数字乡村赋能与农民收入增长：作用机理与实证检验——基于农民创业活跃度的调节效应研究

齐文浩，李明杰，李景波

(吉林农业大学 经济管理学院，吉林 长春 130118)

一、引言

当前，以物联网、大数据、云计算、人工智能等为核心内容的数字技术为全球变革带来了巨大的历史机遇，同时也给人们的生活带来了巨大的影响[1]。2019年我国数字经济规模超过35万亿元，占国民生产总值将近36%，对国民生产总值的贡献率高达68%[2-3]，数字经济成为我国经济增长的核心拉动力，能够积极促进就业、拉动投资和激发消费，为我国农村地区的发展带来活力，其在促进农村新的商业模式发展的同时，能够有效加快农村数字化转型以及乡村治理效能提高的进程，促进中国包容性增长，特别是对农村低收入群体收入提升效果明显[4-5]。数据显示，农村居民的人均可支配收入已经由改革开放初期的133.6元增长到2018年的14617元，增长了100多倍。但是，近年来农村居民收入增长趋势放缓，2014年、2015年、2016年人均可支配收入增长率分别为11.2%、8.9%、8.2%。人均可支配收入增率放缓引发隐忧[6]。与此同时，随着数字经济的发展，经济开始出现新增长点，农民收入能否因数字乡村建设得到提高？如何充分发挥农民创业活跃度在农村居民增收中的作用？弄清楚这些问题，不仅有助于加深对数字乡村建设与农民收入增长关系的理解，而且能够为数字乡村建设和乡村振兴战略的决策部门和实践部门提供理论参考和实践依据，也能够为完善数字乡村建设和促进农民增收政策的制定提供借鉴，帮助农业、农村、农民紧跟社会数字化发展的浪潮。

尽管数字乡村已经成为农村形态的重要组成部分，但准确评估数字乡村对农民收入增长作用的实证研究却较为匮乏，少量文献主要集中于定性描述数字乡村重要性，对如何推进数字乡村建设给出了相应的建议。虽然在国外“数字乡村”并非是成文的概念，但是早在2014年，Kapoor发现数字技术可以促进农村的经济增长[7]。Obare认为数字乡村已经成为解决农村问题的重要途径[8]。毛薇等建议从“互联网+农业/乡村治理/乡村教育/乡村文化/乡村医疗”等方面建设数字乡村，提出了从产业、生活、治理数字化三个视角推进数字乡村建设的具体实施措施[9]。信息赋能已经成为数字乡村建设的核心路径[10]。数字乡村显然已经成为促进农业高质量发展的着力点，利用好数字乡村战略规划能促进农业科技创新，优化农业政策评估，挖掘农业发展潜能，赋能农业要素升级[11]。王铮认为通过数字县域建设落实基层乡村振兴是深化农村改革的重要举措，将数字经济作为县域发展的驱动力可以促进农村经济高质量发展[12]。同时吴立凡针对西部欠发达地区的数字乡村建设问题，提出了发挥党委政府的引导性作用、构建良好数字乡村发展环境是实现乡村包容性发展的对策[13]。李翔则强调数字文化产业是数字乡村建设的重要推手，它既是现代乡村经济产业的重要组成部分，又是城乡融合以及农村产业融合的转换媒介。通过数字文化产业中“数字内容+传播”“数字创意+产品”“数字平台+文旅”和“数字工具+创客”振兴乡村经济，激发农村活力[14]。

