数字经济、基本公共服务均等化与农民农村共同富裕

洪茹菲 吴建华

［提要］数字经济发展可充分发挥数据要素对生产力的提振效能,为农民农村共同富裕形塑新优势。选取2010-2021年国内省级行政区面板数据,实证分析数字经济对农民农村共同富裕的影响,以及基本公共服务均等化在其中的作用机理。结果表明:数字经济发展有利于推动农民农村共同富裕;延展农业全产业链路、推动农村服务业融合发展、以技术演进布局新业态以及培育新型农业经营主体是数字经济影响农民农村共同富裕的传导路径。数字经济、基本公共服务均等化与农民农村共同富裕三者间具有突出的非线性门槛关系,即数字经济对农民农村共同富裕积极作用的发挥受基本公共服务均等化水平制约。耦合协调检验发现,数字经济与农民农村共同富裕的耦合协调度越高,越会为农民农村共同富裕带来利好。因此,地方政府应深入实践数字乡村建设,推动农业全产业链数字化发展;扎实推进基本公共服务均等化,落实区域协调发展战略;强化农业农村现代化演进,培育新型农业经营主体,最终助力实现农民农村共同富裕。

一、引言与文献综述

共同富裕是社会主义的本质要求,是中国式现代化的重要特征。党的二十大报告提出,“健全基本公共服务体系,提高公共服务水平,增强均衡性和可及性,扎实推进共同富裕”。习近平总书记强调,“促进共同富裕,最艰巨最繁重的任务仍然在农村”。农民农村共同富裕是实现全体人民共同富裕的重要组成部分,也是乡村振兴战略的行动指引。尽管当前中国已经步入扎实推进共同富裕的历史阶段,但发展不充分不平衡问题仍然突出。城乡区域发展和收入分配差距较大,阻滞农民农村共同富裕实现。立足于新发展阶段,扎实推动农民农村共同富裕,是全面实现乡村振兴、促进城乡融合的关键举措,亦是实现全体人民共同富裕的重中之重。

针对如何推进农民农村共同富裕,诸多学者着眼于强化农村人力资本积累、增进乡村金融服务、落实城乡协调发展政策引导与激活农业经营主体参与机制等视域展开深入剖析。(姜长云,2022;(1)黄祖辉等,2021;[2]谭燕芝等,2022;[3]吕德文等,2022[4])然而,鲜有研究关注数字经济这一特殊资源要素对农民农村共同富裕可能带来的影响。事实上,数字经济作为当前国际经济与社会发展的关键动能,也是实现农民农村共同富裕的重要抓手。特别是随着中国进入全面推进乡村振兴与现代化农业体系建设阶段,数字经济与农业全产业链间的联系日益紧密,成为弥合城乡发展差距的动力机制,对农民农村共同富裕发挥底层驱动作用。从时间上看,努力推进农民农村共同富裕与数字经济快速发展时期相吻合。从目标来看,数字经济内蕴的分享性与高技术特征,与农民农村共同富裕目标高度契合。采取多元措施提升数字经济发展水平,着力发挥数据要素对农村生产力的提振效能,必将对农民农村共同富裕带来深远影响。那么,数字经济究竟对农民农村共同富裕有何影响?具体传导机制有哪些?及时回应这些疑问,对于推动农民农村共同富裕具有理论价值与现实意义。

与此同时,基本公共服务均等化作为数字经济在农村扩散应用的现实依托,能够干预数字经济对农民农村共同富裕的影响效能。在国家发展改革委印发的《“十四五”公共服务规划》中,明确提出“健全完善公共服务制度体系、推动公共服务发展,是落实以人民为中心的发展思想、改善人民生活品质的重大举措,是促进社会公平正义、扎实推进共同富裕的应有之义”,强调城乡基本公共服务对于农民农村共同富裕的积极作用。农民农村共同富裕“何以要”建设基本公共服务均等化、基本公共服务均等化又“何以能”助力实现农民农村共同富裕,阐明基本公共服务均等化与农民农村共同富裕二者间的内在逻辑,表明推进基本公共服务均等化是实现农民农村共同富裕的重要路径。

