数字经济、农民创业与乡村振兴

王永芳

（昆明理工大学 管理与经济学院，云南 昆明 650500）

一、引言

党的十九大提出实施乡村振兴战略，顺应了亿万农民对美好生活的向往。 通过探索多种途径促进乡村振兴的全面发展是近年来党和政府 “三农”工作的重点内容，其中数字经济赋能乡村建设的数字乡村发展战略为促进乡村振兴提供了新的内生动力。 目前，中国数字经济与乡村融合发展的前期技术条件也愈发成熟，为发展乡村经济、服务乡村振兴奠定了坚实的基础。 因此，如何有效释放数字经济推动乡村振兴的发展潜力，成为近年来社会各界广泛讨论的行动议题。

那么， 数字经济是否驱动了乡村振兴的发展？如果是，作用机制是什么？ 对于这些问题，已有文献关于准确评估数字经济对乡村振兴发展作用的实证研究却极为缺乏。 大多数文献都是从数字经济的角度出发研究如何影响农业生产率、农村产业转型升级、农村医疗、农村治理、农村居民收入、农村居民消费、城乡收入差距、城乡消费差距等乡村振兴发展的某一方面，缺乏从总体上探索数字经济对乡村振兴的影响效应。 而数字经济主要通过何种机制影响乡村振兴发展，以往研究并没有提供一个统一的框架来回答该问题。 对此问题，本文选取数字经济对农民创业影响的视角展开研究。 积极推动农民创业是促进乡村振兴发展的有效途径。 农民创业不仅能够拉动农村经济增长， 还能增加农民收入、增加农民幸福感、促进农村地区减贫。 通过该视角，本文尝试构建一个完整框架探讨数字经济如何影响乡村振兴发展（1-28）。

具体来讲， 本文基于2011—2019 年中国30 个省份的面板数据，以农民创业为中介变量，以数字经济为调节变量， 探讨中国乡村振兴发展的数字经济和农民创业的驱动效应。与已有的文献相比，本文可能的贡献体现在三个方面：（1）本文理论分析数字经济对乡村振兴的影响， 并对乡村振兴进行较为全面的测度，研究数字经济对乡村振兴的总体影响。 （2）本文通过构建一个有调节的中介效应模型， 研究数字经济主要通过何种机制影响乡村振兴的发展。（3）本文通过数字经济的调节作用，为数字经济、农民创业提供政策依据， 为新时代背景下促进乡村振兴发展提供借鉴参考。

二、影响机制与假设

（一）直接作用机制

数字经济可以促进乡村振兴的发展。 （1）在产业兴旺方面，数字技术的应用，促进了以往粗放式的农业生产向科学化、智能化转变；推动了农村产业融合发展，有助于构建现代农业产业体系。 （2）在生态宜居方面，农民借助数字技术科学合理地进行施肥和使用农药， 从而发展绿色农业；“互联网+医疗”使得优质的医疗资源下沉，有助于补齐农村医疗短板。 （3）在乡风文明方面，依托数字技术，乡村可以充分开发地方的特色文化资源，提高乡村文化的传播力，扩大影响力；“互联网+教育”使得教育资源更加公开化，让农村地区的学生可以享受到与城市一样的网络教育资源。 （4）在治理有效方面，互联网技术与乡村治理有效结合，不仅能够提高村民的能动性，保障乡村治理主体的平等性，还可以扩充乡村治理主体，提升乡村治理的可靠性（29）。 （5）在生活富裕方面，依托强大的网络效应，数字经济的高速发展，增加了农民创收的渠道，改善农村居民收入和消费条件，降低城乡收入和消费不平等。 据此，本文提出以下假说：

H1：数字经济对乡村振兴有正向影响。

（二）数字经济通过农民创业影响乡村振兴的中介作用机制

农民创业对乡村振兴的影响。 一方面，农民创业能够促进乡村振兴。 创业具有外部性，农民创业活动不仅可以实现自我就业，而且能够创造出大量工作岗位吸收农村地区闲置劳动力，提高农村居民收入和消费水平，促进农村经济发展和减贫。 另一方面，农民创业可能不利于乡村振兴。 农民创业活动不仅存在市场风险，还会遭受自然灾害等带来的损失。 此外，农民创业者的专业素养和经验相对不足以及人际关系或社会资本嵌入不深，导致风险防范和抵御能力较弱。 从而加大农村居民创业失败的概率，也会加剧农村贫困，产生不利于农村居民心理健康，抑制村庄集体行动参与程度等各种负面影响，不利于乡村振兴的全面发展（30，31）。

