王艾敏

(1.河南財經(jīng)政法大學　工商管理學院，河南　鄭州　450046；

2.河南財經(jīng)政法大學　河南經(jīng)濟研究中心，河南　鄭州　450046)

?

中國農(nóng)村信息化存在“生產(chǎn)率悖論”嗎？
——基于門檻面板回歸模型的檢驗

王艾敏1，2

(1.河南財經(jīng)政法大學工商管理學院，河南鄭州450046；

2.河南財經(jīng)政法大學河南經(jīng)濟研究中心，河南鄭州450046)

摘要：基于門檻面板模型，分別以農(nóng)村信息化水平、農(nóng)村資本投入和時間作為門檻變量，研究了信息化發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響。研究結果顯示，第一，從信息化水平看，信息化發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響具有雙門檻效應，不存在信息技術生產(chǎn)率悖論，但是呈現(xiàn)出信息化不同發(fā)展水平的異質性，隨著信息化水平提高，其彈性系數(shù)依次下降；第二，以時間作為門檻變量，檢驗結果顯示存在兩個時間門檻，在2003年之前存在信息技術生產(chǎn)率悖論，隨著時間的推移，信息化水平突破了門檻值，對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響越來越大。第三，資本投入具有雙門檻效應，資本投入的第一個階段存在信息技術的生產(chǎn)率悖論，后兩個階段突破門檻后，信息化水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長影響是遞增的，說明對農(nóng)村資本投入的增加中，同時增加了對農(nóng)村信息資本的投入，從而農(nóng)村信息化水平得以提高，繼而促進了農(nóng)村經(jīng)濟的高速增長。

關鍵詞：信息化；農(nóng)村經(jīng)濟增長；生產(chǎn)率悖論；門檻面板回歸

一、引言與研究綜述

近幾十年來信息技術的迅猛發(fā)展，促進了科學、技術、文化和經(jīng)濟等社會各領域的空前發(fā)展，逐漸成為人們關注的熱點。信息技術作為當今世界經(jīng)濟和社會發(fā)展的重要驅動力，已經(jīng)成為推動世界經(jīng)濟和社會發(fā)展的主要動力。信息化發(fā)展水平也是20世紀80年代以來衡量一個國家、地區(qū)社會發(fā)展狀況的重要指標。隨著我國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟的快速發(fā)展，農(nóng)村對信息的需求越來越強烈，通過各種方式提高農(nóng)村信息化水平，對農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展具有積極的現(xiàn)實意義。最近幾年，我國農(nóng)村信息化建設取得了可喜的成績，信息化水平不斷提高，截至“十一五”時期末，我國農(nóng)村信息化基礎設施已經(jīng)明顯改善，“村村通電話”、“鄉(xiāng)鄉(xiāng)能上網(wǎng)”完全實現(xiàn)，廣播電視“村村通”基本實現(xiàn)?！笆晃濉逼陂g，中國聯(lián)通累計投資35.5億元，共完成14431個村通任務，超額17%完成工信部下達的工作任務。同時，結合農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡建設情況，借助功能強大的信息服務平臺，通過語音熱線、短彩信、互聯(lián)網(wǎng)等多種途徑進行信息傳播，從村村通電話到寬帶、移動互聯(lián)網(wǎng)下鄉(xiāng)，讓廣大農(nóng)民共享現(xiàn)代生活。據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心(CNNIC)最新報告顯示，截至2014年12月，我國網(wǎng)民中農(nóng)村網(wǎng)民占比27.5%，規(guī)模達1.78億，較2013年底增加188萬人。當前，我國農(nóng)業(yè)正處在由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉變時期，信息技術科技含量高、發(fā)展速度快、滲透力和帶動力強，其在發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、促進農(nóng)民持續(xù)增收、加強農(nóng)村基礎設施建設、提高農(nóng)民整體素質、加強農(nóng)村民主政治建設以及提高農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展?jié)摿Φ确矫?，具有十分重要的支撐服務作用。一是作為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的“轉換器”，信息化對改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)、促進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展具有顯著的帶動作用。利用現(xiàn)代信息通信手段可以加快推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和現(xiàn)代化進程，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的標準化、集約化及組織化水平，促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級、轉變農(nóng)業(yè)增長方式，有效增強農(nóng)業(yè)的競爭力。二是作為農(nóng)村發(fā)展的“倍增器”，信息化對改善農(nóng)村基礎設施、促進農(nóng)村發(fā)展具有明顯的倍增作用。信息通信具有很強的倍增效應、擴散效應和帶動效應。同時農(nóng)村信息化有助于帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)代化、科技化，農(nóng)村生產(chǎn)力活躍化、潛力化，實現(xiàn)生產(chǎn)發(fā)展、生活寬裕、鄉(xiāng)風文明、村容整潔、管理民主的新農(nóng)村建設目標；有利于消除城鄉(xiāng)差別，培養(yǎng)出有文化、懂技術、會經(jīng)營的新型農(nóng)民，改變傳統(tǒng)的生產(chǎn)生活方式，推動農(nóng)村科技、文化、社會事業(yè)的發(fā)展，促進農(nóng)村經(jīng)濟水平的持續(xù)、快速、健康發(fā)展?？梢?，信息化正以其極強的適用性和滲透性廣泛的應用于我國農(nóng)村經(jīng)濟系統(tǒng)中，農(nóng)村信息化的水平提升正通過一定的關系對我國的農(nóng)村經(jīng)濟產(chǎn)生影響。本文的目的是在系統(tǒng)梳理國內(nèi)外信息化與農(nóng)村經(jīng)濟增長關系研究成果基礎上,從定量角度,建立起包括農(nóng)村信息化要素的農(nóng)村經(jīng)濟生產(chǎn)函數(shù)，然后,使用面板據(jù),通過實證的方法估計我國不同地區(qū)農(nóng)村信息化對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響,來驗證中國農(nóng)村信息化是否存在“生產(chǎn)率悖論”。

