关学者研究成果,(辛岭等,2021;[24]谢会强等,2023[25])从农业产业体系、农村基础设施与公共服务现代化、农业生产现代化等6个层面构建中国式农业农村现代化评价指标体系,详见表1。为避免主观赋权及指标数据重叠问题,进一步采用熵值法进行赋权,得到1749个县域的中国式农业农村现代化发展指数,记为Mocars。

2.数字经济指数测度

数字经济从狭义层面理解是社会发展所产生的一种新型产业经济模式;从广义层面上讲是指一种新型经济活动,既包括数字产业、产业数字化发展情况,也涵盖数字技术与不同领域产业的融合发展。当前,数字经济已在国民经济和社会中的各个领域实现快速渗透,其内涵与内容呈现出多样化特征。参考相关学者研究做法,(高远东等,2023;[30]李拓晨等,2023[31])围绕数字经济丰富内涵与内容,选取数字产业化、产业数字化与数字金融发展三个维度表征数字经济。进一步地,对上述指标进行归一化处理,随后使用主成分分析法对中国县域数字经济发展指数展开测度。综上,数字经济指标体系构建与权重测度结果详见表2。由此可知,KMO值约为0.74,超过0.7临界值,说明所选变量具有展开因子分析的基本要求;成分因子与方差累计率分别为4、0.9,反映出变量数据具备较强解释力度。在此基础上,首先对各指标赋权;其次将各分析指标初始赋权值除以所有赋权值之和,继而得到数字经济发展水平各指标实际测度权重;最后根据权重值对所有指标展开加权求和,最终得到县域数字经济发展综合指数,记为Digecn。

表2 数字经济评价指标体系

3.基本公共服务均等化

伴随社会经济全面快速发展,基本公共服务体系逐渐趋于标准化运作模式,涵括我国城乡发展涉猎的多元化领域。为准确反映基本公共服务均等化指标,围绕2021年国家发展和改革委员会等多部门印发《“十四五”公共服务规划》及结合相关学者研究成果,(宋佳莹等,2023;[14]张明等,2023[32])选取基本公共服务供给指数、基本公共服务收益指数表征基本公共服务均等化水平,记为Eqbcs。在此基础上,运用熵值法计算1749个县域的基本公共服务均等化水平。

4.控制变量

为避免因遗漏变量引致基准回归结果偏误,参鉴相关学者研究,(罗振军等,2023;[33]张俊婕,2022[34])引入如下控制变量:财政支农水平(Finsp),使用财政总支出中农业生产财政支出占比衡量;城镇化率(Urb),采用城镇人口占总人口之比表征;政府干预(Gov),以地方财政一般预算支出占地区GDP的比重测算;对外开放程度(Opet),使用县域进出口总额与国内生产总值之比测度。

考虑到数据可得性,本文将《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》及中经网数据库中的县级年度库、CSMAR经济金融研究数据库等权威官方网站作为数据来源库,选取2010-2021年全国1749个县级行政区非平衡面数据展开分析。其中,上海、西藏及港澳台地区不在所选数据之列。原因在于上述数据库不包括这些地区对应年份的农业农村发展相关数据。部分缺失数据采用插值法补齐。表3为主要变量的描述性统计结果。

表3 描述性统计结果

四、实证分析

(一)基准回归结果

表4为基准回归结果。由列(1)、列(2)结果可知,数字经济发展的估计系数在1%统计水平上显著为正,说明数字经济发展促进了中国式农业农村现代化。从子维度看,数字产业化、产业数字化与数字金融发展的系数均通过1%显著性正向检验。据此,H1得到验证。数字经济发展促使农业产业数字化转型,提高了农业生产效率,推动农业产业链、创新链、供应链纵深发展,有效节约农业产业发展成本,继而赋能中国式农业农村现代化水平提升。

表4 数字经济影响中国式农业农村现代化的基准回归结果

(二)稳健性检验

前文证实数字经济对中国式农业农村现代化具有显著正向影响,但在解读实证结果过程中仍需谨慎。对此,为确保基准回归结果的稳健性,从如下几个方面展开分析:

1.替换核心解释变量。参考贺唯唯与侯俊军(2023)研究成果,[6]选用数字基础设施指数、数字创新环境指数、数字竞争力指数分别表征数字经济发展水平,进而重新展开回归分析,估计结果详见表5列(1)-(3)所示。其中,数字基础设施、数字创新环境、数字竞争力均通过1%显著正向检验,即所选自变量均可促进中国式农业农村现代化水平提升。此外,各分维度指数对中国式农业农村现代化的促进作用由高至低依次为数字基础设施、数字创新环境与数字竞争力。替换核心解释变量后仍与前文基准回归结果一致,佐证回归结果的稳健性。

