信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響及其非線性效應研究＊

■ 韓家彬 劉玉豐 劉淑云

1.遼寧工程技術(shù)大學工商管理學院 葫蘆島 125105

2.中國農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院 北京100083

0 引言和文獻綜述

產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的新趨勢。黨的十九大報告提出，要實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，促進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。自2015年中央“一號文件”首次提出要“推進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展”以來，智能農(nóng)業(yè)、休閑農(nóng)業(yè)、信息農(nóng)業(yè)、設(shè)施農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村旅游、農(nóng)超對接、農(nóng)村電商等新興業(yè)態(tài)層出不窮。據(jù)統(tǒng)計，2018年我國規(guī)模以上農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)7.9 萬家、營業(yè)收入14.9 萬億元；休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游蓬勃發(fā)展，年接待游客30 億人次、營業(yè)收入超過8000 億元；農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)絡零售額達到2305 億元，同比增長33.8%。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合已成為促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的必由之路[1]。

國內(nèi)外學者對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合的影響因素研究可歸納為四個方面，即農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度改革[2,3]、市場需求變化[4]、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體[5]和技術(shù)進步與創(chuàng)新[6]。農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度改革的關(guān)鍵是推動集體產(chǎn)權(quán)制度改革和土地三權(quán)分置[7]，其焦點在于明晰集體所有產(chǎn)權(quán)關(guān)系和落實農(nóng)民產(chǎn)權(quán)主體地位。農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度改革是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的外在推力。農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度改革可激活各類要素潛能、推動城鄉(xiāng)產(chǎn)權(quán)交易市場的一體化建設(shè)、促進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合[8]。市場需求是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的內(nèi)在誘因。互聯(lián)網(wǎng)時代市場需求變化來源于消費者消費升級，消費者的消費行為特征呈現(xiàn)出個性化、體驗式、參與式等特點[9]，為適應消費者消費升級，農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)部門要積極引入現(xiàn)代信息技術(shù)，通過產(chǎn)品創(chuàng)新以及服務創(chuàng)新等多種方式加深農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的動力源泉。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)、行業(yè)協(xié)會、專業(yè)合作社、種養(yǎng)殖大戶等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，承擔著融合的主導者、資源要素融合滲透的推動者多種職能，在農(nóng)村產(chǎn)業(yè)交叉融合、產(chǎn)業(yè)鏈延伸、新業(yè)態(tài)培育等方面起到不可替代的作用[10]。而技術(shù)進步與創(chuàng)新是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的直接動力，以物聯(lián)網(wǎng)、云計算、大數(shù)據(jù)等為代表的現(xiàn)代信息技術(shù)滲透到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各環(huán)節(jié)，突破產(chǎn)業(yè)間的技術(shù)壁壘，生產(chǎn)出全新的產(chǎn)品、服務或業(yè)態(tài)滿足消費者多樣化的需求，導致產(chǎn)業(yè)融合現(xiàn)象產(chǎn)生[11]。國務院辦公廳《關(guān)于推進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的指導意見》指出要強化科技支撐，完善多渠道農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合服務。新時代促進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，必須增強數(shù)字化思維，用好信息化手段。

綜上所述，現(xiàn)有文獻探究了影響農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合的各方面因素，但是暫沒有相關(guān)文獻運用實證方法具體探究信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合的影響。因此，本文嘗試探究信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合的影響機制，構(gòu)建指標體系并運用熵值法綜合測度農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展指數(shù)，采用固定效應模型驗證二者之間的關(guān)系。并通過面板分位數(shù)回歸和Hansen 門檻效應分析進一步探究在不同產(chǎn)業(yè)融合度和不同經(jīng)濟發(fā)展水平下，信息技術(shù)與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展之間的非線性關(guān)系，依據(jù)研究結(jié)論提出促進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的對策建議。

2 理論邏輯與研究假設(shè)

在技術(shù)或市場的推動下，一些原本由不同產(chǎn)業(yè)分別進行的全部或部分經(jīng)濟活動被統(tǒng)一到專門的企業(yè)中進行，以適應技術(shù)或市場的需求，當這類經(jīng)濟活動達到一定規(guī)模時，產(chǎn)業(yè)融合就產(chǎn)生了[12]。農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)的融合層次較低，導致整個鄉(xiāng)村的功能和價值被窄化，而現(xiàn)代信息技術(shù)為我國農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合提供了技術(shù)支撐。信息技術(shù)進步通過加快要素流動和加強信息傳遞推動農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合，其影響機理如圖1所示。

