中国农村信息化存在“生产率悖论”吗？——基于门槛面板回归模型的检验，本文主要内容关键词为：生产率论文,悖论论文,门槛论文,中国农村论文,面板论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：G203 文献标识码：A 文章编号：1002-9753(2015)07-0042-10 一、引言与研究综述 近几十年来信息技术的迅猛发展，促进了科学、技术、文化和经济等社会各领域的空前发展，逐渐成为人们关注的热点。信息技术作为当今世界经济和社会发展的重要驱动力，已经成为推动世界经济和社会发展的主要动力。信息化发展水平也是20世纪80年代以来衡量一个国家、地区社会发展状况的重要指标。随着我国农业和农村经济的快速发展，农村对信息的需求越来越强烈，通过各种方式提高农村信息化水平，对农村经济的发展具有积极的现实意义。最近几年，我国农村信息化建设取得了可喜的成绩，信息化水平不断提高，截至“十一五”时期末，我国农村信息化基础设施已经明显改善，“村村通电话”、“乡乡能上网”完全实现，广播电视“村村通”基本实现。“十一五”期间，中国联通累计投资35.5亿元，共完成14431个村通任务，超额17％完成工信部下达的工作任务。同时，结合农村地区网络建设情况，借助功能强大的信息服务平台，通过语音热线、短彩信、互联网等多种途径进行信息传播，从村村通电话到宽带、移动互联网下乡，让广大农民共享现代生活。据中国互联网络信息中心(CNNIC)最新报告显示，截至2014年12月，我国网民中农村网民占比27.5％，规模达1.78亿，较2013年底增加188万人。当前，我国农业正处在由传统农业向现代农业转变时期，信息技术科技含量高、发展速度快、渗透力和带动力强，其在发展现代农业、促进农民持续增收、加强农村基础设施建设、提高农民整体素质、加强农村民主政治建设以及提高农村经济的发展潜力等方面，具有十分重要的支撑服务作用。一是作为传统农业的“转换器”，信息化对改造传统农业、促进现代农业发展具有显著的带动作用。利用现代信息通信手段可以加快推动农业产业化和现代化进程，提高农业生产经营的标准化、集约化及组织化水平，促进农业产业结构优化升级、转变农业增长方式，有效增强农业的竞争力。二是作为农村发展的“倍增器”，信息化对改善农村基础设施、促进农村发展具有明显的倍增作用。信息通信具有很强的倍增效应、扩散效应和带动效应。同时农村信息化有助于带动农业生产的现代化、科技化，农村生产力活跃化、潜力化，实现生产发展、生活宽裕、乡风文明、村容整洁、管理民主的新农村建设目标；有利于消除城乡差别，培养出有文化、懂技术、会经营的新型农民，改变传统的生产生活方式，推动农村科技、文化、社会事业的发展，促进农村经济水平的持续、快速、健康发展。可见，信息化正以其极强的适用性和渗透性广泛的应用于我国农村经济系统中，农村信息化的水平提升正通过一定的关系对我国的农村经济产生影响。本文的目的是在系统梳理国内外信息化与农村经济增长关系研究成果基础上，从定量角度，建立起包括农村信息化要素的农村经济生产函数，然后，使用面板据，通过实证的方法估计我国不同地区农村信息化对农村经济增长的影响，来验证中国农村信息化是否存在“生产率悖论”。 自从上世纪80年代后期摩根斯坦首席经济学家Steven Roach(1987)提出计算机的大量使用并没有对经济绩效产生影响[1]开始，特别是诺贝尔经济学奖的获得者索罗(Robert Solow，1987)提出著名的论断：“除了在生产率统计方面之外，计算机无处不在”[2]之后，在学术界掀起了关于“信息技术生产率悖论”(Productivity Paradox of Information Technology)的广泛争论。Strassman(1990)研究了IT投资对资产收益率、净投资收益率、经济附加值等企业绩效指标的影响，结果显示IT投资与企业绩效之间没有显著的相关性，证明“生产率悖论”的存在[3]。