張 俊

(安徽財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言與相關(guān)文獻綜述

當(dāng)前，我國已進入到高質(zhì)量發(fā)展的新時代，然而鄉(xiāng)村發(fā)展不平衡不充分問題仍然突出。推進鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展既是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要內(nèi)容，也是破解“三農(nóng)”問題和落實新發(fā)展理念的必然要求?！多l(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022年)》指出鄉(xiāng)村發(fā)展處于大變革、大轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，推動鄉(xiāng)村振興必須按照高質(zhì)量發(fā)展的要求，加快推進農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。2020年中央一號文件進一步提出要把握新一代信息技術(shù)革命機遇，加快補齊“三農(nóng)”領(lǐng)域突出短板，推進農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。因此，在我國鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)變發(fā)展方式和增長動力的政策背景下，如何利用新一代信息技術(shù)推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村數(shù)字化轉(zhuǎn)型、實現(xiàn)鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展，是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略必須解決的理論和實踐命題。

寬帶作為新一代信息技術(shù)向鄉(xiāng)村擴散的重要載體，加快農(nóng)村寬帶普及已經(jīng)成為新時代強農(nóng)惠農(nóng)的政策目標(biāo)。2009年工信部首次提出了寬帶下鄉(xiāng)計劃，2013年《“寬帶中國”戰(zhàn)略及實施方案的通知》提出了寬帶鄉(xiāng)村的建設(shè)目標(biāo)。此后，《組織實施“寬帶鄉(xiāng)村”試點工程(一期)的通知》《國務(wù)院辦公廳關(guān)于加快高速寬帶網(wǎng)絡(luò)建設(shè)推進網(wǎng)絡(luò)提速降費的指導(dǎo)意見》《國務(wù)院辦公廳關(guān)于促進農(nóng)村電子商務(wù)加快發(fā)展的指導(dǎo)意見》《“互聯(lián)網(wǎng)+”現(xiàn)代農(nóng)業(yè)三年行動實施方案》《“十三五”國家信息化方案》以及《網(wǎng)絡(luò)扶貧行動計劃》等一系列文件要求加大對農(nóng)村寬帶建設(shè)的政策支持和財政投入力度，完善農(nóng)村及偏遠(yuǎn)地區(qū)寬帶服務(wù)補償機制，實施寬帶“村村通”和“戶戶通”工程，提高農(nóng)村寬帶普及率。《數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略綱要》和《數(shù)字農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展規(guī)劃(2019—2025年)》要求持續(xù)提升農(nóng)村寬帶普及率和互聯(lián)網(wǎng)普及率，加快鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)字化轉(zhuǎn)型，以數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)帶動和提升鄉(xiāng)村發(fā)展質(zhì)量，為實現(xiàn)鄉(xiāng)村全面振興提供有力支撐。得益于寬帶鄉(xiāng)村建設(shè)，我國農(nóng)村寬帶普及快速提升，2019年底通光纖和4G的行政村超過98%，通寬帶的貧困村達到99%，農(nóng)村寬帶用戶達到1.35億戶(1)資料來源：中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心(CNNIC)發(fā)布的第45次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》，經(jīng)作者整理。。隨之而來的是淘寶村、網(wǎng)紅村紛紛涌現(xiàn)，農(nóng)村電商和數(shù)字農(nóng)業(yè)方興未艾，激發(fā)了農(nóng)村發(fā)展活力。然而，寬帶下鄉(xiāng)也面臨一些挑戰(zhàn)，如農(nóng)村非網(wǎng)民比例較高，寬帶使用效率低下，寬帶使用存在娛樂化和低俗化現(xiàn)象，以及城鄉(xiāng)之間的互聯(lián)網(wǎng)紅利差距明顯等(邱澤奇 等，2016；謝俊貴，2018)，這些挑戰(zhàn)引發(fā)了寬帶下鄉(xiāng)不利于鄉(xiāng)村發(fā)展的擔(dān)憂。那么，農(nóng)村寬帶普及究竟是助推了鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展，抑或是抑制了鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展？又是通過何種機制對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響？遺憾的是，鮮有文獻從理論和實證角度回答這一問題。為此，本文在闡釋農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展影響機理的基礎(chǔ)上，進一步檢驗農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)及其作用機制，并提出相應(yīng)的政策建議。

伴隨信息通信技術(shù)(ICT)的快速發(fā)展，寬帶作為國家戰(zhàn)略性公共基礎(chǔ)設(shè)施，是承載新一代信息技術(shù)應(yīng)用的重要載體，寬帶建設(shè)的重要性不言而喻。近年來，世界各國政府紛紛出臺國家寬帶戰(zhàn)略，推動寬帶普及。在此背景下，寬帶建設(shè)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點，結(jié)論并未一致。Koutroumpis(2009)認(rèn)為寬帶是一種兼具資本投入和通用技術(shù)滲透的新型基礎(chǔ)設(shè)施，寬帶建設(shè)與個體投資存在互補效應(yīng)，寬帶普及有助于新知識和新技術(shù)傳播與擴散，提高全要素生產(chǎn)率，對經(jīng)濟增長具有顯著促進作用。Czernich et al．(2011)的研究表明寬帶普及率增加10%，人均GDP增長0.9%～1.5%，并且寬帶普及加快了新一代移動技術(shù)的應(yīng)用，推動了經(jīng)濟的長期增長(Castaldo et al．，2018)。我國寬帶起步較晚，但在寬帶中國和網(wǎng)絡(luò)強國戰(zhàn)略的推動下，寬帶建設(shè)步伐加快。韓寶國等(2014)認(rèn)為寬帶引入和滲透對我國經(jīng)濟增長起到了顯著的推動作用，寬帶普及率每增長10%能夠帶動人均GDP增長0.19%。馮永晟等(2014)發(fā)現(xiàn)寬帶普及存在網(wǎng)絡(luò)溢出效應(yīng)，寬帶普及每增長10%能夠推動經(jīng)濟增長2.1%，但寬帶普及的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在省際差異。囿于數(shù)據(jù)可得性，韓寶國等(2014)、馮永晟等(2014)的研究存在大量寬帶普及率為0的研究樣本，研究結(jié)論缺乏穩(wěn)健性。然而，也有學(xué)者認(rèn)為寬帶普及與經(jīng)濟增長之間存在非線性關(guān)系。例如，Koutroumpis(2009)發(fā)現(xiàn)寬帶普及的經(jīng)濟增長效應(yīng)并非一直顯著，只有寬帶普及率達到30%后才具有顯著的經(jīng)濟增長效應(yīng)。在寬帶速度低于15Mbps時，寬帶普及不會帶來顯著的經(jīng)濟增長(Ford，2018)。Mayer et al．(2020)發(fā)現(xiàn)寬帶普及率較低時才產(chǎn)生經(jīng)濟增長效應(yīng)，寬帶普及與寬帶速度的交互性對經(jīng)濟增長的影響不顯著，寬帶普及與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)倒“U”形關(guān)系，存在潛在的飽和效應(yīng)。

