信息技術對農村一二三產業融合發展的影響及其非線性效應研究＊

■ 韓家彬 劉玉豐 劉淑云

1.遼寧工程技術大學工商管理學院 葫蘆島 125105

2.中國農業大學經濟管理學院 北京100083

0 引言和文獻綜述

產業融合發展是農村產業發展的新趨勢。黨的十九大報告提出，要實施鄉村振興戰略，促進農村一二三產業融合發展。自2015年中央“一號文件”首次提出要“推進農村一二三產業融合發展”以來，智能農業、休閑農業、信息農業、設施農業、鄉村旅游、農超對接、農村電商等新興業態層出不窮。據統計，2018年我國規模以上農產品加工企業7.9 萬家、營業收入14.9 萬億元；休閑農業和鄉村旅游蓬勃發展，年接待游客30 億人次、營業收入超過8000 億元；農產品網絡零售額達到2305 億元，同比增長33.8%。農村產業融合已成為促進農業現代化、城鄉一體化發展的必由之路[1]。

國內外學者對農村一二三產業融合的影響因素研究可歸納為四個方面，即農村產權制度改革[2,3]、市場需求變化[4]、新型農業經營主體[5]和技術進步與創新[6]。農村產權制度改革的關鍵是推動集體產權制度改革和土地三權分置[7]，其焦點在于明晰集體所有產權關系和落實農民產權主體地位。農村產權制度改革是農村產業融合的外在推力。農村產權制度改革可激活各類要素潛能、推動城鄉產權交易市場的一體化建設、促進農村一二三產業融合[8]。市場需求是農村產業融合的內在誘因。互聯網時代市場需求變化來源于消費者消費升級，消費者的消費行為特征呈現出個性化、體驗式、參與式等特點[9]，為適應消費者消費升級，農村一二三產業部門要積極引入現代信息技術，通過產品創新以及服務創新等多種方式加深農村產業融合發展。新型農業經營主體是農村產業融合的動力源泉。農業產業化龍頭企業、行業協會、專業合作社、種養殖大戶等新型農業經營主體，承擔著融合的主導者、資源要素融合滲透的推動者多種職能，在農村產業交叉融合、產業鏈延伸、新業態培育等方面起到不可替代的作用[10]。而技術進步與創新是農村產業融合的直接動力，以物聯網、云計算、大數據等為代表的現代信息技術滲透到農業生產各環節，突破產業間的技術壁壘，生產出全新的產品、服務或業態滿足消費者多樣化的需求，導致產業融合現象產生[11]。國務院辦公廳《關于推進農村一二三產業融合發展的指導意見》指出要強化科技支撐，完善多渠道農村產業融合服務。新時代促進農村一二三產業融合發展，必須增強數字化思維，用好信息化手段。

綜上所述，現有文獻探究了影響農村一二三產業融合的各方面因素，但是暫沒有相關文獻運用實證方法具體探究信息技術對農村一二三產業融合的影響。因此，本文嘗試探究信息技術對農村一二三產業融合的影響機制，構建指標體系并運用熵值法綜合測度農村一二三產業融合發展指數，采用固定效應模型驗證二者之間的關系。并通過面板分位數回歸和Hansen 門檻效應分析進一步探究在不同產業融合度和不同經濟發展水平下，信息技術與農村產業融合發展之間的非線性關系，依據研究結論提出促進農村一二三產業融合發展的對策建議。

2 理論邏輯與研究假設

在技術或市場的推動下，一些原本由不同產業分別進行的全部或部分經濟活動被統一到專門的企業中進行，以適應技術或市場的需求，當這類經濟活動達到一定規模時，產業融合就產生了[12]。農村一二三產業的融合層次較低，導致整個鄉村的功能和價值被窄化，而現代信息技術為我國農村一二三產業融合提供了技術支撐。信息技術進步通過加快要素流動和加強信息傳遞推動農村一二三產業融合，其影響機理如圖1所示。

