数字技术应用对农户相对贫困的影响

宋嘉豪 徐定德 汪 为

经过全党全国各族人民的持续奋斗，2020年底我国历史性地消除了绝对贫困，开启了迈向共同富裕的现代化新征程。但现行贫困标准下绝对贫困的消除并不代表着减贫工作的终结，而是意味着新时代扶贫事业将从解决绝对贫困问题向缓解相对贫困状况转变［1-2］。经济社会发展的不平衡不充分使得相对贫困问题愈加严重，相对贫困问题的有效缓解不仅影响脱贫攻坚成果的巩固拓展，更直接关乎共同富裕的扎实推进。农村在城乡发展中的相对落后地位，以及农村居民在城乡人口中的相对弱势处境，致使中国相对贫困群体主要集中在农村，因而解决好农村相对贫困问题至关重要［3］。

党的二十大报告强调：“加快发展数字经济，促进数字经济和实体经济深度融合。”新一代数字技术是当代创新最活跃、应用最广泛、带动力最强的科技领域。在经济领域，数字技术的广泛应用对提高经济效率和促进经济增长具有显著且长久的正面影响［4］。在“三农”领域，数字技术对农业产业发展、农民日常生活等诸多领域产生了深刻影响。但数字技术这一新要素给农户相对贫困带来的是“红利”还是“鸿沟”尚不明确，数字技术对农户相对贫困具有怎样的影响，其作用机制如何，都有待解答。基于此，运用2020 年“中国乡村振兴综合调查”（CRRS）数据，从“接入鸿沟”与“使用鸿沟”双重视角考察数字技术应用对农户相对贫困的影响效应，以期丰富拓展贫困理论，为数字乡村建设提供实践参考，为数字技术巩固拓展脱贫攻坚成果、扎实推进共同富裕提供经验证据。

一、相关文献综述

随着经济社会的不断发展和扶贫政策的有效落实，我国现行标准下绝对贫困得以消除。然而，现阶段“两不愁、三保障”标准下贫困问题的解决，并不代表我国扶贫事业的完结，而是意味着进入新的扶贫阶段，从消除绝对贫困向缓解相对贫困问题转变［5］。自Townsend 提出相对剥夺概念后，相对概念即被引入并应用于贫困研究，其将相对贫困定义为“当个人、家庭、社会组织因缺乏获得饮食、住房、健康、娱乐和参与社会活动等方面的社会资源时，导致他们处于低于社会习俗或主流社会所提倡的中位生活水平，而最终被排斥在正常生活方式和社会活动之外的一种状态”［6］。Sen 从权利相对剥夺视角理解相对贫困，关注收入均等分配和社会剥夺，更强调社会福利全民共享。可以认为，相对贫困是指将个体（家庭）放置于社会中，考察其物质满足是否低于社会平均水平，社会参与、公共服务和市场参与等权益是否被剥夺［7］。

在相关概念基础上，针对相对贫困的识别与测度标准，学术界进行了广泛的讨论。在相对贫困的维度选择方面，学术界从经济单一维度的测算，延伸至超越物质贫困的多维度测量［8］，其中单一维度的测算主要是选用经济维度的收入指标［9-10］。相对贫困的多维测度则是以经济维度为基础，将教育、健康、生活条件、社会保障等发展与权益维度纳入综合考量［2，11］。由于非经济维度相对贫困标准的划定难度与专项数据的可获得性，当前部分研究中非经济维度的相对贫困与传统多维贫困测度标准差异较小，难以凸显相对贫困内涵［12］。因此，当前阶段相对贫困的识别与测度更多聚焦于经济收入指标。经济收入指标的相对贫困存在“低线相对贫困”和“高线相对贫困”两种划定标准［8］。 其中，“低线相对贫困”是指在综合考虑社会边缘群体其他各项支出后划定的与绝对贫困线有关，但又高于绝对贫困线的新贫困线，例如将收入低于现行低保标准的1.5 倍或2 倍的群体视作相对贫困群体［13-14］。“高线相对贫困”划定标准往往采用平均收入或收入中位数的一个比例，例如O'HigginsJenkins 建议使用平均收入的50%作为相对贫困线，欧盟委员会于2010 年将收入中位数的60%作为欧洲国家的相对贫困标准［15］。