自從上世紀80年代后期摩根斯坦首席經(jīng)濟學家Steven Roach(1987)提出計算機的大量使用并沒有對經(jīng)濟績效產(chǎn)生影響[1]開始，特別是諾貝爾經(jīng)濟學獎的獲得者索羅(Robert Solow，1987)提出著名的論斷：“除了在生產(chǎn)率統(tǒng)計方面之外，計算機無處不在”[2]之后，在學術界掀起了關于“信息技術生產(chǎn)率悖論”(Productivity Paradox of Information Technology)的廣泛爭論。Strassman(1990)研究了 IT 投資對資產(chǎn)收益率、凈投資收益率、經(jīng)濟附加值等企業(yè)績效指標的影響，結果顯示IT投資與企業(yè)績效之間沒有顯著的相關性，證明 “生產(chǎn)率悖論”的存在[3]。美國西北大學的教授Robert Gorden(1999)根據(jù)美國經(jīng)濟周期的變化對投入進行調整，計算美國1870-1996年產(chǎn)出與全要素生產(chǎn)率的增長率，發(fā)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的變化主要是由電力和汽車為代表的第二次科技革命帶來的，信息通訊技術革命對生產(chǎn)率的提高或經(jīng)濟結構演變作用與第二次產(chǎn)業(yè)革命相比可以忽略不計，因而否認了IT對生產(chǎn)率的推動作用[4]。Jorgenson & Stiroh(2001)對美國1990年以來經(jīng)濟增長和生產(chǎn)率增長情況進行了一系列的研究，認為美國經(jīng)濟的快速增長和繁榮由計算機資本對非計算機資本的替代所推動，承認了悖論的存在[5]。這一現(xiàn)象在其他一些發(fā)達國家的信息化進程中也有所體現(xiàn)。趙勇、陳冬(2004)研究表明，美國、日本、德國、英國、法國等世界最大的5個經(jīng)濟實體在20世紀七八十年代，其人均信息技術資本投入力度不斷增強，而生產(chǎn)率增長幅度卻下降到了1%-2%左右[6]。進入20世紀90年代后半期，研究者的研究結果發(fā)生了逆轉，更多的研究結果肯定了IT的運用對整體經(jīng)濟產(chǎn)出的貢獻。Bryn-jofsson 和 Hitt(1996)選擇美國1987-1991年間的367 家大公司作為對象，研究了信息系統(tǒng)支出對公司生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)“生產(chǎn)率悖論”在80 年代末確實存在，但在90 年代初卻消失了[7]。Shao 和 Lin(2001)分別將 IT 投資作為企業(yè)特征和生產(chǎn)要素，實證研究了IT 投資對于生產(chǎn)效率的影響，結果否認了“生產(chǎn)率悖論”[8]。Jorsenson & Stiroh(2003)對美國1995-2001年期間的經(jīng)濟增長和生產(chǎn)率增長情況進行研究，顯示美國勞動生產(chǎn)率平均增長率為2.02%，其中0.85%是由信息技術資本深化貢獻的[9]。Dewan和Kraemer(2000年)實證分析表明：IT投資的回報，對發(fā)達國家來說是可觀的，但對于發(fā)展中國家來說，在統(tǒng)計上不顯著[10]。Sang-Yong等(2005)運用索洛剩余和時間序列分析，對20個國家進行了研究，表明信息技術投資對許多發(fā)達國家和新興工業(yè)化國家的經(jīng)濟增長是有利的，但對發(fā)展中國家并沒有貢獻[11]。Kraemer和Dedrick(2001)、Pohjola(2000)等人的研究結果具有歷史性意義，認為“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象是一種各國共有的現(xiàn)象，在美國存在過的信息技術“生產(chǎn)率悖論”也相繼在后發(fā)國家中出現(xiàn)。信息技術投資與生產(chǎn)率或經(jīng)濟增長之間存在相關關系，但由于信息技術投資存在著門檻效應，而使“生產(chǎn)率悖論”的存在具有階段性，在不同發(fā)展水平國家和地區(qū)的不同階段都會存在一定程度的信息技術“生產(chǎn)率悖論”，隨時間的推移，當信息技術發(fā)展突破了這個門檻，“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象將逐步得以解決[12-13]。