但鄉(xiāng)村寬帶建設(shè)對經(jīng)濟增長影響的研究相對較少，結(jié)論存在差異。一種觀點認(rèn)為鄉(xiāng)村寬帶建設(shè)有助于促進農(nóng)戶增收和創(chuàng)業(yè)。例如，Whitacre et al．(2014)認(rèn)為寬帶鄉(xiāng)村建設(shè)縮小了城鄉(xiāng)之間的接入鴻溝，促進了農(nóng)村經(jīng)濟增長和農(nóng)戶增收，更高層次的寬帶使用對農(nóng)戶收入影響更大。邱澤奇等(2016)認(rèn)為寬帶建設(shè)擴大了接入設(shè)施的覆蓋面，加之智能手機和平板電腦的便利化，對農(nóng)民增收具有顯著提升作用，但區(qū)域之間、城鄉(xiāng)之間和農(nóng)戶之間存在互聯(lián)網(wǎng)紅利差異。高彥彥(2018)以淘寶村為案例，認(rèn)為寬帶建設(shè)推進了互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)在鄉(xiāng)村的擴散，給鄉(xiāng)村社會帶來新知識、新思想和新技術(shù)，激發(fā)了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)熱情。田勇等(2019)發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)進村帶動了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，顯著降低了農(nóng)村貧困的發(fā)生率。王劍程等(2020)發(fā)現(xiàn)寬帶鄉(xiāng)村建設(shè)降低了農(nóng)戶的信息搜尋成本，創(chuàng)業(yè)概率顯著上升4.8%。另一種觀點認(rèn)為鄉(xiāng)村寬帶建設(shè)難度大、人口居住分散以及需求意愿不足，不宜高估寬帶建設(shè)對經(jīng)濟增長的貢獻。例如，Galloway (2007)認(rèn)為農(nóng)村缺乏規(guī)模經(jīng)濟和需求集中，寬帶接入并未顯著促進鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展。農(nóng)村寬帶建設(shè)投入大，運營商供給成本高，對經(jīng)濟增長的影響并不顯著( Townsend et al．，2013)。在缺乏成長性和多元化的鄉(xiāng)村，寬帶建設(shè)并不能顯著擴大就業(yè)(Conley et al．，2016)。農(nóng)戶規(guī)模和人力資本的空間分布不均，寬帶建設(shè)可能擴大農(nóng)村區(qū)域之間的經(jīng)濟差距(Jones et al．，2019)。一旦引入計算機作為上網(wǎng)方式，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)民收入沒有顯著影響(譚燕芝 等，2017)。Galperin et al．(2017)認(rèn)為貧困地區(qū)農(nóng)戶對互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的利用能力低下，寬帶建設(shè)對農(nóng)戶增收具有局限性，收益回報是不確定的。

上述文獻梳理發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻存在兩點不足：第一，寬帶建設(shè)與經(jīng)濟增長方面的研究相對較多，鮮有文獻從綜合層面考察農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響。在寬帶發(fā)展實踐中，城鄉(xiāng)寬帶普及差距明顯，2010—2019年，我國城鄉(xiāng)家庭寬帶用戶差距從7487.8萬戶增加到17928萬戶。因此，采用總量寬帶普及并不能真實反映農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村經(jīng)濟的異質(zhì)性影響。此外，農(nóng)村寬帶普及帶來了鄉(xiāng)村生產(chǎn)生活生態(tài)方式的深度變革，對鄉(xiāng)村發(fā)展產(chǎn)生了全方位影響，從單一經(jīng)濟層面的考察可能失之偏頗。第二，寬帶普及影響經(jīng)濟增長的具體機制不夠清晰(Salemink et al．，2017)，大多數(shù)研究缺乏穩(wěn)健性檢驗。除了結(jié)論上的分歧外，現(xiàn)有文獻主要采用電信基礎(chǔ)設(shè)施投資、電話滲透率或者有線電視滲透率作為寬帶普及的衡量指標(biāo)，存在衡量偏誤問題(Mayer et al．，2020)。少數(shù)采用寬帶滲透率的研究存在較多寬帶滲透率為0的樣本，OLS回歸并不能完全反映總體的實際特征，存在模型選擇偏差。為此，本文將從以下兩方面加以改進：第一，從理論和實證維度考察農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的影響，同時從鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展、社會發(fā)展、綠色發(fā)展、文化發(fā)展、治理有效以及城鄉(xiāng)融合發(fā)展等方面綜合衡量鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展水平，為理解鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的重要驅(qū)動因素提供新視角。第二，闡釋農(nóng)村寬帶普及如何通過分工深化以及人力資本積累影響鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的機制，豐富農(nóng)村寬帶普及影響鄉(xiāng)村發(fā)展的渠道研究。此外，以地形復(fù)雜度作為農(nóng)村寬帶普及的工具變量，采用工具變量法克服可能存在的內(nèi)生性問題，使結(jié)論更為穩(wěn)健。需要說明的是，囿于農(nóng)村家庭寬帶用戶數(shù)據(jù)的可獲得性(2)通過對各省統(tǒng)計年鑒以及中國通信年鑒的檢索，只能獲得2011年以來農(nóng)村家庭寬帶用戶的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。，本文采用2011—2017年省際面板數(shù)據(jù)考察農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)。