相对贫困问题研究的落脚点应当是相对贫困的缓解，而有效缓解相对贫困的前提则是捋清成因，从而制定针对性的政策举措。在相对贫困识别与测度研究的基础上，大量学者围绕相对贫困的成因展开了探究。就微观层面而言，相对贫困的成因与绝对贫困相近，通常受到来自自然资本、人力资本、物质资本、金融资本和社会资本等传统生计资本与生计策略的影响。例如，家庭劳动力数量、受教育程度、健康状况等人力资本的优化与提升对相对贫困的缓解具有显著的正向作用［16］。也有学者认为，合作参与等行为可以增加社会资本积累，进而缓解农户相对贫困，而生计策略中非农就业缓解相对贫困的作用得到学术界普遍认同［17］。就宏观层面而言，相对贫困主要受到经济增长、基础设施建设、文化与制度等因素的影响。例如，城乡分割与行业收入差距会造成收入不均等，进而显化相对贫困［18-19］。社会救助机制、大病慢病护理机制等社会保障体系不健全，公共服务供给不足，也是导致相对贫困形成的重要因素［20］。

新一代数字技术是当代创新最活跃、应用最广泛、带动力最强的科技领域，给农业产业发展、农民日常生活等诸多领域带来了深刻影响。当前，部分学者就数字技术这一新要素对农户收入增加、贫困缓解的影响展开了一系列探究。研究发现，数字技术具有明显的增收减贫效应：一方面，数字技术会增强农户的生计资本，进而增加收入水平，缓解贫困状况。例如，农户借助互联网等数字技术的使用，实现文化素养、生产技术提升，进而作用于增收减贫［21］；数字技术使用能够打破时空限制，增强农户社会资本，拓宽信息渠道，推动农户金融可及性与多样性，进而实现增收减贫［22-23］。另一方面，数字技术会降低信息搜寻成本与交易成本。在农业生产领域，数字技术通过改善已有交易市场的效率，甚至拓展新的交易机会，降低生产和交易成本，进而提升农户农业生产纯收入［24］。在非农就业领域，数字技术可以提供更多的就业机会和更加灵活的工作方式以促进增收减贫［25］。

可以发现，近年来数字技术对农户增收减贫的影响研究逐渐成为热点，但已有研究仍存在以下不足：第一，当前关于数字技术对农户增收减贫的研究更多聚焦于收入水平与绝对贫困的缓解，鲜有研究从2020 年后新时代扶贫重点——相对贫困缓解视角切入。第二，在数字技术对农户增收减贫影响机制的探究中，已有研究更多的是从生计资本优化与提升视角切入，但数字技术作为一种要素资源，可能与生计资本处于同一维度层面，同时人力资本、金融资本与社会资本等概念较为抽象，难以标准化衡量，而生计策略作为生计资本的外显延伸结果，对收入的影响更为直接，从生计策略考察数字技术对农户增收减贫的影响机制更为直观，政策可操作性也更强。第三，数字技术采用与农户是否陷入贫困可能存在互为因果关系，当前研究较少考虑这一情况，进而削弱了相关结论的说服力。综上，本文尝试探究数字技术应用对农户相对贫困的影响效应，实证检验“数字技术应用—生计策略选择—农户相对贫困”的传导作用机制，并引入工具变量进一步检验数字技术应用对农户相对贫困的影响。

