臺德進，蔡榮

（1.南京財經大學糧食和物資學院，南京 210003；2.滁州學院經濟與管理學院，安徽 滁州 239000）

0 引言

數字經濟快速發(fā)展為推進鄉(xiāng)村振興和實現共同富裕提供了重要契機。憑借技術優(yōu)勢和信息優(yōu)勢，數字經濟逐步滲透至農業(yè)農村領域，通過數字產業(yè)化和產業(yè)數字化形成業(yè)態(tài)創(chuàng)新與模式創(chuàng)新，從而優(yōu)化農業(yè)要素布局、擴大農村交易市場規(guī)模、提高資源配置效率，成為中國農業(yè)轉型升級、農村高質量發(fā)展和農民生活改善的重要引擎[1]。2020年7月，農業(yè)農村部印發(fā)的《全國鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展規(guī)劃（2020—2025年）》中提出，要促進農業(yè)與信息產業(yè)融合，發(fā)展數字農業(yè)和智慧農業(yè)。

已有文獻對農業(yè)農村數字經濟相關問題做出了許多有益探討，總體可分為三類：一是關于農業(yè)農村數字經濟發(fā)展指標體系的構建。這類研究大多從數字經濟基礎設施建設、農業(yè)數字化和農村數字產業(yè)化三個維度選取指標對中國農業(yè)農村數字化發(fā)展水平展開測度[1—3]。二是關于數字經濟對農業(yè)農村發(fā)展的影響效應分析。許多學者認為農業(yè)農村數字化有助于提升農業(yè)資源利用效率[4]、減少農民信息不對稱[5]、促進產業(yè)結構優(yōu)化升級[6]，為農業(yè)農村發(fā)展提供新動能。三是關于農業(yè)農村數字化進程中存在的問題及發(fā)展路徑的探討。有學者認為農業(yè)農村數字化發(fā)展面臨政府涉農信息供給質量不高和農村電商物流規(guī)模經濟不足的問題[7]，建議加強農村數字經濟新基建[8]，修正政府農業(yè)信息化部署“重供、輕需、高檻”的有偏邏輯[7]，積極引進高質量農業(yè)科技人員[9]。

已有文獻對農業(yè)農村數字經濟進行了有益的探索，但仍存在一些不足。首先，多數文獻從農業(yè)或農村某一方面構建數字經濟指標體系，覆蓋面較窄，且通常側重于學理闡釋。其次，鮮有文獻對中國不同區(qū)域農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的相對差異進行動態(tài)分析。最后，對于中國各地區(qū)農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平是否趨于收斂這一問題較少涉及。本文基于2014—2020年中國30個省份的面板數據，運用泰爾指數等方法對中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展的時空格局和區(qū)域差異進行分析，并運用空間杜賓模型分析其收斂特征。

1 研究設計

1.1 農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平評價指標體系構建及測度方法

遵循指標選擇的科學性、代表性和數據的可得性原則，本文從以下幾個維度構建指標體系：（1）數字經濟基礎設施建設。參考已有文獻，選取智能手機普及率、農村互聯網普及率、廣播電視網絡覆蓋率和農業(yè)氣象觀測站作為該維度的衡量指標。（2）農業(yè)農村數字產業(yè)化。參考朱紅根和陳暉（2023）[3]的研究，從農業(yè)農村數字基地數量、數字產品與服務消費產品占比、農村網絡支付數量及規(guī)模和國家現代農業(yè)示范項目四個方面來衡量農業(yè)農村數字產業(yè)化發(fā)展水平。（3）農業(yè)農村產業(yè)數字化。農業(yè)機械總動力和農村用電量既體現農業(yè)現代化，又體現農村信息化，間接反映現代技術信息與農業(yè)農村的緊密結合[10]。此外，農產品數字化交易屬于農業(yè)農村產品交易的現代化手段，直接體現數字經濟對農業(yè)農村的滲透。因此，使用以上三個指標共同衡量農業(yè)農村產業(yè)數字化發(fā)展水平。（4）農業(yè)農村數字化服務水平。參考已有研究[2,3]，使用物聯網等信息技術應用的服務范圍、郵政通信服務水平、數字服務消費水平和數字服務人才隊伍作為該維度的衡量指標。本文采用熵權法對中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平進行綜合測度，指標體系見表1。

