信息化与农业高质量发展——基于省级面板数据的实证研究.pdf

收稿日期 2022-11-26作者简介 陈晓玥，女，福建漳州人，黎明职业大学商学院副教授，主要从事区域经济、产业经济、区域物流研究。摘要 该文选取我国 26 个省（区市）20122022 年的面板数据，利用熵权法测度年均农业发展质量，以信息就业人员数与农村宽带接入用户数作为影响农业高质量发展的信息化指标，构建 GMM 动态面板数据模型，并进行中介效应检验，得出信息化作用于农业质量发展的机理：农村宽带接入用户数对农业高质量发展有显著的促进作用；信息就业人员数对农业高质量发展却有显著的负向作用，但随着时间的推移，会成为促进农业高质量发展的主要因素；农村宽带接入用户数对农业高质量发展的中介效应被信息就业人员数所遮掩，信息就业人员数对农业高质量发展存在部分中介效应。该文从政策制定和发挥粮食主产区的扩散效应两个方面提出建议，以期促进信息技术人才向农业部门转移，创新农业技术，普及农业科技，才能充分利用农村信息化设施，极大推动农业高质量发展。关键词 信息化；农业高质量发展；动态面板数据模型中图分类号 F492;F323.3文章标识码 A文章编号 1671-0304(2023)04-0086-09Informatization and High-quality Agricultural Development：An Empirical StudyBased on Provincial Panel DataCHEN Xiao-yue(Business School of Liming Vocational University袁Quanzhou 362000袁 Fujian袁China)Abstract:Based on the panel data of 26 provinces(autonomous regions)in China from 2012 to 2022袁thispaper uses the entropy weight method to measure the average annual agricultural development quality firstly.Then the number of information employed persons and the number of rural broadband access users aretaken as the informatization indicators that affect the high-quality agricultural development袁and the dynamicdata panel model of GMM is constructed and then Mesomeric effect analysis is conducted.The findings ofthe mechanism of informationization in agricultural quality development are shown as follows院the number ofrural broadband access users has a significant promoting effect on the high-quality agricultural development;the information employment personnel has a significant negative effect on the high-quality agriculturaldevelopment but it will become the main factor to promote the high-quality agricultural development astime goes by曰the number of information employment personnel conceals the mediating effect of the numberof rural broadband access users on the high-quality agricultural developmentand the number of informationemployment