数字产业发展对乡村振兴质量的影响

摘要：文章选取2010—2021年我国30个省、自治区、直辖市（未包含西藏及港澳台地区）的面板数据，采用熵权法对数字产业和乡村振兴质量进行测度，并对二者关系进行实证检验。结果表明，我国数字产业对乡村振兴质量提升具有不同程度的促进作用；科技创新是数字产业提升乡村振兴质量的重要中介变量；数字产业对乡村振兴质量提升的促进作用呈非线性变化趋势，且对经济欠发达地区乡村振兴质量的促进作用更明显。因此，应加大对数字产业的财政投入，优先支持经济欠发达地区农村数字基础设施建设，通过税收优惠、资金补贴和人才培养等措施推动农村数字产业发展，同时，强化科技创新，提升数字技术在农业生产、管理和销售等环节的应用水平，推动农业数字化和智能化转型，为实现乡村全面振兴目标赋能。

关键词：数字产业；乡村振兴质量；科技创新；异质性分析；驱动作用

中图分类号：F323 文献标志码：A 文章编号：2095-820X（2024）05-0383-08

0 引言

自2018年中央一号文件首次提及数字乡村战略，到《数字乡村发展行动计划（2022—2025年）》的出台，我国各地的乡村数字化改造均在如火如荼地进行。数字产业作为乡村数字化改造的核心驱动力，通过产业数字化和数字产业化2种方式，不断促进农业生产数字化、乡村产业融合数字化、乡村治理数字化及数字经济新业态的发展。近年来，国内外学术界针对数字产业进行了深入研究。在数字产业的定义和特征方面，王俊豪和周晟佳［1］研究认为，数字产业具有技术密集型、高渗透性和不确定性等明显特征，是数字经济发展的基础性和先导性产业，且随着数字经济概念获得广泛接受和应用，数字产业概念已逐渐从数字经济中分化出来形成独立的新概念。在数字产业驱动因素方面，李娟和刘爱峰［2］应用LMDI模型分析发现，我国数字产业发展呈现不平衡状态，为了推动各区域数字产业均衡发展，提出需采取提升区域经济发展水平、增强人力资本、优化基础设施建设、加大财政支出力度、提高科技创新能力及扩大对外开放程度等措施，以实现数字产业的驱动作用；刘冬萍［3］研究证实，经济基础、金融资本便利性、人力资本、政府科研支持和经济开放性水平等因素对数字产业的发展具有正向影响。在数字产业社会效能方面，杨慧梅和江璐［4］从省级层面出发，基于数字产业化和产业数字化2个维度，实证分析数字经济发展对城市全要素生产率的影响；何帆和刘红霞［5］研究表明，企业通过数字化变革能有效提升企业的经济效能；Jorgenson等［6］研究指出，数字产业通过优化产业结构、扩大资源和市场覆盖范围及改进产品和服务质量等途径，有效促进经济增长并提升其质量。学术界关于乡村振兴也开展了诸多研究。在乡村振兴指标构建与测度方面，我国乡村振兴指标主要围绕产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效和生活富裕5个核心维度，评估方法主要依赖于熵值法，也有学者选择运用熵权TOPSIS法或将层次分析法与熵权法相结合的方法进行评估。在乡村振兴实施路径方面，唐任伍［7］研究表明，实现乡村振兴需深化农村体制机制改革，运用科技推进农业现代化，提升效率与竞争力；注入先进文化，建设现代乡村文明；打破城乡二元体制，促进融合发展；建立现代乡村治理体系，提供保障。在乡村振兴影响因素方面，产业作为乡村振兴的基石，加快产城融合步伐并积极培育具有竞争优势的产业尤为重要［8-10］；人才被视为乡村振兴的第一财富，应引导人力资本流向乡村，提高人力资本的配置效率，从而有效统筹乡村振兴工作，同时，为了满足乡村振兴对人才建设的新要求，需采取就地取才、多方聚才及实践育才等多种方式培养和吸引人才［11-12］；科技是乡村振兴的重要驱动力，应积极发展现代特色农业，加强农业科技创新［13］。由此可见，我国数字产业与乡村振兴领域的研究成果颇为丰富，但目前对于数字产业与乡村振兴间联系的研究相对较少。李圆圆等［14］从要素流动和吸收能力视角下探析数字经济发展与乡村振兴；郭朝先和苗雨菲［15］研究了数字经济促进乡村产业振兴的机理与路径；李燕凌等［16］开展了数字乡村与乡村振兴耦合协调发展的时序适配性分析。可见，数字产业与乡村振兴间的具体联系仍待深入探究。文章选取我国30个省级行政区2010—2021年的面板数据，对其数字产业和乡村振兴质量进行测度；通过实证分析，探索数字产业发展与乡村振兴质量的具体关系，以及数字产业发展对乡村振兴的实际影响效果，揭示二者间的内在联系；检验数字产业发展对乡村振兴质量的间接影响，并分析其异质性以期揭示数字产业对乡村振兴的作用机制，拓宽乡村振兴相关领域的研究成果，探索数字产业发展对乡村振兴质量的影响路径，为相关政策的制定提供有益参考与借鉴。

