西北五省農(nóng)村信息化對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的異質(zhì)門檻效應(yīng)研究

楊艷梅 王小寧

(西安石油大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710065)

0 引 言

農(nóng)村信息化是現(xiàn)代農(nóng)村建設(shè)的重要內(nèi)容，是社會(huì)信息化的重要組成部分，是從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)到現(xiàn)代農(nóng)業(yè)進(jìn)而向信息農(nóng)業(yè)演進(jìn)的一個(gè)動(dòng)態(tài)發(fā)展過程。農(nóng)村信息化是衡量農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平與農(nóng)村發(fā)展質(zhì)量的重要指標(biāo)，是社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)的重要內(nèi)容?？梢哉f，農(nóng)村信息化在促進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展、提高農(nóng)村居民生活水平、精準(zhǔn)扶貧等方面發(fā)揮著越來越關(guān)鍵的作用。

西北地區(qū)人口城鎮(zhèn)化水平低，農(nóng)村人口占全區(qū)的絕大多數(shù)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到諸多限制，農(nóng)村信息化發(fā)展較為緩慢。2015年7月，國務(wù)院印發(fā)的《關(guān)于積極推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+”行動(dòng)的指導(dǎo)意見》將“互聯(lián)網(wǎng)+”現(xiàn)代農(nóng)業(yè)作為11項(xiàng)重點(diǎn)行動(dòng)之一，這是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)信息化的重大舉措。在此新背景下，研究西北五省農(nóng)村信息化水平對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響，對(duì)于西北五省提高農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展效益，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，無疑具有巨大的價(jià)值。

1 相關(guān)文獻(xiàn)綜述

近年來，我國不少專家學(xué)者對(duì)農(nóng)村信息化與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究。王堞凡、王浩通過研究發(fā)達(dá)國家農(nóng)業(yè)園林信息化設(shè)計(jì)理念，從理論上探索了信息化對(duì)發(fā)達(dá)國家農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響。[1]72-75包春霞從農(nóng)村信息化對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用出發(fā)，提出提升農(nóng)業(yè)信息化水平促進(jìn)我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的方式。[2]64-65閆丙華通過農(nóng)業(yè)信息化對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響因素的分析，從基礎(chǔ)設(shè)施、人才培養(yǎng)以及長效機(jī)制3個(gè)層面分析了農(nóng)村信息化優(yōu)化的路徑。[3]179

也有一些學(xué)者通過線性回歸來分析農(nóng)業(yè)信息化和農(nóng)民經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。汪衛(wèi)霞分別構(gòu)造未加入信息化水平和加入信息化水平兩個(gè)模型，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)信息化水平作為一種生產(chǎn)要素，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有積極的顯著影響，農(nóng)業(yè)信息化水平的提高，會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展。[4]78-86董鴻鵬、呂杰等通過對(duì)遼寧省2002—2011年農(nóng)業(yè)信息化指數(shù)的評(píng)測(cè)，并采用多元回歸法研究了信息化對(duì)遼寧省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)信息化對(duì)遼寧農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用超過了資本對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。[5]99-101孔令孜、李小紅等基于廣西2006—2013年的數(shù)據(jù)，測(cè)算信息化對(duì)廣西農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，結(jié)果得出，信息化對(duì)廣西農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向促進(jìn)作用，其對(duì)廣西農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為56.22%，僅次于農(nóng)林牧漁業(yè)投資的貢獻(xiàn)率。[6]1137-1142蔣秀蓮?fù)ㄟ^對(duì)徐州市2008—2012年的農(nóng)村信息化與經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)信息化對(duì)徐州市農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈正相關(guān)性。[7]579-582丁孟春、劉宣宣等通過對(duì)吉林省2004—2014年的農(nóng)村信息化水平進(jìn)行研究，并實(shí)證分析了吉林省農(nóng)村信息化對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)信息部門的產(chǎn)值明顯促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。[8]97-100+121劉學(xué)武、朱立蕓等采用灰色關(guān)聯(lián)模型對(duì)我國甘、寧、青、新四省農(nóng)村信息化進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：西北農(nóng)村信息化重傳統(tǒng)非專業(yè)性渠道建設(shè)，輕現(xiàn)代專業(yè)性信息傳播渠道建設(shè)，專業(yè)性生產(chǎn)類信息被關(guān)注或獲取情況嚴(yán)重不足。[9]76-81林海英、李文龍等通過綜合指數(shù)法對(duì)內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)信息化水平進(jìn)行測(cè)度，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：農(nóng)林牧漁生產(chǎn)總值與內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)信息化水平之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。每增加1個(gè)單位的農(nóng)業(yè)信息化投入，可促進(jìn)42.8%農(nóng)業(yè)經(jīng)經(jīng)的增長。[10]80-83