事实上，关于农民增收问题，学界有着大量研究并已取得丰硕成果，主要观点认为农民增收源于农村税费制度变革、科技进步、城镇化发展和农村劳动力转移、农村基础设施建设等[15-16]。农业技术进步可以通过优化品种、转移劳动力和提高生产率等作用于农民收入，促使农民收入提高[17]。城镇化发展促使农民增收也得到了相关证实[15]。高越等利用倾向得分匹配(PSM)模型验证出基础设施对农村居民收入有显著的正向影响，而且生活基础设施对中部地区的增长效应最为明显，对西部和东部不明显，生产基础设施对农民收入的影响存在区域差异[18]。影响农民增收的微观因素主要有农民的市场意识、受教育层次和健康水平等。宋玉兰等通过明瑟分位数回归法，采用微观调查数据进行研究，结果显示不同层次的教育对少数民族农民的收入水平的影响具有明显的差异性，完善教育结构需要普及高教，重视职教[19]。俞福丽等通过对中国健康与营养的调查数据研究，认为在机械化程度不高的地区，健康对农村居民种植业收入的影响具有显著的促进作用，而在机械化程度较高的地区健康对农民种植业收入没有显著影响[20]。何学松等采用交互效应模型，对908户农户的调查数据进行研究，提出市场意识水平得到提高，可以增强农民的价格意识、财富意识、创新意识，从而促进其收入水平提升[21]。然而，鲜有学者考察数字乡村建设与农民的创业活跃程度对农民增收的影响。数字乡村是乡村依托数字经济，以现代信息网络为载体，实现乡村生产数据化、治理数据化与生活数据化[22]。农村数字化的发展，对农民信息的获取以及对生产要素的有效利用产生了不可估量的作用。同时信息量、信息渠道的狭隘会严重阻碍农民收入增长，我国农民获取信息渠道单一是制约农民收入增长的主要原因[23]。此外，信息的共享程度与流动性会因现代信息工具得到改变，确保农民获得更加有用的信息可以提高其信息利用效率，正向影响其对农产品的价格选择[24]。

不难发现，已有研究没有诠释数字乡村赋能农民收入增长的作用机理，缺乏数字乡村的农民增收效应定量研究，亦忽略在数字乡村发展促进农民增收的过程中农民创业活跃程度的作用。农民创业活跃程度能否使农民及时有效地利用先进的数字化生产技术，进而影响其生产和生活方式，促进其收入增长？基于此，本文采用省级面板数据并将样本分组，从数字乡村的互联网普及、电商平台、农村普惠金融三个维度，构建数字乡村赋能农民收入增长的评价指标体系，以农民的创业活跃程度为调节变量，检验数字乡村赋能农民收入增长效应的存在性。

二、研究假说

目前数字中国建设的一项重要内容是建设数字乡村，数字乡村战略能够指引乡村振兴战略的实施。在数字乡村赋能农民收入增长的过程中，农村互联网的普及、农村电商平台的兴起与发展以及乡村普惠金融体系的完善发挥了至关重要的作用。在数字乡村发展过程中，数字经济为我国的经济增长提供了强大的动力，与此同时，互联网也为我国数字经济的快速发展奠定了坚实的基础。农村居民互联网的使用通过提高农业经营性收入、工资性收入、财产性收入等促进了农民收入增长[25]。互联网是技术进步的产物，农村经济在很大程度上会因互联网的普及得到快速发展。数据显示，中国的网民数量呈上升趋势，规模不断扩大，互联网不仅在城市得到广泛使用，在农村甚至是偏远的贫困地区也呈现一种繁荣的态势。农村接入互联网宽带对于农村居民参与数字化经济至关重要[26]，农民可以通过互联网获得有关农业的各种重要信息，及时了解相关农业政策，可以在短时间内搜寻到自己所需要的信息，降低信息不对称程度，在提高农业生产效率的同时，降低农业生产成本。互联网的发展使信息变得公开化，包括农业技术、生产资料、农产品结构和市场等农业的信息能够在较短的时间内传播到世界各地，信息工具的使用能够帮助农民对生产要素进行合理分配，从而提高农业生产力[27]。农民可以通过互联网对自己生产的农产品之外的相关情况有更深刻的了解，比如消费者更愿意消费哪些农产品、哪些农产品的营养价值更高，在互联网的帮助下掌握更多的农产品信息，促进自己生产的农产品质量不断提高，提升自己生产的农产品的竞争力，扩大销量、增加收益。大多数农民没有较高的学历，几乎一辈子都在从事农业生产，互联网可以帮助这些农民尝试在非农领域开展工作，随着各种视频和会议软件的发展，面试可以采用线上形式开展，为寻求工作的农民节省了大量时间和金钱成本。这一现象在一些偏远的贫困地区更为明显，他们受到各种资源以及环境的限制，无法走出大山实现就业、挣钱养家，互联网为他们提供了一个契机，学习一定的技术，通过互联网为工作单位进行价值创造，拓宽收入渠道。

