數字治理下農民收入增長與收入分配效應

張 岳,張 博

(河北大學 a.管理學院;b.河北省鄉村振興研究院,河北 保定 071002)

一、鄉村數字化發展

實現共同富裕是社會主義的本質要求,當前實現共同富裕最繁重的任務依然在農村。處理好效率與公平、發展與共享之間的關系是實現共同富裕的基本內涵。從“發展”的角度來看,共同富裕的基礎是“富?！?如何提高農民整體收入水平依然是農村發展過程中面臨的關鍵問題。2022年我國農村居民可支配收入達到20133元,相比于2015年增長76.61%(1)數據來源:國家統計局。http://www.stats.gov.cn/sj/zxfb/202302/t20230203_1901715.html,但收入增速逐漸呈現放緩徘徊態勢。從“共享”的角度來看,共同富裕強調了“共同”的內涵,農民內部收入不平等問題已成為我國實現共同富裕的制約因素[1]。據統計顯示,按人均可支配收入五等份分組,2020年農村居民高收入組和低收入組的倍差達到8.23,顯著高于城鎮居民的6.16(2)數據來源:國務院發展研究中心作品《奮力邁上共同富裕之路》。。習近平總書記于2022年中央農村工作會議上提出“要堅持把增加農民收入作為‘三農’工作的中心任務,千方百計拓寬農民增收致富渠道”。因此,在進一步提高農民收入的同時縮小農民內部收入差距是新發展階段推進鄉村振興、實現共同富裕的必然要求。

作為內嵌于鄉村生活的重要方面,鄉村治理效能是影響農民收入的重要因素[2]。早期的“治理(Governance)”概念接近于“統治(Government)”,都強調“控制、操縱”。1949年后,中國通過政黨下鄉自上而下建立起以互助組、人民公社為主體的權力網絡[3]。在持續近二十年的集體化時期,政府通過政治權力控制經濟活動、社會活動和資源,以權威主義政治動員的方式對農村進行管理[4]。20世紀90年代后,學術界認為治理不是單純的“控制、操縱”,而需要協調政府與社會的關系,平衡統合性力量與自主性力量。中國于1994年開展村民自治示范活動,并提出“四個民主”的概念。實行村民自治的目的是讓農村居民充分參與治理,實現自我管理、自我服務,運用民主方式爭取和維護個人權益[5]。通過民主協商、民主管理、民主監督等環節,農村居民可以充分表達個人意見,并約束基層干部行為進而維護自身經濟利益,實現“發展”目標。農村居民充分參與治理將有效改善鄉村治理樣態[6],更重要的是在此過程中能有效提升資源配置效率,促進經濟發展與農民增收[7]。

但近年來的基層治理實踐表明,中國鄉村治理依然存在“自治缺失”的特點,公共權力運行呈現自上而下的單向流動[8]。多數研究將“自治缺失”這一特點的現實表現歸納為參與治理人數不足的廣度問題上[9],忽略了中國鄉村治理中呈現出的農民形式化參與的深度問題。事實上,中國農民具有參與治理的積極性[10],且在政策制度的約束下,能夠保證治理參與的人數(3)CRRS數據顯示,2019年至少召開過1次村民大會的村莊,其受訪者平均到會比率為84.44%。具體見后文描述性統計分析。但在科層制治理模式下,“自上而下”的信息傳遞渠道與“自下而上”的信息反饋渠道不暢造成農民形式化參與治理[11]。這種形式化參與無法真正發揮村民自治應有的效能,自然難以實現維護農民權益、促進農民增收的作用[12]。隨著互聯網、大數據等技術的發展,新技術與鄉村治理的不斷融合形塑了新的鄉村治理模式,并成為變革鄉村公共秩序與格局的核心驅動力。數字治理是指依托于數字技術實現政府與社會以及政府內部各部門便捷連接,從而優化治理程序,提升治理效能,實現民主治理的治理模式[13]。數字技術構建了信息高效傳遞與反饋的渠道,避免了多層級之間信息流通被多重加工、解讀所造成的信息失真、滯后等現象[14]。相比于傳統治理模式,農民通過參與數字治理可以提高信息獲取的及時性與有效性,為其表達意見、參與決策提供信息基礎,同時扁平化的治理模式有利于農村居民意見直達決策者,提高政府響應基層訴求的效率與精準度。從這一角度看,農民參與數字治理是保障自身經濟利益,實現自身增收的可能路徑,但其內在機制與實現效果依然有待分析與檢驗。鑒于此,本文重點回答以下問題:農民參與數字治理是否具有收入增長效應,從而實現共同富裕的“發展”目標。與此同時,基于共同富裕的“共享”目標,本文進一步考察農民參與數字治理對農民內部收入分配的影響。上述研究內容具有重要的現實意義,從治理角度回答如何在農村地區實現“做大蛋糕”的基礎上“分好蛋糕”,為未來通過促進農民參與數字治理實現“發展”與“共享”雙重目標相統一提供實證證據支持。