二、理论框架和研究假说的提出

（一）数字技术应用对农户相对贫困的直接效应

数字技术应用对农户的增收效应得到学术界的普遍认同［26-27］。相对贫困是反映收入相对差距的一种贫困类型，无论是“低线相对贫困”还是“高线相对贫困”的划定标准，其常规的测度标准都是对收入指标进行拓展与延伸。相对贫困中的“相对”是体现社会比较属性的，那么相对贫困线以下的低收入群体在数字时代中是否处于弱势地位，能否平等共享数字技术带来的红利？数字技术对相对贫困农户的边际收益率能否超过普通农户？这些问题是回答数字技术能否缓解相对贫困的关键。基于上述问题，本文将从两方面探析数字技术应用对农户相对贫困的影响效应。

一方面，以往的经验研究与理论研究通常认为数字技术应用会增强、优化传统生计资本，进而实现收入增长等生计结果变化，主要机制如下：一是数字技术应用促进人力资本积累，进而实现收入增长。数字技术极大程度打破了时间和空间的阻碍，拓宽了农户知识、技能的获取渠道，通过获取丰富的信息，农户能够改变传统观念，更新知识体系，提升技能水平，从而提高家庭经营效率［28］。 二是数字技术应用有助于增强农户社会资本，进而实现增收减贫。学术界较为一致的观点是社会资本对农户具有显著的增收效应［29］。而数字技术应用能够降低农户维系“熟人社会”网络的成本，稳固原有的社会资源，同时农户借助数字技术中互联网链接打破时空限制，能够拓展新的社会资本，促进增收减贫［30］。三是数字技术应用有助于改善农户金融资本，进而促进增收减贫。数字技术放宽了信息约束，增强了金融政策的触达性与信贷市场的可及性，有助于改善农户金融资本。基于相对贫困的社会比较属性，将数字技术应用对不同农户的收入效应进行比较，可以发现数字技术应用对相对贫困户传统生计资本的增强程度要高于一般农户，例如数字技术拓宽的渠道对所有农户而言是普惠的，即渠道总量相同，但就数字技术拓宽的渠道增量而言，相对贫困户可能要多于一般农户［26］。

另一方面，数字技术应用在增强、优化传统生计资本的同时，其本身也将衍生出新的生计资本类型——数字资本。数字技术以现代信息网络为重要载体，将数字化的知识和信息转化为关键生产要素［31］。在深度信息化时代，顺应现实发展情况与理论发展需求，将数字资本纳入传统生计资本，与自然资本、人力资本、物质资本、金融资本、社会资本一起构成适应数字时代背景的相对贫困资本决定框架。数字资本是生产要素化的信息和数据，是资本与数字技术联姻的新型资本形态。其通常以互联网和数据库为载体，由个体的数字应用能力与外部数字技术资源构成，具体包括两部分：一是有形数据资本，包括各类数字化技术及载体；二是无形数据资本，即对数据信息的识别、理解与应用能力［27，32］。随着信息化进入以大数据为表征的新阶段，全球正经历着一场新的深度信息化浪潮。以往的农村相对贫困家庭可以借助数字技术的浪潮，成为数字资本富有者，缩小与一般农户的差距，从而缓解相对贫困。据此，本文提出如下假设：

H1：数字技术应用对农村相对贫困具有缓解作用，数字技术接入渠道较多、使用程度较深的农户其陷入相对贫困的可能性越低。

（二）数字技术应用对农户相对贫困的作用机制

根据DFID 可持续生计框架（sustainablelivelihood-framework，SLF），农户基于其拥有的生计资本，将资源分配到不同的生计活动中，最终实现其生计结果［33］。简而言之，就是生计资本影响生计策略进而作用于生计结果。例如，教育与培训提升了农村家庭的人力资本，推动劳动力非农就业，考虑到非农行业与传统农业间的收入差距，农户转向兼业与纯非农就业，以追求收入增长［34-35］。