数字乡村离不开电商赋能，电商平台与淘宝主播行业的崛起，为我国数字乡村的发展带来前所未有的机遇。相关学者以浙江省缙云县为案例，阐释数字乡村经济发展的轨迹，从不同方面提出增加农民的工资性收入、非农收入等建议[28]。如今，“淘宝村”“淘宝镇”“淘宝主播”等网络名词充斥在各个角落，截止到2019年，我国的淘宝镇超过100个，淘宝村超过4000个。电子商务有助于增加农户的订单量，给农户提供了新的发展机会和可能性[29]。

一方面，电商平台的兴起促进了农村地方农产品的销售，减少了大量的库存积压造成的损失。网上购物已经成为消费者普遍使用的购物方式，农村电商则是一种拥有巨大潜力的网络营销模式[30]，它为消费者提供了能够体验现场购买农产品的渠道，向消费者展示农产品的所有生产过程，并且把产品背后的故事一同讲给消费者，让消费者感同身受，从而促进农产品的销售，线下传统的实体店无法实现上述功能。另一方面，一些青年人远离家乡，前往北京、上海、广州、深圳等大城市寻求致富之路，在积累经商经验的同时也付出了较高的生活成本，家里的老人和小孩无人照看，而随着电商平台的发展，以及政府政策的扶持，他们在远离家乡以后返乡创业，凭借着独特的机遇以及当地的特色优势，开始学习线上经营模式，借助电商发展平台，将自己生产的特色农产品销售到全国各地。所以，电商平台在一定程度上增加了创业的机会，增加了农产品的销售经营收入。此外，电商平台也促进了淘宝直播行业的发展，农村内的无业人员依靠直播带货和小视频玩家，赢得更多的粉丝和流量收入，有的甚至成为企业的签约主播，通过各种与乡村有关的热题，不仅可以对农村进行宣传，同时也增加了自己的收入。如今电子商务已经为经济不发达的地区开辟了一条促进经济增长新渠道[31]。

世界银行将“普惠金融”定义为能够使社会所有阶层和群体无障碍享受金融服务的一种金融体系[32]。长期以来，我国的农村金融服务体系并不完善，但随着数字经济的发展，数字乡村促进了农村普惠金融的腾飞与发展。数字普惠金融对提升农民收入具有重要意义，构建合理有效的数字普惠金融体系对于更好地贯彻落实支农政策、促进乡村振兴战略有效实施具有积极作用[33]。目前，我国农民收入在一定程度上因普惠金融覆盖率的提升而逐渐提高，农村金融机构在发展中不断完善，对于促进农村经济发展和缩小城乡收入差距起到了积极作用。在数字乡村发展的过程中，将数字经济应用到农村金融服务体系中，能够帮助该体系更好地为农民服务，尤其是对于偏远地区的农民而言，能够让这些农民更容易从银行借贷，从而满足他们自身的生产和生活需要，同时，随着普惠金融体系的不断完善，金融机构的服务成本不断降低，增加了金融机构收益，提升了其服务农民的积极性，促进了农民更好地进行农业生产。

当然，影响农民创业意愿的因素很多，个人及家庭原因、个人的教育水平与经历[34]、政策的支持、资金、农村的设施环境以及资源的可获得性等都会影响农民的创业意愿。随着数字乡村战略的推进，农村的网络化、现代化、信息化程度越来越高，互联网技术、电商推广平台、农村金融机构都得到了广泛应用，这些资源为农民提供了优越的创业条件，激发了农民的创业意愿。如果农民的创业活跃度高，那么他们就可能及时采用这些先进的现代化信息技术投入自身农业生产经营活动中。有更多的农民走上创业之路能促进更多的农民实现就业，促进农民增收。故本研究将农民的创业活跃程度作为调节变量。由于各地区经济的发展水平存在差异，农民的创业活跃程度也会随地区的不同存在差异性，所以本研究结合地理位置以及不同地区的经济发展水平，参考以往的区域划分方法[35]，将我国30个省份(港、澳、台、西藏自治区除外)划分为东、中、西三个区域。简言之，数字乡村赋能农民收入增长的内在逻辑关系和作用机理如图1所示。

图1 数字乡村发展促进农民增收的作用机理

基于以上分析，本文提出如下假说：

假说1：数字经济存在农民增收效应且区域表现出异质性。

假说2：农民创业活跃度正向调节数字乡村的农民增收效应。

三、模型设定、变量选取与数据来源说明

构建数字乡村和农民的创业活跃程度及其交叉项对农民收入影响进行平衡面板估计，通过交互项系数的显著性检验全国、东中西部地区农民的创业活跃程度对数字乡村与农民收入增长之间关系的调节作用。探讨数字乡村赋能农民收入增长，构建基础模型如下：

