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总 39 卷 第 4 期2023 年 8 月Vol.39 No.4Aug.，2023数字经济影响我国乡村产业兴旺的作用机制分析*谢雨欣（新疆财经大学 经济学院，乌鲁木齐 830000）摘 要：乡村产业兴旺是全面实现乡村振兴的重要引擎。本文在构建指标体系的基础上，基于中国20112020年31个省级行政单位（除港澳台）的面板数据，运用中介效应模型和个体时间双固定的空间杜宾模型，多维度验证了数字经济赋能乡村产业兴旺的驱动效应、作用机制和区域异质性特征。研究结果显示，数字经济对乡村产业兴旺具有显著影响，两者存在显著的空间相关性，且空间溢出效应显著。数字普惠金融、数字化基础设施、数字化交易及数字化媒体是数字经济赋能乡村产业兴旺的直接渠道，其中数字普惠金融是首要渠道，数字化媒体与数字化交易的空间溢出效应最显著。技术创新和交易成本是赋能的间接渠道。我国数字经济和乡村产业兴旺在空间范围内未实现均衡发展，其发展水平存在显著差异。同时，相比于中西部地区，东部地区乡村产业享受到的数字红利更多。关键词：数字经济；乡村产业兴旺；技术创新；交易成本；作用机制；异质性分析中图分类号：F323；F49 文献标志码：A 文章编号：1004-5465（2023）04-0070-14乡村振兴战略是为了激发乡村发展活力，增强乡村吸引力，构建新时代乡村可持续发展机制的重要举措。乡村振兴的总目标是“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”。而乡村产业发展是农村各项事业发展的物质基础1，也是乡村振兴的重点。改革开放以来，乡村产业得到了长足发展，但也逐渐出现不少问题：首先，行政过度干预、“益贫”与“效益”目标内生性冲突、信息不对称、农业结构性失衡等问题未得到有效解决；其次，乡村产业受到人、地、钱以及农业服务行业的制约，难以快速发展壮大2；最后，产业体系内部的问题凸显，主要表现在“一产不够强”“二产不够优”“三产不够活”“产业融合遭遇瓶颈”3及产业同质化竞争严重4等方面。但值得欣慰的是，近年来，我国数字经济发展颇有成效，数字中国发展报告（2021 年）表明，2021 年我国数字经济保持快速增长，质量效益明显提升，截至 2021年底，我国数字经济规模达到 45.5 万亿元，总量稳居世界第二，占国内生产总值比重从 2017 年的32.9%提升至 39.8%，成为推动经济增长的主要引擎之一。数字化转型的进程不断推进，农业产供销各个环节的信息化水平不断提高，工业互联网应用已覆盖 45 个国民经济大类，电子商务交易额从 2017 年的 29 万亿增长至 2021 年的 42 万亿元，数字经济的发展为乡村振兴注入了新的发展动力5。数字经济本质上是融合型经济，其依托网络基础设施，实现资本、人才等要素在不同行业、不同区域间流动，进而有效促进乡村产业发展。同时，由于具有非排他性、非竞争性、高渗透性等优点，数字经济能够通过与不同产业融合，对生产要素赋能和增效，使其实现自我更新，产生1+12 的效果。为实现乡村产业数字化改造，政府也发布了一系列的政策文件，如 2019 年的 数字乡村发展 *收稿日期：2022-11-22 基金项目：新疆财经大学研究生科研创新项目“数字经济对乡村产业振兴的作用机制及实现路径研究”(XJUFE2023K001)。作者简介：谢雨欣，新疆财经大学硕士研究生，研究方向:农业经济、数字乡村。兰州财经大学学报Journal of Lanzhou University of Finance and Economics战略纲要 及近些年的中央“一号文件”，都阐释了乡村产业数字化改造的重要性，同时强调农业产供销各环节的数字化改造，主张乡村要建立新型农业经营主体，继续深化农业供给侧结构性改革，进而提升农业的生产规模、效益和效率。学术界则围绕着数字经济对乡村产业发展的影响，从必要性、意义、挑战与制约因素、赋能路径等方面展开研究。部分学者认为推进数字经济与乡村产业融合发展是实现农业现代化的战略举措6，但现阶段我国农业数字化转型面临着高素质人才不足、要素技术效率低下等现实挑战7。赋能路径方面的研究则可以分为以下三类：第一，数字技术不仅可以产生规模经济效应和资源集聚效应8，实现农产品价值增值9，还可以优化农业产业结构和农业生产布局10、改善农产品供给结构11、提高生产效率、规避农业经营风险12、促使农业经营方式向精细化转变13，以实现农业高质量发展。