personnel has a partial mediating effect on the high-quality agricultural development.Finally袁thispaper puts forward suggestions from two aspects of policy making and exerting the diffusion effect of maingrain producing areas to promote the transference of information technology talents to the agriculturalsector袁to innovate agricultural technology and to popularize agricultural technology袁finally to make full use信息化与农业高质量发展基于省级面板数据的实证研究陈晓玥（黎明职业大学 商学院，福建，泉州 362000）第 37 卷第 4 期2023 年 8 月石河子大学学报(哲学社会科学版)Journal of Shihezi University(Philosophy and Social Sciences)Vol.37No.4Aug2023第 4 期一、引 言2021 年的中央 1 号文件提出了“全面推进乡村振兴，加快农业农村现代化”，强调了推动农业高质量发展。农业是经济高速发展的奠基石，在当前经济新发展格局下，农业的高质量发展能够提高农村消费能力，支撑“国内大循环”，同时，高质量的农业进入国际市场，带动高质量的对外开放，又带动“国际大循环”。国内外对农业发展和信息化进行了大量研究，研究表明，信息化对农业高质量发展有重要的推动作用。人口、经济等因素促使人们对农产品的需求日益增加，智能化农机具系统、农田遥感监测系统等可以使农业生产避开自然风险等不确定因素，提高农业生产效率，产出高质量的农产品1828-831。同时，农村信息化可以帮助农民了解市场，提高他们的信息使用能力2253-264。但现实中，由于存在“数字鸿沟”，农业信息化对不同农村农业发展的作用存在异质性，因此，信息化对农业高质量发展的影响机理还需要进一步考证。事实上，我国学者也对此进行了研究，但结论并不一致。如有的学者认为，信息化在很大程度上促进了农业全要素生产率的增长311-21；422-40。但部分研究结果也表明，我国农村信息基础设施发展不平衡，使得农村信息化水平与农业发展质量之间并非都是显著促进作用571-73+77。基于此，本文以 20122022 年的年度数据为时间序列，构建省级动态面板数据模型，研究我国信息化对农业高质量发展的作用机理，并针对性地提出建议。由于直辖市的人口、管理等与其他省份有较大的差异，海南省是岛屿经济体，地理位置特殊，管理上有其特殊性，因此本研究数据未包括北京、天津、上海、重庆四个直辖市和海南省，最终形成中国 26 个省（区市）的横截面数据。二、指标选取与研究假说（一）指标选取对于农业发展质量测度的研究很多，本文参照黄修杰等6124-133、张建伟等789-92、王静893-106有关农业发展质量评价指标测度的研究，总结出高质量的农业发展应该具备稳定的经济总量，农业服务业比例的提升，农业经济效益的提高以及可持续发展的农业。因此，本文选取农业经济总量、农业产业发展、农业经济效益和绿色农业作为农业发展质量的一级指标，并在此基础上，构建二级指标，最终形成了包含四个一级指标，十个二级指标的我国农业发展质量评价指标体系，并根据数据特征判断出各项二级指标的正负向类型，如表 1 所示。表 1 我国农业发展质量指标体系“十四五”全国农业农村信息化发展规划中指出，我国农业农村信息化发展仍处于起步阶段，在网络基础设施、创新能力、有效数据支撑及人才方面存在短板。笔者认为，信息技术人才的培养可以提高农村信息化创新能力及数据应用能力，网络基础设施有助于农民了解农业信息化，掌握农业信息化技术，提高农业信息化水平。同时，借鉴沈剑波对我国农业信息化水平评价指标体系的研究结果9162-172，本文以信息传输、软件和信息技术服务业就业人员数（以下简称“信息就业人员数”）代表总体信息化能力。另外，国家统计局仅统计全国各地区农村宽带接入用户数量，相当于互联网接入水平数据，本文则以农村宽带接入用户数作为网络基础设施指标，代表我国农村信息化水平，即将信息就业人员数与农村宽带接入用户数作为影响农业高质量发展的信息化指标。