上述文獻(xiàn)表明，農(nóng)村信息化水平的提高對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的作用是值得肯定的，但現(xiàn)有研究幾乎都是從靜態(tài)角度來研究二者的線性關(guān)系。Robert Solw研究發(fā)現(xiàn)，信息技術(shù)雖然無處不在，但對(duì)生產(chǎn)率的推動(dòng)作用并不顯著。[11]36這一觀點(diǎn)在學(xué)術(shù)界掀起了關(guān)于信息技術(shù)生產(chǎn)率悖論的廣泛爭(zhēng)論。Robert Gorden對(duì)美國1870—1996年的全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長主要是第二次科技革命推動(dòng)的，而信息化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用相比之下可以忽略不計(jì)。[12]123-128趙勇、陳冬研究表明，美國、日本、德國、英國、法國，即世界五大經(jīng)濟(jì)實(shí)體在1990年之后，隨著人均信息技術(shù)資本投入的不斷增強(qiáng)，其生產(chǎn)率增長幅度卻下降到1%～2%左右。[13]100-103俞立平通過對(duì)中國1978—2009年信息化和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，信息化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)呈U型曲線，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)信息化的彈性系數(shù)高于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)。[14]54-60

我國農(nóng)村信息化發(fā)展水平要落后于第二、第三產(chǎn)業(yè)，尤其是西北地區(qū)的農(nóng)村信息化發(fā)展更為緩慢。為了解農(nóng)村信息化水平對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)關(guān)系，分析西北地區(qū)農(nóng)村信息化水平對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響。本文利用門檻回歸模型，以建立動(dòng)態(tài)非線性模型，從動(dòng)態(tài)角度實(shí)證分析西我國北五省農(nóng)村信息化水平與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，檢驗(yàn)農(nóng)村信息化水平對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響是否存在“門檻效應(yīng)”，并確定門檻值及門檻個(gè)數(shù)，以期為信息化發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的研究提供借鑒依據(jù)。

2 模型設(shè)定與變量選取

2.1 門檻回歸模型設(shè)定

在傳統(tǒng)的柯布——道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中，加入信息技術(shù)要素，構(gòu)成一種新經(jīng)濟(jì)增長模型[15]1002-1037，見模型(1)：

其中，Yit表示i地區(qū)在t時(shí)期的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出，A0表示技術(shù)水平，L表示農(nóng)村勞動(dòng)的投入量，K表示農(nóng)村資本的投入量，I表示農(nóng)村信息化的投入水平。

為減少異方差及方便計(jì)算，給模型(1)式兩邊同時(shí)取自然對(duì)數(shù)，得模型(2)：

lnYit=lnA0+αlnLit+βlnKit+λlnIit

下面用新變量替換原變量，進(jìn)而構(gòu)建普通面板數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)模型(3)：

模型(3)中，C表示剩余要素A0的對(duì)數(shù)，為常數(shù)項(xiàng)；α、β、λ分別為農(nóng)村勞動(dòng)量、農(nóng)村資本投入量和信息化水平的彈性系數(shù)；μi為不隨時(shí)間變化的隨機(jī)誤差項(xiàng)，是模型中未觀測(cè)到的隨機(jī)因素；eit為回歸殘差項(xiàng)。

下面參考Hansen[16]345-368、連玉君、程建等[17]97-103及Wang Q[18]121-134有關(guān)門檻回歸的思路，采用Hansen的門檻回歸方法。該方法不需提前設(shè)定非線性方程模型，門檻值和門檻個(gè)數(shù)由樣本數(shù)據(jù)自動(dòng)生成，提供了一個(gè)漸進(jìn)分布理論，以建立待估參數(shù)的置信區(qū)間，同時(shí)還可運(yùn)用“自舉法”來估計(jì)門檻值的統(tǒng)計(jì)顯著性。

Hansen的兩機(jī)制門檻回歸模型，見模型(4)：

模型(4)中，yit為被解釋變量，xit為解釋變量，qit為門檻變量(可以是解釋變量xit的一部分)，γ為待估計(jì)的門檻值，擾動(dòng)項(xiàng)εit為獨(dú)立同分布的。引入示性函數(shù)τ(·)，當(dāng)qitγ時(shí)，τ=1；否則τ=0，由此可將模型(4)表示為模型(5)：

模型(5)中，隨機(jī)誤差項(xiàng)μi=(μ1i,μ2i)′，殘差項(xiàng)εit=(ε1it,ε2it)′。

對(duì)模型(5)進(jìn)行最小二乘估計(jì)，得到殘差平方和，見(1)式：

(1)

