數字鄉村建設有助于促進農民共同富裕嗎
——基于農戶創業活躍度的中介效應研究

余家鳳 黃岑

(長江大學 經濟與管理學院,湖北 荊州 434023)

一、引言

黨的二十大報告中強調“中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化”。共同富裕與現代化統一于中華民族偉大復興的“中國夢”,新時代扎實推進共同富裕是一項具有長期性、復雜性、艱巨性的社會系統工程,必須要分階段、分步驟實踐,而最艱難最繁重的任務在農村。當前我國發展最大的不平衡是城鄉發展不平衡,最大的不充分是農村發展不充分、農民發展不充分。若沒有農業強盛、農村和美與農民富庶,全體人民的共同富裕就難以實現。落腳于鄉村振興戰略中的“生活富?！狈结?農民農村共同富裕正好成為其行動指引和根本所在。因此,作為共同富裕與鄉村振興的戰略交匯點,促進廣大農民共同富裕是全面建設社會主義現代化國家的必然選擇。

數字鄉村建設,既是鄉村振興的戰略方向,也是建設數字中國的重要內容。鄉村數字化能激發鄉村發展潛能,推動鄉村高質量發展。在數字經濟時代,利用電商網絡、直播平臺等數字資源,可以推廣鄉村旅游,實現農業產品與消費市場直接對接,促進農產品銷售數字化;將普惠金融與數字金融結合,能打破數字鴻溝,提升農戶數字金融產品接觸率,釋放農戶信貸約束,為農戶創業提供條件?？傊?隨著新一代數字技術諸如大數據、人工智能、5G等日益深入農業生產各環節,我國農村開始通過數字賦能實現發展動能轉換。然而小農戶能否在轉型中共享數字紅利?數字鄉村建設能否顯著促進農民共同富裕?進一步,數字鄉村建設能否通過促進農戶創業來推動農民共同富裕?對上述問題的回答,將有助于我們深刻認識數字鄉村建設的重要戰略作用,對實現農民共同富裕具有重要的理論價值和現實意義。

二、文獻綜述

目前著眼于農村視角專門研究數字鄉村建設與農民共同富裕之間關系的文獻有限,但基于兩者的相關研究成果較多,其重點關注表現為:

一方面,研究數字鄉村建設的經濟效應。數字鄉村建設能夠影響鄉村產業發展、促進農民創業增收、釋放農村消費潛力和優化農村消費結構。齊文浩等(2021)認為互聯網、電商平臺、普惠金融等鄉村數字化方式有效促進了農民增收,且農民創業活躍度在數字鄉村與農民增收之間起到正向調節作用[1]。汪亞楠等(2021)研究表明,數字鄉村建設顯著提高農村居民網購水平,對發展型網購的促進作用最大,對享受型網購的促進作用次之,對生存型網購的促進作用最小[2]。由網購消費模式拓展到農村居民的整個消費,趙佳佳等(2022)實證發現,數字鄉村發展會正向影響農村居民家庭人均消費水平,對享受型消費的影響效應最強,其次是發展型消費和生存型消費[3],由此體現出農村居民消費結構升級趨勢。李本慶等(2022)構建動態面板模型實證檢驗發現,數字鄉村建設能顯著推動鄉村產業興旺,尤其對產業融合發展、農戶共享發展和農業高質量發展的影響較明顯[4]。趙佳佳等(2023)研究發現,數字鄉村發展能通過促進信息利用、緩解信貸約束、增強風險承擔意愿以及提升社會信用水平顯著提高農民創業概率[5]。進一步探索發現,鄉村產業發展、農民收入與消費直接或間接關系到農村農民能否走向共同富裕,所以數字鄉村建設產生的農民共同富裕效應不容小覷。

