数字经济对农业生产方式变革的影响

邓金钱 张立帆

一、引 言

党的二十大报告指出“全面建设社会主义现代化国家，最艰巨最繁重的任务仍然在农村”，并对全面推进乡村振兴做出决策部署。中国“三农”问题根源于农业生产方式的落后（于金富，2007），先进的农业生产方式将会从根本上推动乡村全面振兴，因此应充分认识农业生产方式变革在中国式现代化进程中的重要地位与作用。然而，《“十四五”推进农业农村现代化规划》中指出，我国农业农村发展仍面临不少挑战，农业基础依然薄弱、农村发展存在短板弱项、促进农民持续增收面临较大压力、巩固拓展脱贫攻坚成果任务比较艰巨。目前，中国存在“大国小农”的国情农情特征，农业生产规模小、投入成本高、生产效率低，单纯通过增加能耗和要素投入等传统方式难以推动农业高质量发展（李明文等，2020），传统农业生产方式尚未发生根本性变革。与此同时，中国数字经济发展成效显著，据《中国数字经济发展白皮书（2022 年）》，2021 年中国数字经济规模达到45.5 万亿元，占GDP 比重达到39.8%。随着数字经济与实体经济的深度融合，传统农业生产方式的数字化变革成为促进农业经济高质量发展的主要途径之一，数字经济既能对社会再生产过程产生影响，还能将数据物化在劳动资料、劳动者和劳动对象上，成为助推农业生产方式变革的重要工具（李文睿和周书俊，2023）。

实现农业生产数字化，推动农业生产方式变革是农业高质量发展的内在要求，而数字经济是改变传统农业生产方式的重要途径。2019 年发布的《数字乡村发展战略纲要》强调要加快推动农业数字化转型，强化农业科技创新供给，加强高端智能农机装备研发制造，2023 年中央一号文件提出加快先进农机研发推广和农业农村大数据应用，为数字经济赋能农业生产方式变革指明了方向。那么数字经济能否有效推动农业生产方式变革呢？已有研究探讨了数字经济对土地流转、农业机械化水平、农村劳动者的影响效应和作用机制（刘子涵等，2021；宋常迎等，2022；田鸽和张勋，2022；程名望等，2022），并设计了数字经济促进农业发展的一系列制度策略。但数字经济对农业生产方式变革影响的问题鲜有文献涉猎。有鉴于此，本文将从农业劳动对象、农业劳动资料和农业劳动者三个维度构建农业生产方式变革的指标体系，从信息化发展、互联网发展、数字交易发展三个维度构建数字经济指标体系，采用2013～2020 年中国省域面板数据全面探讨数字经济对农业生产方式变革的影响，对推动农业生产方式变革、实现乡村振兴具有重要的理论价值和实践意义。

二、文献综述

农业生产方式变革是促进农业可持续发展的有效途径，是实现乡村振兴的重要抓手。已有关于农业生产方式变革的研究可划分为三类：一是探讨了农业生产方式变革对农村发展的重要性。郝耕和孙维佳（2020）分析了中国农业生产方式的历史变革和现实困境，明确提出农业生产方式变革是实现农业现代化、实现乡村振兴的根本出路。考虑到土地制度变革作为农业生产方式变革的重要体现，何自力和顾惠民（2022）指出在改革土地制度的基础上变革农业生产方式能够发展壮大农村集体经济，陈彩虹（2023）的研究证实创新农村生产方式能够推动农村经济的转型升级，助推智慧农业发展和乡村振兴。二是探讨了中国农业生产方式的变迁过程和变革路径。各国农业发展具有特性也有共性，孙丽红和吕丽莉（2021）分析了发达国家的农业现代化模式，指出中国可通过规模化经营和精细化经营变革农业生产方式。高晶晶和史清华（2021）从要素投入视角考察了农业生产方式的变迁，发现中国农业生产方式实现了由传统的依靠劳动力到依赖化学农资的转变。于法稳和王广梁（2021）针对当前中国农业存在的绿色生产相对滞后的问题，提出推动农业生产方式绿色转型的具体路径。魏后凯等（2018）通过研究中国粮食供需关系，阐明了农业生产方式变革的基本方向。三是探讨了农业生产方式变革的影响因素。李勇（2020）表明农业机械化是带动农业生产方式变革的重要推力；周绍东（2016）指出“互联网+”新的生产力形态能够推动农业生产方式变革；王菲等（2023）研究发现数字经济发展对黄河流域的农业集约化呈正U 型非线性影响。

