农业数字经济财政投入效率的门限效应

罗 浚 文

（云南大学经济学院，云南昆明650091）

一、引言与文献综述

数字要素对于经济发展具有重要作用。党的十九届四中全会首次把“数据”作为要素写进中央文件，并提出“健全劳动、资本、土地、知识、技术、管理、数据等生产要素由市场评价贡献、按贡献决定报酬的机制”［1］。2020 年3 月《中共中央国务院关于构建更加完善的要素市场化配置体制机制的意见》强调“加快培育数据要素市场，推进政府数据开放共享，提升社会数据资源价值，加强数据资源整合和安全保护”［2］。数据是在数字技术的使用中产生，在不断迭代中提升内在价值，并最终体现为经济的节本增效，因而数字要素是对经济发展中使用数字技术情况的描述。据2020 年社科院《中国数字经济规模测算与十四五展望研究报告》测算，从1993 年到2019 年，GDP 增长率为9.1%，数字经济整体增长率为16.6%，2019年中国数字经济占GDP比例的17.2%［3］。

在农业数字经济领域，2018 年数字农业农村发展水平达到33%，农业数字经济占农业增加值的比例达到7.3%［4］。农业数字化是数字经济中农业产业数字化的过程，体现数字技术与农业产业的深度融合。智能感知、智能分析、智能控制等数字技术加快向农业农村渗透，实质上是利用数字技术，获取数据、分析数据和使用数据一系列价值链条的获取。“十四五”农业数字经济发展方向是种植业信息化、畜牧业智能化、渔业智慧化、种业数字化、新业态多元化（电子商务）、质量安全管控全程化［4］。政府也高度重视农业数字经济发展，先后出台了一系列文件支持农业数字经济发展，如《“十三五”全国农业农村信息化发展规划》《“互联网+”现代农业三年行动实施方案》《农业农村大数据发展实施意见》《数字乡村发展战略纲要》和《数字农业农村发展规划（2019—2025年）》等。

已有研究显示，一是数字要素推动经济增长作用明显。2008—2017 年，中国数字经济增加值年均实际增长率达14.43%，远高于国内生产总值年均实际增长率8.27%［7］。二是经济增长离不开财政投入。有效市场的发展需要有为政府的干预［8］，民间投资与政府投资对产业结构升级均具有正效应，而政府投资作用更为显著［9］。但是，财政投入的短期效应较为显著，在长期发展中不具有可持续性。赵健［9］发现政府投资对产业结构升级的效应表现在短期；展进涛等［10］发现长期来看政府补贴效应微弱，且企业自身投资行为产生了补贴依赖。三是数字要素的发展离不开财政投入，特别是农业领域。政府投入与企业技术发展具有正向作用，包括企业外部投资的吸引［11］和企业内部投入的激励效应［10］。杜辉［12］研究建议，政府应大力提升信息化水平，发挥其对财政支农绩效的促进作用。

大量学者采用门限模型对政府投入效率问题进行了实证研究。于伟等［13］通过研究教育经费投入对经济增长效率的影响，发现教育经费投入对经济增长效率存在非线性特征。王文甫等［14］发现，政府投资与房地产投资呈现明显的正相关性。门限回归模型是研究效率的常用方法，模型适用于截面数据和面板数据的不同阈值回归模型影响系数的研究［15-17］。张小芳等［18］利用结构门限回归方法研究教育公共支出在不同的制度质量（政府治理水平）对收入不平等的影响。

尽管已有文献就财政投入、数字要素和经济增长之间的相关关系以及财政投入效率开展了大量研究，但农业数字经济因其发展起步晚、内涵更新快和数据特征庞杂等特性，相关研究还存在如下不足：一是农业数字经济相关的基础研究数据非常少，较难开展实证研究；二是政府投资如何影响农业数字经济发展进而影响农业增长的相关理论还不成熟；三是没有实证依据指导农业数字经济发展过程中政府投资的高效范围。鉴于此，本文首先收集县域农业数字化程度、农业农村信息化财政支出、农业总产值等数据，为开展农业数字经济发展中财政投入效率研究提供了可能。其次，将数据作为一种要素，在理论上分析农业数据要素影响农业增长的途径，尤其是考虑政府投资对农业数据要素积累的正面影响和负面影响机制。第三，采用门限回归模型检验在农业数字经济发展中财政投入效率存在最优区间，为提高政府财政投入水平和政府投资效率提供决策依据。