隨著互聯(lián)網(wǎng)等信息技術(shù)的發(fā)展，實現(xiàn)了“互聯(lián)網(wǎng)+定制農(nóng)業(yè)”、“創(chuàng)意農(nóng)業(yè)”為代表的新業(yè)態(tài)和新商業(yè)模式；建立并完善農(nóng)業(yè)種植養(yǎng)殖、農(nóng)產(chǎn)品加工、農(nóng)產(chǎn)品銷售以及休閑農(nóng)業(yè)服務等產(chǎn)業(yè)鏈一體化發(fā)展。通過新業(yè)態(tài)的形成和產(chǎn)業(yè)鏈的延長，從技術(shù)角度提高農(nóng)產(chǎn)品交易量，降低農(nóng)產(chǎn)品以及衍生品的交易成本[13]。大數(shù)據(jù)背景下“土流網(wǎng)”等土地數(shù)字化運營平臺的搭建，可滿足農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對土地流轉(zhuǎn)、土地金融、土地培訓等各環(huán)節(jié)需求。如由于農(nóng)業(yè)的季節(jié)性特點使得農(nóng)業(yè)資產(chǎn)和生產(chǎn)要素無法在一年四季反復利用，那么可通過在線流轉(zhuǎn)使得農(nóng)業(yè)整體性參與到全社會產(chǎn)業(yè)間分工中，在此過程中，資產(chǎn)和要素得到充分和反復利用，推動農(nóng)村資源重新配置，提升農(nóng)村土地、勞動力、資本等各類生產(chǎn)要素的組合升級[14]。交易成本的降低和資源的優(yōu)化配置，大幅度提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，進而促進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合[15]。

信息技術(shù)進步可打破原有信息不對稱局面[16]。借助互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)平臺，農(nóng)民不僅可以第一時間了解到國家農(nóng)業(yè)政策和農(nóng)產(chǎn)品市場信息，進而調(diào)整農(nóng)業(yè)種植技術(shù)和農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)等，減少生產(chǎn)盲目性，合理安排生產(chǎn)節(jié)奏，促使農(nóng)業(yè)內(nèi)部優(yōu)化；還可以將農(nóng)產(chǎn)品信息發(fā)布在網(wǎng)絡平臺，改善買賣雙方因信息不對稱而導致的產(chǎn)品滯銷等問題，拓寬農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道，為農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展提供強有力的信息保障。

通過上述分析，提出假設(shè)1：信息技術(shù)進步正向促進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。

農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展初期，其提升和增長的空間較大，此時信息技術(shù)促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的彈性相對較高。隨著農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合水平不斷提升，技術(shù)進步對其的推動力逐漸變小。以山東省為例，2013～2014年間，互聯(lián)網(wǎng)普及率由44.7%上升至48.6%，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合水平從3.527提升至3.660，即隨著互聯(lián)網(wǎng)普及率上升3.9個百分點，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合水平隨之提升0.133。而在2015～2016年間，互聯(lián)網(wǎng)普及率由48.9%上升至52.9%，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合水平從3.660 提升至3.686，互聯(lián)網(wǎng)普及率同樣是上升4%左右，但農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合水平隨之提升僅為0.026。因此，盡管農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率繼續(xù)提升，但其對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的促進作用呈現(xiàn)出遞減的趨勢。

基于此，提出假設(shè)2：信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展存在著顯著邊際遞減的非線性驅(qū)動效應。

產(chǎn)業(yè)融合是經(jīng)濟發(fā)展過程中傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)不斷消融，新的業(yè)態(tài)逐漸成長，伴隨著經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的演化和生產(chǎn)力水平的提升。農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、土地制度、補貼政策、市場需求、經(jīng)濟發(fā)展水平等多因素綜合作用推動著農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。當經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，技術(shù)進步是農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的主要驅(qū)動力，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)產(chǎn)生的外溢性促使農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)間資源得到優(yōu)化配置，推動著農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。而當經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的促進作用呈現(xiàn)邊際遞減的趨勢，非技術(shù)因素將逐漸成為推動農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展重要動力。因此，信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響可能呈現(xiàn)非線性關(guān)系。

綜上，提出假設(shè)3：信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合的影響可能存在經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻效應。