表5 稳健性检验结果

2.缩尾处理。为避免因极端值导致回归结果偏误,再次对各变量展开1%缩尾处理,缩尾后变量记为Digecn-tr。观察表5列(4)结果发现,数据缩尾后,数字经济对中国式农业农村现代化的影响效果与基准回归结果一致,进一步证明实证结果稳健。

3.更改计量方法。中国式农业农村现代化取值范围为0-1,符合受限因变量模型的条件要求。鉴于此,借用Tobit模型替换原模型,且同样采用固定效应方式进行回归。由表5列(5)结果显示,Tobit模型中中国式农业农村现代化系数影响与基准回归结果相符,佐证本文结果具有稳健性。

(三)内生性检验

为避免研究可能存在的内生性问题,借助两阶段最小二乘法(2SLS)识别数字经济对中国式农业产业现代化的影响。采用滞后项展开检验能在一定程度上排除当期影响,缓解内生性问题。参考彭丽娜等(2023)研究做法,[35]选用滞后一期数字经济指数作为工具变量,估计结果详见表6所示。观察第一阶段估计结果发现,滞后一期数字经济的估计系数在1%水平上显著为正,且F统计量通过显著检验,排除弱工具变量可能性。由第二阶段估计结果可知,引入工具变量后,数字经济发展对中国式农业农村现代化产生显著正向影响,且LM统计量显著拒绝“工具变量识别不足”原假设,表明选用滞后一期数字经济指数作为工具变量较合适。综上,内生性检验与基准回归结果方向保持一致,反映出数字经济正向促进中国式农业农村现代化的结论得到证实。

表6 内生检验结果

(四)中介效应分析

表7展示了基本公共服务均等化的中介效应检验结果。列(1)结果显示,数字经济对中国式农业农村现代化产生显著正向影响;列(2)中,数字经济对基本公共服务均等化存在正向促进作用,即数字经济能显著推动中国式农业农村现代化发展;列(3)为加入中介变量基本公共服务均等化与数字经济、中国式农业农村现代化的估计结果,展示出基本公共服务均等化对中国式农业农村现代化的影响系数同样显著为正。同时,相较于列(1)而言,数字经济对中国农业农村现代化的影响系数有所下降,说明其可通过基本公共服务均等化间接促进中国式农业农村现代化,假设H2得证。且在其他因素保持不变情形下,数字经济发展指数每增加1个单位,中国式农业农村现代化指数会直接提升0.57个单位。受此影响,基本公共服务均等化指数也会上升0.471个单位,间接促使中国式农业农村现代化提高0.321个单位(0.69*0.47=0.324),总效应提升0.89个单位,其中基本公共服务均等化带来的间接效应占总效应之比为36%。

表7 中介效应检验结果

(五)非线性效应检验

前文已验证数字经济对中国式农业农村现代化发展具有显著促进作用。那么需注意的是,数字经济与中国式农业农村现代化发展是否也存在非线性关系的可能?为验证这一假设情况是否成立,随后将纳入中国式农业农村现代化的二次项,并构建非线性计量模型,实证考察数字经济与中国式农业农村现代化间是否存在“U”型关系。在存在该种关系的前提下,为规避模型所增加变量二次项无法反映非对称影响效应相对大小的问题,本文进一步使用动态面板门槛模型对上述关系展开计量回归。估计结果详见表8、9所示。

表8 数字经济与中国式农业农村现代化:非线性计量模型

表8结果显示,数字经济与中国式农业农村现代化存在“U”型关系,说明二者间确实具有非线性关系,即当数字经济低于门槛值时,数字经济对中国式农业农村现代化产生抑制作用,反之则产生促进作用。

由表9结果可知,列(1)、列(2)滞后变量的估计系数均在1%统计水平上显著为正,说明中国式农业农村现代化呈现出动态性与路径依赖性特征。具体而言,列(1)、列(2)数字经济的门槛值分别为34.473、33.859,反映出数字经济对中国式农业农村现代化产生先抑制后促进的非对称性效应,二者间表现出“U”型关系。但不可忽视的是,这一抑制作用小于促进作用,最终呈现为数字经济对中国式农业农村现代化的正向线性效果。综上结果可知,数字经济对中国式农业农村现代化的影响存在“边际效应”递增的非线性特征。由此,佐证假设3。