数字技术应用在增强传统生计资本、衍生数字资本的基础上，将推动农户调整要素分配决策，改变原有的生计策略。基于理性农民行为模型与道义小农理论，这种生计策略的改变是基于内向道义与外向理性的有机结合，是行为动机与价值取向的最优选择。一般农户相较于相对贫困户，其生计策略的决策可能更加科学。相对贫困户借助数字技术应用优化其生计策略所带来的变化可能更大，边际效用可能更高。生计策略的优化所带来最直观的生计结果改变就是收入水平提升，相对贫困户收入水平的提升一定程度上将带来其相对贫困的缓解。基于此，本文提出如下假设：

H2：生计策略在数字技术应用对农户相对贫困的影响机制中起到中介作用。即数字技术应用对农户相对贫困除了直接效应外，还会通过生计策略起到间接效应。

三、数据来源与样本描述

本文利用2020 年中国社会科学院农村发展研究所“中国乡村振兴综合调查”（CRRS）数据分析数字技术应用对农户相对贫困的影响。CRRS 数据采取严格的抽样方案，按照随机分层抽样原则，覆盖全国10 个省份、50 个县（市、区）、150 个乡（镇）、300 个行政村。首先，项目组充分考虑到经济发展水平、地理区位等多项因素，从东部、中部、西部、东北地区按照分区省份数量1/3的比例共抽取浙江、广东、山东、河南、安徽、贵州、四川、陕西、宁夏、黑龙江10 个省份；其次，在考虑县域地理空间均匀分布的情况下，根据人均GDP 水平将各省份的县（市、区）分为5 个分组，再从每个分组随机抽取1 个县，即每个省份抽取5 个县；然后，按照与县级抽取相似的原则，在每个县随机抽取3个乡镇分别代表高、中、低经济发展水平，再在每个乡镇随机抽取2 个行政村代表高、低经济发展水平；最后，根据各村委会提供的花名册，在每个行政村按照等距抽样法抽取10 户左右的农户，就家庭人口与劳动就业、收入及消费等内容开展问卷调查。

四、研究设计

（一）模型设定

为了验证研究假设H1，本文构建基准模型（1），探究数字技术应用对农户相对贫困的影响效应：

其中，Povertyi表示第i个农户的相对贫困状况；ICTi表示农户i的数字技术应用状况，Xi为来自调查对象的一系列控制变量。式（1）中的α1是第i个农户数字技术应用影响相对贫困状况的总体效应。

为检验数字技术应用对农户相对贫困的作用机制，本文在模型（1）的基础上，采用温忠麟等［36］提出的中介模型展开进一步分析。中介变量Strategyi表示农村家庭i的生计策略选择；式（2）中的b1是数字技术应用对中介变量生计策略选择的影响；式（3）中的c1和c2分别是数字技术应用、生计策略选择对第i个农村家庭相对贫困的直接效应。将式（2）代入式（3）可以得到中介效应b1c2，即数字技术应用通过中介变量生计策略选择对农村家庭相对贫困状况所产生的间接影响。同时，本文采用Bootstrap 检验方法对中介效应的显著性进行检验。

（二）变量选择

第一，被解释变量：相对贫困状况。本文将相对贫困状况定义为农户是否陷入相对贫困。 在相对贫困的测度标准设定方面，学术界较为一致的观点是采用相对贫困线划定的方式来界定收入相对贫困，且存在“低线相对贫困”和“高线相对贫困”两种划定标准。其中，“低线相对贫困”是指在综合考虑社会边缘群体其他各项支出后划定的与绝对贫困线有关，但又高于绝对贫困线的新贫困线。例如，英国政府曾采纳以社会救助标准的1.4 倍作为英国“低收入家庭”的认定标准，国内学者将收入低于现行低保标准1.5 倍或2 倍的群体视作相对贫困群体［13-14］。 “高线相对贫困”的比较参照系是社会主流生活状况，生活状况低于一般生活水平一定比例的社会成员将被纳入相对贫困范畴。“高线相对贫困”相对贫困线划定标准往往设为平均收入或收入中位数的一个比例，由于中位数比平均值更为稳健，大多数情况下都采用中位数。考虑到低线相对贫困对社会不平等的敏感性不足，结合我国相对贫困初期阶段的现实状况，借鉴相关学者观点［37-38］，本文选择将相对贫困收入标准划定在人均可支配收入中位数的50%，低于该标准赋值为1，即存在相对贫困，反之则赋值为0。