二、理论分析

（一）农业数字经济发展中财政投入的必要性及投资类型

农业数字化发展是数字技术与传统农业的深度融合，进而形成数字要素，并促进农业增长的过程。由于市场失灵，农业数字经济发展缓慢，政府有必要参与农业数字经济发展：一是政府投入可以打破信息不对称所引发的市场观望态势，吸引社会资本对于农业数字要素的投入。我国农业发展处于弱势地位，社会资本留存不足、农业劳动力和人才流失严重等问题制约着农业经济的发展，特别是农业数字经济发展。社会资本遵循资本增值的指引，长期在城市地区追求新的增长点。数字要素市场发展存在信息不对称，私人部门对于新兴产业和技术的经营性投入持审慎态度，大部分等待市场检验后再进入市场。政府投入可以起到示范带头作用，吸引社会资本注入。二是财政投入可以规范农业数字准公共品，形成政府与社会有效互补供给的通道。数字准公共品的性质讨论和法律界定仍然在逐步完善过程中，大数据资源的权属问题至今仍然存在争论，政府也在积极部署，形成准公共物品属性的大数据平台和数据库。数字准公共品的治理，强调打破现有垄断数据平台，保障数据安全的前提下，充分实现数据信息的流通和共享，进一步定位为政府和社会协同共建、共享、共赢的数字准公共品。只有财政投入准公共品，才能加快数据共享并真正使数字成为类似劳动力和资本的生产要素。三是财政投入可以促进中小规模农户与经营者参与农业数字经济发展，削弱农业数字经济大规模企业的垄断程度。少数企业通过掌握先进技术率先进入市场，积累了大量数据基础和客户资源，形成一定程度的垄断，阻止了其他中小规模农户和经营者进入市场，提高了同业竞争者和消费者的进入壁垒。财政投入缓解了中小规模农户和经营者的资金压力，为其参与农业数字经济、实现数字普惠效应提供支持，从而削弱了垄断企业的成型。

具体而言，财政投入农业数字经济有两种方式。一是数字经济项目政府补贴，主要指直接针对农业上、下游产业数字化发展的补贴。上游产业数字化指大田种植、设施农业、畜牧养殖和水产养殖等传统农业与数字技术的紧密结合。下游产业数字化指出现的数字农业新业态，如农产品网络销售、食品安全追溯数字化等。二是数字准公共品的政府购买，主要侧重于农业产业准公共品的数字化发展，如农业农村数字新基建的建设、国家级和地方级农业大数据中心和平台建设等（图1）。

图1 农业数字经济发展中财政投入实现农业增长机制

（二）农业数字经济发展中财政投入效率的影响机制

农业数字经济发展中财政投入既会产生正面效应（即效率提高），也会产生负面效用（即效率损失）。一是财政投入会产生较大的撬动作用，实现数字经济的农业农村普惠效应。政府部门在投入农业数字经济中形成了以政府购买数字基建为基础，以数字化项目投入引导企业参与为方式，以大规模农场、农民合作社和农村小微企业的数字化生产经营为目的，以带动中小规模农户实现乡村振兴为根本的经济路径。因而，财政投入的增加，可以提升数字准公共品的数量，增加社会资本的投入，促进中小规模农户的生产能力，形成财政投入效率的正面效应。二是财政投入农业数字要素存在一定程度的效率损失，在数字经济发展过程中显现出不同的问题，进而制约农业产值发展。在认识到数字经济效用的情况下，各地政府以政务指标为目标开展农业数字经济发展。然而，政府进入农业数字经济领域并带动社会资本，这一过程容易产生主观判断，缺少市场和时间客观规律的检验，缺乏数字要素的流动机制设计，从而造成财政投入的效率损失。特别是当农业数字经济发展不成规模，财政投入不符合市场规律的情况下，其负面效应逐渐凸显。因此，政府农业数字经济投入效率问题与农业数字化发展程度具有较高的关联性。