建设数字中国是新时代新征程中国经济社会发展的重要战略，数字经济对乡村振兴的影响效应和机制受到学术界的广泛关注，相关研究文献汗牛充栋，数字经济促进农业现代化发展已经被大量研究证实（梁琳，2022；Stenberg 等，2009；刘雨轩等，2019）。数字经济的发展带来了电商的崛起，农村电商的发展使农民能够使用数字平台销售农特产品，降低生产和生活成本，提升农民收入水平，推动农产品销售和相关产业发展，为乡村振兴注入新活力（王鹤霏，2018；秦芳等，2022；Gao 等，2018）。现有文献系统考察了数字经济对农业现代化水平和农村经济发展的影响效应，但对农业生产方式变革的研究多从定性出发（陈彩虹，2023；周绍东，2016），鲜有文献从定量角度开展研究，其中李文睿和周书俊（2023）从物与人层面定义农业生产方式，即包含生产的技术条件、人之间的分工协作关系和农村权力关系。王菲等（2023）认为集约化生产是降低资源压力、提高农业生产率并促进农户转型的重要农业生产方式，由此从绿色集约视角对农业生产方式进行测度，分析数字经济对农业绿色集约化的影响。高晶晶和史清华（2021）测算了要素投入变化对农户作物产出的贡献，检验了要素配置调整带来的生产方式变革。

有别于已有文献，本文可能的边际贡献有：第一，从农业劳动资料、农业劳动者和劳动对象三个维度构建指标体系衡量农业生产方式，并利用面板数据构建实证回归模型检验数字经济对农业生产方式变革的影响；第二，从人力资本和产业融合两个视角检验数字经济赋能农业生产方式变革的作用机制，以期拓展已有研究的视域边界。

三、理论分析

生产方式包括生产力和生产关系两个方面，其中生产力决定生产关系，是影响生产方式变革的重要因素。物质生产方式，即生产力，包含劳动者、劳动对象和劳动资料三要素，是社会生存发展的基础。数字经济对农业生产方式变革的影响可以通过数字经济对农村劳动者、农村劳动对象和农业劳动资料三个层面来考察。第一，数字经济能够促进农村劳动力的转移与农业劳动生产率的提高（Atasoy，2013）。数字经济包含数字产业化和产业数字化，数字产业的发展在很大程度上赋能智慧农业、智慧物流和智能交通等产业的数字化转型，一方面使得农村更多工作岗位被智能设备替代，导致更多农村劳动力向非农产业转移；但从另一方面来看数字经济的发展让信息更加透明，缓解了农民的信息不对称问题，农村劳动者更容易了解城市的就业机会和市场需求，而且可利用数字平台接受更广泛的专业技能培训，拥有更广阔的工作选择空间，提高农村居民的收入水平（Dimaggio 和Bonikowski，2008）。此外，智能化农机具能帮助农民进行精准播种、灌溉和施肥，减轻劳动强度，提高农业全要素生产效率。第二，数字经济能够促进农村土地流转，提高土地利用效率（Yang 等，2018）。数字经济可通过互联网、大数据、云计算等技术手段，将土地流转相关信息进行共享，利用在线交易平台减少中间环节，降低交易成本，还可以通过智能技术手段，对土地资源进行精准评估和分析，引入多元化的主体参与土地流转，优化土地流转质量，提高农业生产效率。第三，数字经济能够提升农业机械化水平，减少农业生产资源损耗。数字经济带动了农村电商的发展，农村电商的发展进一步促进更高水平的农业信息化程度，使农户可以根据大数据预测市场需求，加之数字金融发展为农业机械化提供更加便捷的融资服务，一定程度上缓解了农户“贷款难、贷款贵”的问题，有助于农户购买和使用大型农机设备，推动农业机械化水平不断提高。另外，借助物联网技术，通过传感器实时监测生物生长环境和资源使用情况，实现精准生产，减少资源浪费。综上，本文提出以下假说：