基于学界既有研究成果而言,涉及数字经济与农民农村共同富裕间关系的相关文献,主要在于研判数字技术对乡村经济发展的影响效能。国外学者普遍认同,数字技术可为农业对接市场供需情况、纾解信息不对称困厄以及控制农户运作风险,由此推动农业经济发展。(Mushi Gilbert E,2022;[5]Zyablitseva IV,2022;[6]Vardanyan SA,2022[7])国内相关研究可划入定性与定量两个类别。就定性研究而言,夏显力等(2019)发现,农业在数字技术与人力资源的加持下,实现产品数量与质量双提升,利于提振农业经济整体效益;[8]秦秋霞等(2021)认为,落实数字技术与人才储备的“技术跨越”举措,以数字技术推动国内农产业现代化演进,能够有效发挥后发优势,达成乡村经济跨越式发展;[9]杨建利等(2021)立足于“农户-技术-产业”的有机互动视域,提出数字技术可为农业全产业链布局与结构升级提供客观可能与增长空间。[10]以此为基础,李健(2022)[11]、唐文浩(2022)[12]等学者探究实现农民农村共同富裕所面临的现实困厄,提出依托数字技术助力现代农产业建设的微观路径。就定量研究而言,部分学者借助不同样本实证探究数字技术对农村经济发展、农户收入增加的积极影响。周晓辉等(2021)探究了数字技术与提振农产业绿色全要素生产率间的非线性关联;[13]刘亦文等(2021)通过空间杜宾模型,研判数字技术对中国农业绿色全要素生产率的空间溢出效应。[14]此外,王定祥等(2022)以熵权法测算了国内数字技术与农业全产业链发展的耦合协调特征。[15]

前述研究成果为本文积淀了扎实理论基础,但尚未解释数字经济对农民农村共同富裕的影响及其可能具有的地区异质性。较之于既有文献,研究取得一些创新性边际效益:第一,系统梳理数字经济对农民农村共同富裕的影响机制,并立足基本公共服务均等化视域,探究该影响潜在的地区异质性特征,有利于延伸并完善数字经济与农民农村共同富裕理论体系。第二,以2010-2021年国内省级行政区面板数据,实证分析数字经济对农民农村共同富裕的影响效能,对既有研究形成补充镜鉴。第三,将不同地区间异质性纳入考量,聚焦基本公共服务均等化地区差异及其影响数字经济与农民农村共同富裕的传导机制。将基本公共服务均等化设定为门槛变量,实证探究数字经济的基本公共服务均等化门槛效应,有助于厘清数字经济、基本公共服务均等化与农民农村共同富裕的内在关联,由此为推进乡村振兴战略、实现农民农村共同富裕提供经验证据。

二、理论分析与研究假设

(一)数字经济与农民农村共同富裕

研究从农业全产业链路延展、农村服务业融合发展、新业态技术布局演进以及新型农业经营主体培育四个方面入手,厘清农民农村共同富裕的发展意涵。在此基础上,剖析数字经济影响农民农村共同富裕的内在机制。

第一,数字经济可强化农产业链条中的协同联结,为农业全产业链路延展带来利好。伴随农村数字经济的持续发展,互联网与物联网对农业全产业链建构形成加持,促使智能农业工厂与智慧农业产业园不断涌现。这推动涉农产业链各节点资源共享程度加深,逐渐消除城乡产业间信息不对称问题,利于提升农业发展成效,助力农民农村共同富裕。且在数字集成技术的基础上,农作物种植、加工、销售与运输全链条得以深挖,凸显各类数据收集、汇总、筛选与研判价值。这使得农业全产业可达成对市场需要和经营反馈的动态监测,进而依据消费偏好科学调适农产业生产加工实践。这促使农业经营主体可不断迭代农副产品交易路径与流通体系,持续优化农业全产业链产品质量、经营体量与流通规模,实现农村产业规模持续扩张,加快农民农村共同富裕。因此,数字经济可强化农业上下游信息传导,有力拉动农业全产业链路延展,进而助力农民农村共同富裕。

