陳曉玥

（黎明職業(yè)大學(xué)商學(xué)院，福建，泉州 362000）

一、引 言

2021 年的中央1 號文件提出了“全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化”，強(qiáng)調(diào)了推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。農(nóng)業(yè)是經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的奠基石，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)新發(fā)展格局下，農(nóng)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展能夠提高農(nóng)村消費能力，支撐“國內(nèi)大循環(huán)”，同時，高質(zhì)量的農(nóng)業(yè)進(jìn)入國際市場，帶動高質(zhì)量的對外開放，又帶動“國際大循環(huán)”。

國內(nèi)外對農(nóng)業(yè)發(fā)展和信息化進(jìn)行了大量研究，研究表明，信息化對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有重要的推動作用。人口、經(jīng)濟(jì)等因素促使人們對農(nóng)產(chǎn)品的需求日益增加，智能化農(nóng)機(jī)具系統(tǒng)、農(nóng)田遙感監(jiān)測系統(tǒng)等可以使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)避開自然風(fēng)險等不確定因素，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，產(chǎn)出高質(zhì)量的農(nóng)產(chǎn)品[1]828-831。同時，農(nóng)村信息化可以幫助農(nóng)民了解市場，提高他們的信息使用能力[2]253-264。但現(xiàn)實中，由于存在“數(shù)字鴻溝”，農(nóng)業(yè)信息化對不同農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展的作用存在異質(zhì)性，因此，信息化對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響機(jī)理還需要進(jìn)一步考證。事實上，我國學(xué)者也對此進(jìn)行了研究，但結(jié)論并不一致。如有的學(xué)者認(rèn)為，信息化在很大程度上促進(jìn)了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長[3]11-21；[4]22-40。但部分研究結(jié)果也表明，我國農(nóng)村信息基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展不平衡，使得農(nóng)村信息化水平與農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量之間并非都是顯著促進(jìn)作用[5]71-73+77?；诖?，本文以2012—2022 年的年度數(shù)據(jù)為時間序列，構(gòu)建省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，研究我國信息化對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用機(jī)理，并針對性地提出建議。由于直轄市的人口、管理等與其他省份有較大的差異，海南省是島嶼經(jīng)濟(jì)體，地理位置特殊，管理上有其特殊性，因此本研究數(shù)據(jù)未包括北京、天津、上海、重慶四個直轄市和海南省，最終形成中國26 個?。▍^(qū)市）的橫截面數(shù)據(jù)。

二、指標(biāo)選取與研究假說

（一）指標(biāo)選取

對于農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量測度的研究很多，本文參照黃修杰等[6]124-133、張建偉等[7]89-92、王靜[8]93-106有關(guān)農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量評價指標(biāo)測度的研究，總結(jié)出高質(zhì)量的農(nóng)業(yè)發(fā)展應(yīng)該具備穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)總量，農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)比例的提升，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的提高以及可持續(xù)發(fā)展的農(nóng)業(yè)。因此，本文選取農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)總量、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益和綠色農(nóng)業(yè)作為農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的一級指標(biāo)，并在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建二級指標(biāo)，最終形成了包含四個一級指標(biāo)，十個二級指標(biāo)的我國農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量評價指標(biāo)體系，并根據(jù)數(shù)據(jù)特征判斷出各項二級指標(biāo)的正負(fù)向類型，如表1 所示。