影响农业高质量发展的因素很多，为了更真实地得出研究变量之间的因果关系，本文选取能of rural information facilities and greatly promote the high-quality development of agriculture.Keywords:informatization;high-quality agricultural development;dynamic panel data model一级 指标 二级指标 指标 类型 农业增加值占全国农业生产总值比重（%）正向 农业经济总量 地区人均农业 GDP（万元/人）正向 农业产业发展 农林牧渔服务业产值占地区农业产值比重（%）正向 地区耕地生产率（公斤/公顷）正向 农业经济效益 地区农业劳动生产率（公斤/人）正向 地区森林覆盖率（%）正向 地区有效灌溉率（%）正向 化肥施用强度（万吨/亿元）负向 农业能耗（万吨/亿元）负向 农业 发展 质量（AGQ）绿色 农业 农药使用强度（万吨/亿元）负向 陈晓玥：信息化与农业高质量发展87石河子大学学报（哲学社会科学版）第 37 卷直接影响农业质量发展的农业机械总动力和农业成灾面积比（成灾面积/受灾面积）作为控制变量。以上所有指标数据均来自于国家统计局的各省（区市）年度数据以及各省（区市）2022 年国民经济和社会发展统计公报。（二）研究假说通过观察，并结合文献的分析可知，数字信息化创新能力对农业生产方式、农业经济模式、农业可持续发展等产生正向影响，能够促进农业高质量发展1019-27。同时，借助物联网、人工智能等现代信息技术，传统农业逐渐发展为大规模、多功能、智慧化的新型农业，提高农业经济效益，带动农业服务业发展，农业生产实现“产销耦合”111-9。除此之外，计算机信息下培养出来的农业人才可以帮助引进农业新技术，科学种植，促进农业高质量发展12104-108。根据以上理论综述，可以认为，信息人才对农村信息化有着积极的作用，因此，本文提出研究假说 H1：H1：信息就业人员数对农业发展质量有显著的正向影响。对于农村宽带接入用户数对农业发展质量的研究主要集中在对农业经济管理、技术效率方面。农业生产经营信息化可以通过推广数字农业生产管理技术，促进农业技术效率的提高135-11。张妍在研究河南省农村农业信息化区域差异对农业经济增长的贡献中指出，农村农业信息化要素投入是当前农业经济增长的主要因素14113-117。基于以上研究，本文提出研究假说 H2：H2：农村宽带接入用户数对农业发展质量有显著的正向影响。基于我国农业创新能力与农业经营信息化水平关系的研究较少，李忠斌等指出信息化创新生产经营模式，农业创新促使农业生产向高级化发展1513-15+25。刘世洪认为农业生产经营信息化是现代农业技术体系的核心，需要农业信息工作者的不断创新1610。同时，笔者认为，信息就业人员中有相当一部分就业于农业部门，因此对农业创新有一定的推动作用。据此，本文提出研究假说 H3、H4：H3：农村宽带接入用户数对信息就业人员数有显著的正向影响。H4：信息就业人员数对农村宽带接入用户数有显著的正向影响。为了更清晰真实地体现模型中解释变量对被解释变量的作用，本文进一步提出研究假说 H5、H6：H5：存在农村宽带接入用户数通过信息就业人员数影响农业发展质量的中介效应。H6：存在信息就业人员数通过农村宽带接入用户数影响农业发展质量的中介效应。三、各省（区市）农业发展质量测度本文对我国农业发展质量的各项二级指标分别进行正负向标准化，采用熵权法确定各二级指标的权重（各指标权重如表 2 所示）。表 2 我国农业发展质量各指标权重表 2 显示，地区农业劳动生产率指标的权重最大，对农业发展质量的影响最大，地区农业增加值比重、农林牧渔服务业产值比重、地区森林覆盖率及地区有效灌溉率这几个指标的权重较大，对农业发展质量的影响作用较明显。将被研究的 26 个省（区市）划分为粮食主产区和其他地区（非粮食主产区），得出 26 个省（区市）2012 年与 2022 年的农业发展质量综合得分情况，如表 3 所示。从表 3 可以看出，2012 年、2022 年，粮食主产区的农业发展质量增长率均值都高于其他地区；从个体上看，除了甘肃省，其他地区的农业发展质量在研究期内都有所增长，但增长幅度从 7.69%51.43%不等，说明我国区域农业质量发展速度并不平衡。