美国西北大学的教授Robert Gorden(1999)根据美国经济周期的变化对投入进行调整，计算美国1870-1996年产出与全要素生产率的增长率，发现全要素生产率的变化主要是由电力和汽车为代表的第二次科技革命带来的，信息通讯技术革命对生产率的提高或经济结构演变作用与第二次产业革命相比可以忽略不计，因而否认了IT对生产率的推动作用[4]。Jorgenson & Stiroh(200t)对美国1990年以来经济增长和生产率增长情况进行了一系列的研究，认为美国经济的快速增长和繁荣由计算机资本对非计算机资本的替代所推动，承认了悖论的存在[5]。这一现象在其他一些发达国家的信息化进程中也有所体现。赵勇、陈冬(2004)研究表明，美国、日本、德国、英国、法国等世界最大的5个经济实体在20世纪七八十年代，其人均信息技术资本投入力度不断增强，而生产率增长幅度却下降到了1％-2％左右[6]。进入20世纪90年代后半期，研究者的研究结果发生了逆转，更多的研究结果肯定了IT的运用对整体经济产出的贡献。Bryn-jofsson和Hitt(1996)选择美国1987-1991年间的367家大公司作为对象，研究了信息系统支出对公司生产率的影响，发现“生产率悖论”在80年代末确实存在，但在90年代初却消失了[7]。Shao和Lin(2001)分别将IT投资作为企业特征和生产要素，实证研究了IT投资对于生产效率的影响，结果否认了“生产率悖论”[8]。Jorsenson & Stiroh(2003)对美国1995-2001年期间的经济增长和生产率增长情况进行研究，显示美国劳动生产率平均增长率为2.02％，其中0.85％是由信息技术资本深化贡献的[9]。Dewan和Kraemer(2000年)实证分析表明：IT投资的回报，对发达国家来说是可观的，但对于发展中国家来说，在统计上不显著[10]。Sang-Yong等(2005)运用索洛剩余和时间序列分析，对20个国家进行了研究，表明信息技术投资对许多发达国家和新兴工业化国家的经济增长是有利的，但对发展中国家并没有贡献[11]。Kraemer和Dedrick(2001)、Pohjola(2000)等人的研究结果具有历史性意义，认为“生产率悖论”现象是一种各国共有的现象，在美国存在过的信息技术“生产率悖论”也相继在后发国家中出现。信息技术投资与生产率或经济增长之间存在相关关系，但由于信息技术投资存在着门槛效应，而使“生产率悖论”的存在具有阶段性，在不同发展水平国家和地区的不同阶段都会存在一定程度的信息技术“生产率悖论”，随时间的推移，当信息技术发展突破了这个门槛，“生产率悖论”现象将逐步得以解决[12-13]。 近年来，有关我国“生产率悖论”的研究也有不少，Lee等(2010)应用基于柯布—道格拉斯生产函数的回归模型研究了IT投资对我国电子行业生产率的影响，结果表明IT投资促进了我国电子行业生产率增长，并建议我国公司增加对IT的投资[14]。俞立平(2012)对中国1978-2009年期间的经济增长和生产率增长情况进行研究，显示信息化的贡献具有历史演变性，中国改革开放初期的10多年存在生产率悖论，信息化对经济增长贡献为负，从1993年开始为正[15]。张之光等(2013)基于我国相关数据，从国家层面检验了IT资本对我国经济增长及生产效率的影响，认为我国并不存在IT的“生产率悖论”现象[16]。靖飞和俞立平(2013)采用状态空间模型以及脉冲响应函数和方差分解研究信息化与经济增长关系的动态变化，结果表明，在改革开放初期，由于生产率悖论，信息化对经济增长的贡献为负，随着信息技术的普及和发展，生产率悖论消失[17]。但至今没有学者研究中国农村经济是否存在“生产率悖论”。