二、理論分析和研究命題

盡管我國1999年才擁有家庭固定寬帶用戶，但在寬帶中國和寬帶鄉(xiāng)村戰(zhàn)略的推動下，農(nóng)村寬帶普及取得了長足進步。2010—2019年，家庭寬帶用戶規(guī)模從1.24億戶上升到4.49億戶，農(nóng)村寬帶用戶占比從20%上升到30%。農(nóng)村寬帶普及進一步縮小了城鄉(xiāng)之間的接入鴻溝，加快了互聯(lián)網(wǎng)通用技術(shù)在鄉(xiāng)村的擴散。具體來說：一是寬帶普及使農(nóng)戶擺脫信息孤島，利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)降低生產(chǎn)經(jīng)營決策的信息搜尋成本，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和管理成本，創(chuàng)新農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，向精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)和智慧農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。家庭寬帶可以幫助農(nóng)戶創(chuàng)建和發(fā)展家庭農(nóng)場，成為新興市場主體(王劍程 等，2020)，利用短視頻、直播帶貨等形式推介家庭產(chǎn)品。與此同時，農(nóng)村寬帶普及率上升，才能更好打造各類互聯(lián)網(wǎng)涉農(nóng)平臺，培育農(nóng)村特色、渠道和品牌，推動農(nóng)村產(chǎn)品供給、農(nóng)村物流與市場對接，拓寬農(nóng)村產(chǎn)業(yè)鏈，實現(xiàn)農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合與升級，從而帶動鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展。二是寬帶普及降低了農(nóng)戶表達公共需求的成本，擴大了農(nóng)戶表達公共需求的渠道，提升了鄉(xiāng)村社會性公共品供給水平和供給效率。同時，有利于矯正農(nóng)村信息傳遞的滯后和失真，使農(nóng)戶能夠隨時了解各項惠農(nóng)政策、農(nóng)村集體資源和公共事務(wù)，激發(fā)農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村社會事務(wù)的積極性，促進村務(wù)公開、政務(wù)公開和黨務(wù)公開，有助于化解鄉(xiāng)村矛盾糾紛，形成和諧融洽的鄉(xiāng)村生產(chǎn)關(guān)系，增加農(nóng)戶幸福感和獲得感，帶動鄉(xiāng)村社會發(fā)展。三是寬帶普及打破了鄉(xiāng)村資源的時空限制，使鄉(xiāng)村生態(tài)產(chǎn)品、生態(tài)環(huán)境和鄉(xiāng)土文化成為農(nóng)戶增收的重要資源，引導(dǎo)農(nóng)戶認(rèn)識和發(fā)揮鄉(xiāng)村生態(tài)優(yōu)勢及鄉(xiāng)土文化的獨特性，形成綠色生態(tài)、文明健康的智慧化生產(chǎn)生活方式。不斷激勵農(nóng)戶采用綠色生態(tài)的生產(chǎn)技術(shù)，加大綠色要素投入，自覺實現(xiàn)生產(chǎn)規(guī)范化和標(biāo)準(zhǔn)化，發(fā)展循環(huán)農(nóng)業(yè)、生態(tài)農(nóng)業(yè)和綠色農(nóng)業(yè)，重視環(huán)境衛(wèi)生和村容村貌，自覺保護鄉(xiāng)村生態(tài)與鄉(xiāng)土文化，從而提高鄉(xiāng)村綠色發(fā)展和文化發(fā)展水平。四是寬帶普及帶來鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)的不斷完善，加快了互聯(lián)網(wǎng)與“三農(nóng)”的融合，創(chuàng)造了超額利潤空間，不僅有利于鄉(xiāng)村新型經(jīng)營主體的壯大，而且有利于激發(fā)農(nóng)民企業(yè)家返鄉(xiāng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的熱情(高彥彥，2018)，引導(dǎo)社會力量和社會資本投向鄉(xiāng)村，從而推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展。基于上述分析，提出：

研究命題1：農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生助推效應(yīng)。

農(nóng)村寬帶普及不僅帶來互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的擴散，提高市場供需信息透明度和匹配度，而且通過網(wǎng)絡(luò)外部性集聚農(nóng)戶分散的個性化供給和個性化需求，為鄉(xiāng)村分工深化提供了斯密式增長動力。通過分工深化，農(nóng)村寬帶普及一方面可以使農(nóng)戶生產(chǎn)融入城市分工和國際分工體系，獲得更多的高質(zhì)量要素投入，擴展鄉(xiāng)村生產(chǎn)可能性邊界，推動鄉(xiāng)村經(jīng)濟增長(Whitacre et al．，2014；Castaldo et al．，2018)。另一方面，可以引致市場性交易成本、管理型交易成本以及制度性交易成本曲線下移，推動農(nóng)戶、新型經(jīng)營主體與新型集體經(jīng)濟組織之間的競爭與合作，有利于鄉(xiāng)村生產(chǎn)、經(jīng)營以及治理模式的創(chuàng)新，為鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展提供新業(yè)態(tài)和新動能(韓寶國 等，2014；高彥彥，2018；Castaldo et al．，2018；王劍程 等，2020)。由此推斷，分工深化是影響鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的重要機制。鑒于上述分析，提出：

研究命題2：農(nóng)村寬帶普及通過分工深化機制來提振鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展。