另一方面,研究共同富裕的實現路徑。曹亞雄等(2019)研究表明,新時代共同富裕的實現過程具有“非均衡性”,而共享發展是實現共同富裕的根本路徑,其中,堅持共享發展既意味著不斷提高廣大人民群眾整體生活水平,也意味著收入、財富分配差別要處于合理范圍內[6]。史新杰等(2022)從機會公平的視角認識共同富裕,認為低收入狀態與影響個體教育和就業選擇的機會因素差異有關,而低收入群體收入躍升是共同富裕的重點[7]。Tang等(2022)采用固定效應差分模型研究發現,中國的精準扶貧項目顯著縮小城鄉收入差距,增加低收入群體收入[8]。其中,精準扶貧的重要舉措之一是鼓勵農民工返鄉創業。王軼等(2022)提出,農民工高質量返鄉創業是提升農民收入、縮小農民收入差距、實現農民農村共同富裕的關鍵[9]。同時,Liu等(2022)認為,創業是實現減貧的重要方式,而數字普惠金融為欠發達地區農民工等弱勢群體創業提供了更加多元化的融資來源[10]。韓亮亮(2022)[11]指出,數字普惠金融對實現共同富裕產生顯著推動作用,機制分析顯示,可以通過提升創業活躍度來促進共同富裕[11]。高星(2023)研究發現,數字經濟發展能通過促進產業結構高級化和產業結構合理化激發創業活力,進而推動共同富裕實現[12]。由此可見,數字技術能夠助力共同富裕實現,數字鄉村建設能助力農民農村共享數字化發展紅利,彌合數字鴻溝,帶動農民走向共同富裕。

梳理上述文獻后發現,如何利用數字化手段推進共同富裕已成為學術界關注的重點,國內外研究也取得了豐碩成果,為本文研究提供了重要的經驗借鑒。但有所不足的是,立足于農村視角專門探討數字鄉村建設與農戶共同富裕兩者關系的研究卻較少,而這些文獻又大多利用農村居民手機擁有量或者農村寬帶接入用戶量等單一指標來衡量數字鄉村?；诖?本文首先運用熵權-TOPSIS法綜合測算數字鄉村建設水平、農民共同富裕水平評價指標體系,再構建固定效應模型探索數字鄉村建設對農民共同富裕的直接影響,并對其進行內生性、穩健性檢驗和區域異質性分析,最后進一步通過中介效應模型定量分析農戶創業活躍度在兩者間所起的中介作用。本文根據數字鄉村建設、農戶創業活躍度與農民共同富裕之間的內在聯系,形成研究結論并提出促進農民共同富裕的相關對策建議。

三、理論機制與研究假設

數字鄉村是以農村發展網絡化、農業經濟智能化、農民技能信息化為內生性特點而構建起來的現代化鄉村組織模式。數字鄉村建設依托數字技術實現農業智能化、機械化、自動化生產,創新農業生產方式,優化資本、勞動力、土地等資源的配置效率,驅動鄉村產業興旺發展,保障農民收入的基本盤。其中,發展鄉村數字經濟,則是數字鄉村建設的重要方面。農村經濟數字化轉型,可以突破時空限制,將農業生產者和城市消費者納入同一數字平臺,幫助農民及時獲取市場供求信息,選擇最佳生產和營銷模式,降低交易成本和農業生產風險,并提高農產品銷量和邊際收益,最終實現增收目標。與此同時,數字技術釋放普惠效應,改善農村軟環境,進一步縮小城鄉數字鴻溝,在農村金融領域廣泛應用后可以降低金融服務成本,農民更有可能獲得資金來擴大生產,改變城鄉要素市場分割現狀,促進城鄉市場一體化,為農村居民提供高質量就業創收機會,客觀上起到縮小城鄉收入差距的作用。持續增收是促進農民共同富裕的核心命題,縮小城鄉差距是實現全社會共同富裕的關鍵。由此,本文提出:

假設1:數字鄉村建設能夠促進農民共同富裕。

當前,“一人創業、帶動致富”的農民創業景象已經形成。農民創業正成為鞏固脫貧攻堅成果和促進鄉村振興的新引擎和區域經濟社會發展的新力量。同時數字化建設推動農村網絡化、信息化、現代化程度越來越高,互聯網技術也成為農村創業者的強大生產力,電商平臺有效拓寬農產品銷售渠道,整合生產、銷售、物流產業鏈,極大降低創業成本,提高創業收益率。然而創業融資渠道不暢仍然是制約農民創業的最大瓶頸。數字技術賦能普惠金融可以緩解信貸過程中信息不對稱問題,切實提高金融服務在農村地區可得性、覆蓋率及普惠性,為農民創業活動提供便利。而這些便利的條件又反過來激發農民創業意愿。進一步地,農戶創業活躍度高,利用數字技術進行創業的可能性越大,而農民加入創業活動意味著更多農民有機會實現就業增收?？傮w而言,相對于傳統農村創業模式,數字鄉村建設為農村低收入群體創造了新的包容性創業機會,提升了金融服務可得性,拓寬了多元化市場邊界,拓展了農民增收渠道,縮小了農村農民內部收入差距?；诖?本文提出:

假設2:數字鄉村建設能夠通過提升農戶創業活躍度來促進農民共同富裕。

四、研究設計

(一)模型設定

基于以上分析及假設,為進一步實證檢驗數字鄉村建設水平對農民共同富裕的影響,本文借鑒許秀梅(2022)[13]的研究,首先構建基準模型如下:

FCPit=α0+α1DICit+αnZit+θi+εit

(1)

其次,選取農戶創業活躍度作為中介變量,進一步實證檢驗數字鄉村建設水平對農民共同富裕的中介效應,構建出如下計量模型:

ENTit=β0+β1DICit+βnZit+θi+εit

(2)

FCPit=γ0+γ1DICit+γ2ENTit+γnZit

+θi+εit

(3)

其中,i和t分別表示各省(自治區、直轄市)和年份,FCPit表示省份i在t年的農民共同富裕水平,DICit表示省份i在t年的數字鄉村建設水平,ENTit表示省份i在t年的農戶創業活躍度。α0、α1、αn、β0、β1、βn、γ0、γ1、γ2及γn為代估參數,Zit表示一系列的控制變量,θi表示個體固定效應,εit表示隨機擾動項。

(二)變量選取

1.被解釋變量

本文被解釋變量為農民共同富裕水平(FCP)。從習近平總書記所強調的共同富裕內涵出發,結合省份層面數據的可得性,再借鑒張金林等(2022)[14]通過馬斯洛需求理論劃分共同富裕的做法,以物質富裕(FCP1)、精神富裕(FCP2)、社會共享(FCP3)作為農民共同富裕水平指標體系的三個一級指標,在此基礎上參考譚燕芝等(2022)[15]的方法完善中國農民共同富裕水平二、三指標構建。其次,本文選取熵權-TOPSIS法對農民共同富裕水平評價指數體系進行賦權測度,以減少評價的主觀性(見表1)。

表1 農民共同富裕水平評價指標體系

2.核心解釋變量

本文選取數字鄉村建設水平(DIC)為核心解釋變量。目前尚未形成一套普遍認可的數字鄉村評價指標體系,本文借鑒朱紅根等(2023)[16]的研究,從數字投入與產出角度構建數字基礎設施建設、數字資金投資、數字服務水平、農業農村數字產業化這四個一級指標,并參考慕娟等(2021)[17]的做法完善二、三級指標,最后使用熵權-TOPSIS法對中國各省份的數字鄉村建設水平進行測算,具體指標選取情況見表2。

表2 數字鄉村建設水平評價指標體系

3.中介變量

本文采用農戶創業活躍度(ENT)作為中介變量,借鑒李曉園等(2021)[18]的做法,選取鄉村個體就業人數同私營企業就業人數之和與年末常住人口之比來衡量農戶創業活躍度。