信息技术的飞速发展，为农业这一古老的产业注入了新的生机和活力，推动了传统农业向现代农业的转变，但是是否真的像我们期望的那样加速了农村经济的发展？我们知道中国农村的信息化发展水平要远远落后于第二、三产业，中国农村经济是否也存在所谓的生产率悖论呢？近年来有不少关于农村信息化与经济增长关系的研究，如张鸿和张权(2008)分析了我国1993-2002年的农村信息与农村经济增长数据，发现农村信息化的水平直接影响到农业生产的发展，并对其拥有巨大的推动作用[18]。赵晖、温学飞(2010)从农村信息化的研究视角出发，通过对宁夏灌区农业总投资、农村信息化、农业从业人数与农业总产值之间的关系研究发现，农村信息化指数对农业经济的增长呈现正相关，说明在宁夏灌区农村信息化建设，逐渐显现出促进作用[19]。如上文献均是从静态角度来研究二者之间的关系，要想研究我国农村是否存在生产率悖论，必须从动态角度对农村信息与对农村经济之间的关系进行深入细致的研究。 鉴于此，本文尝试基于门槛面板回归模型，从动态角度对中国农村经济是否存在“生产率悖论”进行验证。除第一部分外，本文剩余部分的结构安排如下：第二部分介绍本研究的理论模型和研究假设，第三部分是变量选取与数据来源，第四部分利用相关统计数据基于门槛面板模型对信息化与农村经济增长的关系进行实证分析，最后为结论部分。 二、理论模型和研究假设 (一)检验模型 借鉴前文研究综述中提到的信息化与农村经济增长关系方面的研究成果，本研究认为，第一，农村信息化即信息通讯技术在农村经济中的应用已经成为农村经济系统中的一个新的要素；第二，农村信息化不仅促进了信息资源的积累，而且加速了信息的传播，对农村经济增长具有明显的正外部性，从而包含农村信息化要素的生产函数应该是规模报酬递增函数；第三，农村经济的增长需要信息资源的积累和信息的快速传播，因此农村信息化要素是农村经济系统的内生经济变量。因而，本研究应用的生产函数的形式为：
其中，Y代表各个地区的农村经济总产出，
代表剔除农村信息化要素的技术进步，K代表物质资本投入，L代表人力资本投入，I代表农村信息化要素。 对于生产函数的具体形式，本研究仿照Romer、Welfens在传统的柯布—道格拉斯生产函数中，把信息技术要素作为和资本、劳动力同等重要的增长要素处理，构建一种特定经济结构的新经济增长模型[20]，其传统的生产函数和新经济增长模型的形式可分别表示为：
其中，
代表在时间t的农村经济总产出，I表示信息技术要素，K表示农村资本投入，L表示农村劳动力投入，
表示剩余要素(这里可以视为独立于其余变量的常量)。 为了减少异方差，同时也便于估计，将公式(2)两边同时取自然对数，并用新变量代替原变量。推演过程如下所示：
模型(3)即为使用的统计模型。其中C为常数项，即全要素生产率A的对数，α、β、γ分别为农村资本投入、农村劳动力和信息化的弹性系数，这也是目前学术界普遍采用的基本模型。 (二)门槛回归模型 前述的等式(3)是线性经济增长模型，但是不少学者认为信息化与经济增长的关系可能并非简单的线性关系。为了能够发现信息化对经济增长所起到的影响，采用Hansen(2000)的门槛回归方法，以变量为体制(Regime)改变的转折点，模型中不同体制就是通过门槛变量大于或小于某一门槛值来表示[21]。这种方法的优点体现在：(1)不需要给定非线性方程的形式，门槛值及其个数完全由样本数据内生决定；(2)该方法提供了一个渐进分布理论来建立待估参数的置信区间，同时还可运用bootstrap方法来估计门槛值的统计显著性。Hansen(2000)两体制的门槛回归模型可表示为：
其中，
为被解释变量，
为解释变量，
被称为“门槛变量”，
为残差项，τ为门槛值。Hansen(2000)认为门槛变量既可以是解释变量
中的一个回归元，也可以作为一个独立的门槛变量。根据其相应的“门槛值”τ，可将样本分成两类(two regimes)。定义一个虚拟变量