家庭寬帶普及促進了不同空間大規(guī)模數(shù)據(jù)的快速交換，降低了信息擴散和知識傳播成本，有助于提升鄉(xiāng)村人力資本。寬帶互聯(lián)網(wǎng)一方面為農(nóng)戶提供更多的信息和知識分享資源，使農(nóng)戶根據(jù)自身經(jīng)驗和認(rèn)知能力處理知識信息，開展自我培訓(xùn)和干中學(xué)，壯大高素質(zhì)農(nóng)民隊伍，為實施鄉(xiāng)村振興提供中堅力量。另一方面，吸引具有新思想、新理念、新知識和新技能的“新農(nóng)人”參與鄉(xiāng)村建設(shè)，使其成為鄉(xiāng)村社會創(chuàng)新的實施主體(高彥彥，2018)。人力資本積累是實現(xiàn)鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的重要條件，通過鄉(xiāng)村人力資本積累，農(nóng)村寬帶普及可以加快涉農(nóng)新技術(shù)的推廣應(yīng)用進程，實現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟的內(nèi)生性增長。隨著鄉(xiāng)村人力資本水平的不斷上升，農(nóng)村寬帶普及可以實現(xiàn)知識信息分布式處理(distributed processing)帶來的價值倍增效應(yīng)，不僅有利于農(nóng)戶發(fā)揮鄉(xiāng)村建設(shè)的主體性，參與鄉(xiāng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，提升脫貧增收質(zhì)量(田勇 等，2019；王劍程 等，2020)，而且有利于培育農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展、鄉(xiāng)村公共產(chǎn)品供給、鄉(xiāng)村文化建設(shè)、鄉(xiāng)村生態(tài)保護以及鄉(xiāng)村環(huán)境整治的治理理性，促進鄉(xiāng)村全面振興。據(jù)此，提出：

研究命題3：農(nóng)村寬帶普及通過人力資本積累機制促進鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展。

三、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定

為檢驗農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的影響機理，本文構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型：

developit=β0+β1broadit+ρcontrolit+λi+ηt+εit

(1)

其中，i代表地區(qū)，t代表年份，developit表示鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展水平，核心解釋變量broadit表示農(nóng)村寬帶普及率。若β1為正，則表明農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生助推效應(yīng)，反之則意味著農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展存在抑制效應(yīng)。controlit表述一系列控制變量。λi和ηt分別為地區(qū)和時間固定效應(yīng)，用于控制地區(qū)和時間層面不可觀測因素的干擾。

(二)變量說明

1.被解釋變量

高質(zhì)量發(fā)展是新時代鄉(xiāng)村振興的應(yīng)然命題。根據(jù)新發(fā)展理念和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展是鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展、社會發(fā)展、綠色發(fā)展、文化發(fā)展、治理有效以及城鄉(xiāng)融合發(fā)展的綜合體現(xiàn)。本文采用農(nóng)村發(fā)展指數(shù)衡量鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展，該指數(shù)包括5個維度、14個二級指標(biāo)和25個三級指標(biāo)。5個維度分別是經(jīng)濟發(fā)展、社會發(fā)展、生活水平、生態(tài)環(huán)境和城鄉(xiāng)融合(韓磊 等，2019)，其中，鄉(xiāng)村經(jīng)濟水平、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、生活消費與鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展相對應(yīng)，鄉(xiāng)村衛(wèi)生醫(yī)療、社會保障和生活設(shè)施條件與鄉(xiāng)村社會發(fā)展相對應(yīng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境和農(nóng)村生活環(huán)境與鄉(xiāng)村綠色發(fā)展相對應(yīng)，鄉(xiāng)村文化教育與鄉(xiāng)村文化發(fā)展相對應(yīng)，村莊選舉登記選民投票率與鄉(xiāng)村治理有效相對應(yīng)，城鄉(xiāng)經(jīng)濟融合、社會融合與生活水平融合與城鄉(xiāng)融合發(fā)展相對應(yīng)。因此，該指數(shù)能夠刻畫各地鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展水平。

2.解釋變量

借鑒現(xiàn)有研究(馮永晟 等，2014；韓寶國 等，2014)，采用農(nóng)村家庭固定寬帶數(shù)量與農(nóng)村常住人口之比來衡量農(nóng)村寬帶普及水平，以broad表征?？紤]到農(nóng)村寬帶普及的不同衡量方法，在穩(wěn)健性檢驗中采用如下指標(biāo)：(1)農(nóng)村寬帶滲透率，以農(nóng)村家庭固定寬帶數(shù)量與鄉(xiāng)村戶數(shù)之比來衡量，用bpen表示。由于2012年以后國家統(tǒng)計局不再要求各省上報鄉(xiāng)村戶數(shù)統(tǒng)計結(jié)果，導(dǎo)致2012年以后部分省份間斷缺失鄉(xiāng)村戶數(shù)數(shù)據(jù)，而《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》提供的各地鄉(xiāng)村戶數(shù)是全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，不能作為各省鄉(xiāng)村戶數(shù)的統(tǒng)計。因此，為保證數(shù)據(jù)完整性，對間斷缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法補齊。(2)農(nóng)村家庭固定寬帶擁有量，用fbroad表示。(3)農(nóng)村家庭家用電腦普及率(考慮到農(nóng)村家庭安裝固定寬帶需要上網(wǎng)終端設(shè)備)，即每百戶家用電腦擁有量，以hcom表示。

3.控制變量

根據(jù)現(xiàn)有研究(Whitacre et al．，2014；韓寶國 等，2014；葉初升 等，2018；Castaldo et al．，2018)，本文選取的控制變量包括農(nóng)村投資、城市化、財政支農(nóng)、經(jīng)濟增長以及對外開放度。其中：農(nóng)村投資采用各地農(nóng)村固定資產(chǎn)投資占社會固定資產(chǎn)投資的比重來衡量，用inv表示；城市化采用各地城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬?，用urb表示；財政支農(nóng)以各地農(nóng)林水事務(wù)支出占財政總支出之比來衡量，用fd表示；經(jīng)濟增長以各地人均GDP來衡量，用grow表示；對外開放度以進出口貿(mào)易總額占GDP的比重來衡量，用open表示。

