数字经济促进农民增收

摘要：本文基于浙江省11个地级市2011—2021年11年的数据，通过熵值法测度数字经济综合发展水平，并利用固定效应模型进行实证分析后发现：第一，数字经济提升农民的收入水平，通过更换解释变量的度量方式、被解释滞后一期、缩尾处理，以及考虑了内生性问题之后该结论依然成立。第二，数字经济对农民收入的影响增强后减弱的趋势，并在农民收入位于0.75的分位点上时达到最高水平。第三，利用半步回归模型对中介机制进行检验后发现，数字经济能够通过促进城市产业结构的高级化发展促进农民增收。本文的研究增进了对数字经济助力农民增收影响路径的理解。

关键词：数字经济 农民增收 产业结构

一、引言

强国必先强农，农业是国之根本，习近平总书记强调：“农业农村工作，说一千、道一万，增加农民收入是关键。”“要坚持把增加农民收入作为‘三农’工作的中心任务，千方百计拓宽农民增收致富渠道。”农民收入的增加，不仅关系着人民福祉，还直接影响着农村的稳定和农业的可持续发展。然而，2011年到2021年，我国农村居民人均可支配收入增长幅度持续降低，城乡居民收入差距仍然较大，这严重阻碍了我国乡村振兴目标的实现。因此，探寻增加农民收入的途径成为迫切需要解决的一大问题。与此同时，由互联网革命所引领的新兴信息技术、数字技术给人类的经济和生活带来了广泛而深刻的影响。数字经济正逐步渗透到我国经济社会的不同领域，成为推动经济发展的新力量，助力我国经济实现更高质量的发展。2022年，习近平总书记提出：不断做大做优我国数字经济，通过持续加强数字产业链条和数字基础设施的完善，深化数字经济与实体经济的融合程度，以此增强我国经济发展的内在驱动力，助力构建新型发展格局。那么，对于农村社会来说，数字经济是否能够促进农民收入的提升？其作用机制是什么？数字经济对不同收入水平的农民收入的提升又有什么差异？准确回答上述问题，不仅能够丰富数字经济领域的相关研究，还能够为政府制定关于促进农民收入增长方面的政策提供科学依据和建议，对推动我国乡村振兴、达成共同富裕目标具有显著的积极意义。

二、理论分析和研究假说

在传统农业市场中，农民往往因难以获得对称的信息而处于不利的生产和销售地位，数字经济平台因其本身具有的信息透明化和信息聚集性特征，将农业生产者销售者和中间商聚集在一起，使得市场需求和价格动态透明化，从而帮助农产品更好的进入市场，以更加合理的价格进行销售，从而保证了农民的利益，促进了农民增收。从生产端来看，数字经济帮助农民高效的获取农业信息，提高了农民农业生产的科学性和准确性，从而帮助农民降低生产成本，提高生产效率。除此之外，数字技术与农业生产技术的结合，农民能够利用数字技术及时了解农作物的生长发育情况，及时对农作物出现的问题进行处理解决，提高了农产品的品质标准，增加了农产品的额外价值，从而增加了农民的收入。从销售端来看，数字经济突破了农产品销售的时空限制，减少了农产品销售的中间环节，使农产品可以快速进入国内外市场，从而扩大了农产品的销售渠道和范围，降低了其中间交易的成本，增加了农民的收入来源。从农产品的加工角度来看，随着数字化技术不断深入农业传统产业，传统产业的升级成为必然趋势，数字技术的应用不断推动农业产业生产的智能化和绿色化发展，促进农业产业链的升级改造，提升了农产品的加工效率，从而降低了农产品的生产成本，增加了农民的收入。

据此，本文提出假说一：数字经济能够促进农民增收。

产业结构升级带来农民收入增长已被大量文献证明（曹菲和聂颖，2021），产业结构高级化是产业升级的一种体现。数字经济具备显著的融合性特点，持续深入产业内部，有效缓解产业要素供需失衡问题，推动产业结构向更高层次、更优化状态发展。（郭炳南等，2022）。一方面，数字产业化和产业数字化的协同发展不断加速产业结构的升级优化。数字产业化的发展通过数字技术融入传统产业链条的全过程，促进传统产业和新兴产业的不断融合，提高传统产业的管理效能与运营效率，促进传统产业逐步向绿色环保和服务导向型转变，促进传统产业结构的高级化发展；产业数字化不断推动传统产业结构的创新化发展，提高传统产业的竞争力，从而促进产业结构的高级化发展。另一方面，数字经济在与传统产业融合的过程中，提升了落后地区的人力资本水平和创新能力，形成了良性循环，更高的人力资本水平和创新水平带来了产业结构的进一步发展，从而促进产业结构的高级化发展。