第二，数字经济可以基于农业新功能的开发，打造新型农业产业融合新常态，提高农业附加价值，实现产业链的价值延伸14，以实现农业产业融合发展。第三，数字经济快速发展，推动了经济的包容性增长15、扩大消费需求16、促进共同富裕17、提高社会经济者的福利待遇，从而实现农村经济增长7。综上，有关数字经济赋能乡村产业发展的研究已取得了一定的理论成果，但还存在以下不足：一是已有文献注重对数字经济和乡村产业兴旺各自的概念和内涵的解读、政策设计及实现路径等方面的理论研究，探究二者关系的实证研究较少；二是即有实证研究更多注重研究数字经济对乡村产业兴旺某一维度的影响，还未从全局出发探究二者的关系。基于此，本文将数字经济与乡村产业兴旺纳入同一分析框架，基于其内涵构建指标体系，分析数字经济对乡村产业兴旺的驱动效应、作用机制和空间异质性特征，并提出促进乡村产业兴旺的政策建议。一、研究设计（一）机制分析与研究假设数字经济助力乡村产业兴旺的作用渠道可分为直接渠道和间接渠道。一方面，数字经济以先进的数字技术为依托，通过数字化基础设施、数字化媒体及交易、数字普惠金融直接赋能乡村产业兴旺；另一方面，数字经济通过技术创新和交易成本降低两个渠道间接助力乡村产业兴旺。1.数字经济对乡村产业兴旺的直接作用数字经济通过数字化基础设施、数字交易及数字化媒体、数字普惠金融直接作用乡村产业兴旺。数字化基础设施作为新型经济基础设施，具有促进经济生产发展和提高生活水平的功能，为生产生活提供公共物质基础。世界银行指出，数字基础设施是数据进行收集、存储、交换、处理和传播的先决性条件。5G 技术、物联网、光纤宽带等数字基础设施为数字经济的发展奠定了坚实的基础，是地区产业数字化转型的必要条件。农业大数据中心为代表的数字信息平台，提供了耕地、育种、播种等农业各环节的数据，为农业生产的选址、培育等提供数字化服务，并通过帮助农业从业者智能选种、智能生产、智能监管，从而优化农业产业布局，降低生产成本。益农电子平台等新型交易平台，可以摆脱传统线下市场生产水平和运输能力的限制，进而创造新的消费需求，“去中介化”效应可以降低中介交易成本，透明的市场可以降低信息不对称带来的不确定性风险。由此可见，数字化基础设施可以帮助农业产业链“微笑曲线”（图 1）的左端延伸，实现农产品技术附加值的提升，为乡村产业数字化转型和农民收入水平提高开辟了新道路。因此提出假设 1：H1:数字化基础设施的建设可以提高乡村产业兴旺水平。数字化交易，即依托数字技术，以物联网、云计算等数字化平台为载体，实现数字化产品和服务、实体货物的精准交换。数字化交易将信息技术作为新生产要素，提升了传统经济活动的运行效率，优化了社会的经济结构，提高了市场化水平。首先，数字化交易的核心特征在于平台化，农产品营销服务企业依托数字化交易平台整合农业生产大数据和消费大数据分析买卖双方的需求，帮助农业生产者及时应对需求变动调整供给布局，使农业生产向着满足国内高质量的消费需求转变，优化供给结构并减少商品的无效供给；其 资料来源于世界银行官网：https:/www.worldbank.org/en/about/annual-report。70数字经济影响我国乡村产业兴旺的作用机制分析谢雨欣 战略纲要 及近些年的中央“一号文件”，都阐释了乡村产业数字化改造的重要性，同时强调农业产供销各环节的数字化改造，主张乡村要建立新型农业经营主体，继续深化农业供给侧结构性改革，进而提升农业的生产规模、效益和效率。学术界则围绕着数字经济对乡村产业发展的影响，从必要性、意义、挑战与制约因素、赋能路径等方面展开研究。部分学者认为推进数字经济与乡村产业融合发展是实现农业现代化的战略举措6，但现阶段我国农业数字化转型面临着高素质人才不足、要素技术效率低下等现实挑战7。赋能路径方面的研究则可以分为以下三类：第一，数字技术不仅可以产生规模经济效应和资源集聚效应8，实现农产品价值增值9，还可以优化农业产业结构和农业生产布局10、改善农产品供给结构11、提高生产效率、规避农业经营风险12、促使农业经营方式向精细化转变13，以实现农业高质量发展。第二，数字经济可以基于农业新功能的开发，打造新型农业产业融合新常态，提高农业附加价值，实现产业链的价值延伸14，以实现农业产业融合发展。第三，数字经济快速发展，推动了经济的包容性增长15、扩大消费需求16、促进共同富裕17、提高社会经济者的福利待遇，从而实现农村经济增长7。