4.機制變量

機制變量包括農(nóng)村分工深化和農(nóng)村人力資本積累。就現(xiàn)有研究來看，農(nóng)村分工深化尚未形成一致的測度指標(biāo)，農(nóng)村分工包括產(chǎn)品分工、產(chǎn)業(yè)分工、勞動分工、金融分工以及組織分工等，單一指標(biāo)難以全面刻畫農(nóng)村分工深化程度，如以農(nóng)村消費品零售總額占社會消費品零售總額之比、農(nóng)村消費品零售總額占GDP之比、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入占社會基礎(chǔ)設(shè)施投入之比。因此，本文采用王小魯?shù)?2019)編制的市場化指數(shù)來衡量，用rdv表示。此外，農(nóng)村人力資本采用Jorgenson-Fraumeni(J-F)終生收入法進行測算，以農(nóng)村人均人力資本存量來衡量，用rhc表示。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展來自于中國社科院農(nóng)村發(fā)展研究所編制的農(nóng)村發(fā)展指數(shù)，該指數(shù)以2011年為基準(zhǔn)年，采用極值法處理指標(biāo)和均權(quán)法確定指標(biāo)權(quán)重。由于西藏指標(biāo)缺失較多，沒有納入研究范圍。鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展水平的變動趨勢以及核密度估計如圖1所示。

圖1 2011—2017年鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展水平的變動

左圖表明，2011—2017年鄉(xiāng)村發(fā)展水平從0.51上升到0.71，呈現(xiàn)穩(wěn)定增長趨勢；從區(qū)域?qū)用鎭砜矗瑬|部、中部和西部鄉(xiāng)村發(fā)展水平分別從0.61、0.49、0.41上升到0.84、0.68、0.60，區(qū)域差距有所擴大。右圖是鄉(xiāng)村發(fā)展水平的核密度估計，從2011年、2013年、2015年和2017年的核密度曲線形狀來看，位置不斷向右平移，表明鄉(xiāng)村發(fā)展水平穩(wěn)步上升；從峰度來看，2011年呈現(xiàn)尖峰拖尾特征，2013年呈現(xiàn)寬峰拖尾分布，表明鄉(xiāng)村發(fā)展水平的區(qū)域差距有所擴大。2015年呈現(xiàn)雙峰分布，其中左峰具有尖峰分布特征，表明地區(qū)之間存在追趕效應(yīng)，鄉(xiāng)村發(fā)展水平的區(qū)域差距有所縮小。2017年又呈現(xiàn)寬峰拖尾分布，意味著鄉(xiāng)村發(fā)展水平的區(qū)域差距仍然呈現(xiàn)擴大趨勢。

囿于數(shù)據(jù)可得性，上海市只有2015年的農(nóng)村家庭固定寬帶接入用戶統(tǒng)計數(shù)據(jù)，缺失其他年份數(shù)據(jù)，因此，最終樣本是除港澳臺之外的29個省(市、自治區(qū))。農(nóng)村家庭固定寬帶用戶的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)村分工深化的數(shù)據(jù)來自wind數(shù)據(jù)庫，農(nóng)村人力資本積累數(shù)據(jù)來自中國人力資本與勞動經(jīng)濟研究中心發(fā)布的《中國人力資本報告2019》。其他變量數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒。除比例類變量之外，其他變量均以2011年CPI為基期進行了平減。同時，為保證變量的平穩(wěn)性，本文對所有變量進行了對數(shù)化處理。表1報告了所有變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果。

表1 描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)基準(zhǔn)估計

根據(jù)hausman檢驗結(jié)果，選擇雙向固定效應(yīng)模型，表2報告了基準(zhǔn)估計結(jié)果。其中，第(1)列是鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村寬帶普及的單變量回歸，回歸系數(shù)顯著為正。在第(1)列的基礎(chǔ)上，第(2)列加入農(nóng)村寬帶普及的二次項，但二次項的系數(shù)不顯著，表明農(nóng)村寬帶普及并未產(chǎn)生飽和效應(yīng)，這與Mayer et al．(2020)的研究結(jié)論不同。第(3)列加入所有控制變量，農(nóng)村寬帶普及的估計系數(shù)依然顯著為正，這表明農(nóng)村寬帶普及顯著促進了鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展。為控制可能存在的異方差、自相關(guān)和截面相關(guān)，第(4)列和第(5)列分別采用Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)誤進行固定效應(yīng)和混合OLS回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)村寬帶普及的系數(shù)大小略有差異，但系數(shù)方向仍然顯著為正?？紤]到當(dāng)期鄉(xiāng)村發(fā)展可能受上一期農(nóng)村寬帶普及的影響，第(6)列采用農(nóng)村寬帶普及的滯后1期作為核心解釋變量，結(jié)果顯示農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展依然具有顯著的正向影響，從而支持了研究命題1。

就控制變量而言，農(nóng)村投資對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向影響，可能在于農(nóng)村固定資產(chǎn)并不能實現(xiàn)充分利用，投資比例上升反而加大了農(nóng)戶維修成本和管護成本，降低了農(nóng)戶的經(jīng)濟收益。城市化對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的影響顯著為正，表明城市化不僅促進了鄉(xiāng)村勞動力轉(zhuǎn)移和農(nóng)民增收，而且推動了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)?；蛯I(yè)化。財政支農(nóng)和經(jīng)濟增長均對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的正向效應(yīng)，這與現(xiàn)有研究結(jié)果基本一致(葉初升 等，2018；Castaldo et al．，2018)，原因可能在于：財政支農(nóng)彌補了鄉(xiāng)村公共產(chǎn)品供給短板，促進了鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展；經(jīng)濟增長水平越高，對鄉(xiāng)村社會的民生投入越大，為城鄉(xiāng)融合發(fā)展提供了財力支持。然而，對外開放度對鄉(xiāng)村發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，原因可能在于鄉(xiāng)村發(fā)展側(cè)重于國內(nèi)循環(huán)，對外開放度越大，對鄉(xiāng)村產(chǎn)品結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動力結(jié)構(gòu)、社會結(jié)構(gòu)和鄉(xiāng)村秩序的負(fù)向沖擊越大，因此，必須構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的鄉(xiāng)村發(fā)展格局。