隨著互聯網等信息技術的發展，實現了“互聯網+定制農業”、“創意農業”為代表的新業態和新商業模式；建立并完善農業種植養殖、農產品加工、農產品銷售以及休閑農業服務等產業鏈一體化發展。通過新業態的形成和產業鏈的延長，從技術角度提高農產品交易量，降低農產品以及衍生品的交易成本[13]。大數據背景下“土流網”等土地數字化運營平臺的搭建，可滿足農業經營主體對土地流轉、土地金融、土地培訓等各環節需求。如由于農業的季節性特點使得農業資產和生產要素無法在一年四季反復利用，那么可通過在線流轉使得農業整體性參與到全社會產業間分工中，在此過程中，資產和要素得到充分和反復利用，推動農村資源重新配置，提升農村土地、勞動力、資本等各類生產要素的組合升級[14]。交易成本的降低和資源的優化配置，大幅度提升農業生產效率，進而促進農村一二三產業融合[15]。

信息技術進步可打破原有信息不對稱局面[16]。借助互聯網信息技術平臺，農民不僅可以第一時間了解到國家農業政策和農產品市場信息，進而調整農業種植技術和農業種植結構等，減少生產盲目性，合理安排生產節奏，促使農業內部優化；還可以將農產品信息發布在網絡平臺，改善買賣雙方因信息不對稱而導致的產品滯銷等問題，拓寬農產品銷售渠道，為農村一二三產業融合發展提供強有力的信息保障。

通過上述分析，提出假設1：信息技術進步正向促進農村一二三產業融合發展。

農村一二三產業融合發展初期，其提升和增長的空間較大，此時信息技術促進農村產業融合發展的彈性相對較高。隨著農村產業融合水平不斷提升，技術進步對其的推動力逐漸變小。以山東省為例，2013～2014年間，互聯網普及率由44.7%上升至48.6%，農村產業融合水平從3.527提升至3.660，即隨著互聯網普及率上升3.9個百分點，農村產業融合水平隨之提升0.133。而在2015～2016年間，互聯網普及率由48.9%上升至52.9%，農村產業融合水平從3.660 提升至3.686，互聯網普及率同樣是上升4%左右，但農村產業融合水平隨之提升僅為0.026。因此，盡管農村互聯網普及率繼續提升，但其對農村產業融合的促進作用呈現出遞減的趨勢。

基于此，提出假設2：信息技術對農村一二三產業融合發展存在著顯著邊際遞減的非線性驅動效應。

產業融合是經濟發展過程中傳統產業不斷消融，新的業態逐漸成長，伴隨著經濟結構的演化和生產力水平的提升。農業技術創新、土地制度、補貼政策、市場需求、經濟發展水平等多因素綜合作用推動著農村產業融合發展。當經濟發展水平較低時，技術進步是農村一二三產業融合發展的主要驅動力，互聯網技術產生的外溢性促使農村一二三產業間資源得到優化配置，推動著農村一二三產業融合發展。而當經濟發展水平較高時，互聯網技術對農村一二三產業融合發展的促進作用呈現邊際遞減的趨勢，非技術因素將逐漸成為推動農村一二三產業融合發展重要動力。因此，信息技術對農村產業融合發展的影響可能呈現非線性關系。

綜上，提出假設3：信息技術對農村一二三產業融合的影響可能存在經濟發展水平的門檻效應。

3 研究設計

3.1 模型構建

為驗證信息技術對農村一二三產業融合發展的正向促進作用，構建如下計量模型：

其中：RIDit表示農村一二三產業融合發展水平；TECHit表示信息技術水平；Controlit表示控制變量；μi、ωt分別表示不可觀測的地區固定效應和時間固定效應；εit表示隨機變量。其中i表示省（市、區），t表示年份。