综上，有关数字经济赋能乡村产业发展的研究已取得了一定的理论成果，但还存在以下不足：一是已有文献注重对数字经济和乡村产业兴旺各自的概念和内涵的解读、政策设计及实现路径等方面的理论研究，探究二者关系的实证研究较少；二是即有实证研究更多注重研究数字经济对乡村产业兴旺某一维度的影响，还未从全局出发探究二者的关系。基于此，本文将数字经济与乡村产业兴旺纳入同一分析框架，基于其内涵构建指标体系，分析数字经济对乡村产业兴旺的驱动效应、作用机制和空间异质性特征，并提出促进乡村产业兴旺的政策建议。一、研究设计（一）机制分析与研究假设数字经济助力乡村产业兴旺的作用渠道可分为直接渠道和间接渠道。一方面，数字经济以先进的数字技术为依托，通过数字化基础设施、数字化媒体及交易、数字普惠金融直接赋能乡村产业兴旺；另一方面，数字经济通过技术创新和交易成本降低两个渠道间接助力乡村产业兴旺。1.数字经济对乡村产业兴旺的直接作用数字经济通过数字化基础设施、数字交易及数字化媒体、数字普惠金融直接作用乡村产业兴旺。数字化基础设施作为新型经济基础设施，具有促进经济生产发展和提高生活水平的功能，为生产生活提供公共物质基础。世界银行指出，数字基础设施是数据进行收集、存储、交换、处理和传播的先决性条件。5G 技术、物联网、光纤宽带等数字基础设施为数字经济的发展奠定了坚实的基础，是地区产业数字化转型的必要条件。农业大数据中心为代表的数字信息平台，提供了耕地、育种、播种等农业各环节的数据，为农业生产的选址、培育等提供数字化服务，并通过帮助农业从业者智能选种、智能生产、智能监管，从而优化农业产业布局，降低生产成本。益农电子平台等新型交易平台，可以摆脱传统线下市场生产水平和运输能力的限制，进而创造新的消费需求，“去中介化”效应可以降低中介交易成本，透明的市场可以降低信息不对称带来的不确定性风险。由此可见，数字化基础设施可以帮助农业产业链“微笑曲线”（图 1）的左端延伸，实现农产品技术附加值的提升，为乡村产业数字化转型和农民收入水平提高开辟了新道路。因此提出假设 1：H1:数字化基础设施的建设可以提高乡村产业兴旺水平。数字化交易，即依托数字技术，以物联网、云计算等数字化平台为载体，实现数字化产品和服务、实体货物的精准交换。数字化交易将信息技术作为新生产要素，提升了传统经济活动的运行效率，优化了社会的经济结构，提高了市场化水平。首先，数字化交易的核心特征在于平台化，农产品营销服务企业依托数字化交易平台整合农业生产大数据和消费大数据分析买卖双方的需求，帮助农业生产者及时应对需求变动调整供给布局，使农业生产向着满足国内高质量的消费需求转变，优化供给结构并减少商品的无效供给；其 资料来源于世界银行官网：https:/www.worldbank.org/en/about/annual-report。71兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 4 期次，数字化交易具有全球化特征，数字化多边平台整合了全球数字资源，为我国农产品提供更加广阔的市场；最后，数字化交易的最大特征在于其数字化，云端和 5G 互联网技术等数字技术的利用，通过农产品交易结算方式数字化，提升农产品交易效率，互联网和区块链技术通过数字支付、借贷服务等提升农产品交易速率，同时可以降低搜索成本，购买相对较少的产品的销售比例会随数字搜索的发展而增加，产生“长尾效应”18。数字化媒体（即新媒体）的概念是 CBS 技术研究所所长戈尔德马克于 1967 年提出的，是指继报刊、电视等传统媒体之后发展起来的新的媒体形态。新媒体的“新”更多的是一种商业模式的创新。以直播带货为首的新媒体为农产品品牌化发展提供新路径。乡村将向着建设自有营销网络，实现生产到产品销售全过程的网络化优化升级，并结合电子商务平台的信息优势进一步提高农产品标准化水平，拓展农产品销售市场，实现农产品品牌化发展，实现农业价值链“微笑曲线”（图 1）的右端延伸，提高农产品品牌附加值19。因此提出假设 2：H2:数字化交易及数字化媒体可以提高乡村产业兴旺水平。数字普惠金融将数字技术与普惠金融深度融合，打破了时间和空间的限制，提供更加便捷高效、受众更广、产品更全面的金融服务，为乡村包容性发展添砖加瓦。