从农业数字化发展的不同程度看，财政投入效率可以大致划分为早期、中期和后期三个部分。在数字要素市场发展早期，政府直接参与的份额较大，即主导型政府；在数字要素市场发展中期，政府直接参与的份额逐渐下降，即引导型政府；在数字要素市场发展后期，政府直接参与的份额进一步下降，最终形成市场主导、政府服务的格局。随着数字的迭代和发展，财政投入带动农业数字要素的提升具有不可持续性，符合边际效用递减的经济规律，在某个时点存在效益下降的趋势，因此存在政府退出市场的合理时点。然而财政投入效率在数字化发展程度不同阶段的效率特征仍然是未知的，有待实证检验。为此，本文将使用农业数字化程度（即农业数字要素）作为机制的核心，评估财政投入对农业产值影响的效率情况。

三、数据来源和研究方法

（一）数据来源

本文数据来源于2018 年农业农村部信息中心县域数字农业农村发展水平数据库。该数据库由县（市、区）农业农村部门填报、省级农业农村部门信息中心审核把关，涵盖2 094 个县，44.31 万个行政村（约占全国总数的80%），包括种植业、设施农业、畜牧业、渔业、农业销售、农业全产业链质量安全和农业基础设施数字化程度，同时统计了县域水平的农业总产值、农业农村信息化财政支出额、农作物种植面积、乡村人口数等。

表1 相关变量的描述性统计 n=2 348

实证研究拟用变量主要分为4 类，被解释变量、核心解释变量、控制变量和门限变量。被解释变量Yi，表示该县域的农业产业经济情况，采用指标为县域农业总产值（万元）；核心解释变量PFEi，表示政府对农业数字经济发展的投入贡献，采用指标为县域农业农村信息化财政支出额（万元）；控制变量，包括土地要素Si和劳动要素Li，表示农业生产过程中的主要生产要素，采用指标为县域农作物种植总面积（公顷）和县域乡村人口数（人）；门限变量DIGi，表示农业数字化程度（表1）。在农业农村部信息中心公布的七大产业数字化程度基础上，通过投影寻踪模型将多维数据（七大产业数字化指标）拟合成一维数据［19］。总体而言，全国县域农业数字化程度均值为25.7%，标准差为30.3%。分省情况显示浙江省远超全国平均程度；分县情况显示每省均存在个别县发展领先，大部分县处于起步阶段。

滴灌管网的铺设是该技术最重要的一步。科学合理的滴灌管网布置，可以在灌溉的基础上节约水资源。滴灌管网包括主管道、支管和滴灌管。开关通常安装在主板上，当满足特殊需要时，开关经常安装在支管上。最终将主管连接到水头，水头上要装有压力表，并配有回流装置，主要是为了防止泵功率因管路压力过大而引起，从而避免危险。另外，第一部分还应装有过滤装置，防止水中杂质在滴管头部堵塞，不能正常发挥功能。

（二）门限回归模型设定

为深入探讨政府农业数字经济发展投入对农业产值的影响，首先构建式（1）所示线性方程作为门限模型的基础。其中，i（i=0，1，2，…，n）代表全国各省（自治区区、直辖市市）县级行政区域，j（j=2）为控制变量的数目；β0为常数项，β1为解释变量PFEi的回归系数，γj为控制变量的回归系数，εi为随机扰动项。

