数字乡村建设赋能乡村振兴的内在机理及实证检验

摘要：数字乡村建设是数字中国建设的重要突破口，在推动乡村全面振兴的战略方向中占主导地位。为了探究数字乡村建设对乡村振兴的影响及其作用机制，文章依托2018-2020年间中国28个省份（不包括北京、上海、天津以及港澳台地区）的面板数据，深入研究了数字乡村建设在推动乡村振兴过程中的重要影响，并分析了其具体作用机制。研究发现：数字乡村建设在推动乡村振兴水平全面提升方面作用显著。经过多重检验后，得出的结论依然稳健；具体而言，数字乡村建设主要通过促进数字普惠金融的发展来推动乡村振兴水平的提高；不同区域间受地理位置和经济发展水平的影响，其数字乡村建设对乡村振兴的影响也存在差异；数字乡村建设明显推动了中西部地区的乡村振兴，然而，这种推动作用在东部地区则表现得并不明显。

关键词：数字乡村建设；乡村振兴；中介效应

在加快数字中国建设的进程中，加强数字乡村建设，不仅有助于全面利用信息化手段促进乡村全面发展，而且能够充分发挥其驱动和引领作用。对现有文献进行综合梳理后，发现多数研究主要围绕数字乡村建设本身展开，只有少数研究集中探讨了数字乡村建设如何助力乡村振兴，以及如何让农民成为这个过程中的主动参与者和最大受益者。鉴于数字乡村建设当下处于初级阶段，在探讨数字乡村与乡村振兴之间的内在联系时，定量分析的视角尚显稀缺。综上所述，本文将从定量角度深入探讨两者之间的作用机制，以期为提升乡村振兴水平提供政策建议。

一、理论机制与研究假设

（一）直接影响

基于赋能理论，数字赋能应运而生。数字乡村赋能乡村振兴是借助大数据和人工智能的算法优势，集物联网、智能管理、农业自动化等于一体的新型赋能农业农村发展模式。数字乡村既是乡村产业融合的内在动力，又是乡村综合治理的解决方案，有助于缩小数字鸿沟提升乡村数据价值，构筑乡村治理体系和治理效能现代化。

基于此，本文提出假说H1：数字乡村建设能够推动乡村全面振兴。

（二）影响机制

为深入探讨数字乡村与乡村振兴的相互作用关系，本文借鉴相关研究，认为数字乡村建设主要通过推动数字普惠金融的发展和提高农业全要素生产率，进而助力乡村振兴水平的提升。故本文的假设如下：

H2：数字乡村建设通过提高农业的全要素生产率，进而推动乡村振兴水平的整体提升。

H3：数字乡村建设通过推动数字普惠金融的蓬勃发展，从而进一步促进乡村振兴的整体水平提升。

二、指标体系构建

乡村振兴水平的测度。参考相关学术研究，本文围绕五个二级指标：乡风文明、生活富裕、生态宜居、产业兴旺和治理有效，建立起乡村振兴的评价指标体系。本文运用熵权法TOPSIS测度与评估乡村振兴水平。文中的数据均来源于统计年鉴。

三、影响效应

（一）变量选取

1. 被解释变量

乡村振兴为本文的被解释变量，乡村振兴水平的测度是依托于上文熵权法所得的乡村振兴指数。

2. 解释变量

本文的解释变量是数字乡村建设，由北大新农村发展研究院和阿里研究院联合发布的数字乡村指数来测度数字乡村建设。

3. 中介变量

中介变量包括农业全要素生产率与数字普惠金融。本文运用数据包络分析（DEA）的方法，对2010-2020年间中国28个省市（不包括北京、上海、天津及港澳台地区）的农业全要素生产率进行了测量。在查阅文献的基础上，参考《北京大学数字普惠金融指数（2011—2020）》中的数据，对我国数字普惠金融的发展水平进行测度。

4. 控制变量

为确保研究的准确性，必须对一些潜在影响因素进行有效控制。通过查阅相关文献，确定以下控制变量：外贸依存度、财政支出占比、公路通达强度、经济发展水平、金融存贷款占比、产业结构。同时，本文还考虑了省份和年度，对这两个因素也进行了相应的控制。

（二）实证分析

1. 基准回归分析

表2列（1）展示了数字乡村建设对乡村振兴的回归分析结果，列（2）进一步纳入了控制变量。根据列（1）和列（2）所显示的回归分析结果，数字乡村建设Digital的系数分别在1%和10%的显著性水平上为正，说明了本文的解释变量对乡村振兴有积极的推动作用。列（3）-（7）为数字乡村建设对乡村振兴的五个二级指标的回归结果，结果均显著，可以得到数字乡村建设Digital对乡村振兴Rural的五个二级指标都有正面的推动作用，假设1得到验证。