(2)

對(duì)應(yīng)殘差的方差見(3)式：

(3)

使用Hansen[19]225-247提出的“自舉法”(Bootstrap)計(jì)算P值來完成對(duì)門檻值的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，當(dāng)Bootstrap的P<0.01時(shí)，表示在1%的顯著性水平下通過LM檢驗(yàn)，說明存在門檻值。其中F統(tǒng)計(jì)量見(4)式：

(4)

確定存在“門檻效應(yīng)”后，構(gòu)造LR統(tǒng)計(jì)量確定門檻值的置信區(qū)間，其中，LR統(tǒng)計(jì)量見(5)式：

(5)

在顯著性水平α下的置信區(qū)間為：LR1(γ)

2.2 改進(jìn)熵值法模型設(shè)定

由于農(nóng)村信息化投入水平?jīng)]有直接數(shù)據(jù)，而且替代指標(biāo)，如信息化投入經(jīng)費(fèi)、郵電業(yè)務(wù)額等沒有完整的數(shù)據(jù)。故采用各省年鑒中“農(nóng)村家庭平均每百戶耐用消費(fèi)品年末擁有量”中的電腦、彩電、固話和移動(dòng)電話，即實(shí)現(xiàn)農(nóng)村信息化的物質(zhì)載體來表示信息化水平。

為達(dá)到我國不同地區(qū)不同年份之間的信息化水平比較，本文在傳統(tǒng)的熵值法中加入時(shí)間變量，從而使測(cè)算的結(jié)果更加合理。加入時(shí)間變量的熵值法具體如下：

(1)評(píng)價(jià)指標(biāo)的選擇。在r年中n個(gè)省份中各選擇m個(gè)指標(biāo)；xtij表示第t年i省份中的第j個(gè)指標(biāo)擁有量。

(5)第j項(xiàng)指標(biāo)的差異系數(shù)gj=1-ej。

2.3 變量選取與數(shù)據(jù)來源

(1)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出(Yit)。表示i地區(qū)t時(shí)期的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值，采用各地區(qū)的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值代替。為消除價(jià)格因素影響，以2005年價(jià)格為基礎(chǔ)，按我國各省年鑒中“農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)”進(jìn)行調(diào)整，得到農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的實(shí)際值。

(2)農(nóng)村資本投入(Kit)。表示i地區(qū)在t時(shí)期末的農(nóng)村資本投入總量。但由于無法獲取農(nóng)村的資本存量，故采用各地區(qū)的農(nóng)林牧漁投資額作為農(nóng)村資本的衡量指標(biāo)，并利用永續(xù)盤存法計(jì)算出農(nóng)村的資本存量。即Kt=(1-δ)Kt-1+It，其中，Kt為t時(shí)期的資本存量，δ為資本折舊率，It為當(dāng)期新的投資。結(jié)合相關(guān)研究，我國農(nóng)村投資的折舊率δ的值為5%。基期資本存量K0=I0/(g+δ)，其中，I0為基期的投資，g為投資的年平均增長率。

(3)農(nóng)村勞動(dòng)力投入(Lit)。表示i地區(qū)在t時(shí)期的農(nóng)村勞動(dòng)力投入量，采用各地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)代替。

(4)農(nóng)村信息化投入水平(Iit)。表示i地區(qū)在t時(shí)期的農(nóng)村信息化投入水平。采用改進(jìn)的熵值法對(duì)各地區(qū)農(nóng)村信息化指數(shù)的計(jì)算結(jié)果代替。采用的原始數(shù)據(jù)來源于2006—2017年我國西北五省各自的統(tǒng)計(jì)年鑒，數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)量描述見表1。

表1 統(tǒng)計(jì)量描述

3 實(shí)證分析

3.1 農(nóng)村信息化指數(shù)測(cè)評(píng)

農(nóng)村信息化指數(shù)通過“農(nóng)村家庭平均每百戶耐用消費(fèi)品年末擁有量”中的電腦、彩電、固話和移動(dòng)電話的擁有量代替。使用改進(jìn)熵值法對(duì)五省不同年份的信息化指數(shù)進(jìn)行計(jì)算，西北五省農(nóng)村信息化指數(shù)測(cè)評(píng)結(jié)果見表2。