门限回归（Threshold regression）是将整体样本分为子样本，并进行参数估计和假设检验的模型［20］，可以合理验证本文研究内容。理论机制显示，一方面，财政投入农业数字要素极大地促进了农业产值的增加，另一方面财政投入过程中不可避免地存在效率损失。因此，围绕研究机制“农业数字经济发展中，财政投入效率存在高效阶段和效率损失阶段”，构建如式（2）所示的门限回归模型，旨在围绕农业数字要素进行财政投入子样本之间与农业产值的不同相关性分析。

其中，i代表全国各省县域，j（j=2）为控制变量的数目，δ是未知门限值，I（·）为PFEi的指标函数，εi为随机扰动项。式（2）是单门限值模型，将整体模型划分为两个门限区制，DIGi≤δ 和DIGi＞δ。当DIGi≤δ时，政府贡献对于农业经济的影响程度为β1；而当DIGi＞δ 时，政府贡献对于农业经济的影响程度为β2。因此，公式等价于DIGi≤δ和DIGi＞δ两个子样本的模型，如式（3）所示。

结合研究内容展开门限值模型中的控制变量Σγncontrolni，主要包含影响农业产值的土地要素Si和劳动要素Li，因此设定如式（4）所示的单门限模型（模型Ⅰ）。

在农业数字经济发展过程中，政府行为可能存在一段范围内效率最优的情形，因此文章还假设了多门限存在的情况。以双门限为例，设定式（5）所示的多门限模型（模型Ⅱ）。

式（5）中，δn和δm中的m、n值对应检验过程中门限出现的次序，首先出现的门限标为δ1，其次标为δ2，随门限值增加依此类推。α0为常数项，α1、α2、α3为解释变量PFEi的回归系数，θ1、θ2为控制变量的回归系数，ξi为随机扰动项。

四、结果与分析

（一）门限效应检验

（二）门限回归估计

基于上述门限检验，进行回归估计。单门限模型的门限值为34.7，结果显示解释变量PFEi对于被解释变量Yi在门限值前后的估计系数和显著性有所差别。当DIGi≤δ 时，PFEi的影响系数为51.1，且结果在1%显著性水平上显著；当δ＜DIGi时，PFEi的影响结果不显著。双门限模型中存在两个门限值34.7 和25.5，结果显示解释变量PFEi对于被解释变量Yi在两个门限.值前后的估计系数和显著性均有所差别。当DIGi≤δ2时，PFEi的影响结果不显 著；当δ2＜DIGi≤δ1时，PFEi的 影 响 系 数 为154.2，且结果在1%显著性水平上显著；当δ1＜DIGi时，PFEi的影响结果不显著。两个模型的控制变量Si和Li相关系数分别为0.1和0.5，且结果均在1%显著性水平上显著（表3）。

表2 门限检验结果

表3 门限回归估计结果

回归估计结果说明，财政投入可以划分为三个阶段。以农业数字化程度25.5%和34.7%为界，在第一阶段数字要素发展程度低于25.5%时，财政投入农业数字要素对于农业产值的影响不明显。在第二阶段数字要素发展程度介于25.5%～34.7%时，财政投入农业数字化每增加1 万元，农业产值增加154.2 万元。在第三阶段农业数字化发展程度高于34.7%时，财政投入农业数字要素对于农业产值的影响不明显。该结论验证了本文的理论机制，财政投入农业数字化存在高效率阶段和效率损失阶段。

整体看来，在农业数字经济的早期和中期，财政投入具有较高的效率水平，效率值为51.1；在进入农业数字经济发展后期时，投入效率不具有显著性。具体来说，在数字化早期，数字技术大量涌现，财政投入由于对有效技术的主观识别无法与市场客观筛选同质化，带来财政投入数字要素效率的不显著特征；在中期，数字技术在产业中得到合理运用和广泛推广，财政投入农业数字要素，在技术扩散过程中充分调动生产要素对于生产的有效促进作用，高效地撬动了农业产值，效率值为154.2；而在后期，数字技术变革传统产业结构和生产关系，突破原有产业发展方式，在该阶段，数字要素在早期同资本要素和劳动要素的互补关系被打破，替代关系逐渐显现。政府在该阶段投入数字要素，无法再形成早期对于农业产值的高效率状态，产生了效率损失。

