数字乡村建设影响共同富裕的实证检验

龚新蜀，李丹怡，刘越

（石河子大学经济与管理学院，新疆 石河子 832000）

0 引言

数字经济作为一种全新的经济社会发展形态，已成为拉动我国经济高质量发展的重要引擎，同时也为农业农村实现跨越式发展带来了新机遇。在此背景下，数字乡村发展战略应运而生，其内涵涉及农业农村农民现代化发展的各个方面，目的在于引导数字技术应用于传统农业，推动农业生产模式、经营模式与乡村治理模式的数字化转变。数字乡村建设是信息赋能乡村振兴的重要战略布局，也是新时代背景下解决“三农”问题的破局之策，对于实现全体人民共同富裕这一目标具有历史性意义。

已有文献针对共同富裕的研究主要集中在两个方面：一是关于共同富裕内涵的辨析。刘培林等（2021）[1]、胡鞍钢和周绍杰（2022）[2]提出，共同富裕的基本内涵包括全体人民共创财富、共建共助、共享发展成果。在此基础上，学者们构建多维指标体系，为测度共同富裕发展水平提供衡量标准[1,3]。二是关于共同富裕实现路径的探讨。范从来和谢超峰（2018）[4]证明了益贫式经济增长可促进共同富裕。唐任伍和李楚翘（2022）[5]进一步诠释了三次分配在缩小收入差距、巩固分配结果、实现共同富裕中的调整作用。还有学者认为健全基本公共服务体系和振兴乡村产业均能促进共同富裕[6,7]。而数字乡村战略由于提出时间较短，因此相关研究较少。数字乡村内涵方面，王胜等（2021）[8]指出数字乡村建设得益于数字经济的快速发展，以现代信息网络为载体，以现代信息技术为推动力，核心是为乡村数字赋能，具有重构乡村经济社会发展模式的作用。数字乡村目标导向方面，温涛和陈一明（2020）[9]认为数字乡村建设旨在推动农业升级、农村进步、农民发展，为乡村振兴注入新动力。进一步研究发现，数字乡村建设可以打破城乡分化状态，加速城乡间要素流动从而弥合数字鸿沟，切实提高农民收入和消费水平[10]。数字乡村发展水平方面，崔凯和冯献（2020）[11]遵循投入产出分析框架，从数字环境、数字投入、数字效益、数字服务方面构建乡村数字经济评价指标体系。或者引入发展就绪度概念，构建了包括宏观环境、基础设施、信息环境、政务环境、应用环境在内的综合评价模型[12]。目前国内仅有少量学者研究数字乡村建设对共同富裕的影响。曹婕等（2021）[13]认为，数字乡村建设通过发挥不同效应间的协同作用，推动农业农村数字化发展，进而促进共同富裕提质增效。夏杰长和刘诚（2021）[14]研究发现，农村数字经济建设可以显著缩小城乡收入差距，提高政府服务能力，支撑共同富裕目标的实现。基于此，本文采用省级面板数据，构建数字乡村建设影响共同富裕的分析框架，并检验数字乡村建设作用于农业现代化发展、农村居民收入增加、农村居民数字素养提高，进而赋能共同富裕这一机制的存在性。

1 理论分析与研究假设

实现共同富裕的前提是物质财富极大丰富和社会生产能力极大发展，重要抓手是持续缩小贫富差距，合理配置资源，以满足人民群众对美好生活的需要。一方面，数字乡村建设助力农村经济包容式发展。数字技术在乡村的大规模应用为经济发展带来资金流、信息流、技术流的高效流动，有效加深了数字经济与乡村产业的融合，推动了农业智能化发展，带动了乡村生活的信息化、数字化转变，缓解了农村内生发展动力不足的困境，为乡村形成健康、包容的经济发展模式提供可能。同时，数字乡村建设能够通过完善数字基础设施、提高数字化治理能力、引进数字化人才等方式有效缩小城乡、区域间的差距，促进共同富裕。另一方面，数字乡村建设为满足人民群众美好生活需要提供技术支持。进入数字时代，数字商品使用价值的排他性大大降低，并通过数字平台的使用打破了时间和空间的限制，使农村居民能够平等地消费和共享数字化商品，精神生活日益富足，实现在更高水平上的供需对接，以更好地满足人民群众日益增长的美好生活需要与更好地推进人的全面发展[15]。总之，我国实施“数字乡村发展战略”是持续巩固提升网络帮扶成效的重要举措，是加快农业农村现代化进程的迫切需要，也是实现全体人民共同富裕目标的必然选择。据此，本文提出假设1：