单就 2022 年各省（区市）的农业发展质量一级 指标 二级指标 权重（%）农业增加值占全国农业生产总值比重（%）13.41 农业经济总量 地区人均农业 GDP（万元/人）5.98 农业产业发展 农林牧渔服务业产值占地区农业产值比重（%）15.03 地区耕地生产率（公斤/公顷）6.13 农业经济效益 地区农业劳动生产率（公斤/人）22.67 地区森林覆盖率（%）13.11 地区有效灌溉率（%）15.38 化肥施用强度（万吨/亿元）6.03 农业能耗（万吨/亿元）0.40 农业 发展 质量（AGQ）绿色 农业 农药使用强度（万吨/亿元）1.86 88第 4 期表 3 2012 年与 2022 年全国各省（区市）农业发展质量综合得分情况表农业发展质量 农业发展质量 粮食主产区 2012 年 2022 年 增长率（%）其他地区 2012 年 2022 年 增长率（%）黑龙江 0.0042 0.0063 50.00 浙江 0.0035 0.0053 51.43 河南 0.0035 0.0052 48.57 福建 0.0041 0.0049 19.51 山东 0.0045 0.0056 24.44 广东 0.0036 0.0046 27.78 四川 0.0036 0.0051 41.67 山西 0.0023 0.0029 26.09 江苏 0.0037 0.0048 29.73 广西 0.0033 0.0039 18.18 河北 0.0040 0.0056 40.00 贵州 0.0024 0.0035 45.83 吉林 0.0038 0.0049 28.95 云南 0.0026 0.0036 38.46 安徽 0.0036 0.0049 36.11 西藏 0.0029 0.0035 20.69 湖南 0.0041 0.0056 36.59 陕西 0.0029 0.0033 13.79 湖北 0.0036 0.0053 47.22 甘肃 0.0033 0.0031-6.06 内蒙古 0.0033 0.0043 30.30 青海 0.0013 0.0014 7.69 江西 0.0041 0.0049 19.51 宁夏 0.0023 0.0027 17.39 辽宁 0.0033 0.0038 15.15 新疆 0.0040 0.0051 27.50 均值 34.48 均值 23.71 陈晓玥：信息化与农业高质量发展来看，位于粮食主产区内的省（区市）总体上仍占优势。20122022 年全国各省（区市）的年均农业发展质量如表 4 所示。从表 4 的数据来看，粮食主产区年均农业发展质量均值高于其他地区，而所有地区中，黑龙江最高，青海最低，年均农业发展质量在0.00100.0020 的有 1 个，0.00210.0030 的有 5个，0.00310.0040 的有 7 个，0.00410.0050 的有11 个，0.0051 及以上的有 2 个，其中，年均农业发展质量在 0.0041 以上的多集中于粮食主产区。由此可见，各省（区市）年均农业发展质量并不平衡。表 4 20122022 年全国各省（区市）年均农业发展质量四、信息化对农业发展质量影响分析（一）理论分析2021 全国县域农业农村信息化发展水平评价报告 中指出，2020 年全国县域农业农村信息化发展总体水平达到 37.9%，不低于全国发展总体水平的有 14 个17。在这 14 个省（区市）中，剔除上海、天津、重庆三个直辖市，属于粮食主产区的占比达到 70%以上，结合粮食主产区的农业发展质量总体较高的情况，间接可以说明信息化水平对农业高质量发展有一定的推动作用。然而，我国农村信息化总体水平不高，区域发展不平衡，中部及东部沿海地区信息化水平远远高于其他区域。此外，如前所述，地区农业劳动生产率、地区农业增加值比重、农林牧渔服务业产值比重、地区森林覆盖率及地区有效灌溉率这几个指标对农业发展质量产生主要的正向影响。那么可以结合各省（区市）信息化指标和这几个农业高质量发展主要指标来分析信息化对农业发展质量影响。图 3a表明，信息化水平较高的区域，地区农业增加值比重较大；从图 3b 和图 3c 无法看出农林牧渔服务业、地区农业劳动生产率与信息化的直接关系；图3d 表明地区森林覆盖率与农业信息化相关性小，但有效灌溉率却与农业信息化有一定的关联。