数字经济同农业高质量发展的空间溢出效应研究

张兆伟

（贵州大学 经济学院，贵州 贵阳 550025）

一、引言

我国对信息经济带动农业高质量发展进行了长远规划。政策方面，先是注重于推进技术的多元化与专业化，培养现代农民，构建现代农业产业体系。如2013 年中央一号文件提出重点开发农村数字技术，发展农业信息服务。紧接着，信息经济于2014 年走进公众视野。党的十九大报告指出：“加快建设创新型国家，为建设数字中国提供有力支撑。”而后国家政策开始以技术为出发点，重点关注创新驱动。2016 年，“十三五”规划将网络强国战略纳为国家重大发展战略。同年，中共中央政治局再次强调“做大做强数字经济，推动经济发展”。此后，信息经济一词变为数字经济。2018 年中央一号文件强调以发展数字农业，缩小城乡数字鸿沟。2022 年中央一号文件再次提出，“大力推进数字农村建设，推动智慧农业发展”。近10 年来，政府致力于数字经济与数字农业的同步，以高新技术带动农民增收，以数据分析促进农业发展，然而考虑到“互联网+”的多元性与复杂性，数字经济如何有效、快速推动农业高质量发展已然成为研究热点。

二、文献回顾

一方面，作为当下热点，学者对于数字经济的界定多种多样，根据各自理解赋予了“数字经济”不同的意义。部分学者认为数字经济以技术为核心，以数字化为领域，覆盖各行各业[1-2]；另一部分学者，如吴佳熠（2020）[3]把数据看作数字经济的关键要素；也有学者从不同视角对数字经济多方面内容进行了总结，发现信息经济、数字经济等词语都特指由技术变革所引起的一种经济现象[4-5]，但总的来说，数字经济具有很强的技术属性，即技术是数字经济乃至农业高质量发展的主要驱动力。另一方面，现实对农业农村经济提出了新要求、新挑战，即农业需要从数量规模的增长向高质量提升和转变，实现高质量发展。现有文献集中探讨了农业高质量发展的内涵、评价体系及实现路径[6-16]，认为农业高质量发展对经济社会的影响趋于多元化，如何全面反映数字经济对经济高质量发展的作用是将要面临的新问题[17]。

起初学者仅对经济增长的数量进行研究，忽略了质量造成的影响。基于此，钞小静和惠康（2009）[18]、钞小静和任保平（2011）[19]先后利用1978—2007 年间数据对改革开放30 年以来各地区经济增长质量指数进行测算，发现各地区之间的经济增长质量水平却存在很大差异，之后邓荣荣等（2021）[20]以省际面板数据构建空间杜宾模型，从实证角度再次验证了数字经济同经济增长质量之间存在耦合关系。农业高质量发展日新月异，在数字农业等新兴技术影响下，农民收入也逐年上升。数字经济降低了农业知识门槛，通过高流通、专业化的知识提升农民人力资本，在增加农民在信息时代的竞争力，增加作为经济主体的农民收入以及促进国内国际双循环等方面起到了重要作用。那么新时代如何保证农业经济与农民收入同步增长，又如何在保障粮食安全的同时，维护农业经济体系安全，将会很大程度取决于农业在结合数字经济后的发展水平。因此，从理论和实践层面探究数字经济与农业高质量发展间的影响和机制，具有现实意义。

陈毅辉和洪碧云（2022）[21]对关于地区差异化对经济高质量发展的时空耦合关系进行了探究，但存在不足。一是已有研究认为数字经济和农业高质量发展确实存在空间效应，但现有的文献碍于指标选取的困难与差异，很少有学者研究二者间的影响，也未探寻数字经济中的数字金融、技术创新等要素对农业高质量发展的影响机制如何，本文将以空间溢出效应作为切入点验证其影响；二是在理论机制方面，多数学者仅验证了精准匹配效应、效率提升效应与规模经济效应，本文将基于数字经济的扩散效应、溢出效应与普惠效应构建理论机制图，并进行验证和总结，填补理论空缺；三是采用或构建的指标体系不完整，本文在其之前学者的基础上构建了对应的指标体系，同时构建邻近、地理距离（经纬度）、经济地理距离矩阵，进一步利用空间杜宾模型完善实证方面的空缺。

三、理论分析与假设提出

2019 年《数字乡村发展战略纲要》指出“要充分发挥信息技术创新的扩散效应、信息和知识的溢出效应、数字技术释放的普惠效应，加快推进农业农村现代化”。数字经济是基于网络化、信息化的新经济形态，其中数字技术与实体经济浑然一体，而数字技术仅作为数字经济的一部分而存在，同时数字经济还包括数字普惠金融、数字社会等载体，故此认为数字经济对于农业高质量发展包括扩散效应、溢出效应、普惠效应。

第一，数字经济对于农业高质量发展具有扩散效应（夏显力等，2019；罗千峰等，2022）[14][22]。扩散效应是指增长极与区域内其他地区产生经济联系，促进区域间企业的竞争与合作，进而推动整个区域发展的过程（郑国，2006）[23]。基于增长极理论，长期内数字经济的建设会促进区域经济发展，形成扩散效应，进而带动农业产业体系的重新建构，向管理更高效、成本更有利的高质量农业转型升级。