4.控制變量

本研究中使用的控制變量有:(1)老齡化水平(old)。借鑒程名望等(2019)[19]的研究,以老年人口撫養比來衡量。即65周歲及以上人口數占15～64周歲人口數的比值。(2)財政支農水平(finsagr)。參照陳濤等(2022)[20]的做法,用地方財政農林水事務支出的對數值來衡量。(3)城鎮化水平(urban)。借鑒魏君英等(2022)[21]的研究,選擇年末城鎮人口數與總人口數的比值來衡量。(4)交通基礎設施(tiainf)。參考周國富等(2021)[22]的方法,選取各省份公路里程的對數作為代理變量來衡量。(5)農村經濟發展水平(feconomy)。借鑒譚昶等(2022)[23]的做法,采用各省份第一產業增加值與農村總人口數的比值來衡量。

(三)數據來源與描述性統計

本文選取2011～2021年全國31個省、市和自治區(不含港澳臺)的省際面板數據。各變量原始數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國住戶調查統計年鑒》及EPS數據庫,此外,農村數字普惠金融指數取自《北京大學數字普惠金融指數》中的不同縣域指數,涉農貸款余額來源于Wind數據庫。部分缺失數據通過插值法和年均增長率均值估計測算。為減少可能存在的異方差問題,對相關控制變量進行對數處理。各變量具體的描述性統計如表3所示。

表3 變量的描述性統計

五、實證結果分析

(一)基準模型回歸結果

本文采用了面板數據模型,實證回歸前需要確定選擇固定效應模型還是隨機效應模型。經過Hausman檢驗后,其結果顯示不加控制變量和加入控制變量前后P值分別為0.0041和0.0001,均在1%水平上顯著,即應該選擇固定效應模型進行估計和分析。表4提供了數字鄉村建設影響農民共同富裕的基準回歸結果。模型(1)和(2)中數字鄉村建設水平的估計系數均在1%的概率水平上顯著為正,而模型(2)由于加入控制變量,排除了部分影響農民共同富裕的因素,系數有所減小?？傮w結果顯示,數字鄉村建設對農民共同富裕具有顯著的正向影響,即數字鄉村建設水平越高,農民共同富裕程度越高,這驗證了本文的假設1。

表4 基準回歸結果

由模型(2)中控制變量的回歸結果來看,老齡化、城鎮化以及財政支農水平均在1%概率水平上顯著,交通基礎設施在5%水平上顯著,農村經濟發展水平的影響不顯著。其中,老齡化水平影響系數為正的原因可能在于:一方面,目前中國已進入老齡化社會,農村人口年齡結構中老年人口比重不斷攀升,隨之而來農村也會產生較大的養老醫療消費需求;另一方面,大部分農村老年人會有農民社保、糧食補貼收入等轉移性收入,并且可能還有子女贍養收入,甚至“閑不住”的農村老年人會種地或打零工來增加收入,最終老齡化對農民共同富裕產生正向作用。城鎮化的影響系數為負,對農民共同富裕具有負向影響,可能是由于城鎮化導致城鄉資源配置不均衡加劇,農村勞動力流失,城鄉貧富差距繼續拉大。財政支農水平的影響系數顯著為正,是因為利用財政手段加強農村就業產業幫扶,可以進一步促進農民增收致富,加快推進農民農村共同富裕。交通基礎設施顯著正向影響農民共同富裕,正好與“要致富,先修路”相符。這是由于交通發展能方便農村地區居民的生產生活,便捷農副產品外銷,吸引社會資源進入后盤活農村經濟,賦能鄉村產業發展,切實促進農民收入提高。

模型(3)至(5)的回歸結果表明,數字鄉村建設對物質富裕(FCP1)和精神富裕(FCP2)有顯著正向影響,對社會共享(FCP3)的影響卻不明顯。這從側面證明了假說1,同時也說明數字鄉村建設對農民共同富裕程度的影響已從物質富裕推進到精神富裕,然而距更高層級的社會共享尚有一定距離。