第二,数字经济可推动数字技术与农村服务业有机协同,助力农村服务业融合发展。深度发掘并发挥农业的综合职能,提升农业市场供给丰富性与结构多元性,是实现农民农村共同富裕的重要抓手。随着数字经济在农村落地铺开,农村数字基础设施渐趋优化,数字信息技术广泛运用。这为乡村文旅、休闲农业与文化体验等农村新兴服务业态搭建起数字化传播渠道与交易平台。凭借数字经济带来的平台效应,农村服务业经营主体可冲破地理意义上的现实区隔,有效获知需求变动态势与消费偏好演进,并向市场投放更多契合消费端需要的服务业态。由此,数字经济不仅可为消费者提供优质服务,而且有利于扩大农村服务业交易规模,可延伸农产业文化属性和增值空间,由此实现农民农村共同富裕。

第三,数字经济可助力前沿数字信息技术向传统农业范畴逐步浸润,为新兴业态的技术布局演进带来利好。大数据、人工智能、移动互联网与云计算等数字技术逐步应用于农业领域,达成对农产业链种植、加工与销售全流程的智慧经营运作与高效资源配置。由此,推动农业种植经营者、农副产品流通企业以及农业电商平台团队弥合信息鸿沟,提升农业劳动生产率与涉农项目投资收益率,加快农民农村共同富裕实现进程。此外,数字经济携带的技术扩散使得农业、工业与服务业在农村经济中的现实区隔日益模糊。产业间协同交叉特质渐趋突出,进而带动智慧农场、乡村电商等新业态的技术布局与迭代演进。新业态作为现代农业技术、经营管理方案与传统农业体系相互交融的衍生品,其渗透式发展不仅加快农村产业结构转型,还利于增进城乡融合,为实现农民农村共同富裕带来利好。

第四,数字经济可提振现代农业发展管理水平,着力培育新型农业经营主体。农业龙头企业、农民专业合作社、专业大户以及家庭农场等新型农业经营主体是农民农村共同富裕的主导力量。数字经济能够提升新型农业经营主体捕捉市场动态的准确性与时效性,推动新型农业经营主体持续接纳前沿农业产业技术与管理现代化模式,着力提升农业经营管理水平。[16]伴随农业经营管理模式渐进优化,既有农业经营主体可持续提升自身市场竞争力,由传统种植、养殖作业向现代加工、流通环节延伸。这促使农产业收益稳健提升,为农民农村共同富裕提供现实依托。综上,研究提出假设如下:

假设一:数字经济有利于推动农民农村共同富裕。

(二)数字经济、基本公共服务均等化与农民农村共同富裕

前述理论是基于“地区同质性”前提假设下的逻辑分析,然而由于地理位置、资源禀赋、经济基础等现实差异,中国不同地区间农业农村发展水平存在突出异质性。为农村数字经济发展奠定基础的基本服务均等化更表现出明显地区不均衡态势。事实上,国内不同地区基本公共服务供给水平具有较大差距,致使数字经济对农民农村共同富裕的影响效能也存在差别。[17]也就是说,数字经济对农民农村共同富裕的影响效能在一定程度上受到基本公共服务均等化的干预。在基本公共服务供给水平差异较大的地区,囿于教育、文化等基本公共服务水平参差不齐,数字化发展意识淡薄,致使农村缺乏借力数字经济、利用数字技术与开发数字资源的业务能力与实践探索。在基本公共服务影响下,地区农业经营主体难以通过多元数字平台获知市场动向、发布产业讯息,更无法推进对涉农数字技术与数字资源围绕产业增收展开深层应用,由此阻滞农民农村共同富裕的实现。相反地,若区域基本公共服务均等化水平较高,在教育与文化的发展积淀下,地区农产业参与者对数字经济有更清楚的认识,对涉农数字技术与数字产业资源进行更为高效的利用,从而推动农民农村共同富裕。由此可知,在基本服务均等化不同水平下,其对数字经济推动农民农村共同富裕的影响具有门槛性或异质性。因此,研究提出假设如下:

假设二:在基本公共服务均等化水平越高的地区,数字经济越有利于推动农民农村共同富裕。

三、研究设计

(一)模型构建

1.基准模型

为对假设一展开实证检验,研究参考周慧等(2022)[18]、鲁钊阳等(2022)[19]采用的主要方法,构建面板计量模型如下:

RCPit=α+βDEit+λXit+μit

(1)

上式中,i表示区域,t表示时间;α代表常数项;DE与RCP各为数字经济和农民农村共同富裕;X为控制变量;μ为随机误差项。

2.引入基本公共服务均等化影响的实证模型

为实证检验假设二,研究以基准模型(1)为基础,借鉴Leng etal(2022)的建模方案,[20]设定面板门槛计量模型如下所示:

RCPit=α+β1DEitI(BPSit≤δ1)+β2DEitI(δ1

+β3DEitI(δn-1

(2)

上式中,BPS为基本公共服务均等化,在实证模型中为门槛变量,δ为具体门槛值,I(·)表征指示函数。其它变量符号和式(1)相同。

(二)变量选取

1.被解释变量:农民农村共同富裕(RCP)

既有研究成果多以协调发展指数法与熵值法测度农民农村共同富裕发展水平。例如,涂圣伟等(2022)以计算农村全产业链经营预期数额与实际数额为基础,采用协调发展指数法测度了农民农村共同富裕水平;[21]谭燕芝等(2022)立足于高能级农产业体系建设、高浓度政策创新实践、高标准农产业绿色发展以及现代乡村高品质生活等维度,借助熵值法测算地区农民农村共同富裕水平。[22]较之于协调发展指数法,在相关研究中运用熵值法既可全面反映农产业在异质性方面的经济营收状况,又能够准确表征农民农村共同富裕的整体发展态势。是以,此处借鉴申云等(2022)[23]方法,建构农民农村共同富裕综合评价指标体系(如表1所示)。同时,研究采用熵值法测度各项指标所占权重,对其加权求和得到2010-2021年国内各省级行政区的农民农村共同富裕水平。

表1 农民农村共同富裕综合评价指标体系

具体研究步骤为:

首先,对原始研究样本指标进行标准化处置:

(3)

上式中,Xijt表征t时间i地区(i=1,2,…,m,m为省级行政区数量)第j项样本指标(j=1,2,…,n,n为指标个数)经标准化后的数值,xijt是原始指标,max(xjt)表示全部年份中第j项样本指标的最大值,min(xjt)则表征最小值。

其次,测度t时间i地区第j项样本指标的权重Sijt:

(4)

再次,测算t时间第j项样本指标的熵值Ejt:

(5)

在此基础上,计算t时间第j项样本指标的权重Wjt:

(6)

最后,测度农民农村共同富裕综合评价指数RCPit,该指数取值范围为[0,10],数值愈大反映出农民农村共同富裕水平愈高;反之则反是。

(7)

2.解释变量:数字经济(DE)

当前国内农村数字经济的发展指标尚未形成直接数据,借鉴陈文等(2021)[24]、Tang etal(2022)[25]等学者在相关研究中的常规方法,基于农户中平均每千户光纤宽带接入端口数量以及其计算机、智能手机等数字信息设备社会保有量作为样本。以此为基础,通过熵值法测度2010-2021年国内各省级行政区的数字经济指数(具体计算路向与农民农村共同富裕水平测度相同),最终研判农村数字经济发展水平。二者数量以及质量能够有效表征农村地区数字经济基础设施建设水平、反映农户对数字技术的应用程度与对数字资源的利用能效,可相对全面、准确刻画该省级行政区农村数字经济发展状况。