假设1：数字乡村建设能够促进共同富裕。

数字技术的发展和应用贯穿于数字乡村建设始终，并通过不断丰富数字化应用场景帮助农民灵活制定生产、销售计划，培育农村新业态，激发农村居民劳动致富、创新致富、创业致富的积极性。农业生产方面，智慧农业赋能作业环节全过程的“智能化”转变、监测环节数据的广泛收集、管理环节数据库的建立和完善，带动传统农业全产业链改造升级，从根本上提高我国农业现代化水平。农产品销售方面，线上平台将农户、批发商、经销商、消费者等主体连接起来，实现供需信息高效准确匹配，提高农产品消费市场的信息透明度，降低搜寻成本，提升农产品溢价。乡村产业培育方面，数据、信息技术、数字化人力资源和管理要素投入乡村第一、二、三产业中，通过对传统要素重组、改造与替代，提高资源配置效率并加快产业融合，催生出云农场、创意农业、农村电子商务等新模式、新业态、新产业，使农民分享到更多的产业增值收益。据此，本文提出假设2：

假设2：数字乡村建设通过提升农业现代化水平促进共同富裕。

除地理位置外，地方保护也是造成部分农村发展落后的重要原因。电商平台的兴起激活了农村生产要素，并将老少边穷地区纳入全国统一大市场中，促进区域均衡发展。首先，依托于行政村互联网的全覆盖，农民可随时获取农业技术、农产品市场需求等重要信息，增强农产品市场竞争力，满足多元化消费需求，增加农业经营性收入。同时，新销售模式的出现，推动农产品上行、消费品下乡，加速城乡间要素、商品流动，实现城乡融合发展。在此基础上，吸引年轻人返乡创业，新岗位不断涌现，有效增加了农民的非农收入。其次，在数字时代，农村地区的绿水、青山、乡土文化被赋予新的经济价值。特色小镇、民宿等新产业发展为农民增收提供新机遇。最后，在数字乡村建设过程中，不断完善的农村金融服务体系通过积累农民金融数据，使资金以较低成本实现供需匹配，提高了小农户获得银行信贷的机会，促进农民更好地开展生产生活活动[16]。据此，本文提出假设3：

假设3：数字乡村建设通过增加农村居民收入促进共同富裕。

农村是数字基础设施建设的洼地，长期以来大多数农民无法有效利用数字化信息设备广泛获取和利用信息。现如今，通过数字乡村建设，农村各领域数字化发展水平不断提高，农村居民对数字化应用场景的适应能力不断增强，并逐渐意识到智能终端设备的便利性，有助于破解信息获取的“最后一公里难题”。一方面，从农民作为数据信息的需求者角度看，数字乡村建设凭借数字技术进一步改善了信息不对称状况，为农民多渠道学习技术、知悉市场信息、了解政策内容搭建平台，有助于提高农民数字素养，弥合城乡数字鸿沟。同时，农民个体人力资本的提高具有较强的“头雁效应”和“羊群效应”，能降低因“技术索权”而不能享有数字红利的村民比例，也为在乡村建立起具有较高数字素养的“新型职业农民”队伍提供有力支撑。另一方面，从农民作为数据信息的供给者角度看，农民对数字化应用终端使用的广度和深度越大，也就越倾向于支持农村数据的收集与积累，从而为数字乡村建设提供数据保障。此外，农民还可以利用网络平台参与乡村基层治理工作，更好地促进农民共创、共建、共助、共享幸福生活。当然，乡村生产生活的数字化转变又能反向促进农民数字素养的提升。据此，本文提出假设4：

假设4:数字乡村建设通过提高农村居民数字素养促进共同富裕。

2 研究设计

2.1 模型构建

本文建立数字乡村建设对共同富裕的影响机制实证模型如下：

其中，CWIit为i省份在t时期的共同富裕综合指数,DCIit为i省份在t时期的数字乡村建设水平，ΣControl为一系列控制变量，μi和δt分别表示个体和时间固定效应量，εit为随机扰动项。