1 数字产业发展对乡村振兴质量影响的理论机制与研究假设

1.1 数字产业发展影响乡村振兴质量的直接效应

数字产业发展影响乡村振兴质量的直接效应表现在5个方面。一是通过技术创新和模式创新推动农业生产智能化、精准化、降低成本并提升产量和品质，同时催生新业态以拓宽销售渠道，优化乡村产业结构，实现产业兴旺；二是为乡村居民提供更多就业和创业机会，以增加收入及提升生活质量，实现生活富裕；三是促进数字化治理平台建设，提高治理效率和透明度，为乡村治理提供科学依据，实现治理有效；四是以数字化方式记录和保存乡村文化，增强村民文化自信，推动社会治理现代化，实现乡风文明；五是利用数字技术进行环境监测和治理，推动乡村绿色发展，改善农村居民生活环境质量，实现生态宜居。因此，提出假设H1：数字产业发展有助于提升乡村振兴质量。

1.2 数字产业发展对乡村振兴质量影响的间接效应

数字产业发展对乡村振兴质量影响的间接效应体现在技术革新与驱动、资源配置与效率提升、市场拓展与应用深化、人才培养与知识传播及政策支持与生态构建等多个方面。其中，数字产业作为新兴技术的重要载体和应用领域，推动人工智能、大数据和云计算等技术的快速发展，为科技创新提供了强大驱动力；利用技术手段优化资源配置，加速科技成果转化，拓展科技创新的应用场景，促进了跨界融合和创新发展；数字产业发展可促进高等教育和职业培训变革，为人才提供广阔的发展空间和职业机会，同时，实现知识快速传播与共享。

科技创新对乡村振兴产生的影响体现在以下方面：第一，提升农业生产效率。通过引入先进的农业技术和装备，如智能化的农业装备和精准化的农业生产管理系统，使得农业生产更高效、环保和可持续。第二，推动农村产业多元化发展。科技创新不仅作用于农业本身，还能促进农村产业的多元化发展。第三，延长农业产业链。科技创新满足消费者对高品质和绿色健康农产品的需求，通过研发高品质的农产品和提升农产品加工技术，延长农业产业链，提高农产品的附加值。第四，促进城乡融合发展。科技创新通过互联网、物联网及大数据与云计算等信息技术手段，加强城乡间的信息传递和资源流动，有助于缩小城乡差距，改善农民生活质量，助力形成城乡一体化经济发展格局。因此，提出假设H2：科技创新是数字产业发展促进乡村振兴质量提升的重要路径。

2 数据来源、变量解释及模型构建

2.1 数据来源

结合数据的可获得性，本研究选取2010—2021年全国30个省、自治区、直辖市（未包含西藏及港澳台地区）的面板数据（原始数据来源于《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国工业统计年鉴》及国泰安数据库、EPS数据平台和csmar数据库）展开研究。采用插值法对少数地区和年份的缺失数据进行补充。