表2 農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)

(二)內(nèi)生性處理

盡管表2的基準(zhǔn)回歸表明農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的提升效應(yīng)，但鄉(xiāng)村發(fā)展水平越高，越能提供更好的基礎(chǔ)設(shè)施和更優(yōu)質(zhì)便利的寬帶服務(wù)，從而吸引更多的農(nóng)村家庭安裝固定寬帶，兩者之間可能存在雙向因果關(guān)系，產(chǎn)生內(nèi)生性問題。為此，本文通過工具變量法進一步識別農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的影響。借鑒Ivus et al．(2015)以及葉初升等(2018)的研究，本文把地形復(fù)雜度作為工具變量，這是因為地形復(fù)雜度是反映地形地貌特征的地理信息變量， 同時可能對寬帶基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)成本和寬帶入戶的使用質(zhì)量產(chǎn)生一定程度的影響，譬如峰巒起伏的山地地形復(fù)雜，坡度陡峻，寬帶建設(shè)成本遠(yuǎn)大于平原地帶，而且信號覆蓋和傳輸質(zhì)量相對低下，不利于農(nóng)戶接受固定寬帶。因此，能夠同時滿足外生性和相關(guān)性條件。此外，為避免單一工具變量的弱相關(guān)性，本文又選取農(nóng)村寬帶普及的滯后1期和滯后2期作為工具變量(Bellemare et al．，2017)。需要說明的是，地形復(fù)雜度的構(gòu)造采用中國海拔DEM 數(shù)字高程數(shù)據(jù)，分別計算出省域范圍內(nèi)的海拔標(biāo)準(zhǔn)差，表示各地的地形復(fù)雜度。

工具變量估計結(jié)果如表3所示。第(1)、(2)列采用兩階段最小二乘法(2SLS)，第(3)、(4)列采用廣義矩估計(GMM)，用來控制擾動項的異方差和自相關(guān)，第(5)、(6)列采用對弱工具變量不太敏感的有限信息極大似然估計(LIML)。其中，第(1)、(3)、(5)列是農(nóng)村寬帶普及的單變量回歸，第(2)、(4)、(6)列加入了所有控制變量。農(nóng)村寬帶普及的內(nèi)生性檢驗結(jié)果顯示p值均大于0.1，表明農(nóng)村寬帶普及不構(gòu)成內(nèi)生性的挑戰(zhàn)。工具變量的識別不足檢驗(K-P rk LM統(tǒng)計量)p值都為0，弱識別檢驗的C-D Wald F統(tǒng)計量均大于10%的臨界值，表明工具變量與內(nèi)生變量具有較強的相關(guān)性；除單變量回歸外，工具變量的過度識別檢驗(Hansen J統(tǒng)計量)所對應(yīng)的p值均大于0.1，表明工具變量的選擇是有效的。盡管工具變量回歸后農(nóng)村寬帶普及的估計系數(shù)有所下降(從0.050下降到0.022)，但對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)仍然顯著為正?？傊瑹o論是基準(zhǔn)回歸結(jié)果還是工具變量回歸結(jié)果，均支持了研究命題1。因此，為推動新時代鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，有必要持續(xù)提升農(nóng)村家庭寬帶普及水平。

表3 內(nèi)生性處理：工具變量估計

(三)異質(zhì)性分析

根據(jù)圖1，我國鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展存在顯著的區(qū)域差異，那么，農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)是否存在區(qū)域差異？本文采用基于小樣本的GMM估計方法，工具變量選擇如前文所述，分別考察東部、中部和西部三大地區(qū)的差異，以及南北地區(qū)差異(3)根據(jù)秦嶺-淮河一線作為南北分界參照線，南方地區(qū)包括江蘇省、浙江省等15個省份，北方地區(qū)包括黑龍江省、吉林省等16個省份。。表4報告了GMM估計結(jié)果。通過對比，東部地區(qū)和北方地區(qū)的農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生顯著的助推效應(yīng)，其中東部地區(qū)的估計系數(shù)最大，而中部地區(qū)和南方地區(qū)的提升作用并不明顯。令人深思的是，西部地區(qū)農(nóng)村寬帶普及的估計系數(shù)為負(fù)，但不具有統(tǒng)計顯著性，原因可能在于西部地區(qū)農(nóng)村大都位于地理偏遠(yuǎn)、環(huán)境相對惡劣的中高海拔地區(qū)，農(nóng)村寬帶的傳輸速度和服務(wù)質(zhì)量尚未完全滿足農(nóng)戶需求。

表4 地區(qū)差異：GMM估計

考慮到不同分位點的異質(zhì)性，本文選取5個具有代表性的分位點0.1、0.25、0.5、0.75、0.9進行面板分位數(shù)回歸，表5是面板分位數(shù)估計結(jié)果。可以看出，5個分位點的回歸系數(shù)在[0.028,0.075]區(qū)間，回歸系數(shù)值隨著分位點上升而下降，表明鄉(xiāng)村發(fā)展水平越低的省份，農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村發(fā)展的提升作用越大，但鄉(xiāng)村發(fā)展水平較高的省份，農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村發(fā)展的助推作用有所減弱。