H1：数字经济能够显著促进农业生产方式变革。

那么，数字经济是通过何种机制作用于农业生产方式变革的？2021 年中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于加快推进乡村人才振兴的意见》明确提出了加快推动乡村人才振兴，全面推动乡村振兴的人才支撑。党的二十大报告提出“深入实施人才强国战略”“促进人才区域合理布局和协调发展”，指明了人力资本在数字经济赋能农业生产方式变革中的重要作用。2022 年中央一号文件提出将“持续推进农村一二三产业融合发展”作为“聚焦产业促进乡村发展”的首要任务，在数字经济促进农业生产方式变革的过程中要发挥好产业融合的作用。结合已有研究（宋敏和刘欣雨，2023；陈国生等，2020；曹菲和聂颖，2021；涂圣伟，2022），本文从人力资本效应和产业融合效应两个视角梳理数字经济对农业生产方式变革的影响机制。

从人力资本效应来看，数字经济的发展不仅能够激励劳动者利用在线平台和数字化服务开展各项业务，引导劳动者灵活就业和创业，提高就业弹性（李梦娜和周云波，2022），还能够为劳动者提供普遍的学习与培训机会，提高劳动者素质和受教育程度，缩小中国城乡人力资本差距（姚战琪，2022），激发人力资本创新活力，促进人力资本高级化，进而增加人力资本的有效供给。另外，数字经济的发展使得信息互通共享，劳动者能够突破信息劣势地位，消除人力资本之间的交流壁垒，加快人力资本的自由流动，优化人力资本的配置结构，形成城乡一体、统一均衡的人力资本供求市场，为引导人才向“三农”流动提供了可能，从而推动农村劳动力素质不断提高。把农业技术、先进设备、科学管理理念不断嵌入农业生产经营过程，能够提高农业生产的机械化与规模化程度，减少不必要的人力、物力和财力等资源耗费，提高农业耕作效率。加之人力资本的提升可通过示范引领效应增加对其他农民的教育培训，提高农民受教育程度，增加劳动力就业选择的机会，有助于实现劳动力转移并促进农村可持续发展。综上，本文提出以下假说：

H2：人力资本是数字经济赋能农业生产方式变革的重要途径。

从产业融合效应来看，乡村产业融合是农业“接二连三”，即与第二、三产业的深度融合渗透，实现工业反哺农业、城市支持农村的重要手段，是延伸农业产业链、增强农村活力的重要方式，是实现农业生产方式变革的重要举措。在生产环节，数字经济打破了信息壁垒，农户可以利用互联网、大数据和云计算等数字技术获取市场信息，进而对农产品进行深加工，增加农产品附加值并延伸农业产业链。人工智能、通讯雷达和感应器等数字技术向农业生产经营的应用深化，可以有效降低劳动成本和劳动时间，使劳动者拥有更多的闲暇时间开展其他生产活动与娱乐活动，推动第二、三产业在农村的发展。在分配环节，作为数字经济时代核心的生产资源，数据已成为生产要素并参与分配，改变了传统经济时代的分配方式，以数字普惠金融这一新业态为例，数字普惠金融的发展有效提升了农户的金融服务可得性，可以便利地获取金融服务，推动农业与制造业、金融业等第二、三产业融合发展。在交换环节，数字经济发展将电子商务带到农村中，农户能够利用互联网平台进行农产品销售，将第一产业与农副产品加工业、销售服务业相结合，促进农业产业融合，延伸农业产业链，带动农户对农产品进行深加工，增加农产品附加值（胡石其和熊磊，2018），发展特色品牌，利用相关技术开展商品特色推销，激发当地农户生产和消费潜力，实现产业环节升级，推动农业生产方式变革。另外，产业融合还能够培育多元主体，联合企业、合作组织与农民，增强农业发展动力，推动规模化、科学化经营，创新农业发展模式，进而促进农业生产方式变革。综上，提出以下假说：

H3：产业融合是数字经济赋能农业生产方式变革的重要途径。

综合上述分析，本文理论框架如图1 所示。

图1 数字经济影响农业生产方式变革的理论框架

四、实证设计

（一）模型与方法

1.基准模型

根据以上理论分析，本文以农业生产方式为被解释变量，以数字经济为核心解释变量，并控制影响农业生产方式变革的其他相关变量，构建如下计量模型：

其中，Deit表示数字经济发展水平，Pmit表示农业生产方式，i表示地区，t表示时间，Xit为一组控制变量，包括人均耕地面积（Far）、金融发展水平（Fin）、产业结构（Stru）、政府干预程度（Gov）、公共交通水平（Tran）等，λt表示时间固定效应，μi表示个体固定效应，εit表示随机误差项。