2.2 变量解释

2.2.1 被解释变量：乡村振兴

参考舒泰一等［17］、程莉和文传浩［18］的研究方法，结合数据的可得性，从产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效和生活富裕5个层面构建乡村振兴综合评价体系（表1）。因文盲人口/15岁及以上人口数变量与乡村振兴呈负相关，故对该指标进行负向标准化处理，其余变量与乡村振兴呈正相关，进行正向标准化处理。通过客观熵权法得出乡村振兴质量指数。

2.2.2 核心解释变量：数字产业

参考何地等［19］的研究方法，结合数据的可得性，从数字产业化和产业数字化2个维度构建数字产业综合评价体系（表2）。因以上变量均与数字产业呈正相关，故对所有变量进行正向标准化处理。通过客观熵权法得出数字产业发展指数。

2.2.3 控制变量与中介变量

控制变量选择：对外开放程度采用货物进出口总额与美元对人民币汇率乘积占GDP比重衡量；产业结构水平采用第三产业增加值/地区生产总值衡量；人口结构采用老年人口抚养比的对数衡量；地区发展水平采用人均GDP的对数衡量。中介变量：科技创新参考刘安乐等［20］的研究方法，选用地区公共财政支出中的科技财政支出对数表示。各变量的描述性统计结果见表3。

2.3 模型构建

为检验数字产业发展对乡村振兴质量的影响，构建基准回归模型（1）：Qit=α0+α1DIit+αiXit+μi+νt+εit。公式（1）中，Qit为被解释变量，表示区域i在时期t的乡村振兴质量；DIit为核心解释变量，表示区域i在时期t的数字产业发展水平；Xit表示与乡村振兴质量有关的一系列控制变量集合；μi表示个体固定效应（用来控制不随时间变化但在区域个体层面影响乡村振兴质量却无法直接测量的因素）；νt表示时间固定效应（用来控制不随区域个体变化但随时间变化且对乡村振兴质量产生影响的不可观测因素）；εit表示随机扰动项。

参考温忠麟等［21］的研究方法，引入科技创新水平为中介变量，实证检验数字产业在影响乡村振兴质量过程中科技创新是否发挥中介作用。构建模型（2）：SIit=β0+β1DIit+γjXit+μi+νt+εit；模型（3）：γ0+γ1DIit+γ2SIit+γjXit+μi+νt+εit。其中，公式（2）用于数字产业发展水平（DIit）对中介变量（SIit）的检验，公式（3）用于数字产业发展水平（DIit）和中介变量（SIit）对乡村振兴质量（Qit）的检验。

3 数字产业发展对乡村振兴质量影响的实证检验

3.1 数字产业发展对乡村振兴质量的直接影响结果

根据公式（1）对样本数据进行固定效应回归，结果见表4。由表4可知，模型1的数字产业发展对乡村振兴质量影响达极显著水平（P<0.01，下同），回归系数为2.098；在模型2～模型5中逐步加入控制变量，除数字产业发展对乡村振兴质量影响回归系数的大小发生变化外，其对乡村振兴质量提升的促进作用达显著水平（P<0.05，下同）或极显著水平。说明数字产业发展可有效促进乡村振兴质量提升，与1.1中的H1假设基本一致。

3.2 数字产业发展对乡村振兴质量的影响路径

在验证数字产业发展对乡村振兴质量的直接影响后，进一步利用中介效应模型探究间接影响。由表5可知，模型1反映数字产业发展对乡村振兴质量影响的总效应，与表4中的模型5保持一致；模型2和模型3分别对应公式（2）和公式（3），其中，模型2为科技创新对数字产业发展的影响达极显著水平，回归系数为3.097，说明科技创新对数字产业发展具有极大的正向促进作用；模型3为数字产业发展与科技创新对乡村振兴质量的影响均达极显著水平，二者的回归系数分别为0.373和0.714，说明数字产业发展与科技创新对乡村振兴均具有极大的正向促进作用，且科技创新在数字产业发展促进乡村振兴过程中发挥了一定的中介作用。综上所述，科技创新是数字产业发展促进乡村振兴质量提升的重要路径，与1.2中的H2假设一致。