首先，数字普惠金融借助数字技术可以突破金融服务的空间限制，能够实现服务对象下沉，更好满足乡镇个体和小微企业分散化、小额资金需求，为农民创业提供相对较低的资金支持，缓解农村内部经济不平等问题，激发农民创业创新的积极性，推动全社会的包容性公平发展；其次，数字普惠金融能发挥数字经济的长尾效应，实现农业全产业链增值，惠农金融产品的开发，实现贷款办理的线上线下结合，为农村产业融合提供更加便捷的基础金融服务；再次，信贷、投资理财等数字普惠金融服务在广大农村地区的广泛应用，极大促进了商务线上化转变，为农村居民提供更加便捷的购物消费渠道，降低了家庭面临的不确定性风险，有效释放农村消费需求；再次，数字普惠金融作为重要的公共服务基础设施，为乡村居民提供更加全面的服务，以“金融+科技”赋能农村公共服务体系建设，运用互联网平台通过众筹等模式推进农村公共服务更加普惠，让农民享受到越来越多的便捷公共服务；最后，“互联网+农业保险”的模式，可以降低投保人的道德风险和由自然风险带来的损失，同时提高理赔的精确度，实现“主动管理风险”的转变20。因此数字普惠金融在一定程度上缓解了“普惠金融悖论”，而数字技术的高渗透性推进了普惠金融“最后一公里”落地21。因此提出假设 3：H3:数字普惠金融可以提高地区乡村产业兴旺水平。2.数字经济对乡村产业兴旺的间接作用数字经济可以通过提升创新主体创新效率、降低创新主体的创新风险、降低创新成本、缓解创新主体资金压力促进技术创新。首先，数字技术图1 农业产业价值链的“微笑曲线”72数字经济影响我国乡村产业兴旺的作用机制分析谢雨欣 作为数字经济发展的核心要素，具有“易存储性”“精准性”“通用性”“可重新编程性”等特征22，降低了数据技术创新各方面活动的成本；其次，数字经济可以加速信息的流动，降低信息不对称带来的负面影响。同时数字经济可以模糊技术创新活动的时间和空间范围的边界，促使创新主体可以更便捷的进行创新活动，而且创新主体可以利用需求大数据有针对性地进行创新活动，提升创新主体的创新效率；最后，数字普惠金融为代表的新兴的金融服务，为小微企业提供了形式更便捷、成本更低廉的贷款服务，不仅可以有效缓解创新主体资金压力，同时还可以降低创新成本。技术创新可以通过实现乡村产业结构的变革、催生创业和就业机会、优化要素的资源配置、促进生产要素重组等方式促进乡村产业兴旺。首先，数字经济可以实现产品和工艺的双重创新，改造传统产业的同时培养新型产业，加强产业间的关联关系，实现产业间的扩散效应，乡村产业结构的变革，提高农产品收益率；其次，技术创新必然会催生新产品和新材料的发展，这不仅改善了生产消费结构使得生产更多适应消费需求进行，而且催生了新的就业创业机会；最后，技术创新可以完善生产工艺、简化生产流程，进而降低生产成本提高生产效率，改变了生产要素的投入比例，极大促进了生产要素的流动，优化要素的资源配置、促进生产要素重组14。由于数字经济的快捷性、高渗透性和共享性特征，可以提高产业链之间的信息传递效率、完全信息匹配、优化信用体系建设，极大降低搜寻成本、信息不平等和信息滞后等问题带来的交易成本23-24。首先，数字经济可以降低衡量成本，通过数字信息化技术，可以使价值衡量信息随商品形成而产生，进而减少衡量商品价值时带来的交易成本；其次，以互联网、物联网为表征的数字经济，产权关系随着产品的产生而逐渐形成，降低了界定产权带来的交易成本；最后，大数据、云计算、电子商务的使用使得产权交换信息变得透明且及时，降低了产权交换带来的交易成本。由此促进产供销全过程的优化升级，又可以提高商业效率、减少农产品重复运输率、降低农产品经营的不确定性风险，最终实现生产效率、运行效率的提高，为乡村产业兴旺提供成本低廉的交易环境，有利于乡村产业的快速发展。因此提出假设 4：H4:技术创新水平的提高和交易成本的下降是数字经济驱动乡村产业兴旺的间接渠道。3.数字经济对乡村产业兴旺影响的区域异质性在数字经济发展初期，数字经济发展处于极化阶段，拥有区位竞争优势的地区往往汇集着更多的资源，存在显著的“虹吸效应”，具有先发优势25，可以促进当地经济发展并刺激消费。在数字经济发展后期，其发展逐渐进入扩散阶段，发达地区的资源趋于饱和状态，边际效应递减规律使资源向着收益更高的欠发达地区转移，此时通过技术和知识外溢为落后地区产业发展助力。因此提出假设 5：H5:数字经济对乡村产业兴旺的影响具有区域异质性。上述数字经济赋能乡村产业兴旺的机制，详见图 2。（二）变量选取与描述性统计1.变量选取（1）被解释变量：产业兴旺（idu）要想实现乡村产业兴旺，就要紧紧围绕发展现代乡村产业，坚持质量兴农，绿色兴农，以乡村农业供给侧结构性改革为主线，构建现代农业产业体系、生产体系、经营体系26，实现一二三产业融合发展，从而带动农民增收致富27。本文选择农业高质量发展、农业产业融合发展和农村居民生活质量三个二级指标构建乡村产业兴旺评价指标体系。