因此，笔者认为，目前我国信息化在农业中的普及率偏低，智慧农业还未得到有效的应用，这使得信息化仅在农业量上面起到较大的促进作用，而对其粮食主产区 农业发展质量 其他地区 农业发展质量 黑龙江 0.0056 浙江 0.0040 河南 0.0046 福建 0.0041 山东 0.0050 广东 0.0040 四川 0.0039 山西 0.0026 江苏 0.0044 广西 0.0035 河北 0.0048 贵州 0.0029 吉林 0.0045 云南 0.0030 安徽 0.0044 西藏 0.0031 湖南 0.0052 陕西 0.0030 湖北 0.0049 甘肃 0.0031 内蒙古 0.0041 青海 0.0013 江西 0.0042 宁夏 0.0024 辽宁 0.0036 新疆 0.0046 均值 0.0046 均值 0.0032 89石河子大学学报（哲学社会科学版）第 37 卷图 3 各省（区、市）信息化指标与农业高质量发展主要指标对比图100.0090.0080.0070.0060.0050.0040.0030.0020.0010.000.00100.0090.0080.0070.0060.0050.0040.0030.0020.0010.000.00100.0090.0080.0070.0060.0050.0040.0030.0020.0010.000.00100.0090.0080.0070.0060.0050.0040.0030.0020.0010.000.00农村宽带接入周户（十万户）地区农业劳动生产率（百公斤/人）信息传输就业人员（万人）农村宽带接入周户（十万户）地区森林覆盖率（%）信息传输就业人员（万人）有效灌溉率（%）农村宽带接入周户（十万户）信息传输就业人员（万人）农村牧渔服务业比重（%）农村宽带接入周户（十万户）信息传输就业人员（万人）地区农业增加值比重（%）质方面的促进作用很小。通过理论分析，可得出这样的结论：我国农业在信息化的功能利用和操作技能上尚处于初级阶段，智慧农业在各区域的应用参差不齐，信息化对农业高质量发展还未有明显的促进作用，农业信息化的价值和功能还有很大的拓展空间。但信息化各指标对农业发展质量的影响程度及方向如何，还需要作进一步的实证分析。（二）面板数据分析本文选取 GMM 动态面板广义矩进行估计，首先建立基准回归模型：AGQi,t=酌0+酌1INTi,t+酌2LABi,t+酌3COTi,t+酌4AGQi,t-1+i,t（1）模型（1）中，i 表示省（区市），t 表示年份，AGQi,t表示 i 省（区市）t 年的农业发展质量（数据来自于以上对农业发展质量 20122022 年的测度），INTi,t表示 i 省（区市）t 年农村宽带接入用户数，LAB 代表 i 省（区市）t 年信息就业人员数，COTi,t表示 i 省（区市）t 年的控制变量情况，控制变量中，以 C1表示农业机械总动力，C2表示农业成灾面积比，AGQi,t-1是农业发展质量滞后项，i,t是随机扰动项，酌0是常数项。使用 Eviews9 进行分析，得基准回归模型如表 5 所示。表 5 全国农业发展质量 20122022 年回归结果注：*表示在 10%的水平下显著（下同）表 4 中，粮食主产区和其他地区的农业发展质量差别较大，因此，在基准回归模型的基础上，本文针对这两个地区进行了回归分析，见表 6。根据表 5，可以发现，农业发展质量滞后项对当期农业发展质量具有显著的正向影响，即当期农业发展质量会受到前期农业发展质量的影响。说明了农业发展质量的变化是连续的。控制变量农业发展质量 农业发展质量一阶滞后项 信息就业人员 农村宽带接入用户数 农业机械总动力 农业成灾面积比 回归 Prob.0.7604*（55.82）0.0000-0.0222*（-6.03）0.0000 0.0274*（17.62）0.0000 0.0480*（19.69）0.0000-0.0056（-1.71）0.0889 a 信息化指标与地区农业增加值比重对比图b 信息化指标与农林牧渔服务业比重对比图c 信息化指标与地区农业劳动生产率对比图d 信息化指标与绿色农业指标对比图90第 4 期农业发展质量 农业发展质量一阶滞后项 信息就业人员 农村宽带接入用户数 农业机械总动力 农业成灾面积比 回归 1 Prob.0.6694*（7.78）0.0000 0.0173*（0.58）0.0120 0.0418*（3.08）0.0027 0.0428*（2.07）0.0414-0.0115（-0.88）0.3807 回归 2 