3.3 稳定性检验

3.3.1 缩短窗口期检验结果

我国于2017年提出乡村振兴战略，为了避免政策因素影响数字产业发展对乡村振兴质量提升的作用效果，参考刘钒等［22］的研究方法，将测算时间缩短为2010—2017年，并再次根据基准回归模型进行回归分析，回归分析结果见表6的模型1。由表6可知，模型1虽然缩短了测算时间，但数字产业发展对乡村振兴质量提升的影响仍达极显著水平，回归系数为0.698，说明回归结果未受政策因素影响，基准回归结果稳定。

3.3.2 剔除部分样本检验结果

由于发达地区经济发展水平高，其数字产业发展水平也相应较高，从而可能放大数字产业发展对乡村振兴质量提升的影响效果，因此，需借鉴郭露等［23］的研究方法，剔除北京、天津、广东、江苏、上海和浙江等发达地区后再次进行回归分析，回归分析结果见表6的模型2。由表6可知，模型2数字产业发展对乡村振兴质量提升的影响仍达极显著水平，回归系数为0.563，说明回归分析结果未受经济发达地区影响，基准回归结果稳定。

3.4 内生性检验

上述基准回归分析结果表明，数字产业发展有助于乡村振兴质量提升，但可能存在反向因果的内生性干扰，即乡村振兴质量高的地区其信息化、数字化和基础设施建设水平更高，数字产业化和产业数字化更易得到发展进而反向影响数字产业发展。为了克服反向因果的影响，需采用数字产业指数（DI）滞后一期处理结果作为工具变量，弱工具变量检验的F取值为311.520，强烈拒绝弱工具变量的原假设，进而使用两阶段最小二乘法对实证结果进行内生性检验，结果见表7的模型1。由表7可知，模型1数字产业发展对乡村振兴质量提升的影响达极显著水平，回归系数为0.580，而利用工具变量克服内生性问题后，数字产业发展对乡村振兴质量提升的影响仍达极显著水平，回归系数为0.655，与3.1中的基准回归分析结果一致。

数字产业在不同地区的发展存在明显差异，可能会对乡村振兴质量产生不同影响，需设定时间与省份的交互固定效应，并进行控制。在此基础上，进行基准回归分析，结果见表7的模型2。由表7可知，模型2在排除宏观经济冲击的影响后，数字产业发展对乡村振兴质量提升的影响仍达极显著水平，回归系数为0.442。综上所述，即使考虑了内生性问题，数字产业对乡村振兴质量提升的作用仍保持稳健。

3.5 数字产业发展对乡村振兴不同维度的影响

提取乡村振兴的乡村文明、产业兴旺、治理有效、生态宜居和生活富裕5个核心二级指标，应用客观熵权法计算得到相应的乡村文明指数、产业兴旺指数、治理有效指数、生态宜居指数和生活富裕指数，对这些指数分别进行回归分析。由表8可知，数字产业发展对乡村振兴5个核心二级指标均具有不同程度的影响。从影响程度来看，数字产业发展对5个核心二级指标均具有不同程度的影响，其中，对生活富裕的影响最大（回归系数为0.890），其次是乡村文明、治理有效和生态宜居（回归系数分别为0.476、0.217和0.158），对产业兴旺的影响最小（回归系数为0.096）。从要素层面来看，对外开放程度对生态宜居具有极显著的负向影响（回归系数为-0.096），但对乡村振兴的其他二级指标均具有不同程度的正向影响；产业结构水平仅对乡村文明产生极显著的正向影响（回归系数为0.215），对产业兴旺、治理有效、生态宜居和生活富裕虽有正向影响但未达显著水平（P>0.05，下同）；地区发展水平对5个核心二级指标均具有不同程度的促进作用；人口结构对治理有效、生态宜居和生活富裕具有极显著或显著的负向影响，但对乡村文明和产业兴旺的负向影响未达显著水平。

