信息技术对农村一二三产业融合发展的影响及其非线性效应研究＊

■ 韩家彬 刘玉丰 刘淑云

1.辽宁工程技术大学工商管理学院 葫芦岛 125105

2.中国农业大学经济管理学院 北京100083

0 引言和文献综述

产业融合发展是农村产业发展的新趋势。党的十九大报告提出，要实施乡村振兴战略，促进农村一二三产业融合发展。自2015年中央“一号文件”首次提出要“推进农村一二三产业融合发展”以来，智能农业、休闲农业、信息农业、设施农业、乡村旅游、农超对接、农村电商等新兴业态层出不穷。据统计，2018年我国规模以上农产品加工企业7.9 万家、营业收入14.9 万亿元；休闲农业和乡村旅游蓬勃发展，年接待游客30 亿人次、营业收入超过8000 亿元；农产品网络零售额达到2305 亿元，同比增长33.8%。农村产业融合已成为促进农业现代化、城乡一体化发展的必由之路[1]。

国内外学者对农村一二三产业融合的影响因素研究可归纳为四个方面，即农村产权制度改革[2,3]、市场需求变化[4]、新型农业经营主体[5]和技术进步与创新[6]。农村产权制度改革的关键是推动集体产权制度改革和土地三权分置[7]，其焦点在于明晰集体所有产权关系和落实农民产权主体地位。农村产权制度改革是农村产业融合的外在推力。农村产权制度改革可激活各类要素潜能、推动城乡产权交易市场的一体化建设、促进农村一二三产业融合[8]。市场需求是农村产业融合的内在诱因。互联网时代市场需求变化来源于消费者消费升级，消费者的消费行为特征呈现出个性化、体验式、参与式等特点[9]，为适应消费者消费升级，农村一二三产业部门要积极引入现代信息技术，通过产品创新以及服务创新等多种方式加深农村产业融合发展。新型农业经营主体是农村产业融合的动力源泉。农业产业化龙头企业、行业协会、专业合作社、种养殖大户等新型农业经营主体，承担着融合的主导者、资源要素融合渗透的推动者多种职能，在农村产业交叉融合、产业链延伸、新业态培育等方面起到不可替代的作用[10]。而技术进步与创新是农村产业融合的直接动力，以物联网、云计算、大数据等为代表的现代信息技术渗透到农业生产各环节，突破产业间的技术壁垒，生产出全新的产品、服务或业态满足消费者多样化的需求，导致产业融合现象产生[11]。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》指出要强化科技支撑，完善多渠道农村产业融合服务。新时代促进农村一二三产业融合发展，必须增强数字化思维，用好信息化手段。

综上所述，现有文献探究了影响农村一二三产业融合的各方面因素，但是暂没有相关文献运用实证方法具体探究信息技术对农村一二三产业融合的影响。因此，本文尝试探究信息技术对农村一二三产业融合的影响机制，构建指标体系并运用熵值法综合测度农村一二三产业融合发展指数，采用固定效应模型验证二者之间的关系。并通过面板分位数回归和Hansen 门槛效应分析进一步探究在不同产业融合度和不同经济发展水平下，信息技术与农村产业融合发展之间的非线性关系，依据研究结论提出促进农村一二三产业融合发展的对策建议。

2 理论逻辑与研究假设

在技术或市场的推动下，一些原本由不同产业分别进行的全部或部分经济活动被统一到专门的企业中进行，以适应技术或市场的需求，当这类经济活动达到一定规模时，产业融合就产生了[12]。农村一二三产业的融合层次较低，导致整个乡村的功能和价值被窄化，而现代信息技术为我国农村一二三产业融合提供了技术支撑。信息技术进步通过加快要素流动和加强信息传递推动农村一二三产业融合，其影响机理如图1所示。

随着互联网等信息技术的发展，实现了“互联网+定制农业”、“创意农业”为代表的新业态和新商业模式；建立并完善农业种植养殖、农产品加工、农产品销售以及休闲农业服务等产业链一体化发展。通过新业态的形成和产业链的延长，从技术角度提高农产品交易量，降低农产品以及衍生品的交易成本[13]。大数据背景下“土流网”等土地数字化运营平台的搭建，可满足农业经营主体对土地流转、土地金融、土地培训等各环节需求。如由于农业的季节性特点使得农业资产和生产要素无法在一年四季反复利用，那么可通过在线流转使得农业整体性参与到全社会产业间分工中，在此过程中，资产和要素得到充分和反复利用，推动农村资源重新配置，提升农村土地、劳动力、资本等各类生产要素的组合升级[14]。交易成本的降低和资源的优化配置，大幅度提升农业生产效率，进而促进农村一二三产业融合[15]。