2.机制检验模型

为进一步探讨数字经济对农业生产方式变革的影响机制，本文分别将人力资本、产业融合作为机制变量引入模型。机制检验模型如下：

参考江艇（2022）关于中介效应分析的操作建议，本文未使用传统中介效应中的逐步检验法，而是只考虑核心解释变量对机制变量的因果关系。其中，（2）式代表数字经济对机制变量的检验，包含人力资本（Hum）和产业融合（Integ），其他变量与模型（1）相同。

（二）变量选取

1.农业生产方式的测度

考虑到生产力对生产关系的决定性作用，以及生产关系难以量化的特征，本文从生产力的角度考察农业生产方式变革，包含农业劳动资料、农业劳动对象和农业劳动者三个维度。其中，农业劳动资料主要由不断革新的生产技术与需要固定投入的资源构成，农业劳动者需考虑从事农业人员数量及其生产效率，农业劳动对象将土地流转、土地利用与土地保护纳入其中，构建农业生产方式的综合评价指标体系，运用熵值法测算各地区不同年份的农业生产方式水平，如表1 所示。其中农业生产技术的测算参考孙学涛等（2022）对农业机械化水平的量化研究方法。

表1 农业生产方式评价指标体系

2.数字经济发展水平的测度

数字经济发展水平的测度参考刘军等（2020）的研究，从信息化发展、互联网发展、数字交易发展三个维度构建综合指标评价体系，运用熵值法测算各地区不同年份的数字经济发展水平，评价指标体系如表2 所示。

表2 数字经济发展水平评价指标体系

3.其他相关变量的测度

①人均耕地面积（Far）：人均耕地面积与农业生产方式变革密切相关，人均耕地面积越小，劳动力转移程度越高，机械化水平也越低，因此，人均耕地面积会影响到农业劳动者的转移和机械化水平，进而影响农业生产方式变革。本文选择用总耕地面积与农村总人口的比值衡量人均耕地面积，用以控制人均耕地面积对农业生产方式变革的影响。②金融发展水平（Fin）：金融发展水平会对农业机械化水平产生影响，即对农业生产资料的变革产生影响，本文选择金融机构存贷款余额与地区生产总值的比值来衡量金融发展水平。③产业结构（Stru）：产业结构水平与农业技术发展水平、劳动者就业存在密切关系，对农业生产资料和农业劳动者的变革产生影响。本文选取第三产业增加值与第二产业增加值的比值来测度产业结构水平，用以控制产业结构对农业生产方式变革的影响。④政府干预程度（Gov）：地方财政支出与农业生产方式的变革具有直接关联。本文采用地方财政支出与GDP 的比值衡量政府干预程度。⑤公共交通水平（Tran）：公共交通水平对农业机械化水平的发展、劳动力的转移产生影响。公共交通不发达的情况下，农业现代化水平较低，农业生产方式变革较困难。公共交通水平采用每万人拥有公共交通车辆来衡量，用以控制公共交通水平对农业生产方式变革的影响。⑥人力资本（Hum）：中国农村发展与变革离不开人力资本的积累，本文选择中央财经大学中国人力资本与劳动经济研究中心发布的2013～2020 年中国省级层面人均人力资本数据，考虑到数据的可比性，把原指数除以1000 来衡量人力资本。⑦产业融合（Integ）：产业融合对农业生产方式变革具有重要影响，本文采用（第一产业产值×1+第二产业产值×2+第三产业产值×3）的对数来衡量产业融合。

（三）数据来源与描述性统计

上述数据中人力资本数据采用中央财经大学中国人力资本与劳动经济研究中心发布的省级层面数据，农业机械化水平相关指标来自《中国农业机械化年鉴》，农村劳动者相关指标来自《中国人口和就业统计年鉴》，金融发展水平相关指标来自《中国金融年鉴》，其余数据均来自国家统计局与相关年份《中国统计年鉴》、各省份统计年鉴，考虑数据的完整性和可获得性，本文实证分析选择2013～2020 年除西藏外的中国30 个省份的面板数据。变量描述性统计结果如表3 所示。