表1 中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平評價指標體系

1.2 方法介紹

本文從絕對差異、相對差異和收斂性三個方面對中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的區(qū)域差異予以分析。在絕對差異方面，使用標準差予以衡量；在相對差異方面，使用變異系數和泰爾指數兩個指標予以衡量；在收斂條件和收斂特征方面，使用β收斂的空間杜賓模型予以檢驗。

1.2.1 標準差

標準差越大說明區(qū)域間農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的絕對差異越大，用St表示第t年中國省際農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的標準差，Dit為第t年第i個地區(qū)的農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平，Dˉt為第t年所有地區(qū)農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的均值，N為所選樣本數量，計算方法如下：

1.2.2 變異系數

變異系數越大表示區(qū)域間農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的相對差異越大，用δt表示第t年中國省際農業(yè)農村數字經發(fā)展水平的變異系數，以考察區(qū)域農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平偏離整體平均水平的差異及動態(tài)變化趨勢，變異系數的計算公式為：

1.2.3 泰爾指數及其分解

對于傳統(tǒng)陋習的改變，尤其是對于迷信場所的治理，是一個長期的過程。這不僅需要相關政府部門采取針對性的治理措施，還需要從根本上逐漸改變人民群眾對于迷信的認知情況和依賴程度。例如，河南登封的中岳廟會影響較廣，不僅是河南省，陜西、山西、湖北、山東等省的群眾來趕中岳廟會的也為數不少，參加廟會的群眾幾乎全部是為了求神拜藥、免災、去疫。中共登封縣委統(tǒng)戰(zhàn)部根據國家宗教政策精神，教育道士在廟會期間，不準隨意宣揚迷信活動，被視為能夠驅邪、除兇、代惡的中王印也由政府收存。對趕廟會的群眾，主要進行破除迷信的教育，提高了廣大群眾的思想覺悟，到了1963年，中岳廟會實際上已經變成了物品交易會。

泰爾指數常被用來衡量區(qū)域間的差異化水平，并且能夠將差異分解為區(qū)域內差異和區(qū)域間差異，以分析差異的來源，泰爾指數越小表明區(qū)域間差異越小。若用Tbt和Twt分別表示區(qū)域間差異和區(qū)域內差異，則和分別表示區(qū)域間差異和區(qū)域內差異對總差異的貢獻率。K表示根據某種特征可以把研究對象分為差異明顯的小組數量，每個小組記為Gk，k=1,2,…,K；Dk表示第k組樣本的農業(yè)農村數字經濟發(fā)展總水平，則計算方式如下：

1.2.4β收斂的空間杜賓模型

為考察農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平較低的地區(qū)能否以更快的調整速度趕上發(fā)展水平較高的地區(qū)，以及隨時間推移不同地區(qū)發(fā)展水平的增速是否最終趨同，本文采用絕對和條件β收斂的空間杜賓模型檢驗農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的動態(tài)演變趨勢：

控制變量中的農村人力資本的相關數據根據2015—2021年《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》整理得到，其他變量均來自中經網統(tǒng)計數據庫。

2 農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的時空格局與區(qū)域差異

2.1 農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的時空格局

本文根據熵權法測算得到2014—2020年中國30個省份（不含西藏和港澳臺）農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平綜合指數。結果表明，中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平增長趨勢明顯，由2014年的0.2534增長至2020年的0.4194，年均增長率為8.76%，高于同期GDP的年均增長率（7.91%）。從省域角度看，各省份農業(yè)農村數字經濟均保持了良好的發(fā)展勢頭，位于全國均值（0.3497）以上的有13個省份。其中，位于發(fā)展水平第一梯隊的是江蘇和浙江，均值超過0.50；位于第二梯隊的是山東、廣東、河南、河北和黑龍江，均值介于0.40～0.50；發(fā)展水平最低的5個省份分別是海南、青海、重慶、寧夏和貴州，均值低于0.27。農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平最高的江蘇是最低的海南的2.71倍?？梢姲l(fā)展迅速但不平衡是目前中國農業(yè)農村數字經濟所呈現的基本特征。