近年來，有關我國“生產(chǎn)率悖論”的研究也有不少，Lee等(2010)應用基于柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的回歸模型研究了 IT 投資對我國電子行業(yè)生產(chǎn)率的影響，結果表明 IT 投資促進了我國電子行業(yè)生產(chǎn)率增長，并建議我國公司增加對IT的投資[14]。俞立平(2012)對中國1978-2009年期間的經(jīng)濟增長和生產(chǎn)率增長情況進行研究，顯示信息化的貢獻具有歷史演變性，中國改革開放初期的 10 多年存在生產(chǎn)率悖論，信息化對經(jīng)濟增長貢獻為負，從1993年開始為正[15]。張之光等(2013)基于我國相關數(shù)據(jù)，從國家層面檢驗了 IT資本對我國經(jīng)濟增長及生產(chǎn)效率的影響，認為我國并不存在IT的“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象[16]。靖飛和俞立平(2013)采用狀態(tài)空間模型以及脈沖響應函數(shù)和方差分解研究信息化與經(jīng)濟增長關系的動態(tài)變化，結果表明，在改革開放初期，由于生產(chǎn)率悖論，信息化對經(jīng)濟增長的貢獻為負，隨著信息技術的普及和發(fā)展，生產(chǎn)率悖論消失[17]。但至今沒有學者研究中國農(nóng)村經(jīng)濟是否存在“生產(chǎn)率悖論”。信息技術的飛速發(fā)展，為農(nóng)業(yè)這一古老的產(chǎn)業(yè)注入了新的生機和活力，推動了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的轉變，但是是否真的像我們期望的那樣加速了農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展？我們知道中國農(nóng)村的信息化發(fā)展水平要遠遠落后于第二、三產(chǎn)業(yè)，中國農(nóng)村經(jīng)濟是否也存在所謂的生產(chǎn)率悖論呢？近年來有不少關于農(nóng)村信息化與經(jīng)濟增長關系的研究，如張鴻和張權(2008)分析了我國1993-2002年的農(nóng)村信息與農(nóng)村經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村信息化的水平直接影響到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展，并對其擁有巨大的推動作用[18]。趙暉、溫學飛(2010)從農(nóng)村信息化的研究視角出發(fā)，通過對寧夏灌區(qū)農(nóng)業(yè)總投資、農(nóng)村信息化、農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間的關系研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村信息化指數(shù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長呈現(xiàn)正相關，說明在寧夏灌區(qū)農(nóng)村信息化建設，逐漸顯現(xiàn)出促進作用[19]。如上文獻均是從靜態(tài)角度來研究二者之間的關系，要想研究我國農(nóng)村是否存在生產(chǎn)率悖論，必須從動態(tài)角度對農(nóng)村信息與對農(nóng)村經(jīng)濟之間的關系進行深入細致的研究。

鑒于此，本文嘗試基于門檻面板回歸模型，從動態(tài)角度對中國農(nóng)村經(jīng)濟是否存在“生產(chǎn)率悖論”進行驗證。除第一部分外，本文剩余部分的結構安排如下：第二部分介紹本研究的理論模型和研究假設，第三部分是變量選取與數(shù)據(jù)來源，第四部分利用相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)基于門檻面板模型對信息化與農(nóng)村經(jīng)濟增長的關系進行實證分析，最后為結論部分。

二、理論模型和研究假設

(一)檢驗模型

借鑒前文研究綜述中提到的信息化與農(nóng)村經(jīng)濟增長關系方面的研究成果,本研究認為,第一，農(nóng)村信息化即信息通訊技術在農(nóng)村經(jīng)濟中的應用已經(jīng)成為農(nóng)村經(jīng)濟系統(tǒng)中的一個新的要素；第二，農(nóng)村信息化不僅促進了信息資源的積累，而且加速了信息的傳播,對農(nóng)村經(jīng)濟增長具有明顯的正外部性，從而包含農(nóng)村信息化要素的生產(chǎn)函數(shù)應該是規(guī)模報酬遞增函數(shù)；第三，農(nóng)村經(jīng)濟的增長需要信息資源的積累和信息的快速傳播，因此農(nóng)村信息化要素是農(nóng)村經(jīng)濟系統(tǒng)的內(nèi)生經(jīng)濟變量。因而，本研究應用的生產(chǎn)函數(shù)的形式為：

Y=f(A0,K,L,I)

其中，Y代表各個地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟總產(chǎn)出，A0代表剔除農(nóng)村信息化要素的技術進步，K代表物質資本投入，L代表人力資本投入，I代表農(nóng)村信息化要素。

對于生產(chǎn)函數(shù)的具體形式，本研究仿照Romer、Welfens在傳統(tǒng)的柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中，把信息技術要素作為和資本、勞動力同等重要的增長要素處理，構建一種特定經(jīng)濟結構的新經(jīng)濟增長模型[20]，其傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)和新經(jīng)濟增長模型的形式可分別表示為：

(1)

(2)

其中，Yt代表在時間t 的農(nóng)村經(jīng)濟總產(chǎn)出，I表示信息技術要素，K表示農(nóng)村資本投入，L表示農(nóng)村勞動力投入，A0表示剩余要素(這里可以視為獨立于其余變量的常量)。

為了減少異方差，同時也便于估計，將公式(2) 兩邊同時取自然對數(shù)，并用新變量代替原變量。推演過程如下所示:

lnYt=lnA0+αlnKt+βlnLt+lnIt

Yt′=C+αKt′+βLt′+γIt′

Yit′=C+αKit′+βLit′+γIit′

Yit′=C+αKit′+βLit′+γIit′+μi+eit

(3)