数字经济通过农民创业促进乡村振兴的发展。（1）数字经济释放的普惠效应，让能力低、资金少而无法创业的农村居民可以依靠互联网进行创业，降低了农民创业的门槛。 （2）数字经济具有较强的社会互动性，农民创业者不仅增加了家庭收入，带来农村经济的多样化发展，还活跃了农村地区经济和创业氛围。 （3）数字技术多样化通过“信息溢出”效应打破了信息的不对称，使得农民创业者更加了解各个地方的市场需求， 可以降低农村居民在销售、交易环节产生的一系列非生产性成本，扩大产品市场销售范围，有助于解决产品销售难的问题。 据此，本文提出以下假说：

H2：数字经济通过促进农民创业推动乡村振兴的发展。

（三）数字经济调节农民创业对乡村振兴的影响

在信息社会里，信息拥有者分为信息富有群体和信息贫困群体。 相较于信息贫困群体，信息富有群体可以获得更多增加财富的机会和途径。 并且，互联网使用的差距使得信息富有群体和信息贫困群体之间出现“数字鸿沟”，导致信息社会群体间的收入分配差距越来越大。 农民创业者相较一般就业者来说掌握的信息更多，信息使用的不平等会增加农民创业者和就业者的收入差距，即农村居民之间的差距，加剧了内部不平等，不利于乡村振兴的发展。 因此，数字经济可能会减弱农民创业对乡村振兴的正向影响。 据此，本文提出以下假说：

H3：数字经济的发展可以调节农民创业与乡村振兴之间的关系，即数字经济的发展会减弱农民创业对乡村振兴的正向影响。

所谓典故，是指诗文中古代故事和有来历出处的词语。适当运用典故可以增加文学表现力，在有限的词语中展现更为丰富的内涵；可以增加韵味和情趣，使文章委婉含蓄，避免平直。

综上所述，在厘清数字经济、农民创业与乡村振兴三者之间关系的基础上，数字经济与农民创业对乡村振兴的影响机制如图1 所示。

三、模型与变量

（一）构建模型

采取如下基准模型考察数字经济对乡村振兴的影响，以验证假说1：

在式（1）中，i 代表省份，t 代表年份，Reiit代表乡村振兴，Digeit代表数字经济，Controlit为控制变量，εit为随机扰动项。 如果回归系数α1显著大于0，则研究假说1 成立。

为了验证本文的研究假说2， 借鉴温忠麟等提出的中介效应检验方法（32），在式（1）的基础上构建以下回归模型：

中介效应模型的检验效果如下：检验数字经济、农民创业对乡村振兴的影响， 系数分别为γ1和γ2。若α1、β1和γ2都显著，检验系数γ1，若显著则部分中介效应显著， 即农民创业是数字经济影响乡村振兴的中介之一，中介效应占比为β1γ2/α1。若不显著则完全中介效应显著， 即数字经济完全通过农民创业作用于乡村振兴。

为了验证本文的研究假说3， 本文利用调节效应模型，分析数字经济在农民创业与乡村振兴之间的调节作用，构建以下回归模型：

如果式（4）相对于式（3），交互项Digeit.NCit系数显著为负，模型的解释程度R2变高，则研究假说3成立，即数字经济的发展会减弱农民创业对乡村振兴的正向影响。

（二）变量选取

1.乡村振兴（Rei）。 本文借鉴葛和平等、闫周府等以及吕承超等研究（33-35），建立产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕5 个一级指标，农业生产效率、农业现代化水平、农业生产投资、农业生产污染、生活宜居、医疗保障、教育水平、文化宣传水平、农村自治组织、农村治理成果、收入水平、消费水平、城乡差距等15 个二级指标，26 个三级指标的乡村振兴评价体系（见表1）。

表1 乡村振兴评价指标体系

2.数字经济（Dige）。本文借鉴赵涛等和夏杰长等的研究，构建一级指标为信息化发展、互联网发展、数字普惠金融发展的数字经济发展指标体系， 并采用熵值法来确定各项指标权重，见表2（36-38）。

3.农民创业（Nc）。本文在借鉴韦吉飞、古家军等研究的基础上，考虑农村数据的可获得性.本文选取农村私营企业和个体户就业人数占农村总人口数的比重作为反映农民创业情况的代理指标，用以衡量农民的创业活跃程度（22，23）。