三级指标结合乡村产业兴旺的理论含义，并借鉴张挺等28与吕承超和崔悦29的研究成果进行选取，见表 1。（2）核心解释变量：数字经济（dig）数字经济不仅包括数字化交易，还包括使数字化交易能够顺利进行的基础设施、数字化媒体以及数字化货物与数字化服务等，构成了多层次全面的数字经济运行系统30。因此本文借鉴赵涛等31的指标选取方法，从数字化基础设施、数字化媒体、数字化交易及数字普惠金融四个方面，构建数字经济评价指标体系，具体指标见表 1。（3）中介变量技术创新(innov)采用农业植物新品种权授权总数衡量，反应了技术应用于农业行业的水平。交易成本(cos)具体选用农副食品加工企业的销售费用/主营业务收入来衡量32。73兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 4 期表1乡村产业兴旺与数字经济评价指标体系乡村产业兴旺数字经济农业高质量发展农业产业融合发展农村居民生活水平的提升数字化基础设施数字化媒体数字化交易产业高质量发展生产高质量发展经营高质量发展产业链延伸型融合服务业引领型融合多功能拓展型融合先进要素渗透型融合恩格尔系数农村居民消费率长途光缆路线长度(+)计算机服务业和软件从业人员(+)互联网宽带接入端口(+)移动电话交换机容量(+)信息消费水平(+)人均电信业务量(+)农产品品牌化及标准化水平(+)粮食单产水平(+)农村专业合作社数量(+)农产品加工业与农业总产值(+)农林牧渔服务业增加值占比(+)单位面积化肥使用量(-)农业综合机械化率(+)食品消费支出占比(-)农村居民消费支出GDP占比(+)个/10000 hm2t/hm2个%t/hm2km2%km/万人%个/人户/人%百元/人0.17730.01770.13680.08820.42090.01090.09870.01310.03640.12930.24670.10470.13210.23940.0745一级指标二级指标三级指标指标介绍单位权重 数字经济 数字化基础设施 数字化交易与数字化媒体 数字普惠金融 提供基础 数字信息平台：优化生产布局、降低生产成本 新型交易平台：创造新需求、降低交易成本、降低投资风险 平台化：优化供给结构 全球化：扩大销售市场 数字化：产生“长尾效应”，提高交易效率 产品品牌化发展 提供便捷的资金服务：激发创新创业 更便捷的基础性金融和基础公共服务 线上商务普及：激发乡村消费需求“互联网+保险”：实现“主动管理风险”的转变“微 笑曲 线”左 端 延伸：农业产 品 技术 附 加值提升“微 笑曲线”右端延伸：农 产 品品 牌 附加 值 提升 乡 村经 济包 容性 增长 乡村产业兴旺 技术创新 提升创新主体创新效率 降低创新主体的创新风险 降低创新成本 缓解创新主体资金压力 乡村产业结构的变革 催生创业和就业机会 优化要素的资源配置 促进生产要素重组 交易成本 信息传递效率 完全信息匹配 优化信用体系建设 生产效率 协调效率 运行效率 图2 数字经济赋能乡村产业兴旺的机制图 74数字经济影响我国乡村产业兴旺的作用机制分析谢雨欣 数字普惠金融数字普惠金融指数(+)%0.0733（续）一级指标二级指标三级指标指标介绍单位权重（4）控制变量随着经济、社会的发展，影响乡村产业兴旺的因素有很多，本文控制以下变量:贸易开放程度(tra)，采用进出口贸易总额占 GDP 的比重衡量33；产业结构(str)，采用地区二产增加值占 GDP 的比重来衡量34；人口结构(old)，采用农村老年抚养比来衡量35；工业企业数量(fac)，采用规模以上的工业企业个数衡量；经济发展水平(rrg)，采用人均GDP 衡量。本文所有变量的度量方式见表 2。2.数据来源及处理文中涉及所有数据均来自于 中国统计年鉴中国科技年鉴 中国农村统计年鉴 中国人口和就业统计年鉴 及北京大学数字金融研究中心。所有经济类型指标均以 2011 年为基期进行平减处理。为了统一量纲，减少异方差，对所有数据作对数处理。3.描述性统计考虑到数据的合理性和可获得性，本文的研究基于我国 31 个省份 20112020 年的 310 个样本观测值。描述性统计结果显示（见表 2），31 个省份的乡村产业兴旺发展水平存在着较大差异，最高为 1 420.00，最低为 6.40。数字经济指数的最高值为 170.30，最低为 14.29，整体向上发展，但是地区之间的异质性依旧显著。同时控制变量的发展水平也存在显著差异。