3.门槛变量和控制变量

基本公共服务均等化(BPS)是研究的门槛变量,参考刘小春等(2021)[26]做法,以公共服务供给指标和公共服务需求指标两项进行表征。具体来看,研究选取社会保障覆盖率、就业率以及受义务教育人口作为研判公共服务供给指标(BPS1)的样本;以最低参保人数、失业人口与就业再培训比例作为研判公共服务需求指标(BPS2)的样本。在此基础上对两类指标展开对比分析,通过熵值法测度国内各省级行政区基本公共服务均等化水平。

研究参照相关研究(王大哲等,2022;[27]Ravshanov A,2021;[28]何雷华等,2022[29]),选取如下控制变量:(1)乡村数字金融(RDF),以各省级行政区金融机构涉农互联网贷款余额与地区农林牧渔服务业总营收之比进行表征;(2)涉农技术迭代(ATI),利用各省级行政区农产业发明专利授权数量与农产业R&D人员全时当量来反映;①(3)农产业创新创业(AIE),通过各省级行政区农村创新创业参与人数(农户个体经营者+私企投资经营者)在农村地区就业人员总数中占比进行表征;(4)数字农业机械(DAM),以各省级行政区数字农机总动力与农产业从业人员数量之比来表征。

(三)数据说明

为保证数据可得性与连续性,研究选取国内除港澳台与西藏外30个省级行政区2010-2021年间的样本数据。原始数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国农业年鉴》《中国农村金融服务报告》以及各省级行政区统计局发布数据。表2报告了全部变量的描述性统计结果,表中末列为农民农村共同富裕变量和其他变量的皮尔逊相关系数。可以看出,研究选择的所有变量与农民农村共同富裕变量均表现出正相关,且通过5%水平的显著性检验。其中,数字经济与农民农村共同富裕的系数符号为正,证实数字经济可对农民农村共同富裕产生积极影响。以此为基础,研究将通过实证测度,对数字经济与农民农村共同富裕间的内在关联展开进一步探究。

表2 变量描述性统计

四、实证检验与结果分析

(一)数字经济对农民农村共同富裕的基准影响检验

为借助模型(1)探究变量间关系,此处先对核心解释变量是否具有多重共线性进行检验。由估计结果可知,单一解释变量的方差扩大因子(VIF)最大数值是2.95,总体模型的VIF数值是1.98,二者均显著低于10,证实研究中解释变量间未出现多重共线性困厄。而后,采用LM检验、F检验与Hausman检验对模型(1)在固定效应模型、随机效应模型以及混合效应模型三种形式中选择。实证结果表明前述检验均在1%水平呈现显著,说明研究基准检验应采用固定效应模型(FE)。因而,研究通过FE检验对模型(1)展开回归,结果见表3模型(1)列。表中模型(2)列则为选择RE检验方法的回归结果。后文研究将以模型(1)作为主导。

表3 基准检验结果

由表3FE检验法的回归结果可知,模型(1)的拟合优度(R2)是0.7538,反映出模型总体拟合水平较高。就数字经济(DE)回归结果而言,其对农民农村共同富裕的影响系数符号为正,且在1%水平呈现显著。这说明数字经济可对农民农村共同富裕带来利好,假设一得证。从现实发展态势来看,样本观测期间国内各省级行政区数字经济发展与农民农村共同富裕水平均取得长足进步。且数字经济的持续演进恰为助力实现农民农村共同富裕的关键因素。着眼于控制变量估计结果,除涉农技术迭代外,其它三项控制变量的估计系数均至少通过5%水平的显著性检验。这表明乡村数字金融、农产业创新创业与数字农业机械均可对农民农村共同富裕形塑积极影响。