表5 異質(zhì)性分析：面板分位數(shù)回歸

(四)穩(wěn)健性分析

為保證結(jié)論的可靠性，本文進行了三類穩(wěn)健性檢驗。第一，更換計量方法。表6的第(1)列采用動態(tài)面板模型進行固定效應(yīng)回歸，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村寬帶普及的估計系數(shù)變小，但仍然具有顯著的正向影響。第二，替換核心解釋變量。表6中第(2)、(3)、(4)列分部采用農(nóng)村寬帶滲透率(bpen)、農(nóng)村家庭家用電腦普及率(hcom)和農(nóng)村家庭固定寬帶擁有量(fbroad)作為農(nóng)村寬帶普及的替代指標(biāo)，進行固定效應(yīng)回歸。可以看出，除農(nóng)村家庭家用電腦普及率的估計系數(shù)略大外，其他兩個代理變量的估計系數(shù)與農(nóng)村寬帶普及相近，并且均對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的正向效應(yīng)。第三，采用不同樣本?？紤]到糧食安全在鄉(xiāng)村發(fā)展的重要性，第(5)列和第(6)列分別采用糧食主產(chǎn)區(qū)樣本和主銷區(qū)樣本進行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)與全樣本相比，農(nóng)村寬帶普及的估計系數(shù)有所上升。為消除因變量極端值對回歸結(jié)果的影響，第(7)列將因變量在95分位點處縮尾后再次重復(fù)基準(zhǔn)回歸，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村寬帶普及的估計系數(shù)和顯著性略有下降，但仍然在5%的水平上顯著?？刂谱兞康幕貧w結(jié)果與表 2、表3 基本一致，不再贅述。以上三類檢驗充分說明本文結(jié)論不受模型設(shè)定、核心變量的衡量方法和特殊樣本所影響，基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

表6 穩(wěn)健性檢驗

五、傳導(dǎo)機制識別

前文發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村寬帶普及有利于鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展，并且存在地區(qū)差異。那么，農(nóng)村寬帶普及究竟通過什么渠道影響鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展？為解釋這一作用機制，本文借鑒Acemoglu et al．(2003)提出的渠道判別規(guī)則，對渠道變量與農(nóng)村寬帶進行回歸，再把渠道變量加入基準(zhǔn)模型進行回歸。具體估計方程如下：

developit=α0+α1broadit+ρcontrolit+λi+ηt+εit

(2)

channelit=β0+β1broadit+ρcontrolit+λi+ηt+εit

(3)

developit=γ0+γ1broadit+γ2channelit+ρcontrolit+λi+ηt+εit

(4)

developit=θ0+θ1broadit+θ2channelit×broadit+ρcontrolit+λi+ηt+εit

(5)

其中，下標(biāo)i和t分別代表地區(qū)和年份。channelit是渠道變量，分別表示農(nóng)村分工深化和人力資本積累，其他變量與基準(zhǔn)模型(1)相同。若α1顯著， β1顯著，并且渠道變量的估計系數(shù)γ2顯著，而農(nóng)村寬帶普及的估計系數(shù)γ1變?yōu)椴伙@著，或者顯著性和系數(shù)有明顯的下降，那么該渠道變量的傳導(dǎo)機制成立。進一步，如果渠道變量與核心解釋變量的交互項系數(shù)θ2顯著，而核心解釋變量系數(shù)θ1的顯著性下降或不顯著，也說明渠道變量的傳導(dǎo)機制成立。根據(jù)表達式(2)和(4)，可以得出農(nóng)村寬帶普及通過渠道變量對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的間接影響，即渠道變量的貢獻率為β1γ2/

α1(Baron et al．，1986)。

表7報告了傳導(dǎo)機制識別檢驗的結(jié)果。其中，第(1)列是對表達式(2)的回歸，這一結(jié)果與基準(zhǔn)模型回歸相同。第(2)、(5)列是對表達式(3)的回歸，第(3)、(6)列是對表達式(4)的回歸，第(4)、(7)列是對表達式(5)的回歸。從第(2)列來看，農(nóng)村寬帶普及的系數(shù)顯著為正，表明農(nóng)村寬帶普及促進了鄉(xiāng)村分工深化，與前文理論分析一致。第(3)列是在第(1)列的基礎(chǔ)上引入農(nóng)村分工深化這一渠道變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)村寬帶普及的系數(shù)值從0.050下降為0.044，并且農(nóng)村分工深化的估計系數(shù)仍然顯著。第(4)列是在第(1)列的基礎(chǔ)上加入了農(nóng)村寬帶普及與分工深化的交互項，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)村寬帶普及的系數(shù)不再顯著，而兩者交互項顯著為正。這意味著農(nóng)村寬帶普及兼具公共基礎(chǔ)設(shè)施投入和通用技術(shù)擴散的特質(zhì)，降低了鄉(xiāng)村發(fā)展的各類交易成本，促進了農(nóng)村分工深化，從而激活鄉(xiāng)村主體活力，助推鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展。因此，農(nóng)村分工深化是農(nóng)村寬帶普及影響鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的一個主要渠道，這一渠道對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的貢獻率為13%，研究命題2得證。

表7 機制識別檢驗

同理，第(5)列是鄉(xiāng)村人力資本積累對農(nóng)村寬帶普及的回歸，結(jié)果顯示農(nóng)村寬帶普及的估計系數(shù)顯著為正，意味著農(nóng)村寬帶普及具有知識溢出效應(yīng)，提升了鄉(xiāng)村人力資本。與第(1)列相比，第(6)列中農(nóng)村寬帶普及的系數(shù)值和顯著性明顯下降，且人力資本積累的估計系數(shù)仍然顯著。第(7)列中農(nóng)村寬帶普及與人力資本積累的交互項顯著為正。因此，人力資本積累也是農(nóng)村寬帶普及提振鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的主要渠道，其對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的貢獻率為69.6%，研究命題3得證。