本文的創新與貢獻主要體現在:第一,現有研究認為只要參與治理的人數多就能實現村民自治,然而中國鄉村治理的實踐表明上述做法并不全面。相關研究也證明了數字治理平臺具有擴展參與群體的作用[15]。鑒于此,本文從農民形式化參與治理的現實問題出發,以農民參與數字治理作為分析起點,探討數字技術嵌入如何打通農民信息獲取與信息反饋渠道,在此基礎上分析農民參與數字治理對收入的影響機制。第二,本文基于“發展”與“共享”的雙重視角,探討農民參與數字治理的賦能作用,同時分析農民參與數字治理對農民收入水平及收入分配的影響,在當前實現共同富裕的背景下具有較強的現實意義。第三,豐富了關于鄉村數字治理效能的研究。當前已有關于鄉村數字治理的研究多集中于其內涵[16]、理論基礎[8]、現實困境與推進策略[17]等方面。少有研究采用實證分析法探討鄉村數字治理的紅利效應,本文結合當前實現共同富裕的目標,重點分析農民參與數字治理的收入增長與收入分配效應,不僅豐富了關于鄉村數字治理的相關研究,也從經濟角度肯定了鄉村數字治理的現實意義。

二、理論分析與研究假說

(一)“發展”目標:農民參與數字治理的收入增長效應分析

實現村民自治是基于中國農村地域廣闊、社會封閉等現實特點的必然選擇。傳統基層治理體系下,農民主要通過參與“四個民主”以達到表達自身訴求、解決利益爭端、實現自身利益等目的[18]。隨著中國市場經濟發展,大量資源流入農村地區,農民需要更為直接、主動地參與到鄉村治理過程中,充分發揮治理主體性功能,通過構建主體間的互動交流機制以實現利益協調與資源的有效分配[6]。具體來說,第一,作為公共物品消費者的農民才最了解當前的公共需求,農民參與治理能夠在充分的協商溝通、信息反饋基礎上提高資源配置效率進而促進其收入增長。第二,當發生主體之間利益沖突或者政策落實偏差時,農民通過參與治理可以進行充分的意見表達,以維護自身利益。第三,村兩委干部兼具村莊經營者的角色,隨著其資源獲取、資源配置等權力的膨脹,可能出現精英掠奪傾向[19]。農民積極參與治理在一定程度上能夠制約村兩委干部的牟利行為,通過有效監督對村兩委干部形成外在約束進而保障農民的自身利益[20]。Li等認為保障村民的知情權、表達權、監督權、決策權是農村發展進而實現農民獲益的必要條件[7]。