(二)数字经济对农民农村共同富裕的分维度影响检验

为进一步剖析农村数字经济影响农民农村共同富裕的作用路径,研究将农民农村共同富裕的四项指标(农业全产业链路延展、农村服务业融合发展、新业态技术布局演进以及新型农业经营主体培育)作为被解释变量分别引入式(1)中展开回归检验,结果见表4。由此可知,数字经济的系数符号均为正且通过显著性检验,证实数字经济可推动农业全产业链路延展、农村服务业融合发展、新业态技术布局演进与新型农业经营主体培育。即着力延展农业全产业链路、推动农村服务业融合发展、以技术演进布局新业态以及培育新型农业经营主体确为数字经济影响农民农村共同富裕的传导机制。相较而言,数字经济对农业全产业链路延展、农村服务业融合发展以及新型农业经营主体培育的影响系数显著超过新业态技术布局演进,反映出数字经济主要经由延展农业全产业链路、推动农村服务业融合发展与培育新型农业经营主体三大路径推动实现农民农村共同富裕。

表4 分维度检验结果

(三)数字经济对农民农村共同富裕的门槛效应检验

1.门槛效应检验

借鉴Andrii Sakhno etal(2019)的相关研究[30],此处先采用Bootstrap法检验门槛效应存在与否,结果见表5。依据单一、双重以及三重门槛检验得到的F值以及P值可知,农村基本公共服务均等化中的公共服务供给均等化(BPS1)与公共服务需求均等化(BPS2)均通过双重门槛效应检验,说明此处应采用双重门槛模型。建构门槛模型后,需确定具体门槛数值。研究通过最小残差平方和测度基本公共服务均等化的门槛数值,估计结果见表6。其中,若以农村公共服务供给均等化(BPS1)作为门槛变量,其双重门槛估计数值为6.174与14.817;若以农村公共服务需求均等化(BPS2)作为门槛变量,其双重门槛估计数值为11.785与18.845,且均在5%水平呈现显著,反映出研究检验得出的门槛数值与现实数值相耦合。

表5 门槛效应检验结果

表6 门槛数值估计结果

从门槛数值的估计结果出发,研究将观测期内30个省级行政区划入三类不同水平的基本公共服务均等化地区,如图1。若将农村公共服务供给均等化(BPS1)作为门槛变量,相应三类地区的划分界限为:水平较低地区(BPS1≤6.174)、中等水平地区(6.17414.817)。由图可知,观测期间处于水平较低地区的省级行政区数量不断降低,到观测期末年仅余两个省级行政区仍处水平较低地区行列;处于水平较高地区的省级行政区数量持续增加,截至2021年已扩充到8个;处于中等水平地区的省级行政区数量则表现为先升后降的态势。若将农村公共服务需求均等化(BPS2)作为门槛变量,相应三类地区的划分界限为:水平较低地区(BPS2≤11.785)、中等水平地区(11.78518.845)。由图可知,2010年高达20余个省级行政区处于水平较低地区,到2021年减少至2个;同时,处中等水平地区与水平较高地区的省级行政区则由9个与1个增至18个与10个。因此,在研究观测期间,国内各省级行政区基本公共服务均等化水平总体表现出大幅提振,为更优发挥数字经济对农民农村共同富裕的积极影响带来利好。

图1 2010-2021年农村基本公共服务均等化水平分地区的省级行政区数量变动态势

2.门槛参数估计

完成门槛效应检验后,双重门槛面板模型的进一步参数估计结果见表7。由表可知,若将公共服务供给均等化(BPS1)作为门槛变量,当农村公共服务供给均等化水平低于第一门槛值(6.174),数字经济的回归系数是-0.0661.未通过显著性检验;当农村公共服务供给均等化超过第一门槛值,位于第一与第二门槛值间,数字经济的回归系数转为0.1323,且在1%水平呈现显著;当农村公共服务供给均等化高于第二门槛值(14.817),数字经济的回归系数符号依旧为正,数值拉升至0.2183,且通过1%水平显著性检验。这证实,农村公共服务供给均等化程度越深,农户参与数字经济、运用数字技术以及获取数字资源的可能性越大,由此使得数字经济对农民农村共同富裕的积极影响效能也得到增益。将公共服务需求均等化(BPS2)作为门槛变量的估计结果与此近似,此处不再赘述。