INCit=Cit+α1IPRit+α2ECIit+α3DIFit+ϑCONDit+εit

(1)

加入农民创业活跃度这一调节变量后，构建的模型如下：

INCit=Cit+α1IPRit+α2ECIit+α3DIFit+α4IPRit*FEAit+
α5ECIit*FEAit+α6DIFit*FEAit+ϑCONDit+εit

(2)

上述模型中，i代表地区，取值范围为1～30；t代表年度，取值范围为2011—2018；COND为控制变量，包括政府助农的财政支持(GE)、农业贷款支持率(AISR)和农业现代化水平(AM)；C为常数项；ε为随机扰动项。

1.被解释变量：农村居民人均可支配收入(INC)。从现有文献来看，农村人均可支配收入通常被用来反映农民收入水平[36-37]，但中国农村统计年鉴从2013年开始统计口径发生变化，2012年以前统计的是农村居民纯收入，2013年开始统计农村居民可支配收入，本研究采用农村居民人均可支配收入衡量农民收入增长情况。

2.解释变量：国内外学者对数字乡村进行了不同的评价[38-40]，但是，尚未形成一套普遍认可的数字乡村评价指标体系。结合已有的文献以及政府和社会的相关政策发现，数字乡村主要通过提高互联网的普及程度、促进农村电商平台的发展、提高普惠金融的覆盖率等方式促进数字乡村的有序健康进行，从而为农民带来更多的利益。因此本文所选取的指标主要包括互联网普及程度、农村电商的发展水平、农村普惠金融的发展程度等。本研究旨在研究数字乡村促进农民收入增长的影响效应，基于数据的可获得性以及指标的可比性，选取的具体指标如下，对于互联网的普及程度(IPR)维度，本研究选取农村宽带接入用户的数量作为衡量农村宽带普及程度的变量，预期系数为正；对于电商平台的发展水平(ECI)维度，本研究参照阿里研究院中报告的方法，将电子商务买家和卖家的交易额作为衡量地区电商平台发展水平的主要指标，预期系数为正；对于农村普惠金融的发展程度(DIF)维度，用数字普惠金融的发展指数(IFI)作为衡量普惠金融的发展程度，随着数字技术与金融业务的不断融合，普惠金融产品的覆盖率越来越高，预期系数为正。

3.控制变量：本研究选取的控制变量主要有，政府助农的财政支持(GE)，选取全国30个省(基于数据可得性，剔除港、澳、台、西藏自治区)农林水支出占地方一般公共预算支出的比重衡量各地区政府助农财政支持的情况；农业贷款支持率(AISR)，该指标反映农村金融信贷发展水平，具体用农业贷款/第一产业产值表示；农业现代化水平(AM)，采用各地区农业机械总动力表示。

4.调节变量：数字乡村和农民收入的关系往往会受到农民创业活跃度的影响。数字乡村的发展，对农村创业活跃度高的农民有较好的效果，他们能够较快地借助数字化平台进行创业，实现增收的目的；对创业活跃度低的农民效果不佳，尽管数字乡村建设为农村带来了巨大的发展机遇，但是这些农民不愿去创新、尝试新鲜的方法。故本研究将农民的创业活跃程度作为调节变量，借鉴韦吉飞对农村统计数据的研究，选取各地区历年农村私营企业投资者和农村个体创业人数占农村就业总数的比例反映农民创业的活跃程度(FEA)[41]。农村私营企业投资者个数、个体创业个数以及二者的从业总数均来源于《中国统计年鉴》。变量的具体解释如表1所示。

表1 变量定义与指标设计

考虑到数据的可获得性以及时效性，本研究选取2011—2018年的省级面板数据为研究样本，普惠金融指数采用北京大学数字金融研究中心官方网站(http://idf.pku.edu.cn)公布的相关数据，其他数据从包括《中国金融年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国统计年鉴》以及各省份的统计年鉴在内的年鉴中获得。由于各变量的数据单位不一致，例如人均收入、农村宽带接入数量、买家和卖家的交易额的单位是元或者户数，其他数据为百分比和相对系数，因此将变量进行标准化处理。