模型(3)即為使用的統(tǒng)計模型。其中C為常數(shù)項，即全要素生產(chǎn)率A的對數(shù)，α、β、γ分別為農(nóng)村資本投入、農(nóng)村勞動力和信息化的彈性系數(shù)，這也是目前學術界普遍采用的基本模型。

(二)門檻回歸模型

前述的等式(3)是線性經(jīng)濟增長模型，但是不少學者認為信息化與經(jīng)濟增長的關系可能并非簡單的線性關系。為了能夠發(fā)現(xiàn)信息化對經(jīng)濟增長所起到的影響，采用Hansen(2000)的門檻回歸方法，以變量為體制(Regime)改變的轉折點，模型中不同體制就是通過門檻變量大于或小于某一門檻值來表示[21]。這種方法的優(yōu)點體現(xiàn)在：(1)不需要給定非線性方程的形式，門檻值及其個數(shù)完全由樣本數(shù)據(jù)內(nèi)生決定；(2)該方法提供了一個漸進分布理論來建立待估參數(shù)的置信區(qū)間，同時還可運用bootstrap方法來估計門檻值的統(tǒng)計顯著性。Hansen(2000)兩體制的門檻回歸模型可表示為:

yt=θ1′xt+etqt≤τ

(4)

yt=θ2′xt+etqt>τ

(5)

其中，yt為被解釋變量，xt為解釋變量，qt被稱為“門檻變量”，et為殘差項，τ為門檻值。Hansen(2000)認為門檻變量既可以是解釋變量xt中的一個回歸元,也可以作為一個獨立的門檻變量。根據(jù)其相應的“門檻值”τ，可將樣本分成兩類(two regimes)。定義一個虛擬變量Dt(τ)={qt≤τ}，此處{·}是一個指示函數(shù)(indicator function)，qt≤τ時，D=1，否則D=0，此外令集合xt(τ)=xtDt(τ)。因此，模型(4)和(5)可寫成式(6):

yt=θxt+ρxt(τ)+et,et～iid(0,σt2)

(6)

在τ給定的前提下，式(6)中的θ和ρ是線性關系。在此基礎上，得到殘差項平方和為：

(7)

估計得到的門檻值就是使S1(τ)最小的τ。τ被定義為:

(8)

殘差的方差為：

(9)

據(jù)上述，等式(3)在兩體制下的模型可表示為：

Yit=αitKit+βitLit+γ1it×Iit×T(qit≤τ)+γ2it×Iit×T(qit>τ)+μi+eit

(10)

其中，qit為門檻變量，τ為未知門檻值，T(·)為指示函數(shù)，μi表示個體效應，eit為隨個體與時間而改變的擾動項。對于更多門檻個數(shù)的情形，模型的設定形式依此類推。

在得到估計值之后,便可以進行統(tǒng)計檢驗,檢驗的目的是看以門檻值劃分的兩組樣本其模型估計參數(shù)是否顯著不同。因此,不存在門檻值的零假設為:H0:H1=H2,同時構造LM統(tǒng)計量:

(11)

Hansen指出當確定某一變量存在“門檻效應”時,門檻估計值τ與實際門檻值τ0具有一致性,此時由于干擾參數(shù)的存在,會使?jié)u進分布呈高度非標準分布。Hansen以最大似然法檢驗門檻值τ來求得統(tǒng)計量的漸進分布,門檻值的檢驗零假設為：H0∶τ=τ0,其似然比統(tǒng)計量為：

(12)

LRn同樣為非標準正態(tài)分布。而Hansen(2000)計算了其置信區(qū)間,即在顯著性水平為A時,當LRn(τ0)[c(τ0)=-2ln[1-sqrt(1-ɑ)],不能拒絕τ=τ0的零假設。

(三)研究假設

本文首先根據(jù)模型(2)籠統(tǒng)分析信息化發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響，再比較模型(1)，研究信息化要素是否改變了物資資本和人力資本投入對農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟增長的彈性；然后，以LnI、LnY、LnK和年份Year分別為門檻變量并采用Hansen(1996)提出的LM(Lagrange multiplier)檢驗來考察是否能拒絕線性模型(即無門檻值)的零假設。具體提出如下假設：

(1)假設信息化要素對農(nóng)村經(jīng)濟增長起到促進作用，改變了物資資本和人力資本投入對農(nóng)村經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)；

(2)以LnI為門檻變量，假設檢驗拒絕信息化對農(nóng)村經(jīng)濟增長的線性模型的零假設，存在信息化門檻效應，并假設信息化水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響可能是負向或者檢驗不通過，即存在生產(chǎn)率悖論；

(3)以因變量LnY為門檻變量，假設回歸檢驗拒絕信息化對農(nóng)村經(jīng)濟增長的線性模型零假設，即存在經(jīng)濟增長門檻效應，且存在基于經(jīng)濟增長門檻的生產(chǎn)率悖論；

(4)以年份Year為門檻變量，假設檢驗拒絕信息化對農(nóng)村經(jīng)濟增長的線性模型的零假設，即存在時間門檻效應，同時假設隨著時間的推移，信息化對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響逐漸增強，可能在研究初期出現(xiàn)生產(chǎn)率悖論；

(5)以資本投入LnK為門檻變量，假設檢驗拒絕信息化對農(nóng)村經(jīng)濟增長的線性模型的零假設，即存在資本投入門檻效應，且存在基于資本投入門檻的生產(chǎn)率悖論。