然而需要注意的是,要真正發揮農村居民在鄉村治理中的積極作用必須建立在農民有效參與治理的基礎上。在民主意識覺醒以及制度政策的約束下,治理參與主體的廣度得到了保障,但更突出的問題是農民形式化的無效參與現象,主體參與深度依然有待提升。究其原因,主要源于“自上而下”的信息傳遞與“自下而上”的信息反饋渠道受阻,導致主體間信息溝通呈現出失真性、滯后性與不透明性[11]。從“自上而下”的信息傳遞來看,第一,科層制體制下的等級制溝通理念使政策信息在“自上而下”的傳遞過程中被各級政府層層解讀與重重加工,導致信息傳遞存在明顯的滯后性與潛在的失真性[21];第二,受制于體制壁壘與農村地區人群分野,部分基層政府與村兩委選擇性披露信息,加之農村居民本身獲取信息的渠道相對有限,引發基層政府、村兩委與農民之間信息不對稱。由于信息獲取能力不足,農村居民在治理過程中逐漸呈現出“跟風”、“從眾”式的無效參與。筆者在中國河H省D村調研中發現,雖然當地經常召開村民代表大會、村民大會,對涉及集體經濟發展、項目引進、資金利用等事項進行協商,但農村居民并不了解所討論事項的相關政策與背景信息,也缺乏對市場信息的把握,大部分情況下盲目跟從選擇同意村兩委的決策。從“自下而上”的信息反饋來看,第一,傳統治理模式下,農村居民意見表達與信息反饋渠道有限,農村居民的利益訴求難以直接傳遞給決策者,造成基層政府與村兩委對農村居民訴求回應性差、決策偏離群眾利益邏輯;第二,傳統治理模式下,農村居民的利益表達呈現出個體性特征,難以形成集體性表達,從而無法得到決策者的重視,也難以形成由下至上的約束力[11]?？傮w來說,信息傳遞與信息反饋渠道不暢不僅使村民自治被虛置,更重要的是使農村居民本應通過參與治理賦能自身“發展”的目標難以實現。

數字技術的發展重塑了鄉村治理的時代特征,鄉村數字治理已成為鄉村治理現代化的基本趨向[22]。當前中國鄉村數字治理的實踐形式主要包括兩種:第一,依托社交軟件建立微信群、QQ群、微博賬號等微平臺,因其成本低、受眾廣成為中國鄉村數字治理最主要的實踐形式;第二,部分發達地區會通過全省統一推動的方式建立網站、小程序等進行鄉村治理數字化轉型。但無論何種形式,都能發揮顯著的信息效應[23]。從“自上而下”的信息傳遞來看,第一,互聯網平臺可以實現信息的多維呈現與快速共享,通過構建扁平化的信息傳遞機制提高信息傳遞的真實性與及時性。依托于該平臺,村兩委可以及時公開黨務、村務、財務等信息,有效緩解農村居民參與治理時面臨的信息約束,提升治理透明化程度[24]。第二,依靠數字治理平臺的穿透性、清晰性特征,能夠打破單一治理主體對信息壟斷的權利。同時,互聯網技術可以實現信息有效聚合,為農村居民提供更多元的信息獲取渠道,降低信息搜尋成本,農村居民基于此增強協商互動能力,提升治理參與的有效性[25]。第三,信息可視化理論認為圖片、視頻等信息展現方式有利于實現個體對信息的高效接收[26]。依托于數字設備,農村居民可以獲取多種形式展現的信息,視頻、圖片、音頻等信息傳遞形式有效緩解了老年人、視障人群等在信息獲取方面的先天不足。從“自下而上”的信息反饋來看,第一,數字技術可以使農村居民訴求精準傳導至公共權力體系,以微信群等為代表的數字治理微平臺能有效擴展農民自下而上的需求表達路徑,扁平化的治理模式提升農民與公共權力體系的溝通效率[27]。各級決策者在精確掌握農民利益訴求的基礎上,能夠增強政策執行與群眾利益之間的適配性[28]。第二,數字治理平臺可以使農村居民信息反饋形成聚合效應,從而引起決策者重視,增強公共權力體系對基層訴求的回應性,并形成對公共權力體系的有效監督。

總體來說,農村居民通過參與數字治理改變了以往參與治理時的形式化、無效化參與,可以更有效獲取信息。在此基礎上,結合高效的信息反饋渠道,農村居民可以充分表達利益訴求并發揮對公共權力體系的監督作用,其不僅可以有效維護個人利益實現收入增加,同時可以達到規范基層政府或村兩委的目的,實現資源有效配置,在促進地方經濟發展的基礎上實現農民增收。綜上,本文提出假說H1:農民參與數字治理具有顯著的收入增長效應,即數字治理參與促進農民增收。