其次，式（1）暗含著信息技術與農村一二三產業融合發展之間存在著線性關系的假設。但如前文所述，二者之間是一個復雜的過程，傳統的線性回歸僅能反映兩者之間的平均效應，無法反映模型變量間關系的全貌[17]。因此采用面板分位數回歸模型，進一步考察不同分位點下信息技術與農村產業融合之間的關系，力圖使研究更加深入與全面。構建如下模型：

其中，Quantτ(RIDit)表示與分位點τ對應的分位數，表示τ分位點下信息技術對農村一二三產業融合發展的邊際影響。

在不同經濟水平條件下，二者之間的關系可能存在差異。信息技術對農村一二三產業融合發展的影響可能需要跨越一定的“門檻”。為進一步考察二者之間的非線性效應，在式（1）的基礎上，借鑒Hansen門檻模型的思路，以單一門檻模型為例，構建如下模型：

其中：qit為門檻變量，θ為特定門檻值，I(.)為指標函數，若門檻變量滿足公式括號內的取值條件，則該函數取值為1，否則取值為0，其他符號含義同上。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

農村一二三產業融合發展（RID）是一個綜合性的復雜過程，使用某一單個指標不能對該變量進行全面的評價。從農村一二三產業融合發展的內涵出發，將推進農村產業融合的目標層分為兩個：融合行為和融合效應[18]。融合行為是指農業與關聯產業的融合互動，可進一步分解為農業產業鏈融合、農業多功能性發揮和農業服務業融合發展三項功能指標[19]；融合效應可進一步分解為農民增收、就業促進和城鄉一體化發展3 項功能指標[20]。具體指標如表1所示。

表1 農村一二三產業融合發展水平的綜合評價指標體系

采用熵值法對全國30 個?。ㄊ?、區）2006～2017年的農村產業融合度進行測度。具體步驟如下：

(1)指標形式。假定有y個年份，n個觀測對象，m項評價指標，那么Xλij為第λ年第i個觀測對象的第j項評價指標。

(2)數據的標準化。為消除因量綱不同對評價結果產生的影響需要對各項評價指標進行標準化處理。正向指標和負向指標的標準化分別按照(4)式和(5)式。

其中，X'λij表示標準之后的值，Xmin和Xmax分別表示樣本期間的第j項指標的最小值和最大值。

(3)確定各項指標在樣本期間的貢獻度Pλij，由此可以建立數據的貢獻度矩陣。如公式(6)所示。

(4)計算第j項評價指標的信息熵值Ej，如公式(7)所示。

其中，K＞0且K= ln(yn)

(5)一項評價指標的信息效用價值取決于該項指標的信息熵Ej與1 之間的差值，它的值直接影響該項指標權重的大小，信息效用值越大，對評價的重要性也就越大，權重也就越大。計算第j項評價指標的信息效用值Gj，如公式(8)所示。

(6)用熵值法估算各評價指標的權重，其本質上是計算第j項評價指標的權重Wj，如公式(9)所示。

(7)計算農村一二三產業融合發展度RIDλij，如公式(10)所示。

3.2.2 核心解釋變量

信息技術是本文的核心解釋變量?；ヂ摼W作為信息技術的一種，與農業農村的融合，是推動農業農村現代化的重大機遇與關鍵部署[21]。故選取“農村互聯網寬帶接入率”這一指標來反映信息技術。農村互聯網寬帶接入率用農村寬帶接入戶與鄉村總戶數之比來表示。