三、變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文的檢驗區(qū)間為2000-2012年的年度數(shù)據(jù)，截面?zhèn)€體包括了全國及內(nèi)地扣除西藏后的31個省、市、自治區(qū)。其中，產(chǎn)出Y采用各地區(qū)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值，數(shù)據(jù)來自2001-2013年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，為消除價格因素的影響,對于農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值,我們以2000年價格為基準，按《中國統(tǒng)計年鑒》中“國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)”的“第一產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)”進行調整，將農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)總值的名義值換算為實際值；物質資本的投入K，采用農(nóng)村地區(qū)固定資產(chǎn)存量作為農(nóng)村地區(qū)物質資本的衡量指標，由于在我國的農(nóng)村統(tǒng)計中沒有直接的農(nóng)村的資本存量統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本研究采用國際上通常使用的永續(xù)盤存法進行計算，公式為：Kt=(1-δ)Kt-1+It,其中，Kt和It,分別表示T期的資本存量和新增投資，δ為幾何折舊率。根據(jù)相關研究并結合我國農(nóng)村投資的實際，δ的值假設為5%。It使用2001-2013年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》中農(nóng)村地區(qū)的固定資產(chǎn)投資總值數(shù)據(jù)?；诘馁Y本存量，本研究借用霍爾和瓊斯(1999)以及Young(2000)

所采用的方法進行計算，公式為：K0=I0/(g+δ)，其中，I0為基期的投資，g為投資的年平均增長率[23]。為消除價格因素的影響，本研究同樣選取2000年為基年，使用《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》中的各地區(qū)投資指數(shù)對其進行調整。勞動力投入L采用各地區(qū)的農(nóng)村勞動力人數(shù)。關于信息化水平的衡量方法較多，本文將代表農(nóng)村信息化實現(xiàn)的物質載體，即農(nóng)村居民家庭平均每百戶主要耐用消費品電腦(dn)、彩電(csds)、黑白電視(hbds)、固話(gh)和移動電話(yh)等的擁有量，采用因子分析法測算出不同年份各地區(qū)的信息化指數(shù)，以此表示信息化水平。本文采用這種方法的原因如下：第一，電腦、彩電、黑白電視、固話和移動電話等信息裝備，是農(nóng)村信息化實現(xiàn)的物質載體；第二，這些信息裝備數(shù)量和裝配質量能反映出當?shù)氐男畔⒒窘ㄔO水平、信息傳播的渠道以及對信息資源的利用程度，因而能較全面反映當?shù)氐男畔⒒?；第三，農(nóng)村信息化指標沒有直接數(shù)據(jù)，根據(jù)業(yè)內(nèi)慣例用的是替代數(shù)據(jù)，因為用于國家層面的信息化替代指標如郵電業(yè)務額、信息化投入經(jīng)費、網(wǎng)民數(shù)量等在該行業(yè)各地區(qū)沒有完整的數(shù)據(jù)，因而用電腦、彩電、黑白電視、固話和移動電話等信息裝備作為替代數(shù)據(jù)是可行的。所有數(shù)據(jù)的統(tǒng)計量描述如表 1 所示。

表1　統(tǒng)計量描述

四、實證結果和分析

(一)信息化與農(nóng)村經(jīng)濟增長關系的一般性檢驗

基于面板數(shù)據(jù)對模型(1)和(2)分別進行回歸，通過F統(tǒng)計量檢驗和Hausman檢驗，二模型均應采用固定效應模型，其回歸結果如表2所示。

從表2可知，信息化要素對農(nóng)村經(jīng)濟增長起到了正向的促進作用，資本、勞動力和信息化的彈性系數(shù)分別為0.295、0.072和0.176，說明各地區(qū)物質資本、人力資本和信息化要素每增長一個單位，可以帶動農(nóng)村經(jīng)濟增長0.295、0.072和0.176個單位。比較模型(2)與模型(1)回歸結果，資本投入與勞動力投入對農(nóng)村經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)沒有太大的變化，說明信息化要素對農(nóng)村資本和勞動力的投入影響并不大。

表2　模型(1)和模型(2)的回歸結果

(二)門檻效應檢驗

本文分別以LnI、LnY、LnK和年份Year為門檻變量，采用Hansen(1996)提出的LM(Lagrange

multiplier)檢驗考察是否能拒絕線性模型(即無門檻值)的零假設，發(fā)現(xiàn)LnY作為門檻變量時不拒絕零假設，即不存在經(jīng)濟增長的門檻效應，故下文逐個分析以LnI、LnK和年份Year分別為門檻變量時的檢驗結果。

1.信息化發(fā)展水平門檻效應檢驗

首先運用Hansen面板數(shù)據(jù)門檻模型，以信息化發(fā)展水平作為門檻變量，檢驗信息化水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響是否存在門檻效應。首先進行單門檻檢驗，結果發(fā)現(xiàn)面板數(shù)據(jù)門檻效應檢驗的似然比值R(LR Test for threshold effect)為7.352，F(xiàn)檢驗值為8.309，相伴概率為0.005，拒絕原假設，說明存在單門檻。繼續(xù)進行雙門檻檢驗，其F檢驗值為10.163，相伴概率為0.001，繼續(xù)拒絕原假設，說明存在雙門檻應該采用雙門檻回歸模型進行回歸，繼續(xù)進行3門檻檢驗，但其中二、三階段回歸系數(shù)均沒有通過統(tǒng)計檢驗，其門檻效應檢驗結果如表3所示，綜合均衡后采用雙門檻進行回歸，信息化水平門檻值的篩選結果如表4所示。