，此处｛·｝是一个指示函数(indicator function)，
≤τ时，D=1，否则D=0，此外令集合
。因此，模型(4)和(5)可写成式(6)：
其中，
为门槛变量，τ为未知门槛值，T(·)为指示函数，
表示个体效应，
为随个体与时间而改变的扰动项。对于更多门槛个数的情形，模型的设定形式依此类推。 在得到估计值之后，便可以进行统计检验，检验的目的是看以门槛值划分的两组样本其模型估计参数是否显著不同。因此，不存在门槛值的零假设为：
，同时构造LM统计量：
其中，
是在零假设下的残差平方和。由于LM统计量并不服从标准
分布。因此，Hansen(2000)提出了通过“自举法”(Bootstrap)来获得渐进分布的想法，进而得出相应的概率p值，也称为Bootstrap P值。这种方法的基本思想是：在解释变量和门槛值给定的前提下，模拟(Simulate)产生一组因变量序列，并使其满足N(0，
)，其中
是式(10)的残差项。每得到一个自抽样样本，就可以计算出一个模拟的LM统计量。将这一过程重复1000次，Hansen(1996)认为模拟产生的LM统计量大于式(11)的次数占总模拟次数的百分比就是“自举法”估计得到的P值[22]。这里的Bootstrap P值类似于普通计量方法得出的相伴概率P值。例如，当Bootstrap P值小于0.01时，表示在1％的显著性水平下通过了LM检验，以此类推。 Hansen指出当确定某一变量存在“门槛效应”时，门槛估计值τ与实际门槛值
具有一致性，此时由于干扰参数的存在，会使渐进分布呈高度非标准分布。Hansen以最大似然法检验门槛值τ来求得统计量的渐进分布，门槛值的检验零假设为：
，其似然比统计量为：
LR[,n]同样为非标准正态分布。而Hansen(2000)计算了其置信区间，即在显著性水平为A时，当
，不能拒绝τ=
的零假设。 (三)研究假设 本文首先根据模型(2)笼统分析信息化发展水平对农村经济增长的影响，再比较模型(1)，研究信息化要素是否改变了物资资本和人力资本投入对农业和农村经济增长的弹性；然后，以LnI、LnY、LnK和年份Year分别为门槛变量并采用Hansen(1996)提出的LM(Lagrange Multiplier)检验来考察是否能拒绝线性模型(即无门槛值)的零假设。具体提出如下假设： (1)假设信息化要素对农村经济增长起到促进作用，改变了物资资本和人力资本投入对农村经济增长的弹性系数； (2)以LnI为门槛变量，假设检验拒绝信息化对农村经济增长的线性模型的零假设，存在信息化门槛效应，并假设信息化水平对农村经济增长的影响可能是负向或者检验不通过，即存在生产率悖论； (3)以因变量LnY为门槛变量，假设回归检验拒绝信息化对农村经济增长的线性模型零假设，即存在经济增长门槛效应，且存在基于经济增长门槛的生产率悖论； (4)以年份Year为门槛变量，假设检验拒绝信息化对农村经济增长的线性模型的零假设，即存在时间门槛效应，同时假设随着时间的推移，信息化对农村经济增长的影响逐渐增强，可能在研究初期出现生产率悖论； (5)以资本投入LnK为门槛变量，假设检验拒绝信息化对农村经济增长的线性模型的零假设，即存在资本投入门槛效应，且存在基于资本投入门槛的生产率悖论。 三、变量选取与数据来源 本文的检验区间为2000-2012年的年度数据，截面个体包括了全国及内地扣除西藏后的31个省、市、自治区。其中，产出Y采用各地区农林牧渔业总产值，数据来自2001-2013年《中国农村统计年鉴》，为消除价格因素的影响，对于农林牧渔业总产值，我们以2000年价格为基准，按《中国统计年鉴》中“国内生产总值指数”的“第一产业国内生产总值指数”进行调整，将农林牧渔业生产总值的名义值换算为实际值；物质资本的投入K，采用农村地区固定资产存量作为农村地区物质资本的衡量指标，由于在我国的农村统计中没有直接的农村的资本存量统计数据，本研究采用国际上通常使用的永续盘存法进行计算，公式为：