(二)內生性檢驗及穩健性檢驗

1.內生性檢驗

各省數字鄉村建設與農民共同富裕之間可能存在反向因果的關系,農民共同富裕水平越高的地區,數字基礎設施建設與農村數字產業化發展相對發達,數字鄉村建設水平也相對更高。除此之外,由于數字鄉村建設與農民共同富裕是綜合測度的指標體系,與之相關的指標較多,容易存在指標測量偏誤或者遺漏變量問題,從而造成模型估計可能出現內生性問題。

為緩解可能存在的內生性問題,本文選用了系統GMM估計和工具變量回歸兩種方法:第一,基于農民共同富裕實現具有持續性特征,選擇農民共同富裕的滯后一期(L.FCP)進行系統GMM估計。在表5中,模型(1)的結果顯示,AR(2)的伴隨概率P>0.1,表明此系統GMM估計不存在二階序列自相關問題;Hansen檢驗的伴隨概率P>0.1,表明此估計不存在過度識別,即系統GMM回歸結果可靠。第二,選擇數字鄉村建設水平的滯后一期進行工具變量回歸。從表5可知,模型(2)的結果顯示,AndersonLM統計量在1%概率水平上顯著,說明沒有不可識別問題;Cragg-DonaldWaldF統計量的值為791.335,遠大于10%統計水平上的臨界值(16.38),說明通過了弱工具變量檢驗,即該工具變量有效。根據兩種方法的回歸結果分析,數字鄉村建設均在1%顯著性水平上促進農民共同富裕的實現。即本文所構建基準模型的內生性問題得到較好解決。

表5 內生性及穩健性檢驗結果

2.穩健性檢驗

為進一步驗證本文基準回歸的結果是否穩健可靠,接下來分別從三個方面進行穩健性檢驗:(1)增加控制變量。即增加產業結構和少年撫養比兩個變量。產業結構(tis)用第一產業增加值與GDP的比值來衡量,少年撫養比(child)選擇用0～14周歲人口數與15～64周歲人口數的比值來衡量。(2)縮尾處理。即本文對核心解釋變量數字鄉村建設水平進行1%的雙邊縮尾處理。(3)剔除特殊樣本區間。即本文將2011～2012年和2020～2021年從樣本期剔除,僅對2013～2019年的樣本進行回歸。原因在于2013年支付寶的興起普遍被認為是中國數字金融發展的開端,而2020～2021年疫情對農民共同富裕實現可能產生負向影響,進而抵消部分由數字鄉村建設產生的正向影響。具體回歸結果如表5中模型(3)～(5)所示。三種方法中,數字鄉村建設對農民共同富裕影響系數均為正,且在1%水平上顯著,與上文保持一致,證明模型結果穩健,又進一步驗證了假設1。

(三)異質性分析

考慮到我國地域遼闊,各區域經濟社會發展差異顯著,為進一步探索不同區域數字鄉村建設水平對農民共同富裕的影響效果,本文將全國劃分為東、中、西三個地區,分樣本實證回歸來進行區域異質性檢驗,結果見表6。東部地區數字鄉村建設水平在1%概率水平上顯著,數字鄉村建設水平每提高1個單位,農民共同富裕水平將提升0.527個單位;中、西部地區數字鄉村建設水平對農民共同富裕的影響效應并不顯著。究其原因,東部地區相對發達,市場環境良好,數字基礎設施建設領先,農戶有較高數字素養和更多數字金融服務獲取渠道,農民總體收入與消費水平也相對更高;中、西部地區作為相對欠發達地區,在市場環境、數字基礎設施及農戶數字技能與素養等方面均落后于東部地區,數字鄉村建設對農民共同富裕的潛在積極影響有待挖掘。這一回歸結果充分表現出數字鄉村建設對農民共同富裕的影響存在區域異質性。