3 研究設(shè)計

3.1 模型構(gòu)建

為驗證信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的正向促進作用，構(gòu)建如下計量模型：

其中：RIDit表示農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平；TECHit表示信息技術(shù)水平；Controlit表示控制變量；μi、ωt分別表示不可觀測的地區(qū)固定效應和時間固定效應；εit表示隨機變量。其中i表示省（市、區(qū)），t表示年份。

其次，式（1）暗含著信息技術(shù)與農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展之間存在著線性關(guān)系的假設(shè)。但如前文所述，二者之間是一個復雜的過程，傳統(tǒng)的線性回歸僅能反映兩者之間的平均效應，無法反映模型變量間關(guān)系的全貌[17]。因此采用面板分位數(shù)回歸模型，進一步考察不同分位點下信息技術(shù)與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合之間的關(guān)系，力圖使研究更加深入與全面。構(gòu)建如下模型：

其中，Quantτ(RIDit)表示與分位點τ對應的分位數(shù)，表示τ分位點下信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的邊際影響。

在不同經(jīng)濟水平條件下，二者之間的關(guān)系可能存在差異。信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響可能需要跨越一定的“門檻”。為進一步考察二者之間的非線性效應，在式（1）的基礎(chǔ)上，借鑒Hansen門檻模型的思路，以單一門檻模型為例，構(gòu)建如下模型：

其中：qit為門檻變量，θ為特定門檻值，I(.)為指標函數(shù)，若門檻變量滿足公式括號內(nèi)的取值條件，則該函數(shù)取值為1，否則取值為0，其他符號含義同上。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展（RID）是一個綜合性的復雜過程，使用某一單個指標不能對該變量進行全面的評價。從農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的內(nèi)涵出發(fā)，將推進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的目標層分為兩個：融合行為和融合效應[18]。融合行為是指農(nóng)業(yè)與關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的融合互動，可進一步分解為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈融合、農(nóng)業(yè)多功能性發(fā)揮和農(nóng)業(yè)服務業(yè)融合發(fā)展三項功能指標[19]；融合效應可進一步分解為農(nóng)民增收、就業(yè)促進和城鄉(xiāng)一體化發(fā)展3 項功能指標[20]。具體指標如表1所示。

表1 農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的綜合評價指標體系

采用熵值法對全國30 個省（市、區(qū)）2006～2017年的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合度進行測度。具體步驟如下：

(1)指標形式。假定有y個年份，n個觀測對象，m項評價指標，那么Xλij為第λ年第i個觀測對象的第j項評價指標。

(2)數(shù)據(jù)的標準化。為消除因量綱不同對評價結(jié)果產(chǎn)生的影響需要對各項評價指標進行標準化處理。正向指標和負向指標的標準化分別按照(4)式和(5)式。

其中，X'λij表示標準之后的值，Xmin和Xmax分別表示樣本期間的第j項指標的最小值和最大值。

(3)確定各項指標在樣本期間的貢獻度Pλij，由此可以建立數(shù)據(jù)的貢獻度矩陣。如公式(6)所示。

(4)計算第j項評價指標的信息熵值Ej，如公式(7)所示。

其中，K＞0且K= ln(yn)

(5)一項評價指標的信息效用價值取決于該項指標的信息熵Ej與1 之間的差值，它的值直接影響該項指標權(quán)重的大小，信息效用值越大，對評價的重要性也就越大，權(quán)重也就越大。計算第j項評價指標的信息效用值Gj，如公式(8)所示。

(6)用熵值法估算各評價指標的權(quán)重，其本質(zhì)上是計算第j項評價指標的權(quán)重Wj，如公式(9)所示。

(7)計算農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展度RIDλij，如公式(10)所示。

3.2.2 核心解釋變量

信息技術(shù)是本文的核心解釋變量?；ヂ?lián)網(wǎng)作為信息技術(shù)的一種，與農(nóng)業(yè)農(nóng)村的融合，是推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的重大機遇與關(guān)鍵部署[21]。故選取“農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率”這一指標來反映信息技術(shù)。農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率用農(nóng)村寬帶接入戶與鄉(xiāng)村總戶數(shù)之比來表示。

3.2.3 門檻變量

為進一步探究不同經(jīng)濟發(fā)展水平階段，信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的影響，選用人均GDP 作為門檻變量，用GDP總量與總?cè)丝谥葋肀碚鳌?/p>