表3 变量描述性统计

五、实证分析

（一）基准回归分析

本文的基准回归分析以模型（1）为基础，从全样本层面考察数字经济对农业生产方式的影响。在实证分析前，先选择合适的计量模型，Wald 检验和Hausman 检验都表明固定效应模型优于随机效应模型，因此本文使用个体时间双向固定效应模型对数字经济与农业生产方式之间的关系进行实证分析，估计结果见表4。第（1）列仅将核心解释变量纳入回归当中，第二列加入了时间和个体固定效应。从前两列结果来看，在未加入任何控制变量的前提下，数字经济对农业生产方式变革具有显著促进作用，且在1%的显著性水平上显著，验证假说H1。表4 第（3）～（7）列将一系列控制变量依次加入回归中，结果依旧显著，表明数字经济能够有效推动农业生产方式的变革。表4 第（7）列显示，数字经济的估计系数为0.1955，小于第（1）列中的0.4292，说明在不考虑控制变量的前提下单独分析数字经济对农业生产方式的影响，会放大数字经济的促进作用。这启示政府在发挥数字经济对农业生产方式的促进作用的同时，也要不断优化产业结构、提升金融发展服务“三农”的能力和水平，推动农业生产方式变革。

表4 数字经济对农业生产方式的影响估计结果

就控制变量来看，金融发展水平对农业生产方式变革的影响系数为负，可能是由于区域不协调和资源分配不均，即发达地区的金融发展水平较高，但农村地区由于金融资源不足而难以享受到金融发展带来的红利。产业结构的回归系数为正，并在1%显著性水平上显著，表明产业结构高级化对农业生产方式变革具有显著的推动作用，产业结构高级化可以带动乡村产业发展水平，改善农民就业情况，增加农户收入。政府干预程度与农业生产方式回归系数为负，可能的原因在于政府过分干预而未能发挥好市场的资源配置功能，导致农业生产方式难以变革，也可能由于政府在城乡之间财政支出比例失衡，过度重视城镇地区发展，而对农村的财政支出并未形成一定规模而难以发挥作用。公共交通水平对农业生产方式变革的影响系数为负，人均耕地面积对农业生产方式变革的影响效应多为正，但均不显著。

（二）内生性处理

基准回归结果表明，数字经济对农业生产方式变革具有显著促进作用，但这一估计结果很可能存在内生性问题，原因有二：第一，农业生产方式包含内容较多，影响农业生产方式变革的因素也较多，本文加入了一些控制变量，但难以控制所有可能的影响因素，因此，存在遗漏变量的可能性。第二，数字经济的发展对机械化水平、经济发展有推动作用，能够促进农业生产方式变革，而农业生产方式的变革以产业融合、机械化水平提高等形式表现出来，又会对数字经济的发展起到促进作用，因此，数字经济与农业生产方式变革之间可能存在反向因果关系。为解决可能存在的内生性问题，本文参考黄群慧（2019）、赵涛等（2020）的研究思路，用上一年全国互联网用户数与1984 年各地区每万人拥有邮局数量的交互项和滞后一期的数字经济发展水平作为数字经济发展水平的工具变量，进行二阶段最小二乘法估计。首先，本文在进行最小二乘法回归时，第一阶段回归中F 值大于10，且在1%的显著性水平上拒绝了“弱工具变量”的原假设。接着，我们加入工具变量对内生性进行处理，如表5 第（1）列显示，两个工具变量均与数字经济发展水平显著相关，表5 第（2）列显示，加入工具变量后进行二阶段最小二乘估计，数字经济仍显著促进农业生产方式变革。为进一步处理由于遗漏变量和反向因果带来的内生性问题，本文以当期农业生产方式为因变量，将数字经济和控制变量都采用滞后一期与滞后二期，对农业生产方式进行回归分析，表5 第（3）列为滞后一期进行的回归结果，第（4）列为滞后二期进行的回归结果，回归结果显示，无论滞后一期还是滞后二期，数字经济都显著促进农业生产方式变革，本文基准回归的结果依然成立。

表5 内生性估计结果

（三）稳健性检验

1.替换核心解释变量

在前文基准估计部分，数字经济发展水平的测度参考刘军等（2020）的研究，为进一步考察基准估计结果的稳健性，本文借鉴赵涛等（2020）对数字经济发展水平的衡量指标，测算出2013～2020 年省级层面的数字经济发展水平指数，并根据此指数对农业生产方式进行回归，结果如表6 第（1）列所示，可见数字经济仍显著促进农业生产方式变革，其他变量的估计系数与基准估计结果相比并未发生较大变化，即数字经济能够赋能农业生产方式变革的基准估计结果是稳健的。