3.2.3 門檻變量

為進一步探究不同經濟發展水平階段，信息技術對農村產業融合的影響，選用人均GDP 作為門檻變量，用GDP總量與總人口之比來表征。

3.2.4 控制變量

為減少因為變量遺漏所引致的估計結果的偏差，選取如下控制變量：（1）財政支農比重，用財政支農占財政總支出的比重來衡量。（2）人力資本，以各省份農村居民人均受教育年限來衡量。具體計算公式為：農村人口平均受教育年限＝小學人口比重×6+初中人口比重×9+高中及中專人口比重×12+大專及大專以上人口比重×16。（3）產業結構，用第一產業總產值占GDP的比重來衡量。（4）城市化率，用城鎮人口占總人口的比重來衡量。（5）基礎設施建設，用行政村通硬化路面積比重來表示。（6）農林牧漁業投資比重，用農林牧漁業投資額與農村住戶固定資產投資額比重來表征。（7）農業技術進步，采用各地區農業機械總動力與第一產業就業人員數之比。

3.3 數據來源及描述性統計

本文數據為2006～2017年中國30 個?。ㄊ?、區）的面板數據（表2）。其中，農產品加工業年主營業務收入數據來源于歷年《中國農產品加工業發展報告》；農業總產值、農林牧漁業總產值、農業機械總動力、糧食產量、農藥化肥薄膜使用量、農作物播種面積、家庭經營性收入、人均可支配收入等數據來源于歷年《中國農村統計年鑒》和《中國農業年鑒》；農村寬帶接入戶數、農林牧漁服務業產值等數據來源于歷年《中國第三產業統計資料匯編》；鄉村從業人員數、第一產業產值、城鄉人口數、人均GDP 等數據來源于《中國統計年鑒》和各地區統計年鑒；涉農貸款額來源于Wind 數據庫和歷年《中國農村金融服務報告》。為了確保統計數據的可比性，以2006年作為基期，對涉及到用貨幣計量的相關變量均做了平減處理。各變量的描述性統計結果如表3所示。

表2 30?。ㄊ小^）2006～2017年農村一二三產業融合度測度結果

表3 變量的描述性統計結果

4 實證結果與分析

4.1 基準回歸結果

為了驗證前文提出的假說，即信息技術進步正向促進農村一二三產業融合發展，下面基于（1）式進行了回歸分析，表4 報告了回歸結果。采取“一般到特殊”的建模原則，逐步引入控制變量以考察單個變量對農村產業融合的影響?？梢钥闯?，無論是模型（1）所示的“一般性”估計結果，還是模型（2）至模型（8）所示的“特殊性”估計結果，農村互聯網寬帶接入率的回歸系數均為正，且通過顯著性檢驗。這表明信息技術的確為農村一二三產業融合發展起到促進作用，驗證研究假設1。由模型（8）可知，當農村互聯網寬帶接入率每增加1%，農村產業融合度則提升0.102。在控制變量中，人力資本、產業結構、城市化率和農業技術進步均顯著為正，對農村產業融合有顯著提升作用。

表4 基準回歸結果分析

4.2 面板分位數回歸結果

在基準回歸中，考察了信息技術對農村一二三產業融合的影響。然而，傳統的線性回歸僅能反映兩者之間的平均效應，且均值回歸的參數估計結果還易受極端值影響，因此采用面板分位數回歸模型，進一步考察不同農村一二三產業融合發展條件下，信息技術對農村一二三產業融合發展的邊際效果。為保證估計結果的有效性，在對每個分位數進行回歸時，均借助自助法重復抽樣技術做了300 次重復抽樣?；貧w結果如表5 所示，農村互聯網寬帶接入率在10%至70%的分位點上顯著為正，但在90%分位點上顯著水平有所下降，這意味著隨著農村產業融合度的提升，信息技術的促進作用不再明顯。從信息技術的回歸系數隨著分位數變動的變化趨勢可以看出，隨著農村一二三產業融合發展水平分位數的提高，信息技術的分位數回歸系數呈現出不斷縮小的趨勢，說明信息技術對農村一二三產業融合發展的促進作用不斷降低，從而驗證假設2，即信息技術對農村一二三產業融合發展存在著邊際遞減的非線性驅動效應。