3.6 异质性检验

3.6.1 乡村振兴质量导致的异质性

3.1～3.5中重点分析数字产业发展对乡村振兴质量提升的均值回归结果，无法揭示数字产业对乡村振兴的影响是否在不同乡村振兴群体中存在差异。因此，需选用分位数回归方法，对样本数据进行回归分析。为了更清晰地展示乡村振兴质量不同分位点上数字产业发展对乡村振兴质量提升的不同影响，需绘制数字产业发展水平在不同分位点上的系数及其95%置信区间结果。从图1可看出，数字产业发展对不同分位点上的乡村振兴质量提升均表现出显著促进作用（系数的95%置信区间均大于0）；随着乡村振兴质量分位点的上升，数字产业发展对乡村振兴质量提升的促进作用呈先下降后上升再下降的非线性变化趋势。

3.6.2 区域位置不同导致的异质性

我国国土面积辽阔，各地经济发展水平、资源禀赋和开放程度存在较大差异，对乡村振兴和数字产业发展产生的影响各不相同，因此，需根据地理位置将30个省、自治区、直辖市分为7个区域，分别为华东地区（上海、江苏、浙江、安徽、江西、山东和福建）、华北地区（北京、天津、山西、河北和内蒙古）、华中地区（河南、湖北和湖南）、华南地区（广东、广西和海南）、西南地区（重庆、四川、贵州和云南）、西北地区（陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆）和东北地区（黑龙江、吉林和辽宁），以探究不同区位下数字产业发展对乡村振兴质量提升效果的影响。由表9的异质性分析结果可知，数字产业发展对全国各区域乡村振兴质量提升的促进作用均达极显著水平，且均为正向影响，但这种促进作用在不同区域间存在明显差异。其中，华东地区的回归系数为0.453，华南地区的回归系数为0.330，西北地区的回归系数为1.693，华中地区回归系数为1.014，华北地区的回归系数为0.321，西南地区的回归系数为1.145，东北地区的回归系数为2.147；通过比较发现，相较于经济较发达的华南和华北地区，数字产业在经济欠发达的东北地区和西北地区对乡村振兴质量提升的促进作用更明显。

4 结语

数字产业发展有助于提升乡村振兴质量，科技创新是数字产业发展促进乡村振兴质量提升的重要路径。其中，数字产业对乡村振兴及其内涵的5个要素均具有不同程度的促进作用；通过中介变量模型分析发现，科技创新是数字产业提升乡村振兴质量的重要中介变量；异质性分析结果表明，数字产业对乡村振兴质量提升的促进作用呈非线性变化趋势，且数字产业在经济欠发达地区对乡村振兴质量提升的促进作用更明显。因此，未来仍需进一步强化数字产业在推进乡村振兴高质量发展中的重要作用，为实现乡村全面振兴目标赋能。建议政府加大对数字产业的财政投入，优先支持农村数字基础设施建设，如宽带网络、5G基站和农村电子商务服务站等，并鼓励社会资本投入，通过税收优惠、资金补贴和差异化政策等措施推动农村数字经济发展，助力乡村振兴。同时，强化科技创新，提升数字技术在农业生产、管理和销售环节的应用水平，推动农业数字化和智能化转型，并建立农业科技创新平台；针对不同区域实施差异化政策，支持经济欠发达地区数字基础设施建设及特色产业数字化升级，深化经济发达地区数字技术与传统产业融合；加强农村数字产业人才培养与引进，提高农民数字素养和应用能力，并出台更多有针对性的扶持政策，完善农村电商物流体系、数字金融服务体系和农村职业教育培训体系等公共服务体系，建立健全监管机制，为数字产业持续健康发展提供全方位支持。

参考文献：

［1］ 王俊豪，周晟佳. 中国数字产业发展的现状、特征及其溢出效应［J］. 数量经济技术经济研究，2021，38（3）：103-119.