表1 我國農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量指標(biāo)體系

《“十四五”全國農(nóng)業(yè)農(nóng)村信息化發(fā)展規(guī)劃》中指出，我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村信息化發(fā)展仍處于起步階段，在網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施、創(chuàng)新能力、有效數(shù)據(jù)支撐及人才方面存在短板。筆者認(rèn)為，信息技術(shù)人才的培養(yǎng)可以提高農(nóng)村信息化創(chuàng)新能力及數(shù)據(jù)應(yīng)用能力，網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施有助于農(nóng)民了解農(nóng)業(yè)信息化，掌握農(nóng)業(yè)信息化技術(shù)，提高農(nóng)業(yè)信息化水平。同時，借鑒沈劍波對我國農(nóng)業(yè)信息化水平評價指標(biāo)體系的研究結(jié)果[9]162-172，本文以信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)就業(yè)人員數(shù)（以下簡稱“信息就業(yè)人員數(shù)”）代表總體信息化能力。另外，國家統(tǒng)計局僅統(tǒng)計全國各地區(qū)農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)量，相當(dāng)于互聯(lián)網(wǎng)接入水平數(shù)據(jù)，本文則以農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)作為網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)，代表我國農(nóng)村信息化水平，即將信息就業(yè)人員數(shù)與農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)作為影響農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的信息化指標(biāo)。

影響農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的因素很多，為了更真實地得出研究變量之間的因果關(guān)系，本文選取能直接影響農(nóng)業(yè)質(zhì)量發(fā)展的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力和農(nóng)業(yè)成災(zāi)面積比（成災(zāi)面積/ 受災(zāi)面積） 作為控制變量。

以上所有指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自于國家統(tǒng)計局的各?。▍^(qū)市）年度數(shù)據(jù)以及各省（區(qū)市）2022 年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

（二）研究假說

通過觀察，并結(jié)合文獻(xiàn)的分析可知，數(shù)字信息化創(chuàng)新能力對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)模式、農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展等產(chǎn)生正向影響，能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[10]19-27。同時，借助物聯(lián)網(wǎng)、人工智能等現(xiàn)代信息技術(shù)，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)逐漸發(fā)展為大規(guī)模、多功能、智慧化的新型農(nóng)業(yè)，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益，帶動農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)發(fā)展，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實現(xiàn)“產(chǎn)銷耦合”[11]1-9。除此之外，計算機(jī)信息下培養(yǎng)出來的農(nóng)業(yè)人才可以幫助引進(jìn)農(nóng)業(yè)新技術(shù)，科學(xué)種植，促進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[12]104-108。根據(jù)以上理論綜述，可以認(rèn)為，信息人才對農(nóng)村信息化有著積極的作用，因此，本文提出研究假說H1：

H1：信息就業(yè)人員數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量有顯著的正向影響。

對于農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的研究主要集中在對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理、技術(shù)效率方面。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營信息化可以通過推廣數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)管理技術(shù)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提高[13]5-11。張妍在研究河南省農(nóng)村農(nóng)業(yè)信息化區(qū)域差異對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)中指出，農(nóng)村農(nóng)業(yè)信息化要素投入是當(dāng)前農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的主要因素[14]113-117?；谝陨涎芯?，本文提出研究假說H2：

H2：農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量有顯著的正向影響。

基于我國農(nóng)業(yè)創(chuàng)新能力與農(nóng)業(yè)經(jīng)營信息化水平關(guān)系的研究較少，李忠斌等指出信息化創(chuàng)新生產(chǎn)經(jīng)營模式，農(nóng)業(yè)創(chuàng)新促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向高級化發(fā)展[15]13-15+25。劉世洪認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營信息化是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)體系的核心，需要農(nóng)業(yè)信息工作者的不斷創(chuàng)新[16]10。同時，筆者認(rèn)為，信息就業(yè)人員中有相當(dāng)一部分就業(yè)于農(nóng)業(yè)部門，因此對農(nóng)業(yè)創(chuàng)新有一定的推動作用。據(jù)此，本文提出研究假說H3、H4：

H3：農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)對信息就業(yè)人員數(shù)有顯著的正向影響。

H4：信息就業(yè)人員數(shù)對農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)有顯著的正向影響。

為了更清晰真實地體現(xiàn)模型中解釋變量對被解釋變量的作用，本文進(jìn)一步提出研究假說H5、H6：

H5：存在農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)通過信息就業(yè)人員數(shù)影響農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的中介效應(yīng)。