图2 单门限（δ1）和双门限子样本（DIGi≤δ2）门限回归LR图

（三）分区制县级财政投入效率讨论

整体来说，农业数字经济的财政投入在单门限模型和双门限模型中呈现双区制（+，+）和三区制（+，+，+）的分布特点，但政府农业数字经济投入围绕门限值分布并不均匀。在双区制下，2018年我国有70.7%的县域处于门限值1（34.7%）以下，而29.3%的县域处于门限值1（34.7%）以上。同时，在三区制下，63.4%的县域处于门限值2（25.5%）以下，7.3%的县域处于门限值1和门限值2之间（25.5%，34.7%），而29.3%的县域处于门限值1（34.7%）以上。

政府农业数字经济投入双区制（+，+）和三区制（+，+，+）展示了不同的效率损失形式。在双区制（+，+）中，效率损失主要发生在后半段中，政府效率在农业数字经济市场化的过程中逐步显现，体现政府逐渐让位于市场，从主导型政府向服务型政府进行转型。在三区制（+，+，+）中，效率损失主要出现在第一阶段和第三阶段，是农业数字经济发展过程中，政府有效技术识别不清晰和政府无法主导宏观技术创新的产生，从而形成效率损失。

在发生效率损失的同时，更为重要的是财政投入农业数字经济存在高效率和高质量的阶段。在双区制（+，+）中，农业数字经济财政投入的高质量发展阶段存在于前半段中，财政投入效率值为51.1，充分体现新兴产业发展过程中，市场规模尚未形成的阶段，政府主观能动性发挥产生的积极效用。在三区制（+，+，+）中，农业数字经济财政投入的高质量发展阶段为第二阶段，财政投入效率值为154.2，是农业数字经济中数字技术的广泛推广阶段，数字要素发挥重要作用的阶段，财政投入有效推动农业数字要素的增长，形成了数字经济的高速增长阶段。

总之，整体来看，63.4%的县级政府需要在财政投入的过程中注重数字农业有效技术的识别。7.3%的县需要充分发挥财政投入对于农业产值的撬动作用，要进一步调整政府投资结构，更多向大数据等无形资产投入，提升农业数字要素的杠杆能力。29.3%的县需要减少财政投入，侧重于利用市场规律识别宏观创新技术，构建良好的农业数字经济营商环境，提高中小规模农户数字化生产的融资便利度。

五、主要结论与政策建议

本文主要探讨了农业数字经济发展中财政投入效率的问题。首先，从理论上分析政府在农业数字经济发展中起到的积极促进效用与效率损失机制；其次，验证在以农业数字要素为门限值的政府农业数字经济投入与农业产值门限回归模型中存在两个门限值；最后，回答政府在农业数字经济发展过程中最优投资效率区间。研究结果显示，全国整体而言，在农业数字化发展程度介于25.5%～34.7%时，财政投入效率最高，达到农业数字经济财政支出每万元可带动农业总产值增加154.2 万元；目前约7%的县财政支出处于合理水平，约63%的县财政投入不足，剩余30%的县财政支出过度。

根据研究结论，提出以下政策建议：

第一，政府在农业数字化发展程度较低的地区，应当通过政府财政投入的手段刺激市场资本进入低水平地区，拉动当地农业发展的数字化水平，形成品牌效应和经济模式，加快农业增长，实现乡村振兴。第二，政府农业数字化发展程度已经形成规模的地区，应该调整政府财政投入结构，乡级和街道政府转而形成服务角色，放权于地方企业、放权于民，通过市场进行调节，为经济发展提供扶持，构建良好的营商环境。同时要进一步提高投资效率，更多向大数据等无形资产投入，让“数据”真正成为一种生产要素。第三，政府在发展过程中应当把握好促进新业态向市场化发展的标杆，减少过度的财政投入，形成财政投入的无效资源浪费，优化政府和市场投资的资源配置，让市场在资源配置中起决定性作用。