第二，数字经济对农业高质量发展具有溢出效应。中国区域经济发展具有溢出效应（潘文卿，2012）[24]，数字农业的建设程度会因区域间的溢出效应、区域间发展条件、发展水平不协调形成显著差异。这种差异使高质量建设程度高的地区拥有完整的产业链—供应链—价值链，其农产品供给与市场价格更加稳定，农业产业结构和空间布局更加合理，如东部沿海综合经济区（慕娟和马立平，2021）[25]。根据流通和消费理论，上述的经济发达地区不仅对当地农民的消费有促进作用，还会带动周边农民参与市场的积极性（王婷，2018；朱毅轩，2022）[26-27]，从而对农业高质量发展形成溢出效应。

第三，数字经济通过数字普惠金融对农业高质量发展释放普惠效应。数字普惠金融是数字经济乃至数字社会的主要载体，具有低成本、广范畴的特点，随市场经营自发产生被动普惠效应（熊德平等，2017）[28]。此外，数字普惠金融与技术、效益相协同。一方面将数字技术嵌入互联网，降低门槛效应（李琴和范丹，2022）[29]，转嫁交易成本；另一方面通过数字赋权精准服务低收入群体，抑制信息不对称，弥合农业高速发展形成的数字鸿沟，以完善的风险控制与征信体系打造利益联结机制，进而释放普惠效应，实现农民收入包容性增长。

数字经济既要保证农民持续增收，增加农民劳动效益，又要推进农业转型升级，增加农业经济效益，推动农业高质量发展。新业态的建构，需要数字技术带来的核心技术作为产业支撑、关键技术作为效率保障、创新技术作为转化赋能，引起产业结构向更高维度变化、数字技术成果向更高层次转化，以智能化、网络化、即时化技术构建农业抗风险的保障体系，提高农业标准化水平，注重农业生产过程及人员的数字化、信息化管理，横纵向延伸拓展，再通过技术嵌入来应对需求与成本不对称，健全产业链条，优化供应链条，稳定农产品供给和市场价格，深入加强产业融合层次，打造新时代的农业生产体系、经营体系。综上所述，本文提出假设：

H1：数字经济对农业高质量发展的影响具有空间溢出效应；

H2：数字经济通过技术发展水平、数字普惠金融等要素释放扩散效应、溢出效应、普惠效应，推动农业高质量发展。

图1 数字经济与农业高质量发展理论机制图

四、研究设计

（一）构建空间权重矩阵

地理邻近矩阵（W1），基于省际空间相邻关系，构建空间回归的第一种矩阵，1 为相邻，0 为不相邻；地理距离矩阵（W2），本文从中国31 个省（自治区、直辖市）的经纬度距离出发，构建第二种权重矩阵；经济地理矩阵（W3），根据乌静等（2022）[30]的研究，综合考虑地理距离和经济发展两个属性，构建经济地理矩阵。

（二）测度体系构建

参考方大春和马为彪（2019）[31]基于创新、开放、共享、协调与绿色五个维度对农业高质量发展的指标分解及赵涛等（2020）[10]对数字经济的测算结果，本文选取产业、生态、开放、协调、共享发展五个维度共30 个三级指标衡量农业高质量发展；对数字经济水平选取互联网普及率、互联网相关从业人员数、互联网相关产出、移动互联网用户数四个正向指标。其中，农业高质量发展指数ahi为被解释变量，由熵权法测算；核心解释变量为数字经济综合评价指数deia，由熵权法测算；控制变量包括农村居民可支配收入rdi、农民受教育程度edu、农村居民食品类在消费中占比rfcp、粮食人均占有量fpc。变量具体含义参见表1 中对应的二级指标。本文的各项数据来源于2013—2019 年《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》、国家统计局、各省市统计年鉴以及北大数字普惠金融指标，对于缺失数据则采用线性插值法补齐。

表1 中国省际高质量发展指数测度体系

表2 中国省际数字经济综合发展指数测度体系

（三）模型设定

空间计量研究多使用Moran's I 指数法测定区域经济变量的空间相关性，其取值范围在[-1，1]，Moran's I 指数大于0 时，即为存在空间正相关，反之为负相关。计算公式如下：

基于邻近矩阵（0～1 矩阵）、地理距离矩阵（经纬度）、经济地理矩阵，根据公式（1）采用运用广泛的Moran's I 指数法来检验31 个省（自治区、直辖市）农业高质量发展指数的全局相关性，并以Stata 16 计算出相关结果，如表3 所示。此外，为更好识别不同空间上农业高质量发展指数的空间关联模式，本文选择2013 年ahi来进行Local Moran's I 检验，散点图（见图2）。从图表可以看出，除经济距离矩阵外，ahi全部为正且全部通过了1%的显著性检验，散点图则表明ahi主要集中于一、三象限，这表明农业高质量发展指数在空间存在很强的正相关及聚集性，因此选择空间回归模型是比较合适的，同时也验证了假设H1；而在经济距离矩阵下空间相关性为负且无明显变化，为继续验证假说，将剔除经济距离矩阵。