表9 数字经济与中国式农业农村现代化:动态门槛模型

如上所言,数字经济对中国式农业农村现代化产生非线性影响。那么更进一步地,分析数字经济对中国式农业农村现代化的非线性影响是否还会受到基本公共服务均等化的调节。同样,先采用固定效应模型,分析基本公共服务均等化在中国式农业农村现代化作用路径中的调节作用;其次,将数字经济与基本公共服务均等化的交互项设置为门槛变量;最后,运用动态门槛模型考察基本公共服务均等化在上述作用路径中的调节效应。表10列示了以基本公共服务均等化为门槛变量的估计结果。由此可知,数字经济对中国式农业农村现代化的促进作用不断增强,且其在对应的基本公共服务均等化门槛区间内的估计系数从0.062上升至0.078。这一结果反映出,数字经济对中国式农业农村现代化的非线性影响还存在基本公共服务均等化产生的调节作用。由此,研究假设H3得到证实。

表10 数字经济与中国式农业农村现代化:动态门槛模型

五、异质性讨论

(一)数字经济发展水平异质性

考虑到不同县域间农业产业发展水平存在较大差距,本文将1749个县域面板数据按照县域数字经济发展水平进行划分,即将整体指标特征展现为“高数字基础设施-高生活数字化-高经济数字化-高治理数字化”的样本分为“四高型”县域,其余为“普通型”县域,并以此分别进行回归。表11结果显示,“四高型”与“普通型”县域样本的数字经济及其二级指标均通过显著性检验,佐证前文基准回归结果稳健性。整体来看,“四高型”县域数字经济发展水平与中国式农业产业现代化相关度较高,且数字经济发展指数对中国式农业农村现代化的影响系数为0.208,在1%置信水平上显著,符合样本分类预期。

表11 数字经济发展水平异质性检验结果

从“四高型”样本估计结果看,第一,数字经济发展水平对“四高型”县域中国式农业农村现代化水平存在提升作用,且数字经济发展水平下设的三个子指标的回归结果同样十分显著。第二,数字产业化与数字金融发展对“四高型”县域中国式农业农村现代化的推动作用最显著。从“普通型”样本估计结果看,数字经济对“普通型”县域中国式农业农村现代化水平提升具有部分促进作用,主要表现在数字产业化与产业数字化两方面;数字金融发展对“普通型”县域中国式农业农村现代化发展不构成显著提升作用,其影响系数值较低且不显著。

(二)农业资源禀赋异质性

鉴于不同省份农业资源禀赋存在显著差异,各县域中国式农业农村现代化水平也存在明显异质性。参考我国《2001年粮食流通体制改革意见》,结合各县域资源禀赋区别,将样本划分为粮食主产区、主销区与产销平衡三大农业功能区。表12结果显示,数字经济利于粮食主产区与主销区中国式农业农村现代化发展,且在主产区数字经济的正向影响效应更大,在产销平衡区的正向驱动效应并不显著。这一经济逻辑可能在于:一方面,数字经济能为粮食主产区搭建农产品产业链大数据平台提供技术支撑,为农业产业经营者提供各类相关信息,提高要素资源配置效率,赋能中国式农业农村现代化水平提升。另一方面,粮食主产区多位于经济发展水平较高地区,能依托智慧网络平台创新农产品生产、经营模式,促使农业产业提质增效,助力中国式农业农村现代化发展。

表12 农业资源禀赋异质性检验结果

(三)农业产业融合发展程度异质性

推进农村产业融合发展,有助于提升我国农业全球竞争力,实现农业大国向农业强国转变,为中国式农业农村现代化发展提供强有力产业支撑。立足上述论述,结合《国务院办公厅关于推进农村一二三产业融合发展的指导意见》精神,将样本县域按照所属省份划分为农村一二三产业融合发展试点区与非试点区,进一步考察数字经济对上述地区中国式农业农村现代化的异质性影响,结果如表13所示。由列(1)、列(5)结果可知,在试点区与非试点区样本下,数字经济指数的影响系数分别为0.141与0.023,均通过1%显著性正向检验。这一结果说明,无论是在试点区抑或在非试点区,数字经济均有助于促进中国式农业农村现代化发展。横向比较两组样本的参数值可知,试点区数字经济对中国式农业农村现代化的促进作用显著高于非试点区。原因在于,在农业产业融合试点区,中央与地方财政均投入大量专项资金用于农业产业发展,为中国式农业农村现代化发展提供充足资金支持。相反,在非试点区,由于农业产业融合发展尚处初期探索阶段,多数响应农业产业融合发展的主体处创业期,继而无法获得更多金融机构的金融支持,难为中国式农业农村现代化发展赋能。