据此，本文提出假说二：数字经济能够通过促进城市产业结构的高级化来促进农民增收。

三、研究设计

（一）样本与数据

本文的数据主要来源于浙江省各地市统计局、《中国城市统计年鉴》、EPS数据库、马克数据网。

（二）变量测度与描述性统计

1.被解释变量：农民收入（Inc）。参考林嵩等（2023）的研究，使用农村常住居民人均可支配收入表示。该数据来源于EPS数据库。

2.解释变量：数字经济（DT）。用数字经济综合发展水平指数表示。参考赵涛（2020）年的研究，采用互联网普及率、数字普惠金融指数、相关产出情况和移动电话普及率、互联网相关从业人员数五个指标测度数字经济综合发展水平，这五个指标分别对应每百人互联网用户数、计算机服务和软件从业人员数、人均电信业务总量、每百人移动电话数以及数字普惠金融指数，数字普惠金融指数用北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金融集团共同编制的指数表示（郭峰等，2018）；为了避免数据量纲的影响，本文首先对数据进行了无量纲化处理，然后用熵权法算出数字经济发展综合水平指数。

3.控制变量：本文选取受教育水平、政府管控力度、对外开放水平、城镇化率四个指标作为本文的控制变量。（1）受教育水平：一般而言，教育水平较高的地区往往更广泛地应用数字技术，从而推动其数字经济发展水平更高。参考钞小静（2011）的研究，通过评估各城市在校学生人数在总人口中的占比来进行衡量。其中在校学生数涵盖了小学、普通中等及高等学校的学生数量。（2）政府管控：通常来说，政府对一个地区的财政倾斜力度会影响一个地区的农民收入，通过预算财政支出占GDP的比例来评估。（3）对外开放水平：对外开放水平高的地区能够促进数字技术的引进、促进农村地区的产业升级，进而促进农民收入增长，进出口贸易总额占GDP的比例可反映其水平。（4）城镇化率：通常来说，城镇化程度高的地方农民一般有更高的收入，用市辖区人口占城市总人口的比重表示。

4.机制变量：本文借鉴干春晖等（2011）的研究成果，利用第三产业与第二产业产值之比作为衡量产业结构高级化水平的重要指标。

（三）模型构建

其中，表示第i个城市、第t年的农民收入水平；表示第i个城市、第t年的数字经济发展水平综合指数；代表一系列影响农民收入增长的控制变量；表示截距项；解释变量回归系数，表示控制变量回归系数；表示随机扰动项。

四、实证结果分析

（一）模型检验

为了验证本文所选模型的合理性，本文采用了豪斯曼检验进行模型检验。结果显示，卡方检验的统计量达到了143.36，且这一统计量的显著性水平远低于0.01。这一结果强烈地拒绝了原假设，从而有效证明了本文所选模型的合理性。

（二）基准回归分析

由表1结果可知，无论是否加入控制变量，数字经济对农民增收的影响都在1%的水平上显著为证，说明数字经济的发展能够显著增加农民的收入。在控制变量中，受教育水平的提升会显著降低农村居民的可支配收入，可能的原因是，教育对经济的影响效应需要很长时间才能显现，农民因接受教育而使其工作时间减少，教育支出加重了其经济负担，因而在短期内农民的人均可支配收入会在一定程度上有所下降。政府管控力度的加强会降低农民的收入，可能的原因是，政府有时会为了实现特定的经济或社会目标，对农民土地利用采取一定的限制手段，因而会间接的导致农民收入的下降。

（三）稳健性分析

为了检验本文的回归结果是否稳健，本文采取更换解释变量度量方式、被解释变量滞后一期和缩尾处理三种方式进行稳健性检验（见表2）。

1.更换解释变量度量方式。参考杨刚强等（2023）的做法，将Python获得的数字经济相关政策词频处理后取得数字经济综合发展指数，作为本文数字经济的替代变量代入回归。回归结果如表2第1列所示，数字经济对农民增收的影响仍显著为正，证明本文实证结果具有稳健性。

2.被解释变量滞后一期。数字经济对农民增收的影响效应可能具有滞后性，为检验稳健性，本文在回归模型中将被解释变量进行滞后一期处理。从表2第2列数据可以看出，滞后一期后的回归结果依然在1%的水平上表现出正向显著性，从而证实了基准回归结果的稳健性。