三、研究方法（一）空间计量模型构建各地区之间经济发展存在空间相关性和依赖性，同时数字经济具有很强的空间溢出性，其发展不仅会影响当地农业产业的发展，还可以通过数字化交易等方式对邻近地区产生溢出效应。因此在分析数字经济助力乡村产业兴旺时，要同时考虑其对本地区和邻近地区的影响。空间面板模型不仅考虑到了空间相关性，还能避免未被纳入模型的其他影响因素可能产生的内生性问题，提高估计结果的准确性。因此本文选择构建空间计量模型对数字经济赋能乡村产业兴旺进行探究36，模型如下：Y=WY+X+WX+（1）=W+,N 0,2I（2）式中：X 表示核心解释变量；Y 表示被解释变量；W 表示 NN 维的空间权重矩阵；表示核心解释变量的相关系数；和 分别表示空间相关系数；表示空间误差系数；和 表示随机误差，且服从正态分布。根据检验及显著性结果，判断模型的形式：空间自回归模型（SAR 模型）：0，0，0;空间杜宾模型（SDM 模型）：0，0，0；空间误差模型（SEM 模型）：0，0，0。表2变量具体含义、公式及描述性统计变量名称产业兴旺（idu）数字经济(dig)贸易开放程度(tra)产业结构（str）人口结构(old)工业企业数量(fac)经济发展水平(rrg)技术创新（innov）交易成本（cos）单位指标指标%个元/人个%核算综合指标综合指标进出口贸易总额/GDP第二产业增加值/GDP农村老年抚养比规模以上的农副产品加工业企业个数以2011年为基期的人均GDP农业植物新品种权授权总数销售费用/主营业务收入样本310310310310310310310310310均值321.7054.902.6342.9217.5711 903.0054 054.00244.472.48标准差309.9028.650.408.676.4213 144.0027 440.00258.081.08最小值6.4011.451.8515.837.0556.0016 413.000.001.24最大值1 420.00141.193.8059.0544.5658 483.00143 599.001 434.007.00 75兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 4 期（二）中介效应检验为考察数字经济（dig）赋能乡村产业兴旺（idu）的间接效益，采用中介效应模型对中介效应（技术创新效应和交易成本效应）进行检验。参考温忠麟37等的方法将模型设置如下：iduij=0+1digij+ccontrolij+i+j+ij（3）Mij=0+1digij+ccontrolij+i+j+ij（4）iduij=0+1digij+cMij+i+j+ij（5）式中：digij表示第 i 个地区 j 时期数字经济发展水平；iduij表示第 i 个地区 j 时期乡村产业兴旺发展水平；controlij表示影响乡村产业兴旺(idu)的其他控制变量；Mij表示第 i 个地区 j 时期的中介变量（技术创新和交易成本）；i和j分别表示个体和时间固定效应，ij表示随机扰动项。（三）变异系数变异系数可用于衡量 31 个省份之间数字经济及乡村产业兴旺发展水平的相对差异程度，数值越大，意味着相对差异越大，变异系数小于 0.1为弱变异，0.1 到 1 为中等变异，大于 1 为强变异。使用模型如下38：CV=1-yi=1n(yi-y)n-12（6）式中:CV 为变异系数；n 为省份单元总数；yi为第 i 省份的各变量值；y 为各变量的平均值。四、实证结果分析（一）基准回归1.空间相关性检验在进行空间计量模型回归之前，应先对乡村产业兴旺指数和数字经济指数进行空间相关性检验，验证研究对象的空间相关性。本文运用全局莫兰指数，使用地理距离空间权重矩阵，分别对乡村产业兴旺指数和数字经济指数进行空间自相关检验（见表 3）。20112020 年，数字经济和乡村产业兴旺的Morans I 指数为正，通过显著性检验，说明两者均存在显著的正向空间相关性，表现出低低型集聚、高高型集聚的分布特征，且存在空间扩散效应，因此可以利用空间计量模型分析两者之间的关系。为了更加直观地感受数字经济和乡村产业兴旺发展的空间相关性变化，本文绘制了代表性年份的 Morans I 散点图（见图 3）。由图 3 可知，大部分的省份落入了第一、第三象限的空间正相关区域，进一步说明了数字经济和乡村产业兴旺的发展具有显著的空间溢出效应。2.空间计量模型的选择由于乡村产业兴旺与数字经济具有显著的正向空间相关性，建立空间计量模型能够更准确衡量数字经济赋能乡村产业兴旺的具体方向和程度。