表3 三种权重矩阵下绿色全要素生产率的Moran'I 指数

图2 农业高质量发展指数莫兰散点图

利用Stata 软件计算的2013—2019 年我国ahi的全域Moran's I 指数及Geary's C 指数均显示为正值，呈现出显著的空间集聚特征。经过Hausman检验，P值为0.013 6，选择固定效应模型进行后续操作。

已有研究表明，数字经济发展水平与经济增长质量存在空间自相关性[7][19-21][24-25]，并根据假设数字经济发展水平与经济增长质量存在空间自相关性，采用空间面板模型检验数字经济指数与农业高质量发展指数的关系，构建以下模型[32]：

公式（2）中：下标i、t为省份和时间；W为空间权重矩阵；ahi为农业高质量发展指数；deia为数字经济综合指数；Xit为一系列控制变量；ui、vt分别控制省份、时间固定效应；μit为随机误差项；ρ为ahi的空间自相关系数；λ为随机误差项的空间自相关系数。公式（2）为空间计量模型的一般形式，根据相关系数ρ与λ是否为零可以将其分为3 种空间计量模型：当λ=β1=β2=0 时，为空间滞后模型（SLM）；当ρ=β1=β2=0 时，为空间误差模型（SLM）；当λ=0时，为空间杜宾模型（SDM）。基于我国31 个省（自治区、直辖市）2013—2019 年平衡面板数据特性，选择面板数据模型来识别数字经济对农业高质量发展的影响效应，主要原因有两点：其一，面板数据对于不同省份间的异质性、共线性问题有很好的解释力度；其二，通过个体固定效应可以控制省份层面的无法观测因素，缓解遗漏变量带来的负面影响。

五、结果分析

（一）实证结果

表4 为空间杜宾模型估计结果，其中A1-A3 采用邻近矩阵，B1-B3 采用地理距离矩阵（经纬度），分别控制了个体（省份）、时间（年份）固定效应。从表4 可知：首先，从核心解释变量看，仅有采用地理距离矩阵且控制时间固定效应时数字经济综合指数均在5%的水平上通过显著性检验且为正，表明数字经济的发展会推动农业高质量发展的提升，假设H2 得到验证。其次，从被解释变量看，ahi存在显著的空间效应。A2 与B2 中ahi的相关系数ρ通过1%的显著性检验且为正，表明ahi存在明显的空间互动，即农业高质量发展的推进将对邻近地区产生明显的溢出效应，再次验证了假设H1。而A1、A3、B1、B3 显著性、拟合优度均与预期不符，不能较好地说明空间效应，故忽略。

表4 两种权重矩阵下空间回归结果

（二）稳健性检验

1.替换核心解释变量

原核心解释变量deia由熵权法测算，为了考察模型的稳健性，替换为由主成分分析法测算得到的deim。

变更核心解释变量后，得到时间固定效应的SDM 模型，如表5 所示。数字经济综合指数deim的系数均在10%的水平上显著，表明本文的实证结果是稳健的。

表5 基于替换变量的SDM 模型

2.LR 检验

根据表6，在5%的置信水平上拒绝了原假设，即SAR模型和SEM模型不符合本文模型设定，说明采取空间杜宾模型具有稳健性。

表6 基于两种权重矩阵的LR 检验

六、结论与建议

本文构建了三种矩阵下的SDM模型，剖析和检验了数字经济对农业高质量发展的影响及空间效应，并进一步探索了数字经济对农业高质量发展提升作用中存在的扩散效应与极化效应、普惠效应。主要研究结论如下：第一，数字经济会显著促进农业高质量发展的提升，存在空间溢出性，即本地数字经济的发展能促进邻近地区农业高质量发展的进步。在空间维度上，农业高质量发展水平的提升会带动周边地区或者经济发展水平相似地区的农业高质量发展水平的提升。第二，数字经济通过技术发展水平、数字普惠金融等要素释放扩散效应、溢出效应与普惠效应，推动农业高质量发展。数字经济赋能传统农业，以数据驱动将生产要素集聚，以数字金融提高农业可塑性，以扩散效应、溢出效应、普惠效应来应对多元化的农业需求，为农业生产、农业发展提供加速度。

本文所得出的研究结论对于我国数字经济与农业高质量发展具有一定的启示与借鉴意义。首先，要加大对数字技术、数字基础设施研发与投入的支持力度，强化资源的合理分配，提升资源的有效利用率，推动数字农业的建设进程，为我国农业高质量发展培育新引擎。其次，要对我国数字经济的区域发展与布局进行宏观调控，在充分利用地区资源禀赋的同时，充分发挥数字经济对农业高质量生产提升的空间溢出效应，缩小不同区域农民收入差距。政府部门应明确区域发展的战略方向，形成以技术为导向的发展战略。最后，重视研发投入在农业高质量发展中的作用，要根据区域与发展阶段的差异性，制定对应的地区研发投入，以助推区域的农业高质量发展，促进地区农业经济结构合理化、高级化。