表6 區域異質性檢驗結果

(四)中介效應分析

數字鄉村建設可以通過提升農戶創業活躍度來推進農民共同富裕實現。為檢驗農戶創業活躍度在數字鄉村建設與農民共同富裕之間的中介效應,本文采用三步法進行中介效應模型回歸估計,檢驗結果見表7。從表7可知,在列(1)證實數字鄉村建設對農民共同富裕具有顯著促進作用的基礎上,列(2)中數字鄉村建設對農戶創業活躍度的影響系數在1%概率水平上顯著為正,列(3)中加入農戶創業活躍度這一中介變量,數字鄉村建設與農戶創業活躍度對農民共同富裕的影響系數均顯著為正,由此可知中介效應存在。依據Sobel檢驗結果,Z值為3.771,其P值小于0.1,且Bootstrap檢驗中偏差校正后的95%置信區間內未包含0,故表明上述中介效應模型結果依然穩健,即假設2成立。其中,在控制其他因素后,數字鄉村建設水平每提高1個單位,農民共同富裕水平會直接提升約0.37個單位,并且使得農戶創業活躍度提升約1.59個單位,進而間接促進農戶共同富裕水平提升約0.16個單位(1.59×0.10≈0.16),總效應提升0.53個單位,由中介變量帶來的間接效應在總效應中的占比約為30%。

表7 農戶創業活躍度中介效應回歸結果

六、結論與建議

本文先采用熵權-TOPSIS法對2011～2021年全國31個省級地區的數字鄉村建設和農民共同富裕水平進行定量測度,再選擇面板固定效應模型實證分析數字鄉村建設對農民共同富裕的影響效應,最后通過中介效應模型進行機制分析。結果表明:(1)數字鄉村建設能夠顯著促進農民共同富裕,且對物質富裕和精神富裕兩個子維度的促進作用比較顯著,但對社會共享層面的影響不明顯。經過系統GMM估計和工具變量回歸兩種內生性檢驗,及增加控制變量、縮尾處理、剔除特殊樣本區間等穩健性檢驗后,該結論仍成立。(2)數字鄉村建設對農民共同富裕的影響存在區域異質性,相較于數字基礎薄弱的中西部地區,東部地區數字鄉村建設對農民共同富裕的促進作用更加顯著。(3)數字鄉村建設能夠通過提升農戶創業活躍度來促進農民共同富裕。數字技術賦能鄉村建設,為農戶創業提供優越的信息、技術、資金、市場等條件,激勵“大眾創業、萬眾創新”,推動農民就業增收,進而實現農民共同富裕。

基于以上研究結論,本文提出如下建議:

(1)完善農村數字基礎設施。著力提升農村“新型基建”發展速度,加快在農村地區布局人工智能、大數據、物聯網、5G等新型數字基礎設施,全面加強農業農村大數據體系建設,利用東部地區信息技術的溢出效應輻射帶動中西部數字鄉村建設,逐步消弭由網絡基礎設施供給不均衡導致的“數字鴻溝”。

(2)創新數字鄉村經濟建設。通過提高“互聯網+農業”建設速度,不斷推進大數據、云計算、物聯網、人工智能等先進數字技術與農林牧漁業、農產品加工業深度融合,打造科技農業、智慧農業、現代農業,促進傳統產業數字化、智能化,加快鄉村數字經濟新業態步伐。

(3)注重培育新時代的“數字農民”。注重培養農民數字意識和能力,采取有力措施降低農民數字技術使用門檻,鼓勵并引導農民學習新一代信息技術,通過與涉農高校開展合作,有效引導高數字素養的高校畢業生下鄉為農民提供相應數字技術指導,增強農民借助智能設備和數字技術挖掘、整合、利用數字信息的能力,讓小農戶平等享受鄉村數字化轉型紅利。

(4)創新富民強村產業發展機制,不斷推進共同富裕。要堅持以人民為中心的發展理念,通過貫徹落實鄉村振興戰略,創新更緊密的聯農帶農、發展鄉村數字經濟的新機制,讓農民就近就地且低門檻就業增收,鼓勵農戶創業致富,激發農民創業意愿,使農民能更多地分享產業增值收益,邁向共同富裕。