为进一步检验数字乡村建设促进共同富裕可能存在的作用机制，在模型（1）的基础上，构建中介效应检验模型如下：

其中，Mit代表中介变量，包括农业现代化水平（RAM）、农村居民收入（lnRDI）、农村居民数字素养（RDL），其余变量含义与式（1）相同。若式（2）、式（3）中β1、γ2至少有一个不显著，则需要进行Bootstrap检验；若β1、γ2均显著而γ1不显著，则存在完全中介效应。

2.2 数据来源

本文选取2011—2020年我国30个省份（不含西藏和港澳台）的面板数据作为研究样本，考察数字乡村建设影响共同富裕的作用效果。数据主要来源于历年《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国社会统计年鉴》，以及北京大学数字金融研究中心官方网站、EPS数据库、各省份统计年鉴、统计公报等。价格类数据均以2011年为基期，采用居民消费价格指数进行平减处理，对非比值数据进行取对数处理，对评级指标数据做无量纲化处理，缺失值采用插值法补齐。

2.3 变量说明

2.3.1 被解释变量

共同富裕综合指数（CWI）。共同富裕评价指标体系构建既要符合新时代背景下人民主体共创、共建、共助、共享的内涵特征，又要体现多层次、多元化的美好生活需要。基于此，结合既有研究[4,5]，从人民性、共享性、发展性和可持续性四个维度构建共同富裕评价指标体系（见表1），并运用熵值法计算各省份共同富裕综合指数。

表1 共同富裕评价指标体系

以2011年和2020年各省份共同富裕综合指数为例，由图1可知，我国共同富裕水平存在明显差异，东部地区最高，中部地区次之。且2020年大部分省份共同富裕综合指数较2011年有所提升，西部地区提升幅度最大。

图1 2011年和2020年各省份共同富裕综合指数测度结果

2.3.2 解释变量

数字乡村建设水平（DCI）。借鉴张鸿等（2020）[12]、李本庆等（2022）[17]的做法，构建数字乡村建设水平评价指标体系（见表2），并运用熵值法计算数字乡村建设水平。

表2 数字乡村建设水平评价指标体系

2.3.3 控制变量

参考相关研究，本文选取的控制变量有：（1）财政支持力度（lnfs），采用地方财政人均公共预算支出衡量，并进行取对数处理；（2）城市化水平（ur），采用城镇化率衡量；（3）市场化水平（mar），采用王小鲁和樊纲编制的《中国分省份市场化指数报告》中的数据，并使用历史平均法补齐缺失值；（4）经济发展水平（ed），采用区域GDP增长率衡量。

2.3.4 中介变量

借鉴齐文浩等（2021）[18]研究，选取各地区农业机械总动力衡量农业现代化水平（RAM）；选取农村居民人均可支配收入的对数衡量农村居民收入（lnRDI）；数字素养是指在数字时代，居民能够通过数字设备获取、整合、理解、传播与使用数字信息的能力，在现阶段接受过初中教育的人群已具备较强学习和接受新鲜事物的能力，能够很好适应数字化应用场景，因而本文选取农村初中教育程度人数占6岁以上人口的比重作为农村居民数字素养（RDL）的代理变量。

3 实证结果分析

3.1 基准回归

采用双固定效应模型检验数字乡村建设对共同富裕的作用效果，回归结果见表3。其中，列（1）为单变量回归结果，列（2）至列（5）中逐渐控制了其他影响因素。可以看出，核心解释变量的回归系数显著为正，说明各省份大力开展数字乡村建设能够促进城乡协调发展，加快共同富裕进程。此外，考虑到数字乡村建设的共富效应可能存在较强的时滞性，故在列（6）中将滞后一期的数字乡村建设水平（L.DCI）作为核心解释变量进行回归，回归系数在1%的水平上显著为正。以上结论验证了假设1。