Prob.0.5819*（23.15）0.0000 0.0070（0.49）0.6286 0.0284*（5.96）0.0000 0.0232*（2.10）0.0382-0.0013（-0.25）0.8069 农业发展质量 农业发展质量一阶滞后项 信息就业人员 农村宽带接入用户数 农业机械总动力 农业成灾面积比 回归 Prob.1.0554*（2.28）0.02-0.1006（-0.83）0.4073-0.0598（-0.74）0.4623 0.0489*（1.62）0.0000 0.0096*（0.61）0.0000 农业发展质量 农业发展质量一阶滞后项 信息就业人员 农村宽带接入用户数 农业机械总动力 农业成灾面积比 回归 Prob.0.6773*（27.99）0.0000 0.0321*（3.52）0.0006 0.0300*（17.46）0.0000 0.3582（8.42）0.1097 0.0440（5.27）0.5447 陈晓玥：信息化与农业高质量发展农业机械总动力对农业发展质量有显著影响，作为本文研究变量的信息就业人员数对农业发展质量产生了显著的负向影响，即农业发展质量随着信息从业人员的增加而下降，拒绝了假说 H1。笔者认为，虽然信息技术从业人员的增多在一定程度上反映了我国信息化能力的提升，但相当一部分信息技术从业人员是农村劳动力向非农业部门过度转移的结果。农村宽带接入用户数对农业发展质量的影响是显著且正向的，与前文的假说 H2是一致的。但农村宽带接入用户数对农业发展质量的影响系数仅为 0.0274，说明农村信息化对农业发展质量的影响偏小。对此，笔者认为，农村宽带的普及尽管对于提升农户市场对接能力，改善农业产业体系有较大的促进作用，但目前农村接入宽带还更多地用于电商、网购等，因此，在农业生产经营中的作用非常有限。表 6 粮食主产区和其他地区农业发展质量20122022 年回归结果表 6 中，回归 1 表示粮食主产区农业发展质量的回归结果，回归 2 表示除粮食主产区之外地区农业发展质量回归结果。与全国的回归结果不同，粮食主产区中的信息就业人员对农业发展质量的作用是正向显著的，且农村宽带接入用户数对农业发展质量的影响系数较高，这表明，在粮食主产区加大鼓励信息就业人员服务于农业的力度，提高农村信息化水平，可以达到事半功倍的效果。在除粮食主产区以外的其他地区中，信息就业人员与农业发展质量无显著相关，这可能是非粮食主产区的信息人力资源在农业部门投入很少，因此在推动这些地区的农业发展质量方面并无多少作用。（三）动态性分析总的来说，表 5 的基准回归模型从总体上反映了信息化对农业发展质量的影响，该影响也符合客观实际。但这些因素对农业发展质量的影响可能存在时滞问题，此外，从农业发展质量变化的连续性来看，考察期内信息化对农业发展质量的影响程度是否一致，还有待考证。因此，笔者将考察期平均划分为 20122016 年和 20172022 年这两个时期，在表 5 的基础上，进一步进行动态分析，并得出表 7 和表 8 所示的回归结果。表 7 20122016 年回归结果表 8 20172022 年回归结果对比表 7 和表 8 的回归结果，两个时期农业发展质量滞后项对农业发展质量的影响都呈正向显著，但后期农业发展质量滞后项对当期农业发展质量的影响系数却较前一期小，从 20122016年的 1.0554 下降到 20172022 年的 0.6773，这表明农业发展质量仍然具有可持续性，但影响农业发展质量其他因素的占比也有增大的趋势。信息化各项指标在前期对农业发展质量的影响并不显著，但在后期对农业发展质量的影响是显著且是正向的，因此，加大农村信息化投入，引导农业数字化，促进农业种植及经营过程中的高效增值对于现阶段农业高质量发展有着积极意义。对比表 8和表 5，发现 20172022 年的回归分析中，信息就业人员对农业发展质量的影响已呈现显著正向作用，说明尽管从 11 年的时间序列来考察，信息就业人员对农业发展质量呈显著负向作用，但近年来，一部分信息技术人才向农业部门转移，在一定程度上改变了农业生产经营方式，创新农业生产，给农业发展质量带来了正向作用。