4.其他控制变量。 政府支农（Afe），以各地财政支出中农林水支出与第一产业增加值的比重来衡量；城镇化水平（City），选取人口城镇化率来衡量；产业结构（Is），以第二产业占GDP 的比重来衡量；人口老龄化（Age），以老年抚养比来表示。

5.本文对2011—2019 文献数据中的缺失值采用插值法修正，得出描述性统计，见表31本文数据来源于《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国社会统计年鉴》等。 其中，西藏及港澳台地区数据缺失，故舍弃。。

表3 主要指标的描述性统计

四、实证结果分析

（一）基准回归

在基准模型中，本文分析数字经济对乡村振兴的影响。 经Hausman 检验，基准回归模型选用固定效应（FE）。根据表4 第一列数据，在1%的水平上回归结果为正。 因此，本文的研究假说1 得以验证。

表4 数字经济、农民创业对乡村振兴的影响

在控制变量方面，财政支农（Afe）的回归也同样为1%， 这表明财政支农能够有效促进乡村振兴的发展。 这说明此财政支农政策可以促进乡村各方面的发展，如乡村农业体系建设、乡村医疗保险、农村教育、乡村基础设施建设等。 城镇化率（City）的回归系数在1%的水平上显著为正， 表明城镇化程度与乡村振兴呈正相关关系。 这说明随着中国新型城镇化水平的不断提高，城镇辐射带动农村的能力进一步增强，从而有助于乡村振兴的发展。 人口老龄化（Age）的回归系数在10%的水平上显著为正，表明人口老龄化对乡村振兴呈显著正相关关系。 可能的原因是数字经济的快速发展给农村低龄老人提供就业创业的平台和机会，从而促进了乡村发展。 产业结构（Is）的估计系数为正，但并不显著，这说明推动乡村振兴要优化产业结构，并且单一型经济的发展空间越来越受限，乡村产业的发展必须走多元化道路。

（二）机制检验

1.根据中介效应检验程序：首先验证数字经济与乡村振兴两者之间的关系。 其次，检验数字经济对农民创业的影响， 在1%水平上显著。 表4 中第（2）列显示，数字经济系数为0.0847，在5%水平上显著，说明数字经济的发展促进了农民创业。 因此，本文的研究假说2 得以验证。

2.数字经济在农民创业与乡村振兴之间的调节作用。 由表4 第（3）列数字经济在1%水平上显著。表4 第（4）列，检验数字经济发展对于农民创业与乡村振兴之间的调节作用。 结果显示：农民创业对乡村振兴的回归系数为0.534， 数字经济对乡村振兴的回归系数为0.345， 农民创业与乡村振兴两者的交互项对乡村振兴的影响回归系数为-0.266，三者均在1%的水平上显著， 模型的解释程度也得以提升。 这说明数字经济发展在农民创业与乡村振兴之间存在调节作用，即数字经济的发展弱化了农民创业对乡村振兴的正面影响，本文的研究假说3 得以验证。

（三）异质性分析

中国东部、中西部地区的经济、社会发展程度等存在较大的差异，数字经济对乡村振兴的影响也可能存在区域异质性差异。 因此，本文将中国30 个省市划分为东、 中西部二个区域进行异质性分析（表5）。 由表5 第（1）列和第（5）列可知，数字经济（Dige） 系数在东部地区和中西部地区分别为0.482和0.109，分别在1%和5%水平上显著。 因此，数字经济对乡村振兴的促进作用在东部地区更明显。 原因可能是，相较于中西部地区，东部地区的数字经济发展程度更高，数字基础设施更加完善，数字化专业人才也更加充足。 因此，乡村的数字化水平也更高，数字经济对东部地区乡村振兴的促进作用更加显著。

表5 区域异质性检验

数字经济的发展通过促进农民创业推动乡村振兴发展，弱化农民创业对乡村振兴的正面影响是否存在地区差异？ 根据上文分析，在表5 中根据第（1）—（3）列和第（5）—（7）列对东部地区和中西部地区进行中介效应检验，在第（3）—（4）列和第（7）—（8）列对东部地区和中西部地区进行调节效应检验。 均显著为正或显著，说明在东部地区数字经济通过农民创业影响乡村振兴的中介作用机制存在，并且中介效应占比为5.43%。同理，在表（6）—（7）列中， 数字经济和农民创业的估计系数都不显著，所以数字经济通过农民创业影响乡村振兴的中介作用机制在中西部地区不存在。 由表5 的（3）和（7）列可知，中西部地区数字经济的系数显著为正，农民创业的系数不显著。 根据表5 第（4）列和第（8）列可知，交互项在东部地区中显著为负，说明数字经济在农民创业与乡村振兴之间的调节作用机制存在；在中西部地区，交互项为负，但不显著，说明数字经济在农民创业与乡村振兴之间的调节作用机制不存在。