分區(qū)域看，如表2所示，東、中、西三大地區(qū)②東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、河北、湖南；西部地區(qū)包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平均得到了較大提升，分別由2014年的0.2923、0.2664、0.2051增長至2020年的0.4519、0.4315、0.3780。整體上，農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平呈“東部—中部—西部”遞減趨勢，但年均增長率方面，東、中、西三大地區(qū)分別為7.53%、8.37%、10.73%，呈“東部—中部—西部”遞增趨勢。

表2 各區(qū)域農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平綜合測度結果

2.2 農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的區(qū)域差異

2.2.1 絕對差異

下頁表3從標準差角度給出了全國及分區(qū)域農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的絕對差異結果。在全國層面，標準差在波動中呈上升趨勢，分別由2014年的0.0760增長至2020年的0.0902，在2019年達到最大值0.0922，表明農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的絕對差異在不斷擴大。從東、中、西三大地區(qū)看，區(qū)域內部農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的絕對差異呈擴大趨勢。其中，東部地區(qū)的標準差明顯高于中西部地區(qū)；中部地區(qū)的標準差呈直線式上升，且增加趨勢顯著；西部地區(qū)的標準差變化平緩，2020年僅比2014年減小0.0030。簡而言之，全國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的絕對差異有擴大趨勢，東部地區(qū)的差異顯著高于中西部地區(qū)。從糧食功能區(qū)看，糧食主產區(qū)和糧食主銷區(qū)的農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的絕對差異均呈現不同程度的擴大，而糧食產銷平衡區(qū)的變化趨勢卻無明顯規(guī)律。

表3 全國及各區(qū)域農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的絕對差異

2.2.2 相對差異

本文進一步使用變異系數和泰爾指數測度全國及各區(qū)域農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的相對差異，結果如表4所示。全國層面的變異系數和泰爾指數下降趨勢明顯，分別由2014年的0.2990和0.0438遞減到2020年的0.2151和0.0217，表明全國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的相對差異在不斷縮小。分區(qū)域看，東部地區(qū)的變異系數和泰爾指數位于三大地區(qū)之首，中部地區(qū)的相對差異變化平緩，西部地區(qū)的相對差異下降趨勢顯著。具體而言，東部地區(qū)的變異系數和泰爾指數表現出階段性特征：2014—2017年，變異系數和泰爾指數呈直線式下降；2018—2020年，變異系數和泰爾指數有微小上升趨勢。中部地區(qū)變異系數和泰爾指數波動平緩，但相比2014年，2020年有所上升；西部地區(qū)的相對差異下降的速度最快，變異系數和泰爾指數分別下降了48.98%和75.36%。從糧食功能區(qū)角度分析，糧食主銷區(qū)與東部地區(qū)的變化趨勢基本一致，并且其變異系數和泰爾指數均高于其他區(qū)域；糧食產銷平衡區(qū)相對差異下降速度最為明顯，與西部地區(qū)的變化趨勢極為相似；糧食主產區(qū)相對差異下降速度居中，介于糧食主銷區(qū)和產銷平衡區(qū)之間?？傮w來說，農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的相對差異在不斷縮小，西部地區(qū)和糧食產銷平衡區(qū)最為明顯，東部地區(qū)和糧食主銷區(qū)的相對差異顯著高于其他地區(qū)。

表4 全國及各區(qū)域農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的相對差異

2.2.3 區(qū)域差異貢獻率分解

根據式（4）可以進一步將農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的區(qū)域相對差異分解為區(qū)域內差異和區(qū)域間差異，以考察差異的構成及變動趨勢，結果見表5?？梢钥闯?，農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的相對差異主要來源于區(qū)域內差異，并且區(qū)域內差異的貢獻率呈上升趨勢，從2014年的76.68%上升至2020年的89.84%，相應地，區(qū)域間差異的貢獻率從23.32%下降至10.16%。在區(qū)域內部，東部地區(qū)的區(qū)域內差異貢獻率最大，高于中部地區(qū)和西部地區(qū)的平均水平，并且東部地區(qū)的貢獻率仍在不斷上升。此外，西部地區(qū)對區(qū)域相對差異的貢獻率持續(xù)走低，雖然中部地區(qū)貢獻率基數較小，但也呈現緩慢擴大的趨勢。