另外，控制变量中，外贸依存度、金融存贷款占比、公路通达强度也能够对乡村振兴起到促进作用，说明本文控制变量的选取是科学有效的。

2. 影响机制检验

根据前文所述，农业全要素生产率和数字普惠金融在解释变量和被解释变量中起中介作用。表3列（2）和列（5）分别呈现了数字乡村建设Digital与农业全要素生产率TFP以及数字普惠金融Fin之间的关系。数字乡村建设Digital对农业全要素生产率TFP的回归系数为0.009，并且在10%的显著性水平下通过了检验，这表明数字乡村建设Digital对提升农业全要素生产率TFP具有积极的影响。列（3）进一步探究农业全要素生产率TFP对乡村振兴Rural的影响，农业全要素生产率TFP与乡村振兴Rural的回归系数仅为2.183，不能通过显著性检验，换言之，农业全要素生产率TFP并未在解释变量和被解释变量之间起中介作用。基于此，否定假说H2。同理，综合列（5）和列（6）的实证结果，可以得出：数字普惠金融Fin在解释变量和被解释变量之间起中介作用。因此，假设3得到验证。

3. 内生性与稳健性检验

（1）内生性检验

本文采用工具变量法，以数字乡村建设Digital的滞后一期数据作为工具变量，以规避内生性问题。运用最小二乘法（2SLS）对上述滞后变量进行回归分析，获得的回归系数为1.268，并且在1%的显著性水平上通过了检验。这一结果与基准回归分析的结果基本一致，充分说明在考虑内生性问题的影响后，本文的结论依然成立。

（2）稳健性检验

为了验证结果的稳健性，本文采用缩尾处理、最小二乘回归、滞后一期解释变量对基准回归的结果进行检验。表4列（2）-（4）展示了回归分析的结果。结果显示无论通过哪种方法，数字乡村建设Digital的回归系数均显著为正，这充分表明了基准回归结果具有稳健性。

四、深入研究

（一）区域异质性分析

为了检验数字乡村的地区异质性，本文将样本划分为东、中、西三个组别，并对各组分别进行回归分析。其中，中部地区数字乡村Digital的回归系数为0.464，西部地区数字乡村Digital的回归系数为0.327，都达到了5%的显著水平。但列（1）的结果并不显著，数据充分显示，中部地区与西部地区的数字乡村建设Digital对乡村振兴Rural产生了显著影响，而在东部地区，这种影响则不明显。

（二）数字乡村建设结构异质性分析

数字乡村建设Digital涵盖四个二级指标。深入探究各个二级指标对乡村振兴的促进作用的重大意义。对这四个二级指标分别进行回归分析，得到了如表6所示的结果。四个维度的回归系数全部为正，并且均通过了显著性检验。研究表明，数字乡村建设Digital中的四个二级指标对乡村振兴Rural均产生了显著的推动作用。其中，乡村生活数字化Digital4的回归系数最高，说明乡村生活的数字化Digital4在推动乡村振兴Rural方面的效果尤为显著。

五、结论与启示

（一）结论

推进乡村全面振兴的战略方向中，数字乡村建设的地位至关重要，同时，它也是实现数字中国战略不可或缺的一环。本文采用2018-2020年间28个省份（不包括北上天津以及港澳台地区）的面板数据，深入分析了数字乡村建设赋能乡村振兴的机制。得出以下结论：第一，数字乡村建设可以有效推动乡村的全面振兴，这一结论在经过多重检验后依然稳健。第二，数字乡村建设主要是通过促进数字普惠金融的发展，从而提升乡村振兴的水平；第三，在中部地区与西部地区，数字乡村建设对乡村振兴有明显的促进作用，而东部地区这种促进作用则表现得并不明显；第四，数字乡村建设的四个二级指标在提升乡村振兴水平方面作用显著，特别是数字化乡村生活在促进乡村振兴水平的提升方面成效最为显著。

（二）启示

首先，数字乡村建设在提升乡村振兴水平方面作用显著，因此，可以通过提升数字乡村建设的水平来提升乡村振兴的水平。基于此，应当进一步增加对数字乡村建设的投入，确保其稳步发展，从而有效提高乡村振兴的整体水平。

其次，各地区由于地理区位以及经济发展水平的差异，乡村振兴水平在空间上存在一定的差异性。为缩小各地区乡村振兴水平的差距，在制定战略时，应优先重点关注乡村振兴水平落后地区，要因地制宜，实施差别化的管理。进一步加大对乡村振兴水平落后地区的扶持力度，打破地区发展的不平衡。

最后，由于中部和西部地区的数字乡村建设在推动乡村振兴方面发挥了显著作用，东部地区的数字乡村建设对于乡村振兴的推动作用却并不明显。这将进一步加大各地区之间的差距。因此，为缩小各地区间乡村振兴水平的差距，应加强各地区的往来交流，以先进带动落后，最终实现各区域之间的协调发展。

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（作者单位：长安大学人文学院）