六、結(jié)論與政策啟示

面對新冠疫情引發(fā)的全球化經(jīng)濟沖擊，推進鄉(xiāng)村發(fā)展是我國應(yīng)對各種風(fēng)險的壓艙石，也是新時代農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展的政策導(dǎo)向。農(nóng)村寬帶普及加快了互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)在鄉(xiāng)村的擴散，為鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展提供了新動能。本文基于2011—2017年省際面板數(shù)據(jù)，從理論推導(dǎo)和實證檢驗兩個層面考察了農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的影響及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村寬帶普及顯著助推了鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展，并未產(chǎn)生Mayer et al．(2020)所提出的潛在飽和效應(yīng)。采用工具變量法處理農(nóng)村寬帶普及的內(nèi)生性后，這一效應(yīng)仍然顯著?？紤]一系列可能干擾估計結(jié)果的因素后，上述發(fā)現(xiàn)依然穩(wěn)健。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村寬帶普及對東部和北方地區(qū)的鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生了顯著的提振效應(yīng)，但對中西部和南方地區(qū)的提升作用并不顯著；在鄉(xiāng)村發(fā)展水平較低的地區(qū)，農(nóng)村寬帶普及對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的提升作用更為顯著。研究結(jié)果還表明農(nóng)村寬帶普及之所以能夠促進鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展，主要通過兩大渠道發(fā)生作用：一是促進了農(nóng)村分工深化，導(dǎo)致農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營融入城市分工和國際分工體系，擴展了鄉(xiāng)村生產(chǎn)經(jīng)營可能性邊界，推動鄉(xiāng)村發(fā)展；二是擴大了鄉(xiāng)村人力資本積累，為鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展提供了人力資本支持。

基于上述研究發(fā)現(xiàn)，政策啟示在于以下三方面：

第一，大力提升農(nóng)村家庭寬帶普及水平。要把握當(dāng)前新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的政策機遇，一方面要擴大農(nóng)村寬帶建設(shè)的融資渠道，引導(dǎo)市場和社會資本參與農(nóng)村寬帶建設(shè)，補齊農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施短板，健全完善農(nóng)村信息服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，解決信息傳播“最后一公里”問題。同時要推動寬帶運營商在農(nóng)村地區(qū)進一步提速降費，增強農(nóng)村帶寬的服務(wù)能力。另一方面要針對農(nóng)民的信息需求，整合各類涉農(nóng)信息平臺，開發(fā)農(nóng)村喜聞樂見的信息內(nèi)容，培養(yǎng)農(nóng)民上網(wǎng)的需求意愿和使用技能，提高農(nóng)民安裝寬帶的需求意愿，為數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)和數(shù)字農(nóng)業(yè)發(fā)展提供底層支撐。

第二，縮小農(nóng)村寬帶普及的區(qū)域差距，推進農(nóng)村寬帶基礎(chǔ)設(shè)施的均衡發(fā)展，增強寬帶網(wǎng)絡(luò)外部性。加大對中西部地區(qū)農(nóng)村寬帶普及的支持力度，通過財政補貼、稅收優(yōu)惠等政策降低中西部地區(qū)農(nóng)村寬帶設(shè)施建設(shè)成本，改善中西部地區(qū)農(nóng)村寬帶接入條件。構(gòu)建中西部地區(qū)與東部地區(qū)協(xié)同聯(lián)動的信息交流平臺，引導(dǎo)東部地區(qū)幫扶中西部地區(qū)發(fā)展農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)平臺經(jīng)濟，從而帶動中西部地區(qū)農(nóng)村寬帶建設(shè)。加大中西部地區(qū)“電腦下鄉(xiāng)”政策的執(zhí)行力度，降低中西部地區(qū)農(nóng)民上網(wǎng)終端成本，為中西部地區(qū)農(nóng)村寬帶普及提供互補性終端設(shè)備條件。加大對中西部地區(qū)農(nóng)民的信息化培訓(xùn)，普及互聯(lián)網(wǎng)知識概念和一般化技能，提升農(nóng)民對寬帶網(wǎng)絡(luò)的認(rèn)可度和接受度。

第三，構(gòu)建農(nóng)村寬帶普及與數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的激勵相容機制。一是加大鄉(xiāng)村分工深化的激勵。從生產(chǎn)上支持?jǐn)?shù)字農(nóng)業(yè)、智慧農(nóng)業(yè)以及互聯(lián)網(wǎng)生態(tài)農(nóng)業(yè)的應(yīng)用，促進人工智能技術(shù)與農(nóng)業(yè)的深度融合，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。從流通上暢通農(nóng)村電商物流體系，引導(dǎo)農(nóng)民有效利用互聯(lián)網(wǎng)信息平臺，實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量全程追溯，促進農(nóng)村深度融入城鄉(xiāng)一體化分工體系。二是增強鄉(xiāng)村人力資本開發(fā)與積累的激勵。加大對農(nóng)民的信息技術(shù)和電商技能培訓(xùn)，培育具有互聯(lián)網(wǎng)技能的高素質(zhì)農(nóng)民群體。引導(dǎo)企業(yè)家、市民、大學(xué)生、農(nóng)民工、新鄉(xiāng)賢等“城歸”群體積極利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)從事現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，擴大鄉(xiāng)村人力資本。三是加大鄉(xiāng)村治理信息化的激勵。建設(shè)鄉(xiāng)村公共服務(wù)綜合信息平臺，推進鄉(xiāng)村公共服務(wù)數(shù)字化，建立健全鄉(xiāng)村成員生產(chǎn)生活生態(tài)行為信息數(shù)據(jù)庫，提升鄉(xiāng)村治理效率和治理信息化水平。四是建立農(nóng)村寬帶普及的統(tǒng)籌協(xié)調(diào)機制，搭建地方政府、寬帶運營商、服務(wù)商、鄉(xiāng)村集體組織、益農(nóng)信息社以及農(nóng)戶之間的協(xié)調(diào)平臺，全面推進信息進村入戶。把農(nóng)村寬帶普及率、農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率以及農(nóng)業(yè)數(shù)字經(jīng)濟納入地方領(lǐng)導(dǎo)干部的綜合考核評價體系，強化考核結(jié)果應(yīng)用。