［2］ 李娟，刘爱峰. 中国区域数字产业发展的平衡性分析［J］. 统计与信息论坛，2022，37（1）：3-12.

［3］ 刘冬萍. 长三角城市群数字产业发展评价及驱动因素研究［J］. 湖北文理学院学报，2023，44（8）：14-22.

［4］ 杨慧梅，江璐. 数字经济、空间效应与全要素生产率［J］. 统计研究，2021，38（4）：3-15.

［5］ 何帆，刘红霞. 数字经济视角下实体企业数字化变革的业绩提升效应评估［J］. 改革，2019（4）：137-148.

［6］ Jorgenson W D，Ho S M，Samuels D J. The impact of information technology on postwar US economic growth［J］. Telecommunications Policy，2016，40（5）：398-411.

［7］ 唐任伍. 新时代乡村振兴战略的实施路径及策略［J］. 人民论坛·学术前沿，2018（3）：26-33.

［8］ 豆书龙，叶敬忠. 乡村振兴与脱贫攻坚的有机衔接及其机制构建［J］. 改革，2019（1）：19-29.

［9］ 刘合光. 乡村振兴战略的关键点、发展路径与风险规避［J］. 新疆师范大学学报（哲学社会科学版），2018，39（3）：25-33.

［10］ 钟钰. 实施乡村振兴战略的科学内涵与实现路径［J］. 新疆师范大学学报（哲学社会科学版），2018，39（5）：71-76.

［11］ 赖德胜，陈建伟. 人力资本与乡村振兴［J］. 中国高校社会科学，2018（6）：21-28.

［12］ 蒲实，孙文营. 实施乡村振兴战略背景下乡村人才建设政策研究［J］. 中国行政管理，2018（11）：90-93.

［13］ 陈龙. 新时代中国特色乡村振兴战略探究［J］. 西北农林科技大学学报（社会科学版），2018，18（3）：55-62.

［14］ 李圆圆，推张静，马超. 数字经济发展与乡村振兴——要素流动和吸收能力视角下［J］. 商业经济研究，2024（14）：88-91.

［15］ 郭朝先，苗雨菲. 数字经济促进乡村产业振兴的机理与路径［J］. 北京工业大学学报（社会科学版），2023，23（1）：98-108.

［16］ 李燕凌，温馨，高维新. 数字乡村与乡村振兴耦合协调发展的时序适配性分析［J］. 农业经济与管理，2022（4）：1-12.

［17］ 舒泰一，张子微，赵田田，等. 绿色金融与乡村振兴的时空耦合协调研究［J］. 现代管理科学，2022（5）：3-13.

［18］ 程莉，文传浩. 乡村绿色发展与乡村振兴：内在机理与实证分析［J］. 技术经济，2018，37（10）：98-106.

［19］ 何地，赵炫焯，齐琦. 中国数字经济发展水平测度、时空格局与区域差异研究［J］. 工业技术经济，2023，42（3）：54-62.

［20］ 刘安乐，杨承玥，明庆忠，等. 中国文化产业与旅游产业协调态势及其驱动力［J］. 经济地理，2020，40（6）：203-213.

［21］ 温忠麟，张雷，侯杰泰，等. 中介效应检验程序及其应用［J］. 心理学报，2004，36（5）：614-620.

［22］ 刘钒，于子淳，邓明亮. 数字经济发展影响乡村振兴质量的实证研究［J］. 科技进步与对策，2024，41（12）：47-57.

［23］ 郭露，王峰，曾素佳. 数字经济、乡村振兴与农民高质量就业［J］. 调研世界，2023（10）：3-11.

（责任编辑 思利华）

收稿日期：2024-09-02

基金项目：新乡市现代农业产业体系项目（RKX2024005）

通讯作者：王可（1977-），男，博士，教授，主要从事区域经济与乡村振兴研究工作，E-mail：Wang2005ke@126.com

第一作者：彭勃（1998-），男，研究方向为农业经济，E-mail：2595519830@qq.com