表3 数字乡村建设影响共同富裕的估计结果

就控制变量而言，城市化水平、市场化水平与共同富裕之间具有正相关关系，说明地区城镇化建设和市场化改革对共同富裕水平的提高具有显著促进作用。而经济发展水平和财政支持力度则对共同富裕的影响为负。可能的原因是：一方面我国长期以来实施投资驱动型经济发展模式，虽迅速积累了社会财富，但也造成地区、城乡间贫富差距不断扩大等问题，阻碍了共同富裕目标的实现。另一方面，政府作为共同富裕制度的设计者和推进者，其职责在于协调“先富”与“后富”间的矛盾。但从目前来看，“包省建设”“对口支援”等政策虽缩小了地区、城乡间的绝对差距，但相对差距却在逐渐扩大[19]。同时，在财政支农政策执行过程中，配套资金落实不到位、资金使用重投入轻管理、资金闲置、违规套取等问题层出不穷，严重影响了财政资金的支农效果。另外，个别地方政府所制定的共富政策仅停留在宣传层面，未能贯彻实施，也使得财政资金的共富效率和效果不够理想。

3.2 稳健性检验

3.2.1 剔除极端值影响

由数据特征可知，共同富裕综合指数的分布并不遵循正态特征，极端值的存在可能会对回归结果产生一定的影响，因此本文对被解释变量进行缩尾处理，以纠正极端值可能带来的回归偏误，结果如表4列（1）所示。

表4 稳健性和内生性检验结果

3.2.2 替换被解释变量

借鉴刘儒和张艺伟（2022）[20]测度地区共同富裕指数的方法，本文使用区域城乡居民人均可支配收入比（农村=1）的倒数作为参照值，构建共同富裕综合指数替代变量：

其中，yit为i省份t时期城乡居民人均可支配收入比，yˉt为t时期全国城乡居民人均可支配收入比（农村=1）的均值。i省份城乡居民人均可支配收入比偏离均值越大，指数越小，共同富裕综合指数替代变量（XCWI）也越小。回归结果见表4列（2）。

3.2.3 内生性分析

从理论逻辑分析可知，可能存在两个方面的内生性问题。一是反向因果，即随着各地农村居民收入增加、多元化消费需求出现、人民主体意识增强，会对数字乡村建设提出新要求，产生正向反馈效应。二是遗漏变量，数字乡村建设和共同富裕可能同时会受到某些不可观测因素的影响。以上两种情况均会导致有偏估计。

对此，本文采用工具变量法（2SLS）和动态面板模型（差分GMM）对基准回归结果进行稳健性检验，尝试解决内生性问题。借鉴赵涛等（2020）[21]方法，采用各省份1984年农村装用电话机数作为数字乡村建设水平的工具变量。一方面，历史上农村装用电话机数多的地区很大可能数字基础设施比较完善，因此当地居民具备良好的使用习惯和较高的技术水平，会影响后续数字技术的普及和应用，满足内生性要求；另一方面，装用电话机等传统通信工具的使用频率会随着经济发展而逐渐下降，满足工具变量的外生性要求。同时，为使工具变量适用于固定效应模型，构建各省份1984年农村装用电话机数与样本对应上一年度农村宽带接入用户数的交互项作为该年数字乡村建设水平的工具变量。此外，鉴于数字乡村建设存在滞后效应，本文又将滞后一期的数字乡村建设水平作为工具变量，回归结果见表4列（3），其中工具变量通过了不可识别检验和过度识别检验,说明所选变量较为合理。表4列（4）为动态面板模型的估计结果。总体来看，数字乡村建设水平的回归系数仍然显著为正，进一步验证了基准回归结果的稳健性。

3.3 异质性分析

由于地区经济发展水平存在显著差异，数字乡村建设水平也会随地区不同而存在一定的异质性，因此本文将我国30个省份划分为东、中、西部地区，同时还按照粮食产销情况，划分为粮食主产区、粮食主销区和粮食产销平衡区三类，来详细考察数字乡村建设的赋能效果[22]。