表5 東、中、西三大地區(qū)農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平差異的貢獻率分解（單位：%）

下頁表6給出了糧食功能區(qū)區(qū)域內和區(qū)域間差異貢獻率的測算結果?？梢钥吹剑瑓^(qū)域內差異仍然是中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平相對差異的主要構成部分，其貢獻率介于61%～75%。在區(qū)域內差異中，糧食主銷區(qū)的區(qū)域內差異貢獻率最大，在2020年超過了糧食主產區(qū)和糧食產銷平衡區(qū)之和；糧食主產區(qū)區(qū)域內差異貢獻率的變化趨勢與中部地區(qū)較為相似，大概上升了6個百分點。綜上所述，無論是從東、中、西三大地區(qū)角度分析，還是從糧食功能區(qū)角度分析，所得結論都高度一致，并且各區(qū)域的區(qū)域內差異貢獻率和區(qū)域間差異貢獻率與表4中測算的結果具有相似的演變規(guī)律，證明了本文測算方法的科學性和測算結果的準確性。

表6 三大糧食功能區(qū)農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平差異的貢獻率分解（單位：%）

3 農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的收斂性檢驗

3.1 空間相關性檢驗

本文通過Stata 15軟件測算發(fā)現，2014—2020年中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的全局Geary’s C指數和Moran’s I至少在10%的水平上顯著，意味著農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平呈正向空間相關性，也表明農業(yè)農村數字經濟存在全局空間下的集聚現象。并且Moran’s I在波動中呈上升趨勢，這表明在樣本期內中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的空間相關性經歷了由弱變強的過程。

3.2 收斂性檢驗

表7中的列（1）為全國層面絕對β收斂的回歸結果，結果顯示，β估計系數為-0.101，并且在1%的水平上通過了顯著性檢驗，說明整體上農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平存在絕對β收斂現象。列（3）、列（5）和列（7）分別為東、中、西三大地區(qū)絕對β收斂的回歸結果，可以看到，β估計系數也顯著為負，表明東、中、西三大地區(qū)的農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平均存在絕對β收斂現象。

表7 全國及三大地區(qū)農業(yè)農村數字經濟發(fā)展β收斂估計結果

本文通過構建空間杜賓模型進一步對中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的條件β收斂進行檢驗，回歸結果如表7所示，列（2）的β估計系數在1%的水平上顯著為負，說明在控制一系列異質性因素后，農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平存在條件β收斂現象。列（4）、列（6）和列（8）的回歸結果顯示，β估計系數為分別-0.134、-0.275和-0.214，均在1%的水平上通過了顯著性檢驗，說明在控制異質性因素后，東、中、西三大地區(qū)農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平都存在條件β收斂現象。此外，表7還給出了全國及各區(qū)域農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的收斂速度S①收斂速度的計算公式為：S=-[ln(1+β)]/T，T為考察樣本的時序長度。和收斂周期π②收斂周期的計算公式為：π=ln 2/S，S為收斂速度。，可以發(fā)現，在條件β收斂下，中部地區(qū)收斂速度最快，東部地區(qū)最慢；相應地，中部地區(qū)收斂周期最短，為15.10年，快于西部地區(qū)的20.21年和東部地區(qū)的33.81年。

表8給出了糧食功能區(qū)農業(yè)農村數字經濟發(fā)展的絕對和條件β收斂回歸結果。首先，從絕對β收斂的結果來看，列（1）、列（3）和列（5）的β估計系數分別為-0.110、-0.161和-0.143，均在1%的水平上顯著，表明糧食主產區(qū)、主銷區(qū)和產銷平衡區(qū)的農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平均存在絕對β收斂現象。其次，從條件β收斂的結果來看，列（2）、列（4）和列（6）的β估計系數均顯著為負，可見三個區(qū)域也同樣存在條件β收斂現象。最后，從收斂速度和收斂周期來看，在條件β收斂下，糧食產銷平衡區(qū)的收斂速度為0.048，快于糧食主銷區(qū)0.040和糧食主產區(qū)0.019的水平，相應地，收斂周期也快于這兩個地區(qū)。