（1）空间相关性检验为确定空间面板模型的具体估计形式，首先对普通最小二乘估计（OLS）的回归结果进行空间相关性检验，选择具体的模型形式。LM 检验结果显示（见表 4），样本同时存在空间滞后效应和空间误差自相关效应。由于空间杜宾模型同时兼顾了以上这两种效应，因此选择空间杜宾模型。（2）模型对比本文分别构建了 SDM、SAR、SEM 模型（见表5）。根据 Hausman 检验结果，双固定效应的空间杜宾模型的 Hausman 指标为 267.883，通过了显著性检验，故选择双固定效应模型。回归结果还显示（表 5），空间杜宾模型 2较小，拟合优度 R2表3数字经济和乡村产业兴旺指标的全局莫兰指数乡村产业兴旺（idu）年份20112012201320142015Morans I0.3100.3150.3040.2860.288P值0.0020.0020.0030.0040.004年份20162017201820192020Morans I0.2760.2770.3030.2950.293P值0.0060.0060.0030.0040.004数字经济（dig）年份20112012201320142015Morans I0.2140.2770.3120.3440.323P值0.0190.0040.0020.0010.001年份20162017201820192020Morans I0.2480.2630.4070.2750.304P值0.0070.0060.0000.0040.002 76数字经济影响我国乡村产业兴旺的作用机制分析谢雨欣 表5LR检验lndiglntralnstrlnoldlnfaclnrrgWxlndig控制变量0.345*(3.89)-0.483*(-3.22)0.141(1.13)0.038(0.59)0.038(0.72)1.581*(6.57)0.352*(3.77)-0.543*(-3.54)0.162(1.28)0.023(0.35)0.055(0.99)1.607*(6.53)0.296*(3.34)-0.560*(-3.65)0.107(0.86)0.048(0.71)-0.012(-0.22)1.505*(6.20)0.384*(1.97)空间滞后0.375*(4.45)-0.435*(-2.92)0.104(0.81)0.053(0.83)-0.022(-0.40)1.447*(6.07)0.801*(2.98)空间滞后变量名SARSEMSDM(01邻接矩阵)SDM(地理邻接矩阵)图3 2011年和2020年数字经济及乡村产业兴旺的局部Morans I散点图表4LM检验检验LM-Lag检验稳健的LM-Lag检验LM值35.4108.279P值0.0000.000检验LM-Error检验稳健的LM-Error检验LM值104.55877.426P值0.0000.004 77兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 4 期Log-L2R2NLR检验256.8280.011*0.01431037.95*251.9230.011*0.01131061.78*267.8830.010*0.018310275.8010.010*0.009310（续）变量名SARSEMSDM(01邻接矩阵)SDM(地理邻接矩阵)注：*、*、*分别表明通过10%、5%、1%的显著性检验,括号内为标准误统计量；下同。较大，综合考虑，选择双固定空间效应杜宾模型。所有模型均使用 Stata15.1 软件计算得到。（3）LR 检验对双固定效应空间杜宾模型进行 LR 检验，验证 SDM 模型能否简化为 SAR 和 SEM 模型。LR 检验结果显示（表 5），LR 检验的指标值分别为 37.95 和 61.78，并通过显著性检验，因此认为空间杜宾模型不会简化为 SAR 和 SEM 模型。因此，文章最终选择双固定效应空间杜宾模型探究数字经济对乡村产业兴旺的影响。3.空间杜宾模型回归结果分析（1）总体影响表 5 中固定效应的 SDM 模型回归结果显示，数字经济的系数为正且通过显著性检验，表明数字经济发展水平越好，本地区乡村产业兴旺的发展水平越好。数字经济的空间滞后项系数为正，并且通过了显著性检验，表明数字经济的空间效应显著，即本地的数字经济发展会赋能临近地区的乡村产业发展。