信息技术进步可打破原有信息不对称局面[16]。借助互联网信息技术平台，农民不仅可以第一时间了解到国家农业政策和农产品市场信息，进而调整农业种植技术和农业种植结构等，减少生产盲目性，合理安排生产节奏，促使农业内部优化；还可以将农产品信息发布在网络平台，改善买卖双方因信息不对称而导致的产品滞销等问题，拓宽农产品销售渠道，为农村一二三产业融合发展提供强有力的信息保障。

通过上述分析，提出假设1：信息技术进步正向促进农村一二三产业融合发展。

农村一二三产业融合发展初期，其提升和增长的空间较大，此时信息技术促进农村产业融合发展的弹性相对较高。随着农村产业融合水平不断提升，技术进步对其的推动力逐渐变小。以山东省为例，2013～2014年间，互联网普及率由44.7%上升至48.6%，农村产业融合水平从3.527提升至3.660，即随着互联网普及率上升3.9个百分点，农村产业融合水平随之提升0.133。而在2015～2016年间，互联网普及率由48.9%上升至52.9%，农村产业融合水平从3.660 提升至3.686，互联网普及率同样是上升4%左右，但农村产业融合水平随之提升仅为0.026。因此，尽管农村互联网普及率继续提升，但其对农村产业融合的促进作用呈现出递减的趋势。

基于此，提出假设2：信息技术对农村一二三产业融合发展存在着显著边际递减的非线性驱动效应。

产业融合是经济发展过程中传统产业不断消融，新的业态逐渐成长，伴随着经济结构的演化和生产力水平的提升。农业技术创新、土地制度、补贴政策、市场需求、经济发展水平等多因素综合作用推动着农村产业融合发展。当经济发展水平较低时，技术进步是农村一二三产业融合发展的主要驱动力，互联网技术产生的外溢性促使农村一二三产业间资源得到优化配置，推动着农村一二三产业融合发展。而当经济发展水平较高时，互联网技术对农村一二三产业融合发展的促进作用呈现边际递减的趋势，非技术因素将逐渐成为推动农村一二三产业融合发展重要动力。因此，信息技术对农村产业融合发展的影响可能呈现非线性关系。

综上，提出假设3：信息技术对农村一二三产业融合的影响可能存在经济发展水平的门槛效应。

3 研究设计

3.1 模型构建

为验证信息技术对农村一二三产业融合发展的正向促进作用，构建如下计量模型：

其中：RIDit表示农村一二三产业融合发展水平；TECHit表示信息技术水平；Controlit表示控制变量；μi、ωt分别表示不可观测的地区固定效应和时间固定效应；εit表示随机变量。其中i表示省（市、区），t表示年份。

其次，式（1）暗含着信息技术与农村一二三产业融合发展之间存在着线性关系的假设。但如前文所述，二者之间是一个复杂的过程，传统的线性回归仅能反映两者之间的平均效应，无法反映模型变量间关系的全貌[17]。因此采用面板分位数回归模型，进一步考察不同分位点下信息技术与农村产业融合之间的关系，力图使研究更加深入与全面。构建如下模型：

其中，Quantτ(RIDit)表示与分位点τ对应的分位数，表示τ分位点下信息技术对农村一二三产业融合发展的边际影响。

在不同经济水平条件下，二者之间的关系可能存在差异。信息技术对农村一二三产业融合发展的影响可能需要跨越一定的“门槛”。为进一步考察二者之间的非线性效应，在式（1）的基础上，借鉴Hansen门槛模型的思路，以单一门槛模型为例，构建如下模型：

其中：qit为门槛变量，θ为特定门槛值，I(.)为指标函数，若门槛变量满足公式括号内的取值条件，则该函数取值为1，否则取值为0，其他符号含义同上。

3.2 变量选取

3.2.1 被解释变量

农村一二三产业融合发展（RID）是一个综合性的复杂过程，使用某一单个指标不能对该变量进行全面的评价。从农村一二三产业融合发展的内涵出发，将推进农村产业融合的目标层分为两个：融合行为和融合效应[18]。融合行为是指农业与关联产业的融合互动，可进一步分解为农业产业链融合、农业多功能性发挥和农业服务业融合发展三项功能指标[19]；融合效应可进一步分解为农民增收、就业促进和城乡一体化发展3 项功能指标[20]。具体指标如表1所示。