四、实证检验结果与评价

面板数据检验通常面临随机效应与固定效应选择问题，豪斯曼检验结果显示p值为0.0000，原假设被强烈拒绝，因此采用固定效益模型对面板数据进行分析，具体回归结果如表2所示。

从表2可以看出：在模型(1)中，互联网普及程度(IPR)在5%的水平上显著，电商平台的发展水平(ECI)和农村普惠金融的发展程度(DIF)这两项解释变量都在1%的水平上显著。在全国的实证结果中，互联网普及程度、电商平台的发展水平和农村普惠金融的发展程度的系数均为正，这和预期研究是一致的。互联网普及程度(IPR)的回归系数在模型(1)中通过显著性检验，这说明互联网普及程度对农民人均可支配收入具有显著的正向作用，而这种正向作用主要通过农村宽带接入用户数量的增长实现的。在模型(1)中，互联网普及程度(IPR)的回归系数是0.1265，说明互联网普及程度每上升1个标准差，农民家庭人均可支配收入(INC)可以提升12.65%。与之功能相同的解释变量，电商平台的发展水平(ECI)和农村普惠金融的发展程度(DIF)在模型(1)中的回归系数分别为0.1881和0.5423，表明电商平台的发展水平和农村普惠金融的发展程度每上升1个标准差，农民家庭人均可支配收入(INC)分别提升18.81%和54.23%。值得注意的是，农村普惠金融的发展程度(DIF)的系数高于另外两项解释变量的系数之和，这说明乡村的普惠金融发展程度在数字乡村发展中具有显著的促进和代表作用，同时数字普惠金融的发展指数(IFI)作为农村普惠金融的发展程度(DIF)的衡量指标，具有明显的科学性和数据的代表性。

表2 全国整体水平实证检验：基准回归

为证明农民的创业活跃度(FEA)对数字乡村发展具有正向的调节作用，在模型(2)中加入了与农民的创业活跃度相乘的交互项，分别是FEA*IPR、FEA*ECI和FEA*DIF。模型(2)最终回归结果显示，经过农民创业活跃度调节的互联网普及程度、电商平台的发展水平和农村普惠金融的发展程度这三项解释变量都显著，且系数均为正，除了电商平台的发展水平外，其余解释变量的系数值均有所上升，这和预期基本一致，说明农民创业活跃程度(FEA)对数字乡村促进农民增收这一过程具有显著的正向调节作用，使数字乡村发展显著促进了农民人均可支配收入总量的提高。其中互联网的普及程度(IPR)受农民创业活跃程度调节提升数值最高，这可能是因为互联网的普及促使农民能够有效利用各类技术平台，为其增加收入提供多种渠道，同时农民也可以采用农村电商的形式进行创业，二者相互促进，作用明显。

在控制变量中，政府助农的财政支持(GE)、农业现代化水平(AM)和农业贷款支持率(AISR)的回归系数全部为正但不显著，说明政府助农的财政支持、农业现代化水平和农业贷款支持率作为控制变量对农民可支配收入增长具有一定促进作用。农业现代化水平越高，农用机械利用率就越高，进而促进农业生产率的提高，农民收入的增加。政府助农的财政支持增加可以有效解决农户家庭经营和生产过程中的资金短缺问题，有助于促进农民人均可支配收入不断增长，政府助农所提供的就业岗位也会带动农民收入增长。同时，农业贷款支持率相应提高，鼓励农民扩大生产，扩大规模，提高收入。理论上，财政支农对促进农民收入增长具有重要作用，而且这也是国家多项支农政策的重要依据，但本研究实证检验结果中政府助农的财政支持(GE)的回归系数在模型(1)和模型(2)中显著性不强，这说明政府助农的财政支持在全国各地区执行效果不平衡，即在数字乡村发展建设过程中，财政支农支出和农民创业活跃程度影响效果不显著，对农民可支配收入增长有限。农业现代化水平(AM)的回归系数在模型(1)和模型(2)中显著性也不高，可能是由于本研究中农业现代化水平(AM)主要是指农业机械化水平。全国农业机械化水平不平衡，农业机械化水平越高的农村，在建设数字乡村过程中的基础设施越完善，能更好地促进农民收入增长，而农业机械化水平低的农村地区，农业现代化转型慢，数字乡村建设较差，农民收入增长率低。农业贷款支持率(AISR)的回归系数在模型(1)和模型(2)中也没有明显的显著性，农业贷款应该有效促进农村设施建设和数字乡村发展，而在全国范围内农业贷款支持率的不平衡导致贷款对农民收入的增长作用不显著，基本符合农村现实，富裕农村乐于贷款扩大建设增加规模，贫困地区不愿贷款负担风险，制约了农民收入增长。