H6：存在信息就業(yè)人員數(shù)通過農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)影響農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的中介效應(yīng)。

三、各?。▍^(qū)市）農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量測度

本文對我國農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的各項二級指標(biāo)分別進(jìn)行正負(fù)向標(biāo)準(zhǔn)化，采用熵權(quán)法確定各二級指標(biāo)的權(quán)重（各指標(biāo)權(quán)重如表2 所示）。

表2 我國農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量各指標(biāo)權(quán)重

表2顯示，地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率指標(biāo)的權(quán)重最大，對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響最大，地區(qū)農(nóng)業(yè)增加值比重、農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)產(chǎn)值比重、地區(qū)森林覆蓋率及地區(qū)有效灌溉率這幾個指標(biāo)的權(quán)重較大，對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響作用較明顯。

將被研究的26 個省（區(qū)市）劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)和其他地區(qū)（非糧食主產(chǎn)區(qū)），得出26 個?。▍^(qū)市）2012 年與2022 年的農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量綜合得分情況，如表3 所示。

表3 2012 年與2022 年全國各省（區(qū)市）農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量綜合得分情況表

從表3 可以看出，2012 年、2022 年，糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量增長率均值都高于其他地區(qū)；從個體上看，除了甘肅省，其他地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量在研究期內(nèi)都有所增長，但增長幅度從7．69%～51．43%不等，說明我國區(qū)域農(nóng)業(yè)質(zhì)量發(fā)展速度并不平衡。單就2022 年各?。▍^(qū)市）的農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量來看，位于糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)的?。▍^(qū)市）總體上仍占優(yōu)勢。

2012—2022 年全國各?。▍^(qū)市）的年均農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量如表4 所示。從表4 的數(shù)據(jù)來看，糧食主產(chǎn)區(qū)年均農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量均值高于其他地區(qū)，而所有地區(qū)中，黑龍江最高，青海最低，年均農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量在0．0010 ～0．0020 的有1 個，0．0021 ～0．0030 的有5個，0．0031～0．0040 的有7 個，0．0041～0．0050 的有11 個，0．0051 及以上的有2 個，其中，年均農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量在0．0041 以上的多集中于糧食主產(chǎn)區(qū)。由此可見，各?。▍^(qū)市）年均農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量并不平衡。

表4 2012—2022 年全國各?。▍^(qū)市）年均農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量

四、信息化對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量影響分析

（一）理論分析

《2021 全國縣域農(nóng)業(yè)農(nóng)村信息化發(fā)展水平評價報告》中指出，2020 年全國縣域農(nóng)業(yè)農(nóng)村信息化發(fā)展總體水平達(dá)到37．9%，不低于全國發(fā)展總體水平的有14 個[17]。在這14 個?。▍^(qū)市）中，剔除上海、天津、重慶三個直轄市，屬于糧食主產(chǎn)區(qū)的占比達(dá)到70%以上，結(jié)合糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量總體較高的情況，間接可以說明信息化水平對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有一定的推動作用。然而，我國農(nóng)村信息化總體水平不高，區(qū)域發(fā)展不平衡，中部及東部沿海地區(qū)信息化水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他區(qū)域。

此外，如前所述，地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、地區(qū)農(nóng)業(yè)增加值比重、農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)產(chǎn)值比重、地區(qū)森林覆蓋率及地區(qū)有效灌溉率這幾個指標(biāo)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生主要的正向影響。那么可以結(jié)合各?。▍^(qū)市）信息化指標(biāo)和這幾個農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展主要指標(biāo)來分析信息化對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量影響。圖3a表明，信息化水平較高的區(qū)域，地區(qū)農(nóng)業(yè)增加值比重較大；從圖3b 和圖3c 無法看出農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)、地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與信息化的直接關(guān)系；圖3d 表明地區(qū)森林覆蓋率與農(nóng)業(yè)信息化相關(guān)性小，但有效灌溉率卻與農(nóng)業(yè)信息化有一定的關(guān)聯(lián)。因此，筆者認(rèn)為，目前我國信息化在農(nóng)業(yè)中的普及率偏低，智慧農(nóng)業(yè)還未得到有效的應(yīng)用，這使得信息化僅在農(nóng)業(yè)量上面起到較大的促進(jìn)作用，而對其質(zhì)方面的促進(jìn)作用很小。