SDM 模型仅报告了不同省份间的空间相关性，但并未给出数字经济影响乡村产业兴旺的直接效应和空间溢出效应，由此，文章将核心解释变量和控制变量对乡村产业兴旺的影响系数分解为直接效应、间接效应和总效应。表6 表明，数字经济发展的三种效应的系数正向通过显著性检验，数字经济的间接效应占总效应的59.52%，即数字经济对乡村产业兴旺的作用更多来自间接效应，存在空间溢出效应，数字经济相比于助力本地区的乡村发展，将更多促进邻近地区乡村产业的发展。这种现象的产生，更多归因于数字化交易与数字化媒体的强大的空间溢出性。控制变量的回归结果显示，经济发展水平和贸易开放度的三种影响效应正向通过显著性检验，与现实情况相符。工业企业数量的间接效应通过显著性检验，但直接效应与总效应未通过显著性检验，说明当地的农村第二产业的发展吸引临近农村富裕劳动力，提高第一产业劳动生产率，促进乡村产业发展。产业结构和人口结构对乡村产业兴旺的影响并不显著，产业结构方面，第二产业中涉农企业数量相对较少，产业结构优化与农业产业发展的良性互动尚未建立；人口结构方面，由于乡村年轻劳动力不断流失，乡村老龄人口依旧为主要劳动力来源。表6数字经济赋能乡村产业兴旺的空间效应分解变量lndiglntralnstrlnoldlnfaclnrrg直接效应0.306*(3.51)-0.578*(-4.45)0.097(0.70)0.055(0.75)-0.018(-0.27)1.554*(6.30)间接效应0.450*(2.20)-0.095(-0.53)-0.830*(-2.18)0.025(0.15)0.279*(1.99)1.086(1.89)总效应0.756*(3.74)-0.673*(-3.27)-0.733(-1.74)0.080(0.44)0.261(1.80)2.639*(4.19)78数字经济影响我国乡村产业兴旺的作用机制分析谢雨欣（2）直接影响为考察数字经济对乡村产业兴旺的直接影响，本文从数字化基础设施、数字化媒体和数字化交易、数字普惠金融三个方面进行分析，回归结果见表 7。由此可知：第一，数字化基础设施建设赋能乡村产业兴旺的总效应和直接效应通过显著性检验，说明数字化基础设施建设能够促进本地乡村产业兴旺的发展，但空间溢出效应不显著。这是由于我国数字化基础设施建设水平较低，还未达到能够促进邻近地区产业发展的水平，因此应继续增加新型基础设施建设的投入，H1部分成立。第二，数字化媒体与数字化交易赋能乡村产业兴旺的三种效应均通过显著性检验，间接效应占比为 66.50%，直接效用贡献较小，说明在数字经济的空间溢出效应更为显著，相比对本地区的作用，对其他地区的拉动作用更为明显，H2成立。第三，数字普惠金融赋能乡村产业兴旺的总效应和直接效应都通过显著性检验，说明数字普惠金融的空间溢出效应不明显。这是由于乡村的信贷风险相对较高，同时在一定程度上受到了辖区范围、当地金融体系等因素的限制，信贷配置资源效率较低39，省份间信息不对称等问题依旧存在，空间互动结果并不显著，所以推动数字普惠金融高质量发展往往需要因地制宜，因此 H3部分成立。（3）间接影响利用中介效应模型进行间接效应检验，结果见表 8。表7数字经济对乡村产业兴旺的直接影响分析变量数字化基础设施数字化媒体与数字化交易数字普惠金融直接效应0.137*(2.58)0.131*(3.16)0.434*(5.54)间接效应0.187(1.36)0.259*(2.81)-0.136(-0.91)总效应0.324*(2.34)0.391*(3.68)0.298*(2.60)表8数字经济对乡村产业兴旺的机制分析变量lndiglninnovlncosCons控制变量R2NSobel检验中介效应系数直接效应系数中介效应比例模型（1）0.823*（7.92）20.407*(10.35)YES0.62543100.2338*(z=4.161)0.2338*(z=4.161)0.5936*(z=6.207)0.2826模型（2）0.417*(4.64)18.384*(10.81)YES0.6036310模型（3）0.594*(6.21)0.561*(9.41)10.300*(4.99)YES0.695310模型（4）0.823*（7.92）20.407*(10.35)YES0.62543100.5790*(z=0.0648)0.5790*(z=0.0648)0.7651*(z=7.609)0.07模型（5）-0.080*(-1.98)0.415(0.54)YES0.2786310模型（6）0.765*(7.61)-0.726*(-5.09)20.708*(10.