为了确保回归结果的可靠性，考虑到不同指标选取对回归结果的影响，进一步采用农村居民人均现金收入对农村居民收入增长(INC)进行重新测度，对表2中的结果进行稳健性检验，具体检验结果如表3所示。从表3中可以看出，数字乡村对农民收入增长仍然具有显著的正向影响，同时农民创业的活跃程度能够对数字乡村对农民收入增长的影响起到正向的调节作用，结论具有稳健性。

表3 稳健性检验

我国不同地区的数字乡村发展存在一定差异，在前文研究的基础上分东、中、西部三个区域研究数字乡村赋能农民收入增长的区域异质性，同样通过豪斯曼检验的p值为0.0000，强烈拒绝原假设，因此，本文采用固定效应模型研究数字乡村赋能农民收入增长的区域异质性问题，结果如表4所示。

从表4中可以看出：在模型(1-1)中，东部地区的互联网普及程度(IPR)和农村普惠金融的发展程度(DIF)的回归系数显著为正，系数分别为0.4618和0.4843，分别在5%和1%的显著性水平上显著，说明在东部地区，互联网普及程度和农村普惠金融指数每上升1个标准差，农民家庭人均可支配收入分别可以提升46.18%和48.43%。东部地区的互联网普及程度(IPR)的回归系数与全国的相比，差值明显较大，这是因为东部地区农村互联网的普及程度增长比全国整体增长速度快，对农民收入增加的影响更为明显。而农村普惠金融的发展程度(DIF)的回归系数与全国的DIF回归系数相比较小，是由于东部地区农村普惠金融发展较早，乡村金融设施建设更加完善，因此农村普惠金融的发展对农民可支配收入的影响不及全国的增加效果。与两大正向解释变量相反，东部地区电商平台的发展水平(ECI)的回归系数不显著，可能是由于东部地区农村电商平台的发展较为成熟，在数字乡村的建设中，电商平台已趋于完善，东部地区的数字乡村更需要的是偏远农村互联网的普及和普惠金融的建设，在农民增收方面，东部地区农村电商平台的饱和使农民增收效果不明显。在模型(2-1)中，在加入农民创业活跃程度这一调节变量后，农村普惠金融的发展程度的回归系数与模型(1-1)中的数据相比有显著提高，农村普惠金融的发展程度系数增长明显高于东部其他指标系数和全国对应系数的增长量，这说明东部地区农民创业程度较为活跃，尤其是农民创业活跃度提高，可以促进农村普惠金融发展，进而加大DIF对提高农民收入的比重，东部地区的农民创业活跃程度对数字乡村发展起正向促进作用，对东部地区农村普惠金融促进农民增收具有正向调节作用。

表4 分组检验

在模型(1-2)中，中部地区互联网普及程度(IPR)，电商平台发展水平(ECI)和农村普惠金融发展程度(DIF)这三项变量分别在5%、5%和1%水平上显著。三项解释变量回归系数均为正，符合全国的回归结果，回归系数分别为0.1283、0.1248和0.7238，说明中部地区的互联网普及程度，电商平台的发展水平和农村普惠金融指数每上升1个标准差，农民家庭人均可支配收入分别将提升12.83%、12.48%和72.38%。中部地区与全国的解释变量回归系数相比，数值相差不多，农村普惠金融发展程度有明显提高，进一步说明在数字乡村发展过程中，乡村普惠金融对农民可支配收入增长有重要促进作用。在模型(2-2)中，受农民创业活跃度调节的互联网普及程度(FEA*IPR)、电商平台的发展水平(FEA*ECI)和农村普惠金融的发展程度(FEA*DIF)的回归系数均有显著提高，系数分别是0.2733、1.0798和0.6181，分别在1%、10%和1%的水平上显著，说明农民创业活跃度能够起到有效的调节作用。中部地区的电商平台发展迅速，农民创业行为主要活跃于农村电商的发展建设中，农村电商的快速发展能够激发农民创业热情，促进中部地区数字乡村建设，增加农民收入。