第二，核心解释变量：数字技术接入与数字技术使用。数字技术应用将从数字技术接入与数字技术使用两个维度来考量数字技术可及性与应用程度。 基于数字鸿沟理论，数字接入鸿沟主要体现在物质接入的不平等，本文考虑到当前4G 网络等接入率较高，仅将是否接入互联网作为农户数字技术接入的衡量指标并不全面。随着上网设备的普及，使用不同方式上网更能够有效反映农户数字技术接入程度，因而本文选用农户拥有的数字技术接入设备种类来衡量数字技术接入水平，接入设备主要包括智能手机、平板电脑、笔记本或台式电脑三种。数字使用鸿沟主要表现为数字技能和使用上的结构差异，当前数字技术的使用鸿沟利用使用时长和使用目的来衡量，使用目的相较于使用时长更能反映农户数字技术应用程度，因而本文选用数字技术使用目的来衡量数字技术使用，将经常应用手机的学习教育、产品交易等提升功能的农户赋值为1，反之则赋值为0。

第三，中介变量：生计策略选择。论文选取农户生计策略为中介变量，由于本文主要验证生计策略在数字技术应用对农户相对贫困影响中的中介作用，因而生计策略需要从家庭层面进行测度。农村家庭生计策略主要包括农业型生计策略和非农型生计策略［39］，学术界通常选用劳动力分配或者收入类型占比来衡量生计策略［40-41］。考虑到被解释变量相对贫困状况采用收入指标界定法，为了防止自相关与内生性问题，本文选取家庭非农就业劳动力所占比重来衡量农户生计策略情况。

第四，其他解释变量。除了数字技术应用特征与农户生计策略情况外，农村家庭的相对贫困状况还受到诸多其他因素的影响。为了保证模型的科学性与完整性，结合以往研究基础与数据可获得性，进一步纳入户主年龄、户主受教育程度、户主政治面貌、家庭承包地面积、家庭劳动力负担系数、金融产品总量与医疗保险参与等变量加以控制，表1 为主要变量的描述。

表1 主要变量及计算方法

五、实证结果分析

（一）基准结果分析

基于模型设定中的基准模型（1），得到基准模型回归结果（见表2，下页）。其中，列（1）为数字技术接入对农户相对贫困状况的影响，列（2）为数字技术使用对农户相对贫困状况的影响。由相关回归结果可以看出，数字技术接入、数字技术使用与农户相对贫困在1%的置信水平上显著负相关，可以认为不论是接入维度还是使用维度，数字技术应用对农户相对贫困均具有缓解作用，即研究假设H1 成立。

表2 基准模型回归结果

（二）稳健性检验

为进一步验证研究结论的稳健性，本文采用变量替换法进行稳健性检验，以更换被解释变量的方式分别将人均可支配收入中位数的40%和60%两条相对贫困线作为农户相对贫困识别标准。表3 中列（3）与列（4）是将人均可支配收入中位数40%的相对贫困线作为农户相对贫困识别标准时数字技术接入与数字技术使用对农户相对贫困状况的影响结果。列（5）与列（6）是将人均可支配收入中位数60%的相对贫困线作为农户相对贫困识别标准时数字技术接入与数字技术使用对农户相对贫困状况的影响结果。对比基准回归结果可知，不论是将人均可支配收入中位数40%还是60%作为农户相对贫困识别标准，数字技术接入、数字技术使用与农户相对贫困均在1%的置信水平上显著负相关，可以认为数字技术应用对农户相对贫困的缓解作用较为稳健。