表1 农村一二三产业融合发展水平的综合评价指标体系

采用熵值法对全国30 个省（市、区）2006～2017年的农村产业融合度进行测度。具体步骤如下：

(1)指标形式。假定有y个年份，n个观测对象，m项评价指标，那么Xλij为第λ年第i个观测对象的第j项评价指标。

(2)数据的标准化。为消除因量纲不同对评价结果产生的影响需要对各项评价指标进行标准化处理。正向指标和负向指标的标准化分别按照(4)式和(5)式。

其中，X'λij表示标准之后的值，Xmin和Xmax分别表示样本期间的第j项指标的最小值和最大值。

(3)确定各项指标在样本期间的贡献度Pλij，由此可以建立数据的贡献度矩阵。如公式(6)所示。

(4)计算第j项评价指标的信息熵值Ej，如公式(7)所示。

其中，K＞0且K= ln(yn)

(5)一项评价指标的信息效用价值取决于该项指标的信息熵Ej与1 之间的差值，它的值直接影响该项指标权重的大小，信息效用值越大，对评价的重要性也就越大，权重也就越大。计算第j项评价指标的信息效用值Gj，如公式(8)所示。

(6)用熵值法估算各评价指标的权重，其本质上是计算第j项评价指标的权重Wj，如公式(9)所示。

(7)计算农村一二三产业融合发展度RIDλij，如公式(10)所示。

3.2.2 核心解释变量

信息技术是本文的核心解释变量。互联网作为信息技术的一种，与农业农村的融合，是推动农业农村现代化的重大机遇与关键部署[21]。故选取“农村互联网宽带接入率”这一指标来反映信息技术。农村互联网宽带接入率用农村宽带接入户与乡村总户数之比来表示。

3.2.3 门槛变量

为进一步探究不同经济发展水平阶段，信息技术对农村产业融合的影响，选用人均GDP 作为门槛变量，用GDP总量与总人口之比来表征。

3.2.4 控制变量

为减少因为变量遗漏所引致的估计结果的偏差，选取如下控制变量：（1）财政支农比重，用财政支农占财政总支出的比重来衡量。（2）人力资本，以各省份农村居民人均受教育年限来衡量。具体计算公式为：农村人口平均受教育年限＝小学人口比重×6+初中人口比重×9+高中及中专人口比重×12+大专及大专以上人口比重×16。（3）产业结构，用第一产业总产值占GDP的比重来衡量。（4）城市化率，用城镇人口占总人口的比重来衡量。（5）基础设施建设，用行政村通硬化路面积比重来表示。（6）农林牧渔业投资比重，用农林牧渔业投资额与农村住户固定资产投资额比重来表征。（7）农业技术进步，采用各地区农业机械总动力与第一产业就业人员数之比。

3.3 数据来源及描述性统计

本文数据为2006～2017年中国30 个省（市、区）的面板数据（表2）。其中，农产品加工业年主营业务收入数据来源于历年《中国农产品加工业发展报告》；农业总产值、农林牧渔业总产值、农业机械总动力、粮食产量、农药化肥薄膜使用量、农作物播种面积、家庭经营性收入、人均可支配收入等数据来源于历年《中国农村统计年鉴》和《中国农业年鉴》；农村宽带接入户数、农林牧渔服务业产值等数据来源于历年《中国第三产业统计资料汇编》；乡村从业人员数、第一产业产值、城乡人口数、人均GDP 等数据来源于《中国统计年鉴》和各地区统计年鉴；涉农贷款额来源于Wind 数据库和历年《中国农村金融服务报告》。为了确保统计数据的可比性，以2006年作为基期，对涉及到用货币计量的相关变量均做了平减处理。各变量的描述性统计结果如表3所示。

表2 30省（市、区）2006～2017年农村一二三产业融合度测度结果

表3 变量的描述性统计结果

4 实证结果与分析

4.1 基准回归结果

为了验证前文提出的假说，即信息技术进步正向促进农村一二三产业融合发展，下面基于（1）式进行了回归分析，表4 报告了回归结果。采取“一般到特殊”的建模原则，逐步引入控制变量以考察单个变量对农村产业融合的影响。可以看出，无论是模型（1）所示的“一般性”估计结果，还是模型（2）至模型（8）所示的“特殊性”估计结果，农村互联网宽带接入率的回归系数均为正，且通过显著性检验。这表明信息技术的确为农村一二三产业融合发展起到促进作用，验证研究假设1。由模型（8）可知，当农村互联网宽带接入率每增加1%，农村产业融合度则提升0.102。在控制变量中，人力资本、产业结构、城市化率和农业技术进步均显著为正，对农村产业融合有显著提升作用。