表13 农业产业融合发展程度异质性检验结果

进一步观察表13的(2)-(4)列与(6)-(8)列可知,在试点区,数字产业化、产业数字化、数字金融发展的估计系数均至少在5%置信水平上显著为正,说明上述子指标均可促进该地区中国式农业农村现代化发展。相反,数字经济下设的三个子指标在非试点地区的估计系数均不显著,说明数字经济对非试点区中国式农业农村现代化的影响不明显。

六、研究结论与政策建议

(一)研究结论

围绕中国式农业农村现代化根本内涵与实现路径,本文选取中国2010-2021年1749个县域面板数据,在构建中国式农业农村现代化指数基础上,采用面板固定效应模型、中介效应模型与门槛模型实证考察了数字经济对中国式农业农村现代化的影响机制,主要结论为:第一,数字经济及数字产业化、产业数字化与数字金融发展均对中国式农业农村现代化具有显著正向促进作用,在经过内生性、工具变量等一系列稳健性检验后,上述结果仍旧成立;第二,数字经济通过提高基本公共服务均等化水平间接促进中国式农业农村现代化,这说明数字经济发展可为农业产业数字化转型提供技术、人才、资金等创新要素支撑,对实现中国式农业农村现代化起重要基础作用;第三,数字经济的溢出效应表现出“边际效应”递增非线性特征,即数字经济促进中国式农业农村现代化的过程中符合“梅特卡夫法则”,且基本公共服务均等化水平的提高能强化该效应;第四,数字经济发展对“四高型”、粮食主产区、农业产业融合发展试点区的县域中国式农业农村现代化水平存在提升作用。

(二)政策建议

基于以上结论,本文提出如下建议:

第一,打造农村数字经济新高地。实证结果得出,数字经济对中国式农业农村现代化具有显著正向促进作用。据此,地方政府部门应持续放大数字经济产生的红利效应,赋能中国式农业农村现代化发展。一是打造农村数字经济配套产业。相关政府部门应加快推进农村物流产业数字化转型,引导社会资本参与农村物流集散网点的数字化改造,推动农村智慧物流等现代化服务业发展,助力中国式农业农村现代化。二是完善农村数字经济发展政策。地方政府应围绕国家扶持政策,以制度创新为突破口,探索农村数字经济发展与建设数字乡村的新型制度机制,吸引金融资本、社会力量参与建设中国式农业农村现代化。三是提高农村低收入人群数字技能水平。围绕农村数字经济发展要求,相关政府部门应为农村低收入群体提供电子商务、数字普惠金融等相关数字产业业务的培训,提高其对数字经济的了解程度,为中国式农业农村现代化发展提供人力支撑。

第二,加快探索差异化发展道路。异质性分析结果表明,数字经济发展水平对“四高型”、粮食主产区、农业产业融合发展试点区的县域中国式农业农村现代化水平存在提升作用。为助推我国农村地区全面实现中国式农业农村现代化,相关政府部门应找准数字经济差异化发展路径,针对不同地实施针对性战略规划,最终实现乡村振兴与共同富裕。其一,各区域政府部门应以数字产业化为突破口,联合打造以数字技术为核心的高新技术产业群,整体带动农村地区产业链数字化转型升级,为实现中国式农业农村现代化注入动能。其二,各地区政府部门要以服务业数字化形成新消费领域,并根据自身农业产业发展特点,构建以数字服务化与农业产业相结合的新型发展格局,提高地区中国式农业农村现代化水平。其三,相邻地区应以特色化产业为发力点,建立区域性数字产业发展模式,吸引产业链上下游联动集聚,赋能中国式农业农村现代化发展。

第三,强化基本公共服务可及性。研究发现,数字经济通过提高基本公共服务均等化水平间接促进中国式农业农村现代化。为推动中国式农业农村现代化,相关政府部门要不断加强基本公共服务可及性,提高农村基本公共服务均等化水平。一方面,提升基本公共服务设施均等化。各地政府需根据农村地区农业产业布局情况,完善多元化基本公共服务设施覆盖率,提高农村公共服务设施质量,促使城乡间基本公共服务设施符合一体化标准,助力中国式农业农村现代化发展。另一方面,提升民众获取基本公共服务均等化的能力。相关政府部门应围绕农村民众需求,给予一定基础性、底线性的政策扶持,并根据其从事行业提供资金支持。在此基础上,定期为农户提供农业产业相关的培训,提升其基本公共服务均等化获取能力,增强农民综合素养,助力中国式农业农村现代化发展。