，其中，
，分别表示T期的资本存量和新增投资，δ为几何折旧率。根据相关研究并结合我国农村投资的实际，δ的值假设为5％。
使用2001-2013年《中国农村统计年鉴》中农村地区的固定资产投资总值数据。基期的资本存量，本研究借用霍尔和琼斯(1999)以及Young(2000)所采用的方法进行计算，公式为：
，其中，
为基期的投资，g为投资的年平均增长率[23]。为消除价格因素的影响，本研究同样选取2000年为基年，使用《中国农村统计年鉴》中的各地区投资指数对其进行调整。劳动力投入L采用各地区的农村劳动力人数。关于信息化水平的衡量方法较多，本文将代表农村信息化实现的物质载体，即农村居民家庭平均每百户主要耐用消费品电脑(dn)、彩电(csds)、黑白电视(hbds)、固话(gh)和移动电话(yh)等的拥有量，采用因子分析法测算出不同年份各地区的信息化指数，以此表示信息化水平。本文采用这种方法的原因如下：第一，电脑、彩电、黑白电视、固话和移动电话等信息装备，是农村信息化实现的物质载体；第二，这些信息装备数量和装配质量能反映出当地的信息基本建设水平、信息传播的渠道以及对信息资源的利用程度，因而能较全面反映当地的信息化水平；第三，农村信息化指标没有直接数据，根据业内惯例用的是替代数据，因为用于国家层面的信息化替代指标如邮电业务额、信息化投入经费、网民数量等在该行业各地区没有完整的数据，因而用电脑、彩电、黑白电视、固话和移动电话等信息装备作为替代数据是可行的。所有数据的统计量描述如表1所示。
四、实证结果和分析 (一)信息化与农村经济增长关系的一般性检验 基于面板数据对模型(1)和(2)分别进行回归，通过F统计量检验和Hausman检验，二模型均应采用固定效应模型，其回归结果如表2所示。 从表2可知，信息化要素对农村经济增长起到了正向的促进作用，资本、劳动力和信息化的弹性系数分别为0.295、0.072和0.176，说明各地区物质资本、人力资本和信息化要素每增长一个单位，可以带动农村经济增长0.295、0.072和0.176个单位。比较模型(2)与模型(1)回归结果，资本投入与劳动力投入对农村经济增长的弹性系数没有太大的变化，说明信息化要素对农村资本和劳动力的投入影响并不大。
(二)门槛效应检验 本文分别以LnI、LnY、LnK和年份Year为门槛变量，采用Hansen(1996)提出的LM(Lagrange multiplier)检验考察是否能拒绝线性模型(即无门槛值)的零假设，发现LnY作为门槛变量时不拒绝零假设，即不存在经济增长的门槛效应，故下文逐个分析以LnI、LnK和年份Year分别为门槛变量时的检验结果。 1.信息化发展水平门槛效应检验 首先运用Hansen面板数据门槛模型，以信息化发展水平作为门槛变量，检验信息化水平对农村经济增长的影响是否存在门槛效应。首先进行单门槛检验，结果发现面板数据门槛效应检验的似然比值R(LR Test for threshold effect)为7.352，F检验值为8.309，相伴概率为0.005，拒绝原假设，说明存在单门槛。继续进行双门槛检验，其F检验值为10.163，相伴概率为0.001，继续拒绝原假设，说明存在双门槛应该采用双门槛回归模型进行回归，继续进行3门槛检验，但其中二、三阶段回归系数均没有通过统计检验，其门槛效应检验结果如表3所示，综合均衡后采用双门槛进行回归，信息化水平门槛值的筛选结果如表4所示。
信息化水平的两个门槛值分别为4.003和4.387，换算成原始值后实际信息化水平门槛为54.73％和80.41％(见表4)，这两个门槛值将中国各地区的农村信息化水平分为高、中、低三种类型，样本数据数量分别为132、230、41个。