表2 西北五省農(nóng)村信息化指數(shù)測(cè)評(píng)結(jié)果

數(shù)據(jù)來源:2006—2017年西北五省各省的統(tǒng)計(jì)年鑒。

(1)測(cè)度結(jié)果整體分析：西北五省農(nóng)村信息化總體水平明顯提升，年均由2005年的0.257 32上升到2016年的0.664 64，年均增長率達(dá)到10.32%，其中，新疆的年增長率是西北五省第一，高于西北五省的平均水平。但是信息化水平較高的陜西和寧夏的測(cè)評(píng)結(jié)果也不到0.8，說明西北五省總體的農(nóng)村信息化水平還相對(duì)落后。

(2)測(cè)度結(jié)果各省分析：為分析西北五省各省之間的差距，了解各區(qū)的信息化特征。采用Ward系統(tǒng)聚類方法，使用SPSS19.0對(duì)西北五省2016年各省信息化情況進(jìn)行聚類分析，Ward系統(tǒng)聚類樹狀見圖1。

圖1 Ward系統(tǒng)聚類樹狀

由圖1，可知，陜西、寧夏屬于高水平地區(qū)，甘肅和青海屬于中等水平地區(qū)，新疆屬于低水平地區(qū)。陜西GDP總量在西北五省中最高，尤其是2016年陜西省GDP增速高于全國平均水平6.7%。 寧夏是西北五省發(fā)展最快的省份， 寧夏2016年GDP同比增長8.1%，增速居西北五省第一；甘肅、青海相對(duì)于陜西、寧夏來說，其自然環(huán)境惡劣，人口稀少且分布不均，農(nóng)村地區(qū)面積大，網(wǎng)絡(luò)建設(shè)困難，網(wǎng)絡(luò)覆蓋率低，使得這些地區(qū)農(nóng)村信息化水平的發(fā)展較慢；新疆位于我國西北邊陲，有大面積的沙漠、戈壁和山地，這種特殊的地理環(huán)境導(dǎo)致新疆人口非常稀疏，加大了信息化建設(shè)的難度，因而新疆的農(nóng)村信息化水平是最低的。

3.2 農(nóng)村信息化水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的“門檻效應(yīng)”檢驗(yàn)

以我國西北五省的農(nóng)村信息化水平為門檻變量，采用Hansen面板數(shù)據(jù)門檻模型的估計(jì)方法與檢驗(yàn)方法，利用抽樣法對(duì)存在單一門檻值和存在兩個(gè)門檻值的假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。信息化投入的門檻效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 信息化投入的門檻效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果

注：模型中的被解釋變量和解釋變量均采用自然對(duì)數(shù)形式。

通過觀察表3中的門檻回歸模型結(jié)果的F值和P值發(fā)現(xiàn)，以信息化投入水平為門檻變量的回歸模型中，存在單一門檻，并在10%的顯著性水平下顯著；而雙重門檻效應(yīng)不顯著。

為了檢驗(yàn)門檻估計(jì)值的真實(shí)性，利用最小二乘的似然比統(tǒng)計(jì)量LR來識(shí)別門檻值。門檻估計(jì)值的真實(shí)性檢驗(yàn)見圖2。

圖2 門檻估計(jì)值的真實(shí)性檢驗(yàn)(Th-1指單一門檻值的估計(jì)結(jié)果)

由圖2可知，信息化投入的門檻估計(jì)值LR統(tǒng)計(jì)量位于虛線下，表明LR統(tǒng)計(jì)量小于10%顯著性水平的臨界值7.718 3。因此，信息化投入水平的單一門檻值與真實(shí)值具有一致性，通過了真實(shí)性檢驗(yàn)。

表4給出了以信息化水平為門檻變量的門檻回歸模型估計(jì)結(jié)果和95%的置信區(qū)間，門檻值為4.002 7，換算為原始值后，實(shí)際的信息化水平門檻值為0.547 5。由表4與上述實(shí)證分析可以發(fā)現(xiàn)，西北五省的農(nóng)村信息化投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在非線性特征。

表4 信息化水平門檻值估計(jì)結(jié)果及置信區(qū)間

根據(jù)表4的估計(jì)結(jié)果和統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)，可知構(gòu)造的門檻回歸模型含有一個(gè)門檻值，對(duì)我國西北五省農(nóng)村信息化的單一門檻回歸模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，西北五省農(nóng)村信息化投入水平的門檻回歸估計(jì)結(jié)果，見表5。

表5 西北五省農(nóng)村信息化投入水平的門檻回歸估計(jì)結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著水平下顯著。