3.3.1 对东、中、西部地区的影响

由表5中列（1）至列（3）可知，在中西部地区，数字乡村建设水平的回归系数显著为正，而在东部地区回归系数为正但不显著。原因可能是，根据边际效用递减规律，东部地区经济发达，农业农村现代化水平较高，因此数字乡村建设为农业生产、农民富裕、农村发展所带来的边际效用较小。中西部地区区域间、城乡间以及农村内部之间经济发展差距较大，且长期以来受地理位置、仓储物流、生态环境等条件限制，未能充分融入全国统一大市场中，使农产品无法上行，消费品无法下乡，制约着农村居民增收和生活水平提高。而数字乡村发展战略的大力实施和数字技术的广泛应用有助于中西部地区突破时空限制、打破信息壁垒、弥合数字鸿沟，提高农业科技含量、改善农民生活质量、赋能农村现代化发展，进而让更多农民分享数字红利，促进区域共同富裕水平的提高。

表5 数字乡村建设促进共同富裕的区域异质性检验结果

3.3.2 对粮食主产区、主销区、产销平衡区的影响

由表5列（4）至列（6）可知，数字乡村建设对粮食主产区、主销区、产销平衡区的共同富裕水平提升均有正向促进作用，但对粮食主销区的作用效果不显著。原因可能是，数字乡村发展战略以深化农业农村现代化改革为重要抓手，以提高乡村特色农业竞争力、推动农村三次产业融合发展、增加农户经济效益为重要内容，因此该战略的实施能够充分调动粮食主产区和产销平衡区的农业生产积极性，发挥资源禀赋优势，并通过信息技术“虹吸效应”赋能粮食增产、农民增收和区域协调发展。

3.4 机制分析

根据前文分析可知，数字乡村建设将通过提升农业现代化水平、增加农村居民收入、提高农村居民数字素养影响共同富裕。为此，本文采用中介效应模型对作用机制进行检验，结果如表6所示。

表6 机制检验结果

表6估计结果显示，农村居民数字素养的直接效应和间接效应回归系数均为正，且分别通过5%和10%水平的显著性检验，说明农村居民数字素养存在完全中介效应。而数字乡村建设对农业现代化的回归系数虽为正但不显著。进一步检验发现，农业现代化和农村居民收入的中介效应显著，且间接效应在总效应中的占比分别为12.16%和16.30%，即数字乡村建设可通过提升农业现代化水平、增加农村居民收入以及提高农村居民数字素养促进共同富裕目标的实现。该结论表明假设2至假设4成立。

4 结论与建议

本文基于2011—2020年中国30个省份的省级面板数据，在测算各省份共同富裕综合指数的基础上，运用双固定效应模型、中介效应模型探讨了数字乡村建设对共同富裕的影响及作用机制。主要结论如下：（1）数字乡村建设显著提高了共同富裕水平，已成为推动农业农村现代化发展的重要力量。通过剔除极端值、替换被解释变量等方式进行稳健性检验后，该结论依然成立。在区域异质性方面，中西部地区享受到的数字乡村建设红利比东部地区更大；数字乡村建设的共富效应对粮食主产区、产销平衡区的影响大于粮食主销区。（2）农业现代化水平提升、农村居民收入增加、农村居民数字素养提高是数字乡村建设赋能共同富裕的重要机制。

根据上述结论，本文提出如下建议：（1）分类指导，制定更精确的实施方案。在粮食主产区和产销平衡区，数字乡村建设应注重进一步提升农业生产智能化水平，提高农产品质量，并依托电商平台精准对接市场需求，实现农产品溢价和农民增收。在粮食主销区，要落实好数字乡村建设的试点工作，发挥好示范效应。（2）补足短板，加快数字基础设施建设。以“宽带中国”战略和光纤进村计划为载体，以乡村基础设施数字化转型为抓手，增强农村地区外部资源接入和引导能力。同时，建立健全“三农”数据资源采集体系，为数字乡村建设提供数据支撑。（3）突出重点，加强“新型职业农民”培训和专业技术人才引进。强化农民数字意识，发挥专业合作社在指导农民使用智能终端设备开展生产生活方面的优势，弥合数字鸿沟，巩固提高农民数字素养。此外，还要引进、培养一批信息技术人才，致力于解决农业农村现代化、数字化转型中的重难点问题。（4）协同联动，促进乡村治理体系和治理能力现代化。完善市场主导与政府统筹协调的双轮驱动机制，为推进区域均衡发展、人的全面进步营造良好氛围。