圖3 各省（區(qū)、市）信息化指標(biāo)與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展主要指標(biāo)對比圖

通過理論分析，可得出這樣的結(jié)論：我國農(nóng)業(yè)在信息化的功能利用和操作技能上尚處于初級階段，智慧農(nóng)業(yè)在各區(qū)域的應(yīng)用參差不齊，信息化對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展還未有明顯的促進(jìn)作用，農(nóng)業(yè)信息化的價值和功能還有很大的拓展空間。但信息化各指標(biāo)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響程度及方向如何，還需要作進(jìn)一步的實證分析。

（二）面板數(shù)據(jù)分析

本文選取GMM 動態(tài)面板廣義矩進(jìn)行估計，首先建立基準(zhǔn)回歸模型：模型（1）中，i 表示省（區(qū)市），t 表示年份，AGQi,t表示i ?。▍^(qū)市）t 年的農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量（數(shù)據(jù)來自于以上對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量2012—2022 年的測度），INTi,t表示i ?。▍^(qū)市）t 年農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)，LAB 代表i ?。▍^(qū)市）t 年信息就業(yè)人員數(shù)，COTi,t表示i 省（區(qū)市）t 年的控制變量情況，控制變量中，以C1表示農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力，C2表示農(nóng)業(yè)成災(zāi)面積比，AGQi,t-1是農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量滯后項，θi,t是隨機(jī)擾動項，γ0是常數(shù)項。使用Eviews9 進(jìn)行分析，得基準(zhǔn)回歸模型如表5 所示。

表5 全國農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量2012—2022 年回歸結(jié)果

表4中，糧食主產(chǎn)區(qū)和其他地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量差別較大，因此，在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上，本文針對這兩個地區(qū)進(jìn)行了回歸分析，見表6。

表6 糧食主產(chǎn)區(qū)和其他地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量2012—2022 年回歸結(jié)果

根據(jù)表5，可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量滯后項對當(dāng)期農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量具有顯著的正向影響，即當(dāng)期農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量會受到前期農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響。說明了農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的變化是連續(xù)的?？刂谱兞哭r(nóng)業(yè)機(jī)械總動力對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量有顯著影響，作為本文研究變量的信息就業(yè)人員數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，即農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量隨著信息從業(yè)人員的增加而下降，拒絕了假說H1。筆者認(rèn)為，雖然信息技術(shù)從業(yè)人員的增多在一定程度上反映了我國信息化能力的提升，但相當(dāng)一部分信息技術(shù)從業(yè)人員是農(nóng)村勞動力向非農(nóng)業(yè)部門過度轉(zhuǎn)移的結(jié)果。農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響是顯著且正向的，與前文的假說H2是一致的。但農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響系數(shù)僅為0．0274，說明農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響偏小。對此，筆者認(rèn)為，農(nóng)村寬帶的普及盡管對于提升農(nóng)戶市場對接能力，改善農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系有較大的促進(jìn)作用，但目前農(nóng)村接入寬帶還更多地用于電商、網(wǎng)購等，因此，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中的作用非常有限。

表6中，回歸1 表示糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的回歸結(jié)果，回歸2 表示除糧食主產(chǎn)區(qū)之外地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量回歸結(jié)果。與全國的回歸結(jié)果不同，糧食主產(chǎn)區(qū)中的信息就業(yè)人員對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的作用是正向顯著的，且農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響系數(shù)較高，這表明，在糧食主產(chǎn)區(qū)加大鼓勵信息就業(yè)人員服務(wù)于農(nóng)業(yè)的力度，提高農(nóng)村信息化水平，可以達(dá)到事半功倍的效果。在除糧食主產(chǎn)區(qū)以外的其他地區(qū)中，信息就業(yè)人員與農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量無顯著相關(guān)，這可能是非糧食主產(chǎn)區(qū)的信息人力資源在農(nóng)業(yè)部門投入很少，因此在推動這些地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量方面并無多少作用。