3.2.4 控制變量

為減少因為變量遺漏所引致的估計結(jié)果的偏差，選取如下控制變量：（1）財政支農(nóng)比重，用財政支農(nóng)占財政總支出的比重來衡量。（2）人力資本，以各省份農(nóng)村居民人均受教育年限來衡量。具體計算公式為：農(nóng)村人口平均受教育年限＝小學人口比重×6+初中人口比重×9+高中及中專人口比重×12+大專及大專以上人口比重×16。（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占GDP的比重來衡量。（4）城市化率，用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬?。?）基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，用行政村通硬化路面積比重來表示。（6）農(nóng)林牧漁業(yè)投資比重，用農(nóng)林牧漁業(yè)投資額與農(nóng)村住戶固定資產(chǎn)投資額比重來表征。（7）農(nóng)業(yè)技術(shù)進步，采用各地區(qū)農(nóng)業(yè)機械總動力與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)之比。

3.3 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)為2006～2017年中國30 個?。ㄊ小^(qū)）的面板數(shù)據(jù)（表2）。其中，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年主營業(yè)務收入數(shù)據(jù)來源于歷年《中國農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展報告》；農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)機械總動力、糧食產(chǎn)量、農(nóng)藥化肥薄膜使用量、農(nóng)作物播種面積、家庭經(jīng)營性收入、人均可支配收入等數(shù)據(jù)來源于歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)業(yè)年鑒》；農(nóng)村寬帶接入戶數(shù)、農(nóng)林牧漁服務業(yè)產(chǎn)值等數(shù)據(jù)來源于歷年《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計資料匯編》；鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、城鄉(xiāng)人口數(shù)、人均GDP 等數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒；涉農(nóng)貸款額來源于Wind 數(shù)據(jù)庫和歷年《中國農(nóng)村金融服務報告》。為了確保統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可比性，以2006年作為基期，對涉及到用貨幣計量的相關(guān)變量均做了平減處理。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。

表2 30?。ㄊ?、區(qū)）2006～2017年農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合度測度結(jié)果

表3 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

4 實證結(jié)果與分析

4.1 基準回歸結(jié)果

為了驗證前文提出的假說，即信息技術(shù)進步正向促進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，下面基于（1）式進行了回歸分析，表4 報告了回歸結(jié)果。采取“一般到特殊”的建模原則，逐步引入控制變量以考察單個變量對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的影響?？梢钥闯?，無論是模型（1）所示的“一般性”估計結(jié)果，還是模型（2）至模型（8）所示的“特殊性”估計結(jié)果，農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率的回歸系數(shù)均為正，且通過顯著性檢驗。這表明信息技術(shù)的確為農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展起到促進作用，驗證研究假設(shè)1。由模型（8）可知，當農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率每增加1%，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合度則提升0.102。在控制變量中，人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化率和農(nóng)業(yè)技術(shù)進步均顯著為正，對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合有顯著提升作用。

表4 基準回歸結(jié)果分析

4.2 面板分位數(shù)回歸結(jié)果

在基準回歸中，考察了信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合的影響。然而，傳統(tǒng)的線性回歸僅能反映兩者之間的平均效應，且均值回歸的參數(shù)估計結(jié)果還易受極端值影響，因此采用面板分位數(shù)回歸模型，進一步考察不同農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展條件下，信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的邊際效果。為保證估計結(jié)果的有效性，在對每個分位數(shù)進行回歸時，均借助自助法重復抽樣技術(shù)做了300 次重復抽樣?；貧w結(jié)果如表5 所示，農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率在10%至70%的分位點上顯著為正，但在90%分位點上顯著水平有所下降，這意味著隨著農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合度的提升，信息技術(shù)的促進作用不再明顯。從信息技術(shù)的回歸系數(shù)隨著分位數(shù)變動的變化趨勢可以看出，隨著農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平分位數(shù)的提高，信息技術(shù)的分位數(shù)回歸系數(shù)呈現(xiàn)出不斷縮小的趨勢，說明信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的促進作用不斷降低，從而驗證假設(shè)2，即信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展存在著邊際遞減的非線性驅(qū)動效應。