同时，笔者还注91石河子大学学报（哲学社会科学版）第 37 卷表 9 农村宽带接入用户数的中介效应检验结果 农业发展质量 农业发展质量一阶滞后项 农村宽带 接入用户数 信息就业人员 信息就业人员一阶滞后项 农业机械 总动力 农业成灾 面积比 被解释变量：农业发展质量 回归 3 Prob.0.6957*（100.58）0.0000 0.0308*（15.83）0.0000 0.0387*（11.91）0.0000-0.0102*（-5.13）0.0000 被解释变量：信息就业人员 回归 4 Prob.0.0838*（32.01）0.0000 0.4805*（23.70）0.0000 0.2412*（5.70）0.0000 0.1800*（13.14）0.0000 被解释变量：农业发展质量 回归 5 Prob.0.7604*（55.82）0.0000 0.0374*（17.62）0.0000-0.0222*（-6.03）0.0000 0.0480*（19.69）0.0000-0.0056（-1.71）0.0889 意到，对比 20122016 年与 20172022 年两个控制变量的回归系数，后期两个控制变量对农业高质量发展的影响并不显著，这也从侧面反映了农业高质量发展越来越依赖于信息技术的发展。（四）中介效应分析本文采用温忠麟与叶宝娟提出的一种新的中介效应检验流程对中介效应进行检验18731-745。该方法是在分析各种前人提出的中介效应检验方法后提出的，综合了 Kenny 提出的逐步检验法和 Bootstrap 法，既简单明了，又避开了逐步检验法的缺陷。假设农村宽带接入可以通过信息技术在农村生产生活中迅速普及，促进信息技术人才的培养，进而促进农业高质量发展，此时，被解释变量为农业高质量发展（AGQ），解释变量为农村宽带接入用户数（INT），中介变量为信息就业人员（LAB）。则模型为：AGQi,t=琢0+琢1INTi,t+琢2COTi,t+琢3AGQi,t-1+滋i,tLABi,t=茁0+茁1INTi,t+茁2COTi,t+茁3LABi,t-1+孜i,tAGQi,t=酌0+酌1INTi,t+酌2LABi,t+酌3COTi,t+酌4AGQi,t-1+兹i,t扇墒设设设设设缮设设设设设（2）对模型（2）进行中介效应检验。检验结果如表9 所示。回归 3 表示农村宽带接入用户数对农业发展质量的总效应是显著且正向的（影响系数为 c=0.0308）。回归 4 表示农村宽带接入用户数对信息就 业 人 员 有 显 著 的 正 向 影 响（影 响 系 数 为 a=0.0838），这符合前面的假说 H3，同时也验证了前面所假设的农村宽带接入可以通过信息技术在农村生产生活中的迅速普及，促进信息技术人才的培养，从而促进信息人员在农村的就业。回归 5 表示农村宽带接入用户数和信息就业人员对农业发展质量的共同影响是显著的（信息就业人员对农业发展质量的影响系数为 b=-0.0222），也就是说，在加入中介变量信息就业人员数量后，农村宽带接入用户数对农业发展质量的影响仍然是显著的（c=0.0374），即农村宽带接入用户数对农业发展质量的直接效应显著。在该检验结果中，ab=-0.0019，与 c 符号不同，因此，判断该效应为遮掩效应，即农村宽带接入用户数的中介效应被遮掩，信息就业人员数在农村宽带用户数对农业发展质量的作用中起抑制作用，拒绝了假设 H5。换言之，该检验得出的结果是我国总体信息化能力抑制了农村信息化水平对农业发展质量的作用。假设信息就业人员数指标影响农村信息基础设施建设，从而影响农村宽带接入用户数，并影响农业高质量发展，此时，被解释变量为农业高质量发展，解释变量为信息就业人员数，中介变量为农村宽带接入用户数。则模型为：AGQi,t=琢0+琢1LABi,t+琢2COTi,t+琢3AGQi,t-1+滋i,tINTi,t=茁0+茁1LABi,t+茁2COTi,t+茁3INTi,t-1+孜i,tAGQi,t=酌0+酌1LABi,t+酌2INTi,t+酌3COTi,t+酌4AGQi,t-1+兹i,t扇墒设设设设设缮设设设设设（3）对模型（3）进行中介效应检验。检验结果如表10 所示。回归 6 表示信息就业人员对农业发展质量的总效应是显著且负向的（影响系数为 c=-0.0359），表明随着信息就业人员的增加，农业发展质量是下降的。回归 7 表示信息就业人员对农村宽带接入用户数有显著的负向影响（影响系数为=-0.2236），拒绝了假说 H4。