(二)“共享”目標:農民參與數字治理的收入分配效應分析

縮小農民內部收入差距的關鍵在于如何進一步提升農村低收入群體增收能力,并逐漸擴大農村中等收入群體范圍。數字技術憑借其產生的信息效應賦能數字治理參與者,通過有效提升其信息獲取與反饋能力,進而促進農民實現增收。但對于不同收入水平的農民群體而言,其參與數字治理的紅利效應存在顯著差異,從而影響農民收入分配格局。高收入群體多為鄉村的政治、經濟精英,本身擁有較強的資源稟賦,信息獲取與信息反饋渠道更為多樣,在傳統治理模式下也能夠為自身謀求利益[29]。低收入群體的資源稟賦特別是社會資本有限,不利于其信息獲取。在訴求表達與利益保護等方面,低收入群體往往存在反饋渠道較少、反饋問題不被重視等現象,從而限制了其發展機會。因此,數字技術嵌入所帶來的信息效應對低收入群體的賦能作用更為顯著,憑借其多元的信息獲取、反饋渠道與高效的問題處理機制,通過改變低收入群體弱勢地位提升其參與治理的有效性,為其表達利益訴求、進行意見反饋進而實現自身增收創造條件。綜上,相比于高收入農民,數字治理參與可以彌補低收入與高收入農民在信息獲取與信息反饋方面的差距,對低收入農民具有更大的賦能空間,由此進一步縮小農民內部收入差距?；诖?提出假說H2:農民參與數字治理具有顯著的收入分配效應,即數字治理參與有助于縮小農民內部收入差距。

三、數據、變量與模型

(一)數據說明

本文使用的農戶數據來自中國鄉村振興綜合調查(CRRS)。對數據處理說明如下:(1)由于問卷中的部分問題僅由受訪者個人回答,因此本文僅保留受訪者數據。(2)137個觀測值的核心解釋變量或被解釋變量存在缺失值,故剔除,剔除后共保留3681個觀測值。(3)對于控制變量存在缺失值的觀測值,為盡可能保證最大樣本量,本文采用均值替代法進行處理。其中,社會資本變量的缺失值最多,占總觀測值數量的4.59%。為保證穩健性,本文將在穩健性檢驗部分將包含缺失值的觀測值全部剔除再次進行回歸。

(二)變量定義

1.被解釋變量:農民收入水平。本文以農村居民家庭總收入之和+1后取自然對數度量農民收入水平。

2.核心解釋變量:數字治理參與水平。結合當前鄉村數字治理的實踐來看,多數地區通過微信群進行信息宣傳、事務協商,微信群已經成為農民參與數字治理的有效形式[30]。通過微信群可以實現信息的快速共享,同時可以構建起政府與農民便捷的交互機制,暢通政府對農民的信息傳遞渠道與農民對政府的信息反饋渠道。蘇嵐嵐等以“有無通過村莊微信群或QQ群等社交平臺參與有關環境衛生、集體項目等方面的民主監督及個人正當權益的維護”測度農民數字治理參與水平[31]。本文以CRRS問卷中設計的如下問題度量農民數字治理參與水平:“您是否有通過微信群與村內就重要公共事務開展過交流?1=從未;2=很少;3=有時;4=經?！?。該題目包含兩個關鍵信息:(1)“微信群”體現了數字化的內涵;(2)“就重要公共事務展開交流”體現了治理的內涵。

3.控制變量。參考已有研究的做法[32],本文按照由個人到家庭再到村莊的邏輯選取控制變量,具體定義見表1。本文進行VIF檢驗以判斷變量間是否存在共線性問題,檢驗結果表明VIF最大值為1.35,遠低于經驗臨界值10,因此可基本認為變量間不存在多重共線性問題。

表1 變量定義與描述性統計

(三)模型回歸策略

1.最小二乘法回歸(OLS)。為檢驗假說H1,即判斷農民參與數字治理是否具有增收效應,本文構建模型如下所示:

Incomei=cons+α1×Diggovi+λ×Z+μi+εi

(1)

(1)式中,Incomei代表農村居民個體i的收入水平,Diggovi代表農村居民個體i的數字治理參與水平。cons為常數項,Z為控制變量集合,μi為省份虛擬變量,εi為隨機擾動項。若α1通過顯著性檢驗且為正值,意味著農民參與數字治理有助于實現收入水平提升,假說H1得證。