信息化水平的兩個門檻值分別為4.003和4.387,換算成原始值后實際信息化水平門檻為54.73%和80.41%(見表4)，這兩個門檻值將中國各地區(qū)的農(nóng)村信息化水平分為高、中、低三種類型，樣本數(shù)據(jù)數(shù)量分別為132、230、41個。

表3　各種門檻變量的門檻效應檢驗結果

表4　各種門檻變量門檻值的篩選結果

根據(jù)回歸結果表5可知，隨著信息化水平提高，其彈性系數(shù)是下降的。信息化發(fā)展水平低的時候對農(nóng)村經(jīng)濟增長影響最大，回歸系數(shù)為0.468，其次是中等信息化水平，回歸系數(shù)為0.449，高信息化發(fā)展水平與農(nóng)村經(jīng)濟增長相關程度最小，回歸系數(shù)為0.408，因而，意味著存在信息化對農(nóng)村經(jīng)濟增長的高水平陷阱。信息化發(fā)展水平與農(nóng)村經(jīng)濟增長在三個階段都是正相關，驗證了前面的假設1中的存在門檻效應，但不存在信息技術生產(chǎn)率悖論。

雖然我國農(nóng)村經(jīng)濟增長不存在信息技術生產(chǎn)率悖論，但并不是線性的，呈現(xiàn)出信息化不同發(fā)展水平的異質性。從回歸結果看出，模型中資本投入和勞動力投入的彈性系數(shù)之和不到0.4，說明農(nóng)村經(jīng)濟增長是屬于規(guī)模遞減的，信息化水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長的三階段影響，恰巧與農(nóng)村經(jīng)濟的規(guī)模報酬遞減相一致。農(nóng)村資本投入與農(nóng)村經(jīng)濟增長也是正相關，回歸系數(shù)為0.299，農(nóng)村勞動力投入對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的影響因沒有通過檢驗，故不顯著。比較資本、勞動和信息三種投入要素對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響可知，信息化發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)最大，三個階段分別是0.468，0.449和0.408，資本投入次之，彈性系數(shù)為0.299，勞動力投入對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展影響不顯著，說明近期農(nóng)村經(jīng)濟的增長更多的得益于農(nóng)村信息化水平的提高。

表5　信息化水平、時間和資本投入的面板門檻回歸結果

注:***、**和*分別表示在0.01、0.05和0.10的顯著水平下拒絕零假設。

根據(jù)以上結果，信息化水平低的地區(qū)，信息化的彈性系數(shù)最高，每增加 1%，會帶來農(nóng)村經(jīng)濟增長0.468%；信息化水平中等地區(qū)的彈性系數(shù)次之，每增加1%，農(nóng)村經(jīng)濟增長0.449%；信息化水平高的地區(qū)彈性系數(shù)最低，每增加1% ，經(jīng)濟增長0.408% 。因而應調整信息資源的分配，要向在信息化水平較低的地區(qū)傾斜，加強這些地區(qū)的信息化基礎設施建設，以有效地提升信息不發(fā)達地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟的增長。

2.時間門檻效應檢驗

以時間作為門檻變量，仍然運用Hansen的面板數(shù)據(jù)門檻模型，檢驗結果顯示，存在兩個時間門檻，門檻值的篩選結果如表4所示，其門檻效應檢驗和回歸結果如表3、5所示。

兩個時間門檻值分別為4.11和11.11，換算成原始值后實際信息化水平門檻為2003年和2010年，這兩個門檻值將中國農(nóng)村信息化發(fā)展水平分為三個階段，三階段的樣本數(shù)據(jù)數(shù)量分別為124、217、62個。

根據(jù)時間面板門檻回歸結果見表5。在2003年之前，信息化發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長影響沒有通過檢驗，說明農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展與信息化沒有什么關系；第二、三階段均通過檢驗，2003到2010年，回歸結果顯示，信息化水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長的回歸系數(shù)為0.163；2010年之后，信息化發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長影響程度增大，回歸系數(shù)為0.174。所以，驗證了前面的假設3，說明我國農(nóng)村經(jīng)濟增長在時間作為門檻變量時，存在信息技術生產(chǎn)率悖論。同樣，回歸結果呈現(xiàn)出不同階段信息化對農(nóng)村經(jīng)濟增長影響的異質性。從2003年之前的農(nóng)村經(jīng)濟增長與信息化無關，到2003-2010年期間的彈性系數(shù)0.163，再到2010年之后0.174。說明隨著時間的推移，信息化對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響越來越大。究其原因，認為隨著時間的發(fā)展信息化結構越來越合理，互聯(lián)網(wǎng)介入農(nóng)村信息化深度增加，從而對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展起到更好的推動作用。農(nóng)村資本投入與農(nóng)村經(jīng)濟增長也是正相關，回歸系數(shù)為0.221，農(nóng)村勞動力投入對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的影響是負值，但檢驗仍然沒有通過。