表5 面板分位數回歸結果表

4.3 面板門檻回歸結果

通過面板分位數回歸檢驗發現，在不同條件下會形成信息技術對農村產業融合的非線性影響。因此，有必要進一步考慮信息技術對農村產業融合的門檻效應，選取經濟發展水平為門檻變量。在進行面板門檻回歸之前，先對門檻效應及門檻具體數量進行檢驗。結果顯示，在單門限檢驗中，F 統計量在5%的顯著性水平下拒絕了沒有門檻的原假設；在雙門檻檢驗中，F統計量不拒絕只有一個門檻的原假設，表明模型存在單一門檻，門限值為9.6158。

由表7 可知，農村互聯網寬帶接入率的估計系數為正且在1%的水平下具有顯著性，故信息技術對農村產業融合具有正向促進作用，但影響程度在不同經濟發展水平階段存在差異。當經濟發展水平處于較低水平時（人均GDP≤9.6158），信息技術對農村產業融合的促進作用較為明顯，當經濟發展水平達到門檻值后（人均GDP＞9.6158），信息技術對農村一二三產業融合的促進作用顯著降低，但其本質仍具有正向促進作用，這也進一步驗證了假設3。需要說明的是，此處的人均GDP 已做取對數處理，將其指數化后門檻值為22026.318。

表6 門檻效應檢驗

表7 以人均GDP為門限值的門檻回歸結果

5 研究結論與政策建議

信息技術在農村產業融合過程中發揮著至關重要的作用。本文從理論上詳細梳理了信息技術對農村一二三產業融合的影響機制，基于中國30 個省（市、區）2006～2017年的面板數據，在測算農村一二三產業融合發展水平指數的基礎上，利用面板固定效應模型，分析了信息技術對農村一二三產業融合的影響。研究結論如下：第一，信息技術對農村產業融合存在顯著正向作用，且在增加了其他控制變量后，信息技術對農村產業融合依然有著顯著的正向影響。第二，借助面板分位數回歸研究發現：信息技術對農村產業融合發展存在著邊際遞減的非線性驅動效應，即信息技術對農村一二三產業融合水平低的地區的促進作用大于融合水平高的地區。第三，進一步通過面板門檻回歸模型檢驗信息技術與農村產業融合的關系。研究表明：在不同經濟發展水平下，信息技術對農村產業融合的影響是非線性的，經濟發展水平超過一定門檻值后，信息技術對農村產業融合的促進作用逐漸減弱。

基于上述結論，提出如下政策建議：

第一，政府應完善技術投入機制，強化技術滲透。將互聯網融入到農業產業中，推進信息技術與農業生產、加工、消費、管理等各環節的融合，并借助“大數據”、“云計算”等現代化手段完善農村物流體系。加大產學研投入，推動高校和科研院所的研發向農村傾斜，鼓勵企業將先進技術向農村下沉。大力推進信息進村入戶工程，打造開放高效的農業科技成果孵化市場化平臺，提升農業產業化經營的廣度和深度。

第二，推進農村產業融合發展從高速到高質量的轉變。關注信息技術對農村產業融合促進作用的邊際遞減效應，在農村產業融合發展程度處于較低水平的地區，應加快信息技術步伐，通過信息技術發展充分帶動地區農村產業融合。而對于農村產業融合程度相對較高的地區，信息技術對農村產業融合的促進作用已經處于遞減階段，應當更加注意信息技術進步的效率，以爭取更大效用水平和更高質量的產業融合。

第三，針對不同經濟發展水平制定差異化區域扶植政策。地方政府在制定促進農村產業融合相關政策時應充分考慮自身發展水平，從自身經濟發展和資源稟賦等方面出發，有選擇性和針對性地將信息技術與那些適合本地發展且效應較好、見效較快又能帶動產業鏈條上產、供、銷各環節的優勢產業進行融合，避免政策制定的千篇一律。除此之外，優化產業結構、加深城鎮化率以及加大農林牧漁業投資均能促使農村一二三產業融合目標順利實現。