在模型(1-3)中，西部地区互联网普及程度(IPR)、电商平台发展水平(ECI)和农村普惠金融发展程度(DIF)的回归系数均显著为正，符合表2中模型(1)的预期结果。西部地区解释变量回归系数分别为0.1316、0.1131和0.6576，分别在5%、1%和1%的水平上显著为正。说明西部地区互联网普及程度，电商平台发展水平和农村普惠金融指数每上升1个标准差，农民家庭人均可支配收入分别提升13.16%、11.31%和65.76%。其中西部地区的IPR和ECI回归系数与表2中模型(1)中的相应回归系数相比较小，说明西部地区的互联网普及程度和电商平台发展水平低于全国平均水平，在西部地区数字乡村建设中互联网普及程度作用的发挥具有较大潜力。在模型(2-3)中，西部地区的解释变量受农民创业活跃程度调节影响不平衡。西部地区的互联网普及程度(FEA*IPR)、电商平台的发展水平(FEA*ECI)和农村普惠金融的发展程度(FEA*DIF)的回归系数分别为0.3921、0.1394和0.4868，分别在5%、1%和5%的水平上显著为正。调节后的电商平台的发展水平(ECI)和农村普惠金融的发展程度(DIF)的回归系数较模型(1-3)中的回归系数有所上升，说明西部地区的农民创业活跃程度对西部地区电商平台的发展水平与农村普惠金融的发展程度有正向调节作用，原因是西部地区经济发展相对落后。总体来看因西部地区的数字乡村发展不均衡导致农民创业活跃程度调节影响不平衡。

五、基本结论

在乡村振兴战略实施的过程中，社会各界普遍关注农民增收问题，加快乡村数字化转型是促进农民收入增长的有效途径之一。2011—2018年中国30个省份的统计数据表明，以全国整体水平来看，数字乡村通过不同形式以及联结机制带动农民各个方面发展，进而促进农民收入增长。但是这种作用效果因我国不同地区之间数字乡村建设环境的差异而存在异质性，结果显示，在较发达的东部地区，数字乡村建设比较完善，对农民的收入增长影响比较显著，而中部和西部地区数字技术不及东部地区发达，效果也比东部地区差。引入农民创业活跃度这一调节变量后的结果显示，在全国的整体水平层面，农民的创业活跃度对数字乡村与农民收入增长之间具有正向调节作用，但是由于各地区之间的资源禀赋、地理条件状况、经济发展水平存在差异，乡村的数字化水平也随之不同，农民的创业路径以及创业条件存在较大差异，故该调节变量对我国东部、中部、西部地区的影响有所不同。

基于以上结论，应充分发挥数字乡村促进农民增收的作用，本文提出以下建议：

一是提升西部地区数字设施建设，拓宽非农创业渠道，提高农民创业积极性。西部地区经济发展水平比较落后，受地域环境的限制农民大多数从事农业活动，西部地区农业创业的项目相对较少，农业资源得不到充分的开发利用，即使农民想创业，也没有足够的条件支持。因此，西部地区应该重视地区基础资源的开发建设工作，为更多的农民创业提供基础物质保障以及各种形式的创业指导，拓宽农民的就业渠道，补齐基础要素的短板，积极学习东部等发达地区各种先进的数字乡村规划经验[11]。二是加快东部地区农村产业结构转型升级，支持农民自主创业。东部地区经济发展水平比较高，农村的交通、通讯等基础设施较为完善，农民的受教育程度以及个人素质较高，具备了创业的先决条件，因此可以鼓励这些地区的农民抓住产业升级的机遇，进行大胆创业，优化农业生产模式，显著提升收入。三是鼓励中部地区的农民返乡创业。中部地区的发展水平比西部发达，较东部落后。农民大多数选择外出务工获得经济收入，这些农民在务工期间积累了经验技能和资本，拥有回乡创业的条件，所以应对中部地区的农民进行创业教育和培训，予以相应的鼓励和支持，提高中部地区农民的创业活力。总之，从各地区的长远发展来看，数字乡村的建设对农民收入的增长具有重要的促进作用，加强各地区的数字技术设施的投入力度，完善农民进行创业活动的各种必备条件，是突破农民收入增长困境、转变收入增长模式的重要举措。