根据回归结果表5可知，随着信息化水平提高，其弹性系数是下降的。信息化发展水平低的时候对农村经济增长影响最大，回归系数为0.468，其次是中等信息化水平，回归系数为0.449，高信息化发展水平与农村经济增长相关程度最小，回归系数为0.408，因而，意味着存在信息化对农村经济增长的高水平陷阱。信息化发展水平与农村经济增长在三个阶段都是正相关，验证了前面的假设1中的存在门槛效应，但不存在信息技术生产率悖论。 虽然我国农村经济增长不存在信息技术生产率悖论，但并不是线性的，呈现出信息化不同发展水平的异质性。从回归结果看出，模型中资本投入和劳动力投入的弹性系数之和不到0.4，说明农村经济增长是属于规模递减的，信息化水平对农村经济增长的三阶段影响，恰巧与农村经济的规模报酬递减相一致。农村资本投入与农村经济增长也是正相关，回归系数为0.299，农村劳动力投入对农村经济发展的影响因没有通过检验，故不显著。比较资本、劳动和信息三种投入要素对农村经济增长的影响可知，信息化发展水平对农村经济增长的弹性系数最大，三个阶段分别是0.468，0.449和0.408，资本投入次之，弹性系数为0.299，劳动力投入对农村经济发展影响不显著，说明近期农村经济的增长更多的得益于农村信息化水平的提高。
根据以上结果，信息化水平低的地区，信息化的弹性系数最高，每增加1％，会带来农村经济增长0.468％；信息化水平中等地区的弹性系数次之，每增加1％，农村经济增长0.449％；信息化水平高的地区弹性系数最低，每增加1％，经济增长0.408％。因而应调整信息资源的分配，要向在信息化水平较低的地区倾斜，加强这些地区的信息化基础设施建设，以有效地提升信息不发达地区农村经济的增长。 2.时间门槛效应检验 以时间作为门槛变量，仍然运用Hansen的面板数据门槛模型，检验结果显示，存在两个时间门槛，门槛值的筛选结果如表4所示，其门槛效应检验和回归结果如表3、5所示。 两个时间门槛值分别为4.11和11.11，换算成原始值后实际信息化水平门槛为2003年和2010年，这两个门槛值将中国农村信息化发展水平分为三个阶段，三阶段的样本数据数量分别为124、217、62个。 根据时间面板门槛回归结果见表5。在2003年之前，信息化发展水平对农村经济增长影响没有通过检验，说明农村经济的发展与信息化没有什么关系；第二、三阶段均通过检验，2003到2010年，回归结果显示，信息化水平对农村经济增长的回归系数为0.163；2010年之后，信息化发展水平对农村经济增长影响程度增大，回归系数为0.174。所以，验证了前面的假设3，说明我国农村经济增长在时间作为门槛变量时，存在信息技术生产率悖论。同样，回归结果呈现出不同阶段信息化对农村经济增长影响的异质性。从2003年之前的农村经济增长与信息化无关，到2003-2010年期间的弹性系数0.163，再到2010年之后0.174。说明随着时间的推移，信息化对农村经济增长的影响越来越大。究其原因，认为随着时间的发展信息化结构越来越合理，互联网介入农村信息化深度增加，从而对农村经济发展起到更好的推动作用。农村资本投入与农村经济增长也是正相关，回归系数为0.221，农村劳动力投入对农村经济发展的影响是负值，但检验仍然没有通过。 3.资本门槛效应检验 以资本投入作为门槛变量，仍然运用Hansen的面板数据门槛模型，检验资本资本的投入在信息化对农村经济增长影响过程中是否存在门槛效应。检验结果发现资本投入存在双门槛，门槛值的筛选结果如表4所示，其门槛效应检验和回归结果如表3、5所示。 资本投入的门槛值分别为4.296和5.912，换算成原始值后实际资本投入门槛为73.41亿元和369.56亿元，这两个门槛值将信息化水平对中国农村经济增长的影响分为三个阶段，三阶段的样本数据数量分别为60、199和144个。 