（四）稳健性检验

1.稳健性检验一：从表6 式（1）到式（4）可以看出，借鉴已有文献，在将核心解释变量作为工具解决内生性问题后， 一个有调节的中介效应仍存在，因此前文的研究结论是稳健的。

表6 稳健性变量：工具变量、增加变量的回归结果

2.稳健性检验二：增加控制变量。 参考相关文献，本文添加贸易开放度作为控制变量，选取进出口贸易总额占GDP 的比重来衡量。 从表6 式（5）到式（8）可以看出，在增加控制变量后，数字经济（Dige）的估计结果稳定。

3.稳健性检验三：排除异常值。 从表7 式（5）到式（8）可以看出，经过1%双截、双缩尾处理，数字经济（Dige）的系数符号并未发生改变，均通过显著性检验，并且一个有调节的中介效应仍存在，因此前文的研究结论是稳健的。

表7 稳健性检验：排除异常值的回归结果

（五）门槛效应

前文已验证农民创业的中介和调节作用以及数字经济能有效促进乡村振兴的发展，本文将进一步研究这种促进作用是否为线性关系。 因此，设定如下面板门槛：

式（5）中，Digeit为数字经济门槛变量，I(·)为取值1 或0 的指示函数，满足括号内条件为1，否则为0。 式（5）考虑的是单门槛情形，可以根据样本数据的计量检验等步骤扩充至多门槛情形。 将数字经济作为门槛变量进行门槛效应分析，测算出不同区间水平下数字经济对乡村振兴发展的作用。 经过Bootstrap 自助法1000 次反复抽样后， 结果表明数字经济发展指数门槛变量显著通过了单门槛检验，未通过双门槛和三门槛检验，如表8 所示。

表8 门槛值检验结果

根据表9 面板门槛回归结果可知， 当0.7033时，数字经济对乡村振兴的回归系数为0.5274 并在1%水平上显著。 当为0.733 时，数字经济对乡村振兴的回归系数变为0.3824，在1%水平上显著，即数字经济对乡村振兴的影响在变小。 原因可能是，在乡村振兴开始阶段，数字经济凭借自身的优势能较快促进乡村振兴的发展。 但是随着数字经济的发展，乡村振兴要想获得持续的进展应该结合自身的资源禀赋、经济文化，挖掘自身有别于他人的特色，走有自身特色的发展道路。

表9 面板门槛回归结果

五、结论与政策建议

本文首先从理论方面系统阐释了数字经济、农民创业对乡村振兴影响的直接作用机制、中介作用机制和调节作用机制，然后运用有调节的中介效应模型检验影响机制。 研究发现：（1）数字经济对乡村振兴存在显著的正向影响，对东部地区乡村振兴的促进作用更显著。 （2）数字经济通过促进农民创业推动了乡村振兴的发展，农民创业的中介效应在东部地区显著，而在中西部地区不显著。 （3）数字经济的发展会减弱农民创业对乡村振兴的正向影响，数字经济的调节效应在东部地区显著，而在中西部地区不显著。 （4）数字经济与乡村振兴二者之间存在非线性关系，数字经济跨过门槛值后，对乡村振兴的促进作用在变小。

基于上述研究结论， 本文提出以下政策建议：（1）加强中国数字乡村建设。 对于欠发达的中西部地区，加大农村地区数字基础设施建设投入，制定完善的农村宽带设施建设计划。 利用互联网、智慧物流等信息技术改变产品的流通与营销模式，推动农副产品销售线上线下结合，促进数字技术与农业农村的深度融合。 （2）提升农民创业积极性。 首先，支持农村居民自主创业，给予农民创业群体相应的资金支持，要进一步扩宽农民创业融资渠道。 其次，对农民创业群体提供专业的创业指导和精准培训。最后搭建农民创业的资源共享平台，增强预防和抵御风险的能力。（3）填补“数字鸿沟”。发挥数字经济相对发达地区对周边地区的信息辐射带动效应，引进数字技术人才，提高农村的互联网普及率，从而减少农民接触信息的交易成本。 加强对农民数字经济基础知识培训，培养农民的互联网思维，进一步提高农村居民的信息应用能力。 （4）走有自身特色的乡村振兴发展道路，避免盲目跟风，要因地制宜，结合自身的资源条件、经济文化背景，走有自己特色的道路。