表8 糧食功能區(qū)農業(yè)農村數字經濟發(fā)展β收斂估計結果

4 結論與建議

4.1 結論

本文基于2014—2020年中國30個省份的面板數據，構建指標體系對中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平進行了綜合測度，并基于標準差、變異系數和泰爾指數對中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的區(qū)域差異展開了探討；利用絕對和條件β收斂的空間杜賓模型實證檢驗了全國及各區(qū)域農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的收斂特征，主要結論如下：（1）中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平穩(wěn)步提升，但區(qū)域發(fā)展不平衡性突出，表現為東部地區(qū)>中部地區(qū)>西部地區(qū)、糧食主產區(qū)>糧食主銷區(qū)>糧食產銷平衡區(qū)。（2）全國及各區(qū)域農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平的絕對差異在不斷擴大，其中，東部地區(qū)大于中西部地區(qū)，糧食主銷區(qū)大于糧食主產區(qū)和糧食產銷平衡區(qū)。但全國層面及各區(qū)域（中部地區(qū)除外）的相對差異縮小趨勢明顯，尤其是西部地區(qū)和糧食產銷平衡區(qū)。（3）中國農業(yè)農村數字經濟發(fā)展的差異主要來自區(qū)域內部，并且區(qū)域內差異貢獻率有增加趨勢。（4）中國農業(yè)農村數字經濟存在全局空間下的集聚現象，并且空間相關性趨強。另外，中國及各區(qū)域農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平均存在絕對β收斂現象；在控制一系列異質性影響因素后，條件β收斂現象依然顯著存在。

4.2 建議

第一，加速推進農業(yè)農村數字化改造進程。持續(xù)推進廣大農村地區(qū)，尤其是偏遠及經濟發(fā)展落后地區(qū)的網絡覆蓋、5G基站、人工智能等新型基礎設施建設；積極推進現代農業(yè)產業(yè)園、現代農業(yè)示范基地和農業(yè)農村信息化示范基地建設，營造有利于催生新業(yè)態(tài)和新產業(yè)的良好環(huán)境；提高農業(yè)農村數字滲透率，積極發(fā)展電子商務，推行線上咨詢和線上農產品銷售，加強新技術、新設備在農業(yè)中的應用；重視人才隊伍建設，著力培養(yǎng)一批既懂農業(yè)生產又懂互聯網應用的新型職業(yè)農民，提升農業(yè)農村數字化服務水平，為激發(fā)數字經濟發(fā)展?jié)摿μ峁┩庠趧恿Α?/p>

第二，重視農業(yè)農村數字經濟發(fā)展的區(qū)域不平衡性，因地、因時有序發(fā)展和協調推進。東部地區(qū)農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平較高，應堅持授人以“漁”的扶持方向，鼓勵本地市場發(fā)揮自我調節(jié)能力，政府著力創(chuàng)造有利于公平競爭的市場環(huán)境。中西部地區(qū)農業(yè)農村數字經濟發(fā)展較差，應加大對中西部地區(qū)農村互聯網、人工智能、物聯網、5G基站等基礎設施的建設，充分發(fā)揮落后地區(qū)的后發(fā)優(yōu)勢，縮小地區(qū)間“數字鴻溝”，加快數字經濟發(fā)展水平的收斂速度，縮短收斂周期。

第三，采取措施充分發(fā)揮農業(yè)農村數字經濟的空間溢出效應。有些地區(qū)農業(yè)農村數字經濟發(fā)展水平較高，應充分利用自身的“先行者”優(yōu)勢，進一步提升地區(qū)內數字技術創(chuàng)新能力，充分發(fā)揮自身示范效應和區(qū)域輻射效應。以政府為主導，在數字經濟發(fā)展水平較低的農村地區(qū)選取一些具有潛力的村（鄉(xiāng)），將其培育成數字經濟發(fā)展的“領頭雁”，然后通過示范效應、乘數效應和極化擴散效應，對周邊地區(qū)的數字經濟發(fā)展產生輻射作用，以此帶動整個地區(qū)數字化水平的提升。