表7 门槛模型参数估计结果

分析前述参数估计可知,数字经济、基本公共服务均等化与农民农村共同富裕三者间具有突出的非线性门槛关联。也就是说,数字经济对农民农村共同富裕积极影响的发挥会受到农村基本公共服务均等化的干预。在农村基本公共服务均等化程度越高的区域,数字经济发展越有利于推动农民农村共同富裕,由此假设二得到进一步验证。此外,不论以公共服务供给均等化(BPS1)抑或是公共服务需求均等化(BPS2)作为门槛变量,数字经济的系数变动态势均大致相同,表明研究结论具备较强稳健性。

着眼于控制变量的影响效能,在将门槛效应纳入考量后,所有变量系数符号均为正,且至少通过5%显著性检验,表明四项因素均有利于推动农民农村共同富裕。其中,乡村数字金融发展可提升传统金融服务的数量与质量,纾解农产业发展、农户收入增加所面临的融资约束困厄;涉农技术迭代越活跃,越可经由丰沛的数字技术要素助力农民农村共同富裕;农产业创新创业积极性越高,越有利于探索涉农新业态、深耕农业经营新路径,进而助益农民农村共同富裕;数字农业机械的应用推广可带动农业全产业链现代化发展,为农民农村共同富裕带来现实利好。值得注意的是,较之于基准回归,此处控制变量的估计结果呈现突出优化,这也侧面印证门槛模型建具备有效性与准确性。

(四)进一步讨论:数字经济与基本公共服务均等化的耦合协调检验

上述研究证实,农村基本公共服务均等化水平会影响该地区数字经济对农民农村共同富裕的推动作用。实际上,这反映出数字经济与基本公共服务均等化间可能具有的耦合协调关系。因此,对二者间内在关联展开进一步实证检验。此处借鉴兰峰等(2022)[31]在相关研究中的做法,设定国内省级行政区层面数字经济与农村基本公共服务均等化的耦合协调度模型如下:

E=(K+V)1/2

(8)

上式中,E为数字经济与农村基本公共服务均等化间的耦合协调程度,在[0,10]间取值。数值越高,表明二者间耦合协调程度越高。K为数字经济与农村基本公共服务均等化间的耦合度,公式如下:

K={(DE×BPS)/[DE+BPS]/22}r

(9)

上式中,DE为数字经济;BPS为农村基本公共服务均等化;r表示调节系数,此处设定取值为2。

研究假设模型通过得到的766份问卷拟合分析结果（表 5）表明，新疆资源基础、产业发展、政府职责、行业协会作用、企业品牌竞争力、品牌创新能力、市场营销能力、品牌影响力的路径系数依次 是 0.85、0.87、0.79、0.82、0.96、0.92、0.88、0.73，说明八要素的提升会促进新疆农产品区域品牌竞争力的整体提升，同时，这八要素都表现出较高显著水平，因此证明了假设H1—H8成立。

V为数字经济与农民农村共同富裕间的综合协调指数,公式如下:

V=α×DE+β×BPS

(10)