（三）動態(tài)性分析

總的來說，表5 的基準(zhǔn)回歸模型從總體上反映了信息化對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響，該影響也符合客觀實際。但這些因素對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響可能存在時滯問題，此外，從農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量變化的連續(xù)性來看，考察期內(nèi)信息化對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響程度是否一致，還有待考證。因此，筆者將考察期平均劃分為2012—2016 年和2017—2022 年這兩個時期，在表5 的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步進(jìn)行動態(tài)分析，并得出表7 和表8 所示的回歸結(jié)果。

表7 2012—2016 年回歸結(jié)果

表8 2017—2022 年回歸結(jié)果

對比表7 和表8 的回歸結(jié)果，兩個時期農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量滯后項對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響都呈正向顯著，但后期農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量滯后項對當(dāng)期農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響系數(shù)卻較前一期小，從2012—2016年的1．0554 下降到2017—2022 年的0．6773，這表明農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量仍然具有可持續(xù)性，但影響農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量其他因素的占比也有增大的趨勢。信息化各項指標(biāo)在前期對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響并不顯著，但在后期對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響是顯著且是正向的，因此，加大農(nóng)村信息化投入，引導(dǎo)農(nóng)業(yè)數(shù)字化，促進(jìn)農(nóng)業(yè)種植及經(jīng)營過程中的高效增值對于現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有著積極意義。對比表8和表5，發(fā)現(xiàn)2017—2022 年的回歸分析中，信息就業(yè)人員對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響已呈現(xiàn)顯著正向作用，說明盡管從11 年的時間序列來考察，信息就業(yè)人員對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量呈顯著負(fù)向作用，但近年來，一部分信息技術(shù)人才向農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，在一定程度上改變了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式，創(chuàng)新農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，給農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量帶來了正向作用。同時，筆者還注意到，對比2012—2016 年與2017—2022 年兩個控制變量的回歸系數(shù)，后期兩個控制變量對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響并不顯著，這也從側(cè)面反映了農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展越來越依賴于信息技術(shù)的發(fā)展。

（四）中介效應(yīng)分析

本文采用溫忠麟與葉寶娟提出的一種新的中介效應(yīng)檢驗流程對中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗[18]731-745。該方法是在分析各種前人提出的中介效應(yīng)檢驗方法后提出的，綜合了Kenny 提出的逐步檢驗法和Bootstrap 法，既簡單明了，又避開了逐步檢驗法的缺陷。

假設(shè)農(nóng)村寬帶接入可以通過信息技術(shù)在農(nóng)村生產(chǎn)生活中迅速普及，促進(jìn)信息技術(shù)人才的培養(yǎng)，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，此時，被解釋變量為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（AGQ），解釋變量為農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)（INT），中介變量為信息就業(yè)人員（LAB）。則模型為：

對模型（2）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。檢驗結(jié)果如表9 所示。

表9 農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

回歸3 表示農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的總效應(yīng)是顯著且正向的（影響系數(shù)為c=0．0308）。回歸4 表示農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)對信息就業(yè)人員有顯著的正向影響（影響系數(shù)為a=0．0838），這符合前面的假說H3，同時也驗證了前面所假設(shè)的農(nóng)村寬帶接入可以通過信息技術(shù)在農(nóng)村生產(chǎn)生活中的迅速普及，促進(jìn)信息技術(shù)人才的培養(yǎng)，從而促進(jìn)信息人員在農(nóng)村的就業(yè)?；貧w5 表示農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)和信息就業(yè)人員對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的共同影響是顯著的（信息就業(yè)人員對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響系數(shù)為b=-0．0222），也就是說，在加入中介變量信息就業(yè)人員數(shù)量后，農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響仍然是顯著的（c’=0．0374），即農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的直接效應(yīng)顯著。在該檢驗結(jié)果中，ab=-0．0019，與c 符號不同，因此，判斷該效應(yīng)為遮掩效應(yīng)，即農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)的中介效應(yīng)被遮掩，信息就業(yè)人員數(shù)在農(nóng)村寬帶用戶數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的作用中起抑制作用，拒絕了假設(shè)H5。換言之，該檢驗得出的結(jié)果是我國總體信息化能力抑制了農(nóng)村信息化水平對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的作用。