表4 基准回归结果分析

4.2 面板分位数回归结果

在基准回归中，考察了信息技术对农村一二三产业融合的影响。然而，传统的线性回归仅能反映两者之间的平均效应，且均值回归的参数估计结果还易受极端值影响，因此采用面板分位数回归模型，进一步考察不同农村一二三产业融合发展条件下，信息技术对农村一二三产业融合发展的边际效果。为保证估计结果的有效性，在对每个分位数进行回归时，均借助自助法重复抽样技术做了300 次重复抽样。回归结果如表5 所示，农村互联网宽带接入率在10%至70%的分位点上显著为正，但在90%分位点上显著水平有所下降，这意味着随着农村产业融合度的提升，信息技术的促进作用不再明显。从信息技术的回归系数随着分位数变动的变化趋势可以看出，随着农村一二三产业融合发展水平分位数的提高，信息技术的分位数回归系数呈现出不断缩小的趋势，说明信息技术对农村一二三产业融合发展的促进作用不断降低，从而验证假设2，即信息技术对农村一二三产业融合发展存在着边际递减的非线性驱动效应。

表5 面板分位数回归结果表

4.3 面板门槛回归结果

通过面板分位数回归检验发现，在不同条件下会形成信息技术对农村产业融合的非线性影响。因此，有必要进一步考虑信息技术对农村产业融合的门槛效应，选取经济发展水平为门槛变量。在进行面板门槛回归之前，先对门槛效应及门槛具体数量进行检验。结果显示，在单门限检验中，F 统计量在5%的显著性水平下拒绝了没有门槛的原假设；在双门槛检验中，F统计量不拒绝只有一个门槛的原假设，表明模型存在单一门槛，门限值为9.6158。

由表7 可知，农村互联网宽带接入率的估计系数为正且在1%的水平下具有显著性，故信息技术对农村产业融合具有正向促进作用，但影响程度在不同经济发展水平阶段存在差异。当经济发展水平处于较低水平时（人均GDP≤9.6158），信息技术对农村产业融合的促进作用较为明显，当经济发展水平达到门槛值后（人均GDP＞9.6158），信息技术对农村一二三产业融合的促进作用显著降低，但其本质仍具有正向促进作用，这也进一步验证了假设3。需要说明的是，此处的人均GDP 已做取对数处理，将其指数化后门槛值为22026.318。

表6 门槛效应检验

表7 以人均GDP为门限值的门槛回归结果

5 研究结论与政策建议

信息技术在农村产业融合过程中发挥着至关重要的作用。本文从理论上详细梳理了信息技术对农村一二三产业融合的影响机制，基于中国30 个省（市、区）2006～2017年的面板数据，在测算农村一二三产业融合发展水平指数的基础上，利用面板固定效应模型，分析了信息技术对农村一二三产业融合的影响。研究结论如下：第一，信息技术对农村产业融合存在显著正向作用，且在增加了其他控制变量后，信息技术对农村产业融合依然有着显著的正向影响。第二，借助面板分位数回归研究发现：信息技术对农村产业融合发展存在着边际递减的非线性驱动效应，即信息技术对农村一二三产业融合水平低的地区的促进作用大于融合水平高的地区。第三，进一步通过面板门槛回归模型检验信息技术与农村产业融合的关系。研究表明：在不同经济发展水平下，信息技术对农村产业融合的影响是非线性的，经济发展水平超过一定门槛值后，信息技术对农村产业融合的促进作用逐渐减弱。

基于上述结论，提出如下政策建议：

第一，政府应完善技术投入机制，强化技术渗透。将互联网融入到农业产业中，推进信息技术与农业生产、加工、消费、管理等各环节的融合，并借助“大数据”、“云计算”等现代化手段完善农村物流体系。加大产学研投入，推动高校和科研院所的研发向农村倾斜，鼓励企业将先进技术向农村下沉。大力推进信息进村入户工程，打造开放高效的农业科技成果孵化市场化平台，提升农业产业化经营的广度和深度。

第二，推进农村产业融合发展从高速到高质量的转变。关注信息技术对农村产业融合促进作用的边际递减效应，在农村产业融合发展程度处于较低水平的地区，应加快信息技术步伐，通过信息技术发展充分带动地区农村产业融合。而对于农村产业融合程度相对较高的地区，信息技术对农村产业融合的促进作用已经处于递减阶段，应当更加注意信息技术进步的效率，以争取更大效用水平和更高质量的产业融合。

第三，针对不同经济发展水平制定差异化区域扶植政策。地方政府在制定促进农村产业融合相关政策时应充分考虑自身发展水平，从自身经济发展和资源禀赋等方面出发，有选择性和针对性地将信息技术与那些适合本地发展且效应较好、见效较快又能带动产业链条上产、供、销各环节的优势产业进行融合，避免政策制定的千篇一律。除此之外，优化产业结构、加深城镇化率以及加大农林牧渔业投资均能促使农村一二三产业融合目标顺利实现。