表3 稳健性检验结果

（三）内生性检验

本文探究的数字技术应用与农户相对贫困的发生可能互为因果，存在内生性问题。本文借鉴王恒等学者的研究［42］，利用含内生变量的IVProbit 模型对核心解释变量数字技术接入与数字技术使用的内生性进行检验，选取除被访农户外同村其他被访农户的平均数字技术接入情况与数字技术使用程度作为内生性检验的工具变量，原因在于同一地区不同农户的社会地位、经济情况、数字技术接入的条件与数字技术使用习惯等相近，且不会直接对本家庭的相对贫困产生影响，可以认为是外生变量，满足工具变量选取条件。由表4（下页）中列（7）与列（8）的Wald模型检验结果可知，模型拒绝了数字技术接入与数字技术应用作为外生性的原假设，故在1%与10%的水平上认为数字技术接入与数字技术使用是内生变量，可能会引起模型估计偏差，通过IV-Probit 缩减模型估计偏差后，数字技术接入、数字技术使用与农户相对贫困仍然呈显著负相关，研究假设H1 依然成立。

表4 内生性及工具变量检验

（四）影响机制检验

在前文数字技术接入与数字技术使用对农户相对贫困状况具有显著影响的研究结论基础上，为了进一步探究其影响机制，本文考察农户生计策略选择的中介效应，选取家庭非农就业劳动力与家庭劳动力总量之比来衡量农户生计策略状况。表5 中列（9）、（10）是在表2 中列（1）、（2）的基础上，加入农户生计策略变量后的回归结果。列（1）、（2）与列（9）、（10）的估计结果中数字技术接入、数字技术使用这两项数字技术应用指标对农户相对贫困的发生均有显著的负向影响，但加入生计策略变量后，系数有所减小，影响有所收敛，可以证实生计策略选择在数字技术应用影响农户相对贫困中具有一定的中介作用。

为验证上述推断，并对研究假设H2 进行验证，采用中介效应模型进行检验，根据模型设定中的公式（1）—（3）可以得到如图1（下页）所示的影响机制。结果显示，数字技术接入对农户相对贫困的总效应为-0.100，其中间接效应为-0.013，数字技术接入对农户相对贫困的影响中通过生计策略选择的中介效应在总效应中占比为13.000%。数字技术使用对农户相对贫困的总效应为-0.100，间接效应为-0.003，其中通过非农就业的中介效应在总效应中占比为3.000%，数字技术使用对农户相对贫困的影响中通过生计策略选择的中介效应在总效应中占比为3.000%。

图1 中介效应

为了更精确地判断生计策略选择的中介作用，本文进行了Bootstrap 检验。由表6 可知，直接效应与间接效应在1%或5%的水平上显著，同时由95%的置信区间可以发现不论是偏差矫正前还是偏差矫正后，直接效应与间接效应的置信区间均不包含0，中介效应通过Bootstrap 检验。由此，研究假设H2 得到验证，即生计策略在数字技术应用对农户相对贫困的影响机制中起到中介作用。数字技术应用对农户相对贫困除了直接影响效应外，还会通过生计策略起到间接效应。就生计策略的间接效应而言，其在数字技术接入对相对贫困的缓解作用中所产生的影响要大于其在数字技术使用对相对贫困的缓解作用中所产生的影响。

表6 Bootstrap 方法检验的中介效应及95%置信区间

（五）区域异质性分析

区域间数字基础设施建设、数字乡村发展程度、农户数字素养等方面均会存在一定差距，因而不同区域农户的数字技术应用可能存在异质性。基于此，本文将展开区域异质性分析，表7（下页）为东部、中部、西部和东北地区分样本回归结果，其中列（11）、（13）、（15）、（17）分别检验东部、中部、西部和东北地区分样本数字技术接入对农户相对贫困状况的影响，列（12）、（14）、（16）、（18）分别检验东部、中部、西部和东北地区分样本数字技术使用对农户相对贫困状况的影响。