假設(shè)信息就業(yè)人員數(shù)指標(biāo)影響農(nóng)村信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，從而影響農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)，并影響農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，此時，被解釋變量為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，解釋變量為信息就業(yè)人員數(shù)，中介變量為農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)。則模型為：

對模型（3）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。檢驗結(jié)果如表10 所示。

表10 信息就業(yè)人員的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

回歸6 表示信息就業(yè)人員對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的總效應(yīng)是顯著且負(fù)向的（影響系數(shù)為c=-0．0359），表明隨著信息就業(yè)人員的增加，農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量是下降的?；貧w7 表示信息就業(yè)人員對農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)有顯著的負(fù)向影響（影響系數(shù)為α=-0．2236），拒絕了假說H4。筆者認(rèn)為，盡管信息就業(yè)人員在農(nóng)村信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)中發(fā)揮了一定的作用，但隨著農(nóng)村從事信息技術(shù)人員的增多，農(nóng)村勞動力也產(chǎn)生了一定程度的轉(zhuǎn)移，尤其是一些農(nóng)村，年輕人外出增加，留守老人并不懂得也不需要使用寬帶，又在一定程度上降低了農(nóng)村信息化水平，表現(xiàn)在農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)的減少?；貧w8 表示在加入中介變量農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)后，信息就業(yè)人員對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響仍然是負(fù)向顯著的（c′=-0．0222）?；貧w8 中，農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響系數(shù)為b=0．0274。在該檢驗結(jié)果中，ab=-0．0061，與符號相同，判斷該效應(yīng)為部分中介效應(yīng)，即信息就業(yè)人員數(shù)既可以直接作用于農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量，也可以通過農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)間接作用于農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量，其中，中介效應(yīng)在總效應(yīng)中的比例為，驗證了假說H6。

綜合信息就業(yè)人員的中介效應(yīng)和農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)的中介效應(yīng)檢驗可知，代表全國信息化能力的信息就業(yè)人員數(shù)量指標(biāo)既可以直接作用于農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量，也可以通過代表農(nóng)村信息化水平的農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)間接作用于農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量。農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)則只能直接作用于農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量，信息就業(yè)人員數(shù)量對其起到抑制作用，這可能與農(nóng)業(yè)部門的信息就業(yè)人員較少有關(guān)。此外，表9 和表10 的中介效應(yīng)檢驗中，農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)與信息就業(yè)人員之間關(guān)系的系數(shù)較小，說明基準(zhǔn)模型中解釋變量之間存在多重共線性的可能性不大，基準(zhǔn)模型對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的估計是比較準(zhǔn)確的。

五、結(jié)論與建議

本文以信息就業(yè)人員人員數(shù)和農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)作為信息化指標(biāo)對農(nóng)村農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)行研究，得出如下結(jié)論：

第一，從各?。▍^(qū)市）農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量測度的結(jié)果來看，全國農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量不平衡，糧食主產(chǎn)區(qū)較高，且糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)的農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量較均衡。研究期內(nèi)，各?。▍^(qū)市）農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量增長率過半的很少，農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量還有很大的提升空間，尤其是非糧食主產(chǎn)區(qū)。