表6 稳健性检验

2.替换被解释变量

在前文基准估计中，采用熵值法对农业生产方式中相关指标进行测算，因此考虑替换被解释变量的测算方法，将农业生产方式中的农业生产资料、农业劳动对象、农业劳动者三个指标进行标准化处理后，改变三者权重，各一级指标权重为1/3，一级指标下对应指标平分1/3 的权重，最终用数字经济发展水平对重新计算的被解释变量进行回归，结果如表6 第（2）列所示，可以看出数字经济在1%的显著性水平上显著促进农业生产方式变革，进一步支持了本文的研究结论。

3.缩尾处理

为使研究结果更加稳健，减少样本异常值对基准估计结果产生的影响，本文采用缩尾处理，将因变量和自变量样本中小于1%分位数和大于99%分位数异常值进行缩尾处理，再将数字经济与农业生产方式进行回归，检验结果如表6 第（3）列所示，数字经济仍在1%显著性水平上促进农业生产方式变革，与基准估计结果相符，其他控制变量的估计系数并未发生显著变化，即本文基准估计结果是稳健的。

（四）异质性检验

为了进一步加深对数字经济与农业生产方式之间关系的认识，本文进一步从区域异质性、财政支出异质性和城镇化水平异质性三个视角考察数字经济影响农业生产方式变革的边界条件。

1.区域异质性

区域异质性采用主流文献的划分方法，将总样本划分为东部、中部和西部三个子样本分别进行估计，估计结果如表7 所示。分区域的估计结果显示，数字经济对农业生产方式变革的估计系数在东部、中部显著为正，西部地区为正却不显著，即数字经济对农业生产方式变革的促进作用受区域禀赋条件的影响而存在显著的异质性，在东部和中部地区均成立，但西部地区的影响不显著。究其原因，东部地区正处于数字经济迅猛发展阶段，其丰富的数字人才资源为数字经济在农业当中的渗透提供了重要支持；中部地区数字经济基础设施较为完善，能够更好地满足农业生产中对数字技术的高需求；西部地区的数字经济发展水平较为落后，数字经济在乡村当中渗透率较低。

表7 异质性检验

2.财政支出异质性

财政支出异质性检验是根据2013～2020 年分省地方财政支出的平均值将总样本分为高财政支出地区和低财政支出地区进行估计，估计结果如表7 所示。分地方财政支出异质性的估计结果表明，数字经济对农业生产方式变革的促进作用在高财政支出地区和低财政支出地区的估计中得到证实，但在高财政支出地区的作用效果的显著性水平更高。究其原因，在地方财政支出较高的地区，政府往往有更多的资金可以用于支持和鼓励农业技术的创新和应用；此外，地方财政支出较高的地区能够吸引和培养更多的数字人才，提高农民的数字素养和管理能力，推动农村劳动者运用数字工具来改进农业生产方式。

3.城镇化水平异质性

城镇化水平异质性是根据分省城镇化水平的中位数将总样本分为高城镇化水平和低城镇化水平进行估计，估计结果如表7 所示。分城镇化水平异质性的估计结果表明，数字经济在高城镇化水平地区能够显著促进农业生产方式变革，而在低城镇化水平地区的影响效应呈负且不显著。究其原因，高城镇化水平地区的农村劳动者能够更精准、及时地接收到市场信息，增强产销对接程度，及时调整生产策略。同时，高城镇化水平地区的农村劳动者更易获取来自城市的优质教育资源，进而加强对数字技术在农业生产中的运用。

4.数字经济对农业生产方式不同维度的异质性检验

本文构建的农业生产方式评价指标体系包含农业劳动资料、农业劳动对象和农业劳动者三个维度，现将农业生产方式按维度分解，检验数字经济对农业生产方式各个维度的影响效应，估计结果如表8 所示。分维度的异质性检验估计结果表明，数字经济对农业劳动者和农业劳动对象变革的促进作用显著为正，对农业劳动资料的估计系数为负但不显著，从估计系数的大小来看，数字经济对农业劳动对象变革的促进作用最大，对农业劳动者变革的促进作用次之。究其原因，数字经济的发展使信息更加透明，农户土地流转的中间环节和交易成本降低，土地流转发生率不断增加，同时，数字经济给农村带来了更科学的生产耕作技术，对土地的利用与保护程度不断上升，因此数字经济对农业劳动对象的促进作用最大。而劳动者虽能借助数字经济在短期内实现生产方式变革，但对数字技术的根本掌握和深度理解需在更长时间范围呈现，因此数字经济对农业劳动者变革的促进作用相对农业劳动对象而言较小。数字经济虽然能在一定程度上推动农村生产技术的革新，却可能忽视了生产过程中资源利用效率问题，导致农业劳动资料难以得到有效变革，数字经济对农业劳动资料的影响有待进一步考察。