3.資本門檻效應檢驗

以資本投入作為門檻變量，仍然運用Hansen的面板數(shù)據(jù)門檻模型，檢驗資本資本的投入在信息化對農(nóng)村經(jīng)濟增長影響過程中是否存在門檻效應。檢驗結果發(fā)現(xiàn)資本投入存在雙門檻，門檻值的篩選結果如表4所示，其門檻效應檢驗和回歸結果如表3、5所示。

資本投入的門檻值分別為4.296和5.912，換算成原始值后實際資本投入門檻為73.41億元和369.56億元，這兩個門檻值將信息化水平對中國農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響分為三個階段，三階段的樣本數(shù)據(jù)數(shù)量分別為60、199和144個。

根據(jù)資本面板門檻回歸結果表5可知，在第一個階段τ<4.341，信息化發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長影響沒有通過檢驗，說明農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展與信息化關系不大；第二、三階段回歸結果顯示，信息化水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)分別為0.165和0.189，均在90%的水平以上通過檢驗，隨著資本投入的增加，信息化發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長影響程度增大。說明對農(nóng)村資本投入的增加中，同時增加了對農(nóng)村信息資本的投入，從而農(nóng)村的信息化水平得以提高，繼而促進了農(nóng)村經(jīng)濟的高速增長。所以，驗證了前面的假設4，說明我國農(nóng)村經(jīng)濟增長在資本作為門檻變量時，資本投入的第一個階段存在信息技術的生產(chǎn)率悖論。農(nóng)村資本投入與農(nóng)村經(jīng)濟增長也是正相關，彈性系數(shù)為0.244，農(nóng)村勞動力投入對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的影響仍然沒通過檢驗。

五、結論

本文以中國農(nóng)村為研究對象，首先根據(jù)包含信息化要素的新經(jīng)濟增長模型，籠統(tǒng)地分析了信息化對農(nóng)村經(jīng)濟增長的關系，然后基于門檻面板模型，分別以農(nóng)村信息化水平指標、農(nóng)村資本投入和時間作為門檻變量，研究了在不同門檻變量的條件下，信息化發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響，最終的研究結果如下：

第一，研究證實了信息化發(fā)展水平與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間存在正相關關系，已成為影響農(nóng)村經(jīng)濟產(chǎn)出的重要因素，而且全面地轉變了農(nóng)村經(jīng)濟增長的方式，但農(nóng)村信息化要素并沒有改變資本和勞動力投入對農(nóng)村經(jīng)濟增長的彈性。從資本投入、勞動力投入及農(nóng)村信息化的彈性系數(shù)可知，農(nóng)村信息化已經(jīng)成為農(nóng)村經(jīng)濟增長的主要源泉。

第二，以信息化發(fā)展水平作為門檻變量進行檢驗時，信息化水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響存在雙門檻，在三個階段中信息化發(fā)展水平與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間都是正相關關系，不存在信息技術生產(chǎn)率悖論，但是三個階段信息化水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長具有不同的彈性系數(shù)，呈現(xiàn)出信息化不同發(fā)展水平的異質性。而且隨著信息化水平提高，其彈性系數(shù)是下降的，信息化水平低的地區(qū)，信息化的彈性系數(shù)最高，信息化水平中等地區(qū)次之，信息化水平高的地區(qū)彈性系數(shù)最低，意味著存在我國農(nóng)村在利用信息技術促進農(nóng)村經(jīng)濟增長的高水平陷阱。但整體而言，中國農(nóng)村在利用信息技術發(fā)展促進農(nóng)村經(jīng)濟增長方面還存在較大的潛力。因而我國應調整信息資源的分配，向信息化水平較低的農(nóng)村地區(qū)傾斜，加強這些地區(qū)的信息化基礎設施建設，從而有效地提升農(nóng)村經(jīng)濟的全面增長。

第三，以時間作為門檻變量，檢驗結果顯示存在2003和2010年兩個時間門檻，在2003年之前存在信息技術生產(chǎn)率悖論，隨著時間的推移，信息化水平突破了門檻值，對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響越來越大。主要原因認為隨著時間的發(fā)展信息化結構越來越合理，互聯(lián)網(wǎng)介入農(nóng)村信息化深度增加，從而對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展起到更好的推動作用。這與國外學者認為“生產(chǎn)率悖論”的存在具有階段性，在不同發(fā)展水平國家和地區(qū)的不同階段都會存在一定程度的信息技術“生產(chǎn)率悖論”，隨時間的推移，“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象將逐步得以解決的觀點不謀而合。

第四，在資本投入作為門檻變量時，檢驗發(fā)現(xiàn)存在雙門檻，資本投入的第一個階段存在信息技術的生產(chǎn)率悖論，后兩個階段突破門檻后，信息化水平對農(nóng)村經(jīng)濟增長影響是遞增的，說明對農(nóng)村資本投入的增加中，同時增加了對農(nóng)村信息資本的投入，從而農(nóng)村的信息化水平得以提高，繼而促進了農(nóng)村經(jīng)濟的高速增長。這說明農(nóng)村信息化基礎設施已經(jīng)成為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的重要基礎設施，因此，在目前由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向新型農(nóng)業(yè)發(fā)展的轉折時期，我們需要將農(nóng)村信息化設施作為農(nóng)村基礎設施的一部分，通過加大農(nóng)村信息化基礎設施建設的力度，并作為優(yōu)先建設的重點，優(yōu)化農(nóng)村資本投入的結構，以促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式的快速轉變，從而進一步拉動農(nóng)村經(jīng)濟的增長。

參考文獻：

[1]ROACH S.America’s technology dilemma：a profile of the information economy[M].Special Economic Study，New York：Morgan Stanley,1987：3-12．

[2]SOLOW R．We’d better watch out[N].New York Times Book Review,1987,July 12:36．

[3]STRASSMAN P A.The business value of computers[M].Information Economics Press,1990．

[4]ROBERT J.GORDEN.U.S.Economic growth since 1870:one big wave? [C].American Economic Review Papers and Proceedings, vol.89：123-128,May 1999.