第二，就全國來看，農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的作用是顯著且正向的，但信息就業(yè)人員數(shù)對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的作用卻是顯著負(fù)向的，需要提高農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的信息就業(yè)人員數(shù)，以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中的信息化利用能力。不同于全國平均水平，糧食主產(chǎn)區(qū)的信息就業(yè)人員數(shù)推動了該區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量，農(nóng)業(yè)創(chuàng)新能力較強(qiáng)，以農(nóng)村寬帶接入用戶數(shù)為指標(biāo)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營信息化水平對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的作用也較全國平均水平強(qiáng)。但是，在非糧食主產(chǎn)區(qū)，信息就業(yè)人員數(shù)卻對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量無顯著作用，即該區(qū)域農(nóng)業(yè)創(chuàng)新方面弱，可能是信息從業(yè)人員的工作單位為非農(nóng)業(yè)部門居多，或者服務(wù)于農(nóng)業(yè)部門的信息從業(yè)人員多為基層人員，創(chuàng)新能力較弱。

第三，從影響的動態(tài)性分析可知，農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量具有可持續(xù)性，但隨著時間的推移，這種可持續(xù)性將減弱，其他因素對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響增強(qiáng)，且信息就業(yè)人員數(shù)量也對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生了顯著的正向作用，即信息人才相當(dāng)一部分流向農(nóng)業(yè)部門，農(nóng)業(yè)創(chuàng)新能力逐漸增強(qiáng)。

第四，中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)部門的信息就業(yè)人員不足，使得農(nóng)業(yè)創(chuàng)新不足，無法對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量起正向推動作用，且抑制了農(nóng)村信息化水平對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的推動作用。此外，正因為農(nóng)業(yè)信息化水平對農(nóng)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)，在一定程度上彌補(bǔ)了信息人才在農(nóng)業(yè)部門的不足，所以盡管全國信息化能力對農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量的作用是負(fù)向的，但其直接作用會比間接作用小一些，表現(xiàn)在信息就業(yè)人員數(shù)對農(nóng)業(yè)質(zhì)量發(fā)展直接作用的系數(shù)絕對值小于間接作用系數(shù)絕對值。

基于以上研究結(jié)論，本文從兩個方面提出建議，使我國信息化水平能在更大程度上成為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的催化劑。

一方面，有必要通過制定相關(guān)政策，提升農(nóng)業(yè)部門的薪資、福利等待遇，鼓勵并吸引一部分具備信息技術(shù)知識的勞動力在農(nóng)業(yè)部門就業(yè)，將知識應(yīng)用于數(shù)字化農(nóng)業(yè)，生態(tài)農(nóng)業(yè)等新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，切實利用農(nóng)村信息化基礎(chǔ)設(shè)施，推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。此外，如果要使農(nóng)村寬帶進(jìn)一步普及從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，還需要在農(nóng)村普及科技信息，使農(nóng)業(yè)大數(shù)據(jù)、農(nóng)業(yè)物聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字信息技術(shù)滲透進(jìn)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的發(fā)展，才能切實提高農(nóng)業(yè)信息化水平。

另一方面，發(fā)揮糧食主產(chǎn)區(qū)的示范作用，利用糧食主產(chǎn)區(qū)的擴(kuò)散效應(yīng)，帶動信息人才向非糧食主產(chǎn)區(qū)域的農(nóng)業(yè)部門擴(kuò)散。因此，糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)具備一定條件的?。▍^(qū)市）可以實施農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群集聚，使區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新及農(nóng)業(yè)信息化水平進(jìn)一步增強(qiáng)，農(nóng)業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的同時，還可以使區(qū)域內(nèi)的一部分省（區(qū)市）成為增長極，最終由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)線外移，農(nóng)業(yè)信息化的溢出效應(yīng)促使非糧食主產(chǎn)區(qū)利用信息化水平，加大研發(fā)農(nóng)業(yè)相關(guān)技術(shù)的力度，創(chuàng)新新型農(nóng)業(yè)，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，使農(nóng)業(yè)向高質(zhì)量的方向發(fā)展。