笔者认为，尽管信息就业人员在农村信息基础设施建设中发挥了一定的作用，但随着农村从事信息技术人员的增多，农村劳动力也产92第 4 期表 10 信息就业人员的中介效应检验结果 农业发展质量 农业发展质量一阶滞后项 信息就业人员 农村宽带接入用户数 农村宽带接入用户数一阶滞后项 农业机械 总动力 农业成灾 面积比 被解释变量：农业发展质量 回归 6 Prob.1.028*（52.69）0.0000-0.0359*（-6.70）0.0000 0.0427*（22.24）0.0000-0.0043*（-2.70）0.0075 被解释变量：农村宽带接入 用户数 回归 7 Prob.-0.2236*（-4.03）0.0001 0.9708*（73.64）0.0000-0.5314*（-14.24）0.0000 0.3303*（8.99）0.0000 被解释变量：农业发展质量 回归 8 Prob.0.7604*（55.82）0.0000-0.0222*（-6.03）0.0000 0.0274*（17.62）0.0000 0.0480*（19.69）0.0000-0.0056（-1.71）0.0889 陈晓玥：信息化与农业高质量发展生了一定程度的转移，尤其是一些农村，年轻人外出增加，留守老人并不懂得也不需要使用宽带，又在一定程度上降低了农村信息化水平，表现在农村宽带接入用户数的减少。回归 8 表示在加入中介变量农村宽带接入用户数后，信息就业人员对农业发展质量的影响仍然是负向显著的（c忆=-0.0222）。回归 8 中，农村宽带接入用户数对农业发展质量的影 响 系 数 为 b=0.0274。在 该 检 验 结 果 中，ab=-0.0061，与符号相同，判断该效应为部分中介效应，即信息就业人员数既可以直接作用于农业发展质量，也可以通过农村宽带接入用户数间接作用于农业发展质量，其中，中介效应在总效应中的比例为abc=17%，验证了假说 H6。综合信息就业人员的中介效应和农村宽带接入用户数的中介效应检验可知，代表全国信息化能力的信息就业人员数量指标既可以直接作用于农业发展质量，也可以通过代表农村信息化水平的农村宽带接入用户数间接作用于农业发展质量。农村宽带接入用户数则只能直接作用于农业发展质量，信息就业人员数量对其起到抑制作用，这可能与农业部门的信息就业人员较少有关。此外，表 9 和表 10 的中介效应检验中，农村宽带接入用户数与信息就业人员之间关系的系数较小，说明基准模型中解释变量之间存在多重共线性的可能性不大，基准模型对农业发展质量的估计是比较准确的。五、结论与建议本文以信息就业人员人员数和农村宽带接入用户数作为信息化指标对农村农业高质量发展进行研究，得出如下结论：第一，从各省（区市）农业发展质量测度的结果来看，全国农业发展质量不平衡，粮食主产区较高，且粮食主产区内的农业发展质量较均衡。研究期内，各省（区市）农业发展质量增长率过半的很少，农业发展质量还有很大的提升空间，尤其是非粮食主产区。第二，就全国来看，农村宽带接入用户数对农业发展质量的作用是显著且正向的，但信息就业人员数对农业发展质量的作用却是显著负向的，需要提高农业领域的信息就业人员数，以提高农业生产经营中的信息化利用能力。不同于全国平均水平，粮食主产区的信息就业人员数推动了该区的农业发展质量，农业创新能力较强，以农村宽带接入用户数为指标的农业生产经营信息化水平对农业发展质量的作用也较全国平均水平强。但是，在非粮食主产区，信息就业人员数却对农业发展质量无显著作用，即该区域农业创新方面弱，可能是信息从业人员的工作单位为非农业部门居多，或者服务于农业部门的信息从业人员多为基层人员，创新能力较弱。第三，从影响的动态性分析可知，农业发展质量具有可持续性，但随着时间的推移，这种可持续性将减弱，其他因素对农业发展质量的影响增强，且信息就业人员数量也对农业发展质量产生了显著的正向作用，即信息人才相当一部分流向农业部门，农业创新能力逐渐增强。第四，中介效应检验结果显示，农业部门的信息就业人员不足，使得农业创新不足，无法对农业93石河子大学学报（哲学社会科学版）第 37 卷发展质量起正向推动作用，且抑制了农村信息化水平对农业发展质量的推动作用。此外，正因为农业信息化水平对农业发展的促进，在一定程度上弥补了信息人才在农业部门的不足，所以尽管全国信息化能力对农业发展质量的作用是负向的，但其直接作用会比间接作用小一些，表现在信息就业人员数对农业质量发展直接作用的系数绝对值小于间接作用系数绝对值。基于以上研究结论，本文从两个方面提出建议，使我国信息化水平能在更大程度上成为农业高质量发展的催化剂。一方面，有必要通过制定相关政策，提升农业部门的薪资、福利等待遇，鼓励并吸引一部分具备信息技术知识的劳动力在农业部门就业，将知识应用于数字化农业，生态农