[5]JORGENSON D W，STIROH K J.U.S.economic growth in the information age[J].Information Technology，2001(21):33-39.

[6]趙勇,陳冬.信息技術的生產(chǎn)率悖論因果分析[J].科學學與科技技術管理,2004(6):100-103.

[7]BRYN-JOLFSSON E,HITT L..Paradox lost? firm-level evidence on the returns to information systems spending[J].Management Science,1996,42(2) ：541-558．

[8]SHAO B B M，Lin W T.Measuring the value of information te￣chnology in technical efficiency with stochastic production frontiers[J].Decision Support Systems,2001,43(7):447- 456．

[9]JORGENSON D W，STIROH K J.Lessons from the U.S.gr￣owth resurgence[C].Proceeding in the First International Conference on the Economic and Social Implications of Information Technology，U.S.Department of Commerce，2003,Jan.20-29.

[10]DEWAN S，KRAEMER K L．Information technology and productivity：evidence from country-level data[J]．Management Science，2000，46(4):548-562.

[11]SANG-Yong,LEE TOM, GHOLAM R.et al.Time series analysis in the assessment of ICT impact at the aggregate level[J].Information & Management,2005,42:1009-1022.

[12]KRAEMER K,DEDRICK J.Payoffs from information tec￣hnology lesson from the Asia-Pacific [R].Payoffs for World De￣velopment,WPfile,2001.

[13]POHJOLA M.Information technology and economic gr￣owth：a cross-country analysis [R].WIDER Working Paper,2000.

[14]LEE，JUN Yong，KIMB.Information technology and pro￣ductivity：Empirical evidence from the Chinese electronics in￣dustry[J].Information & Management，2010，48(1-2):79-87．

[15]俞立平.信息化對經(jīng)濟增長貢獻的時空變化研究[J].財貿(mào)研究，2012(5):54-60.

[16]張之光，蔡建峰.國家層面信息技術價值及“生產(chǎn)率悖論”研究[J].科研管理,2013(7):154-160.

[17]靖飛,俞立平.信息化與經(jīng)濟增長——中國存在生產(chǎn)率悖論嗎?[J].情報雜志,2013(3):203-207.

[18]張鴻,張權.農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響[J].統(tǒng)計與決策 2008(12):100-102.

[19]趙暉，溫學飛.寧夏引黃灌區(qū)農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響[J].中國農(nóng)學通報,2010(20):378-382.

[20]ROMER P M． Increasing returns and long run growth[J].Journal of Political Economy，1986(94):1002-1037．

[21]HANSEN B E.Sample splitting and threshold estimation[J].Econometrica,2000(3):575-603.

[22]HANSEN B E.Inference when a nuisance parameter is not identified under the null hypothesis[J].Econometrica,1996(2):413- 430.

[23]YONUG,ALWYN.Gold into base metals：productivity growth in the People’s republic of China during the reform period[R].NSRE,2000,working paper 7856.

(本文責編：王延芳)

Is There a “Productivity Paradox” in China’s Rural Informatization?

——A Test Based on Threshold Panel Regression Model

WANG Ai-min1,2

(1.SchoolofBusinessAdministration，HenanUniversityofEconomics&Law，Zhengzhou

450046，China;2.HenanCenterforEconomicResearch，HenanUniversityofEconomics&Law，Zhengzhou450046，China)

Abstract：This article researches into the influence of informalization on the rural economic growth，using rural informatization，rural capital investment and time as three threshold variables based on Threshold Panel Model.The research result shows：First，informalization level has double-threshold effect to rural economic growth and there is no productivity paradox in it，but the elastic coefficient declines in sequence.Second，the test which uses time as variable suggests that there exist two time thresholds.There was an information technology productivity paradox before the year of 2003，but with the time going on，the informalization level broke through the threshold value and exerted more influence to the rural economic growth.Third，there existed an information technology productivity paradox in the first period of capital investment，but during the next two stages，the informalization shows ascending double-threshold effect to rural economic growth after breaking through the threshold，which means that the increase of rural capital investment brings about the increase of the investment of rural information capital，thus the informalization level is boosted，enhancing the rapid growth of rural economy.

Key words:informalization；rural economy growth；productivity paradox；threshold panel regression

中圖分類號：G203

文獻標識碼：A

文章編號：1002-9753(2015)07-0042-10

作者簡介：王艾敏(1965-)，女，河南焦作人，河南財經(jīng)政法大學工商管理學院副教授，博士，研究方向：技術經(jīng)濟、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟。

基金項目：國家社會科學基金項目(13BGL080)；河南省社科規(guī)劃辦項目(2013BJJ063)。

收稿日期：2015-01-16修回日期：2015-06-18