上式中,α与β各为数字经济与基本公共服务均等化的权重,二者具有同等重要性,故将α与β均设定取值为0.5。囿于篇幅所限,耦合协调度测算结果不予列示。

通过前述测度可知,研究观测期内数字经济与农村基本公共服务均等化的耦合协调程度总体趋高。其中,数字经济(DE)与农村公共服务供给均等化(BPS1)的耦合协调度(Z1)平均数值是0.5956;数字经济(DE)与农村公共服务需求均等化(BPS2)的耦合协调度(Z2)平均数值是0.5987,二者均处高水平耦合协调阶段。②同时,将数字经济与农村基本公共服务均等化的两组耦合协调度(Z1与Z2),各与农民农村共同富裕展开回归分析,实证结果见表8。由此可知,Z1与Z2系数符号均为正,且通过显著性检验,证实数字经济与农民农村共同富裕的耦合协调程度越高,越会对农民农村共同富裕带来利好。这也进一步证实,数字经济与农民农村共同富裕间存在非线性关联,且具有基本公共服务均等化门槛效应。以此为基础,研究可做出预判:伴随农村基本公共服务均等化水平的渐趋走高,农业经营主体借助数字技术、发掘数字资源以提升全产业链生产经营效率的意识与能力持续攀升。因此,数字经济对农民农村共同富裕的积极影响会更加突出,并经由提升农户可支配收入,激发推动农民农村共同富裕的新动能。

表8 耦合协调度回归结果

五、研究结论与政策启示

作为乡村振兴战略的出发点与落脚点,农民农村共同富裕受到数字经济与基本公共服务均等化的共同影响。本文分析了数字经济、基本公共服务均等化与农民农村共同富裕三者关系,并提出两项假设。在此基础上构建面板门槛计量模型,基于2010-2021年国内省级行政区样本数据,立足于农村基本公共服务均等化视域,实证探究数字经济对农民农村共同富裕的直接影响,同时研判了基本公共服务均等化的门槛效应。得出如下结论:第一,数字经济与农民农村共同富裕之间存在突出正相关,发展数字经济可为实现农民农村共同富裕带来利好。第二,数字经济对农民农村共同富裕的积极影响存在基本公共服务均等化门槛效应,在农村基本公共服务均等化水平的三个门槛区间,基本公共服务均等化水平越高,数字经济越有利于推动农民农村共同富裕。第三,数字经济与基本公共服务均等化的呈现显著耦合协调,随着地区耦合协调程度走高,农民农村共同富裕水平也有所提振。

前述研究结论为实现农民农村共同富裕有如下启示:一是深入推进数字乡村建设,推动农业全产业链数字化发展。地方政府应加速农村数字化进程,着力开发数字要素在农业视域的生产潜力与增收效能,推动农民农村共同富裕。强化农村5G基站、物联网等数字新基建,准确把握数字经济与农村经济的融合机制,为乡村经济现代化奠定基础,为农民农村共同富裕创造后发优势。二是扎实推进基本公共服务均等化,落实区域协调发展战略。地方政府应高度关注农村基本公共服务均等化水平及其地区异质性,应因地制宜落实制度整合,加大对农村地区的转移支付力度,提振省级政府在农村基本公共服务中的支出比重,弥合不同区域间农村基本公共服务人均经费差距。此外,还应依据不同类型公共服务内在特点,完善基本公共服务成本分担机制,兼顾短期效益与长期效应,提振农村居民当前经济水平与生活质量,为缩小城乡居民收入差距夯实基础。三是强化农业农村现代化演进,培育新型农业经营主体。地方政府可引导农业经营者经由“农业龙头企业+农民专业合作社+家庭农场”等模式构建经营合作联盟。龙头企业可对多元经营主体起到“压舱石”作用,经由专项技术支持、经营管理示范、市场供需对接等路径,达成共利共赢。农民合作社则以“定盘星”职能为成员供给优质加工、购销、仓储、融资等涉农全产业链服务,以标准化管理组织内部生产经营,推动农户增收增效,实现农民农村共同富裕。

注释：

①因国内尚未公布各省农产业R&D人员统计数据,此处依据相关研究的常规方案,以事业单位农业技术人员在事业单位专技人员中占比代替各省农产业R&D人员比例。也就是说,各省农产业R&D人员全时当量=各省总体R&D人员全时当量×(各省事业单位农业技术人员/各省事业单位专技人员)。

②借鉴傅为忠等(2021)研究方法[32],此处将数字经济与农村基本公共服务均等化的耦合协调程度划入四个等级:高水平耦合协调阶段(0.8