2.分位數回歸(QR)。為檢驗假說H2,即判斷農民參與數字治理是否能縮小農民內部收入差距,本文參考郭君平等[33]做法,采用分位數回歸的方法進行檢驗。構建分位數回歸模型如下所示:

Quantθ(Incomei|Xi)=cons+α1θ×Diggoviθ+λθ×Zθ+μiθ+εiθ

(2)

(2)式中,θ表示不同分位點,Quantθ(Incomei|Xi)表示農民收入水平Incomei在給定X的情況下與分位點θ對應的分位數,其它符號含義同(1)式。

3.再中心化影響函數回歸(RIF)。為進一步驗證農民參與數字治理對農民內部收入差距的影響,本文采用Firpo等提出的再中心化影響函數回歸方法,該方法能夠有效克服因遺漏變量導致的內生性問題[34]。本文參考Montecino and Gerald,采用基尼系數測度農民內部收入差距,構建RIF模型如下[35]:

RIF(incomei,vGini(Fincomei))=cons+α2×Diggovi+λ×Z+μi+εi

(3)

(3)式中,vGini(Fincomei)是農村居民收入水平定義在分布函數F上的基尼系數,其它符號含義同上式。本文重點關注α2的顯著性水平與符號,若其通過顯著性檢驗且為負值,假說H2得證。同時,為保證穩健性,本文參考已有研究的做法,采用75%分位數與25%分位數農民收入水平的比率構成的RIF作為衡量收入不平等的補充指標[36]。

(四)描述性統計

描述性統計結果見表1。農民收入水平(對數化前)的均值為86726.62,標準差為259713.8,表明農民內部收入差距確實比較明顯。數字治理參與水平均值為2.259,選擇從未、很少、有時、經常的觀測值占比分別為42.60%、13.39%、19.53%、24.48%,表明當前中國農民數字治理參與行為有待加強。數字治理平臺缺失、農民數字素養不足、農民本身參與治理的積極性差、缺乏對新治理模式的適應性等均可能造成農民數字治理參與不足。CRRS調研數據顯示,96.18%的受訪者所在村莊建立了全村性的村莊事務交流群,因此數字治理平臺缺失并非農民數字治理參與不足的原因。進一步統計受訪者參與村民大會的情況,數據顯示2019年至少召開過1次村民大會的村莊,其受訪者平均到會比率為84.44%,這說明農民本身具有參與治理的積極性,與Zweig論述基本一致[10]。因此,農民參與數字治理不足更有可能是因為數字素養不足或缺乏對新治理模式的適應性。此外,上述結果充分說明當前中國“自治缺失”并非主要表現為治理參與人數不足,更多體現為農民參與治理的有效性不夠,由此也證明本文理論分析的科學性。為驗證假說H1,計算了不同數字治理參與水平下受訪者收入水平均值,圖1表明隨著數字治理參與水平提升,農民收入水平不斷增加。這初步證明了數字治理能夠緩解傳統治理參與過程中由于信息傳遞與反饋渠道不暢而造成的農民無效化參與,從而促進收入增加。

圖1 不同數字治理水平下農民平均收入

四、“發展”目標:農民參與數字治理的收入增長效應檢驗

(一)基準回歸結果

本文首先對假說H1進行檢驗,采用式(1)對全樣本回歸的結果如表2所示。本文在回歸時逐步加入省份、個人特征、家庭特征、村莊特征控制變量,同時采用穩健標準誤以克服異方差問題。

表2 數字治理參與對農民收入水平的影響

表2中,F檢驗結果表明模型通過顯著性檢驗。(1)列未加入省份及其它控制變量,回歸結果顯示數字治理參與水平在1%水平上顯著,且系數值為0.253,由此證明農民參與數字治理確實具有顯著的收入增長效應,能夠有效提升其收入水平。(2)-(5)列結果表明數字治理參與水平的系數均顯著為正。以(5)列為例,數字治理參與水平的系數為0.124,表明農民參與數字治理的水平每提升1個單位,其收入水平增加13.20%(e0.124-1)。上述結果表明,農民參與數字治理能有效促進其收入水平提升,本文假說H1得證?！鞍l展”是實現共同富裕的基礎,本文結論表明農民參與數字治理有助于實現共同富裕的“發展”目標。