表7 区域异质性分析

结果表明，数字技术接入与数字技术使用对东部和中部地区农户相对贫困具有显著缓解作用，且对中部地区的影响要大于东部地区。数字技术接入与数字技术使用对东北地区和西部地区农户相对贫困的影响虽然同样为负，但回归结果仅有西部地区数字技术使用显著。可能的原因是：其一，数字技术接入与数字技术使用的必要条件包括数字基础设施建设、数字技术支付能力与数字素养等，《县域数字乡村指数报告（2020）》中显示东部、中部、西部和东北地区的县域乡村数字基础设施指数比为88∶86∶70∶61，东北地区和西部地区相较于东部地区和中部地区数字基础设施发展较为滞后。 根据本文数据测算，东部、中部、西部和东北地区农户数字技术接入均值分别为1.457、1.432、1.212 和1.186，农户数字技术使用均值分别为0.134、0.131、0.094 和0.049。可见，在区域间数字基础设施建设等因素异质性作用下，东北地区和西部地区在农户数字技术接入和数字技术使用方面处于相对较低水平，可能致使相关减贫效应难以显现。其二，数字技术的减贫效应需要依托于传统的生计资本得以实现，相较于东部地区和中部地区的农户，东北地区和西部地区农户的人力资本、社会资本与金融资本等禀赋资源较弱，这在一定程度上制约了数字技术对相对贫困的缓解作用发挥。

六、结论与政策建议

本文利用2020 年CRRS 数据，从理论和实证层面考察了数字技术应用对农户相对贫困的影响及其作用机制，得到如下结论：第一，本文将农户相对贫困的收入贫困线划定在人均可支配收入中位数的40%、50%和60%时，相对贫困发生率分别为20.5%、26.8%和30.1%。第二，数字技术应用能够显著缓解农户相对贫困。具体来讲，数字技术接入维度和数字技术使用维度均会使农户陷入相对贫困的概率显著降低，在经过一系列内生性检验和稳健性检验后结论依旧成立。第三，数字技术应用可以通过生计策略选择来缓解农户相对贫困，数字技术应用促进农村家庭劳动力非农就业，倾向于非农类型生计策略选择，进而促进收入增长，缓解相对贫困状况。第四，数字技术应用对农户相对贫困的缓解作用存在明显的区域异质性，数字技术应用对相对贫困的缓解作用在中部地区最大，东部地区次之，在西部地区和东北地区仅有西部地区数字技术使用维度显著。

基于上述研究结论，提出如下政策建议：第一，关注相对贫困问题，建立解决农村相对贫困的长效机制。当前中国农村相对贫困问题依然严峻并将长期存在，这需要政府及社会各界转变扶贫思路，在乡村振兴战略框架下尽快出台识别相对贫困群体、缓解相对贫困状况的政策举措。第二，加强数字基础设施建设，着力提高农户的数字技能和数字素养。加大乡村新基建投入力度，持续推动数字化基础设施发展，为农民群体数字技术应用提供物质保障，加强农村数字技术的推广和宣传，针对数字弱势群体进行专项培训，补足农民群体数字技术应用的能力短板。第三，从源头上不断弥合城乡间、区域间与群体间的数字鸿沟。加快数字乡村建设，在补齐城乡间、区域间数字基础设施短板的同时进行全方位的优化升级，降低数字技术接入的准入条件，通过提供数字技术的相关宣传与培训，提升农村相对贫困人群的数字技术获取与数字技术使用能力。第四，破除农村劳动力流动的制度阻碍，适度增加非农就业机会，为农户生计策略的有序改善创造外部条件。制定农村劳动力非农就业的配套支持政策，提供非农就业信息服务与社会保障支持，促进农村劳动力合理有序流动。Reform