表5 面板分位數(shù)回歸結(jié)果表

4.3 面板門檻回歸結(jié)果

通過面板分位數(shù)回歸檢驗發(fā)現(xiàn)，在不同條件下會形成信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的非線性影響。因此，有必要進一步考慮信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的門檻效應，選取經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量。在進行面板門檻回歸之前，先對門檻效應及門檻具體數(shù)量進行檢驗。結(jié)果顯示，在單門限檢驗中，F(xiàn) 統(tǒng)計量在5%的顯著性水平下拒絕了沒有門檻的原假設(shè)；在雙門檻檢驗中，F(xiàn)統(tǒng)計量不拒絕只有一個門檻的原假設(shè)，表明模型存在單一門檻，門限值為9.6158。

由表7 可知，農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率的估計系數(shù)為正且在1%的水平下具有顯著性，故信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合具有正向促進作用，但影響程度在不同經(jīng)濟發(fā)展水平階段存在差異。當經(jīng)濟發(fā)展水平處于較低水平時（人均GDP≤9.6158），信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的促進作用較為明顯，當經(jīng)濟發(fā)展水平達到門檻值后（人均GDP＞9.6158），信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合的促進作用顯著降低，但其本質(zhì)仍具有正向促進作用，這也進一步驗證了假設(shè)3。需要說明的是，此處的人均GDP 已做取對數(shù)處理，將其指數(shù)化后門檻值為22026.318。

表6 門檻效應檢驗

表7 以人均GDP為門限值的門檻回歸結(jié)果

5 研究結(jié)論與政策建議

信息技術(shù)在農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合過程中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。本文從理論上詳細梳理了信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合的影響機制，基于中國30 個?。ㄊ?、區(qū)）2006～2017年的面板數(shù)據(jù)，在測算農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平指數(shù)的基礎(chǔ)上，利用面板固定效應模型，分析了信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合的影響。研究結(jié)論如下：第一，信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合存在顯著正向作用，且在增加了其他控制變量后，信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合依然有著顯著的正向影響。第二，借助面板分位數(shù)回歸研究發(fā)現(xiàn)：信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展存在著邊際遞減的非線性驅(qū)動效應，即信息技術(shù)對農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合水平低的地區(qū)的促進作用大于融合水平高的地區(qū)。第三，進一步通過面板門檻回歸模型檢驗信息技術(shù)與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的關(guān)系。研究表明：在不同經(jīng)濟發(fā)展水平下，信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的影響是非線性的，經(jīng)濟發(fā)展水平超過一定門檻值后，信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的促進作用逐漸減弱。

基于上述結(jié)論，提出如下政策建議：

第一，政府應完善技術(shù)投入機制，強化技術(shù)滲透。將互聯(lián)網(wǎng)融入到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)中，推進信息技術(shù)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、加工、消費、管理等各環(huán)節(jié)的融合，并借助“大數(shù)據(jù)”、“云計算”等現(xiàn)代化手段完善農(nóng)村物流體系。加大產(chǎn)學研投入，推動高校和科研院所的研發(fā)向農(nóng)村傾斜，鼓勵企業(yè)將先進技術(shù)向農(nóng)村下沉。大力推進信息進村入戶工程，打造開放高效的農(nóng)業(yè)科技成果孵化市場化平臺，提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營的廣度和深度。

第二，推進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展從高速到高質(zhì)量的轉(zhuǎn)變。關(guān)注信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合促進作用的邊際遞減效應，在農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展程度處于較低水平的地區(qū)，應加快信息技術(shù)步伐，通過信息技術(shù)發(fā)展充分帶動地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合。而對于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合程度相對較高的地區(qū)，信息技術(shù)對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的促進作用已經(jīng)處于遞減階段，應當更加注意信息技術(shù)進步的效率，以爭取更大效用水平和更高質(zhì)量的產(chǎn)業(yè)融合。

第三，針對不同經(jīng)濟發(fā)展水平制定差異化區(qū)域扶植政策。地方政府在制定促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合相關(guān)政策時應充分考慮自身發(fā)展水平，從自身經(jīng)濟發(fā)展和資源稟賦等方面出發(fā)，有選擇性和針對性地將信息技術(shù)與那些適合本地發(fā)展且效應較好、見效較快又能帶動產(chǎn)業(yè)鏈條上產(chǎn)、供、銷各環(huán)節(jié)的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)進行融合，避免政策制定的千篇一律。除此之外，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、加深城鎮(zhèn)化率以及加大農(nóng)林牧漁業(yè)投資均能促使農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合目標順利實現(xiàn)。