根据资本面板门槛回归结果表5可知，在第一个阶段τ＜4.341，信息化发展水平对农村经济增长影响没有通过检验，说明农村经济的发展与信息化关系不大；第二、三阶段回归结果显示，信息化水平对农村经济增长的弹性系数分别为0.165和0.189，均在90％的水平以上通过检验，随着资本投入的增加，信息化发展水平对农村经济增长影响程度增大。说明对农村资本投入的增加中，同时增加了对农村信息资本的投入，从而农村的信息化水平得以提高，继而促进了农村经济的高速增长。所以，验证了前面的假设4，说明我国农村经济增长在资本作为门槛变量时，资本投入的第一个阶段存在信息技术的生产率悖论。农村资本投入与农村经济增长也是正相关，弹性系数为0.244，农村劳动力投入对农村经济发展的影响仍然没通过检验。 五、结论 本文以中国农村为研究对象，首先根据包含信息化要素的新经济增长模型，笼统地分析了信息化对农村经济增长的关系，然后基于门槛面板模型，分别以农村信息化水平指标、农村资本投入和时间作为门槛变量，研究了在不同门槛变量的条件下，信息化发展水平对农村经济增长的影响，最终的研究结果如下： 第一，研究证实了信息化发展水平与农村经济增长之间存在正相关关系，已成为影响农村经济产出的重要因素，而且全面地转变了农村经济增长的方式，但农村信息化要素并没有改变资本和劳动力投入对农村经济增长的弹性。从资本投入、劳动力投入及农村信息化的弹性系数可知，农村信息化已经成为农村经济增长的主要源泉。 第二，以信息化发展水平作为门槛变量进行检验时，信息化水平对农村经济增长的影响存在双门槛，在三个阶段中信息化发展水平与农村经济增长之间都是正相关关系，不存在信息技术生产率悖论，但是三个阶段信息化水平对农村经济增长具有不同的弹性系数，呈现出信息化不同发展水平的异质性。而且随着信息化水平提高，其弹性系数是下降的，信息化水平低的地区，信息化的弹性系数最高，信息化水平中等地区次之，信息化水平高的地区弹性系数最低，意味着存在我国农村在利用信息技术促进农村经济增长的高水平陷阱。但整体而言，中国农村在利用信息技术发展促进农村经济增长方面还存在较大的潜力。因而我国应调整信息资源的分配，向信息化水平较低的农村地区倾斜，加强这些地区的信息化基础设施建设，从而有效地提升农村经济的全面增长。 第三，以时间作为门槛变量，检验结果显示存在2003和2010年两个时间门槛，在2003年之前存在信息技术生产率悖论，随着时间的推移，信息化水平突破了门槛值，对农村经济增长的影响越来越大。主要原因认为随着时间的发展信息化结构越来越合理，互联网介入农村信息化深度增加，从而对农村经济发展起到更好的推动作用。这与国外学者认为“生产率障论”的存在具有阶段性，在不同发展水平国家和地区的不同阶段都会存在一定程度的信息技术“生产率悖论”，随时间的推移，“生产率悖论”现象将逐步得以解决的观点不谋而合。 第四，在资本投入作为门槛变量时，检验发现存在双门槛，资本投入的第一个阶段存在信息技术的生产率悖论，后两个阶段突破门槛后，信息化水平对农村经济增长影响是递增的，说明对农村资本投入的增加中，同时增加了对农村信息资本的投入，从而农村的信息化水平得以提高，继而促进了农村经济的高速增长。这说明农村信息化基础设施已经成为农村经济发展的重要基础设施，因此，在目前由传统农业向新型农业发展的转折时期，我们需要将农村信息化设施作为农村基础设施的一部分，通过加大农村信息化基础设施建设的力度，并作为优先建设的重点，优化农村资本投入的结构，以促进农业经济增长方式的快速转变，从而进一步拉动农村经济的增长。 收稿日期：2015-01-16 修回日期：2015-06-18
标签：生产率论文; 弹性系数论文; 回归模型论文; 中国农村统计年鉴论文; 面板数据论文; 信息化管理论文; 信息技术的发展论文; 投资资本论文; 信息化农业论文; 经济增长论文; 信息发展论文; 经济论文; 投资论文;
中国农村信息化是否存在“生产力悖论”？基于阈值面板回归模型的检验_生产率论文
下载Doc文档