表8 异质性检验：基于农业生产方式不同维度

（五）机制检验

为进一步探究数字经济对农业生产方式变革的影响路径，并验证假说H2 和H3，本文以模型（2）为基础，分别以人力资本和产业融合为机制变量进行估计，估计结果如表9 所示。不难看出，数字经济在1% 的显著性水平上显著促进人力资本的积累，人力资本积累能够提高劳动者技能，有助于将科学生产技术引入农业生产，提高农业生产效率，同时劳动者素质提升使得劳动者有更多机会进入就业市场，增加农户收入，促进农业经济增长（江曼琦和张景帆，2023），推动农业生产方式变革，验证了假说H2。在产业融合这一机制变量的估计中，数字经济对产业融合的估计系数显著为正，即数字经济的发展能够显著促进产业融合，产业融合能够助力农业“接二连三”，推动多元经营主体融入农村发展，促进农村土地规模化经营（余晋晶和葛扬，2023），提高土地生产率，赋能农业生产方式变革，验证了假说H3。

表9 机制检验

六、结论与政策建议

数字经济作为实现农村现代化建设的重要引擎，在推动乡村振兴与经济增长的过程中发挥着重要作用。本文从数字经济高水平发展与农村生产方式不断发生变革的实际出发，对数字经济赋能农业生产方式变革开展理论分析，以中国30 个省份面板数据为基础，构建多指标综合评价体系测算了2013～2020 年中国数字经济发展水平与农业生产方式，并系统考察了数字经济对农业生产方式变革的影响机制与作用效果。研究结论如下：（1）数字经济能够赋能农业生产方式变革，这一结论经过一系列内生性处理和稳健性检验后依然成立，即数字经济赋能农业生产方式变革这一结论是真实可靠的。（2）数字经济对农业生产方式变革的影响因区域禀赋、财政支出水平、城镇化水平等不同而存在明显的异质性特征，分区域的检验表明数字经济对农业生产方式变革的促进作用在东部和中部显著为正，西部不显著；分财政支出水平的检验表明数字经济对农业生产方式变革的促进作用在高财政支出地区发挥得更充分；分城镇化水平的检验表明数字经济对农业生产方式变革的影响效果在高城镇化水平地区更为显著；数字经济能够显著促进农业劳动者和农业劳动对象变革，但对农业劳动资料影响不显著。（3）机制检验证明人力资本和产业融合在数字经济赋能农业生产方式变革的过程中起到显著的间接影响作用，即人力资本和产业融合对数字经济赋能农业生产方式变革具有重要意义。

本文为数字经济赋能农业生产方式变革提供了详实的经验证据，对推动农村生产方式变革、加快农村现代化建设步伐提供了有益思考。基于上述研究结论，本文从中国当前数字经济发展与农业生产发展的实际出发，提出以下政策启示：（1）不断完善数字经济发展的政策体系，通过政策引领、奖补辅助等形式，加快西部地区的数字基础设施建设步伐，补齐制约农业生产方式变革的数字基础设施短板，提升西部、低城镇化水平地区的数字产品可得性与数字技术的应用水平。（2）拓宽数字经济中数字普惠金融的覆盖广度，减少农户在数字普惠金融的申请、审批等中间环节，更好地发挥数字普惠金融的便民利民的功能，减轻农户购买大型农机等机械设备的成本与负担，推动农村机械化水平提高，发挥数字经济的作用，不断实现农业生产方式变革。（3）创新人才培养与引进方式，充分利用大数据、人工智能和云计算等技术开展人才培训，通过线上线下相结合的形式开展训练，节约培训成本、提高训练效率。精准对接人力资本市场的供给端，适应农业现代化发展与市场要求，不断发展特色农业，提供对应的特色工作岗位以引进人才，发挥人力资本的作用，实现农村可持续发展与生产方式变革。（4）各地区因地制宜，探索新型农业发展模式，将自身特色与农产品加工业、旅游业、销售服务业等各产业相结合，同时充分利用数字技术与互联网优势，发展智慧农业、电商服务等多种形式的农业生产模式，在讲好农村自身故事、发展农村特色品牌的基础上，推进农村产业融合，以更好地实现数字经济赋能农业生产方式变革。