3.缩尾处理。为了减轻异常值对回归分析的干扰，本文对全部变量进行了1%水平的缩尾调整。旨在提高数据的稳定性和回归结果的准确性。由表2第3列可知，回归结果与上文基准回归一致，证明数字经济的发展能够显著增加农民的收入水平。

4.内生性检验。本文采用工具变量法对模型可能产生的双向因果问题进行了检验，以确保研究结果的准确性和可靠性。首先，参考凌云等（2018）的做法，用数字经济指数与其均值差值的三次方构造本文的第一个工具变量（IV1），其次，参考“巴蒂克工具变量法”构造本文的第二个工具变量（IV2）（Bartik， 1991），通过最小二乘法进行检验，检验结果如表2第（4）列和第（5）所示。

由表2第（4）列和第（5）可知两阶段回归结果可知，数字经济综合水平对农民增收的影响效应仍显著为正，两个工具变量F统计量分别为26.39和16.40，都大于10，证明了本文工具变量选取的合理性。

通过对不同农民收入群体的分位数回归，能够看出数字经济对不同收入水平的农民群体的收入产生的影响特征的不同，从而更加全面的刻画两者之间的关系。本文分别选取0.1分位数、0.25分位数、0.5分位数、0.7分位数和0.9分位数，用于反映农民在不同收入水平下，数字经济对其影响是否存在结构性差异（见表3）。

由表3可知，在各个分位点，数字经济都对农户的收入产生了积极的作用，从而验证了“数字经济可以促进农户收入增长”的理论假说。在此基础上，我们进一步考察了各个分位点数字经济发展的作用，结果表明，从各个分位点的整体变化趋势来看，数字经济的系数先升后降，这表明，数字经济对农户收入产生了结构性的作用，随着农户收入的增加，这种作用逐渐增强，而在农户的收入增长到一定程度后，这种作用逐渐减弱。当处于0.75分位点上时，数字经济对农民的收入影响最强。可能的原因是，此时数字经济的普及率已经达到一定水平，已经形成了一定的规模效率，加上农民收入水平已经到达了一定高度，数字经济与农民收入的结合效益达到最大化。

（四）异质性分析

异质性分析情况见表3。

（五）机制检验

表示产业结构高级化指数，其他变量与（1）式一致。检验结果如下所示（见表4）：

由表4结果可知，数字经济对产业结构高级的影响在1%的水平上显著为正，说明数字经济能够通过促进产业结构高级化来增加农民收入，据此，验证假说2。

五、结论和政策建议

本文基于浙江省11个地级市2011—2021年11年的数据，通过熵值法测度数字经济综合发展水平，并利用固定效应模型进行实证分析后发现，第一，数字经济增强农民的收入水平，通过更换解释变量的度量方式、被解释滞后一期、缩尾处理，以及考虑了内生性问题之后该结论依然成立。第二，数字经济对农民收入的影响增强后减弱的趋势，并在农民收入位于0.75的分位点上时达到最高水平。第三，数字经济能够通过促进城市产业结构的高级化发展促进农民增收。

基于此，本文提出以下政策建议：第一，政府要加强农村地区宽带网络、移动网络等数字基础设施的建设投入，为数字经济向农村地区蔓延提供良好的基础条件；通过颁布相应的优惠政策，降低农民运用数字经济相关设施的成本，通过建立相应的激励机制，鼓励社会各界对农村数字经济建设进行投资。第二，大力推广物联网、人工智能等在农业生产领域的运用，优化农业基础生产环境，对传统农业生产设施进行现代化改造与升级，促进传统农业产业高级化发展，降低农业生产成本，增加农民的收入；此外，鼓励农民通过电子商务平台销售农产品，帮助农民获得更加公开透明的产品价格信息，同时扩展了农民的销售渠道，拓宽了农民的收入来源，增加了农民收入。第三，加强对农民数字素养的培养，强化对农民数字化意识的教育、数字化技能培训和数字信息素养的培育。根据农民的特点开展有针对性的课程，帮助农民更好的将数字技术应用于实际生产生活中，提高农民的生产效率和经济效益。最后，在数字经济发展的不同阶段应该制定不同的数字经济发展策略，例如，在数字经济发展初期，应注重数字技术的推广和农民素养的提升，随着数字经济的进一步发展，应注重农业产业的数字化转型和农民数字技术的提升，确保农民能够跟上数字经济发展的脚步，通过持续监测数字经济对农民收入的影响，及时发现并解决问题，保证数字经济对农民收入正向影响的递增。

参考文献：

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（作者单位：浙江农林大学经济管理学院）

（责任编辑：李丽君）