根據(jù)表5的回歸結(jié)果可知，農(nóng)村信息化投入水平與我國西北五省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，信息化投入水平較低時(shí)對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長影響較大，回歸系數(shù)為0.713，大于農(nóng)村資本投入的回歸系數(shù)(0.669)；隨著信息化投入水平的增加，其彈性系數(shù)是下降的，當(dāng)信息化投入水平大于門檻值(0.547 5)時(shí)，回歸系數(shù)為0.664，小于農(nóng)村資本投入的回歸系數(shù)(0.669)。說明農(nóng)村信息化投入水平對(duì)我國西北五省經(jīng)濟(jì)增長存在高水平“陷阱”。隨著農(nóng)村信息化投入水平的增加，其對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率會(huì)小于農(nóng)村資本投入對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。但農(nóng)村信息化投入水平與我國西北五省經(jīng)濟(jì)增長在兩個(gè)階段都是正相關(guān)，說明我國西北五省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長不存在信息化投入的悖論。

比較農(nóng)村勞動(dòng)力投入和農(nóng)村信息化投入水平對(duì)我國西北五省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響可知，信息化投入水平對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長兩個(gè)階段的回歸系數(shù)分別為0.713和0.664，農(nóng)村勞動(dòng)力對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的回歸系數(shù)為0.548。農(nóng)村信息化投入水平對(duì)西北五省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率始終高于農(nóng)村勞動(dòng)力投入對(duì)我國西北五省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。

從回歸結(jié)果可以看出，信息化投入水平、資本投入和勞動(dòng)力投入的回歸系數(shù)之和大于1，說明我國西北五省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長是屬于規(guī)模遞增的。

上述結(jié)果證實(shí)了信息化投入水平對(duì)我國西北五省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長存在非線性影響，且隨著信息化水平的提高投入效果逐漸弱化。因?yàn)樾畔⒒捷^低的地區(qū)，通常經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也較落后，信息化發(fā)展中缺乏足夠的資金，同時(shí)難以吸引優(yōu)秀人才，一旦提高信息化水平的投入，便會(huì)產(chǎn)生巨大的經(jīng)濟(jì)效益。而信息化水平較高的地區(qū)，信息化資源較為充實(shí)，過多的信息化投入有可能帶來信息技術(shù)資源冗余，因此，信息化投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)遞減效應(yīng)。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

基于2005—2016年我國西北五省農(nóng)村地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板門檻回歸模型實(shí)證分析了我國西北五省農(nóng)村信息化水平與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系。且結(jié)合農(nóng)村信息化測(cè)評(píng)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)我國西北五省農(nóng)村信息化水平存在明顯的地區(qū)差異及地區(qū)農(nóng)村信息化水平不均衡問題。從門檻回歸模型估計(jì)的結(jié)果來看，我國西北五省農(nóng)村信息化水平對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的單一“門檻效應(yīng)”。隨著信息化水平的提高，農(nóng)村信息化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用效果會(huì)逐漸減弱，說明單純依靠加大信息化水平的投入無法實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高增長。

4.2 建議

第一，農(nóng)村信息化投入并非越多越好。各省要根據(jù)自身的情況合理投入。具體而言，當(dāng)信息化水平低于門檻值時(shí)，信息化投入水平對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率最大，因此，信息化水平較低的省份應(yīng)加大農(nóng)村信息化的投入。但隨著農(nóng)村信息化投入的增加，農(nóng)村信息化投入水平超過門檻值0.547 5時(shí)，農(nóng)村信息化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)會(huì)逐漸減小，且小于農(nóng)村資本投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，故信息化水平較高的省份應(yīng)該注重信息化投入的質(zhì)量，以促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長。

第二，各級(jí)政府應(yīng)當(dāng)統(tǒng)籌規(guī)劃和引導(dǎo)農(nóng)村勞動(dòng)力的流向。根據(jù)農(nóng)村資本、農(nóng)村勞動(dòng)力和農(nóng)村信息化三種投入要素對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的回歸系數(shù)可知，農(nóng)村勞動(dòng)力的直接投入對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率最低。因此，各級(jí)政府應(yīng)通過對(duì)農(nóng)村土地的科學(xué)規(guī)劃、加大機(jī)械化投入、形成農(nóng)場(chǎng)，或引導(dǎo)勞動(dòng)力務(wù)工等方式，減少農(nóng)村勞動(dòng)力的直接投入。

第三，應(yīng)結(jié)合不同地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)狀合理配置農(nóng)村信息化投入資源，使農(nóng)村信息化資源投入到最具效率的地區(qū)。對(duì)于大于“門檻”值的省份，可以根據(jù)農(nóng)村信息化水平的實(shí)際情況進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整，避免農(nóng)村信息化投入冗余與低效率；對(duì)于小于門檻值的省份，應(yīng)給予一定的政策扶持，加大農(nóng)村信息化投入規(guī)模、通過“優(yōu)惠政策”引導(dǎo)“高門檻”省份冗余的信息化投資流入到“低門檻”省份。