從控制變量來看,年齡對農民收入水平的影響顯著為負,伴隨年齡的增長,農民勞動能力以及相應的收入水平都會有所降低。受教育程度的系數顯著為正,較高的人力資本是實現農民增收的關鍵因素。社會資本的系數顯著為正,農民豐富的社會資本有助于實現增收,這一結論與已有研究相符[37]?；橐鰻顩r的系數顯著為正,已婚家庭收入水平高于未婚家庭。家庭耕地總面積的系數通過顯著性檢驗,且數值為正,農民擁有越多的耕地越有利于提升經營性收入。貧困特征的系數顯著為負,曾經為貧困戶的農民雖然已經脫貧,但因先天稟賦不足,收入水平顯著低于非貧困戶,這一結論符合常識。村莊與縣城距離的系數顯著為負,縣城是縣域范圍內的經濟中心,村莊距離縣城越遠,經濟發展相對落后,農民收入也會相對較低。

(二)內生性問題處理

前文基準回歸重點分析農民參與數字治理是否會影響其收入水平,但高收入農民可能參與數字治理的意愿也更強,即解釋變量與被解釋變量之間存在互為因果的關系。從遺漏變量來看,盡管本文在基準回歸中加入了省份及其它控制變量,但依然可能遺漏影響農民收入的潛在因素。測量誤差可能導致隨機擾動項納入了解釋變量未能被觀測的部分,從而產生內生性問題。此外,農民是否參與數字治理可能并不滿足隨機抽樣,而是由個體特征決定的自選擇過程,因此基準回歸可能存在選擇性偏誤。為解決內生性問題,本文采用如下處理方式:

1.廣義傾向得分匹配(GPSM)(4)傾向得分匹配法(PSM)通過構造反事實框架能夠有效糾正選擇性偏誤問題,但傳統的傾向得分匹配法只適用于處理變量為0-1變量的情形,廣義傾向得分匹配法則能夠評估處理變量為多元變量或連續變量的處理效應。。第一步,估計處理變量的條件分布,計算廣義傾向得分值(gpscore)。估計結果顯示除村莊與縣城距離外,其它控制變量系數均通過顯著性檢驗(至少在5%統計水平上顯著)。

第二步,設定結果變量的條件期望模型如下,在函數的具體形式上,本文采用三階多項式進行擬合以得到更為穩健的結果。

(4)

第三步,根據第二步所得到的估計系數,將處理強度值D更改為處理變量d,根據下式可以得到不同治理參與水平下農民收入水平的不同期望值。

(5)

圖2 農民參與數字治理對收入水平的影響作用估計

2.工具變量法(5)工具變量法可以有效解決因互為因果、遺漏變量、測量誤差導致的內生性問題。。本文選擇以下工具變量:(1)村莊數字治理平臺建設水平。數字治理平臺為農民參與數字治理提供基礎,同時數字治理平臺建設是一種外在環境的改變,只有農民真正利用數字治理平臺、參與數字治理,才能實現對自身的賦能作用。從理論上看,數字治理平臺建設水平滿足工具變量的相關性與外生性要求。CRRS村莊問卷設計如下問題:“您所在村是否通過微信等建立全村性信息發布和交流群?1=是;2=否?！?2)同村其它村民的數字治理參與水平。數字治理參與行為具有明顯的同群效應,基于社交軟件構建的數字治理平臺也具有社交軟件正網絡外部性的特點,即身邊人在村莊公共事務群內越活躍,越能帶動本人利用該群參與治理。但其它村民的數字治理參與水平不會直接影響本人的收入。因此該工具變量滿足相關性與外生性要求。

第一階段回歸結果顯示兩個工具變量的系數均顯著,且符號符合預期。F統計量為55.97,大于經驗臨界值10,表明本文選取的工具變量符合相關性要求。不可識別、弱工具變量檢驗顯示Kleibergen-Paap rk LM統計量為104.042,Kleibergen-Paap rk Wald F統計量為55.970,由此拒絕了識別不足假設與弱工具變量假設。工具變量過度識別檢驗結果顯示Hansen J統計量為1.269,對應概率值為0.260,本文選取的工具變量滿足外生性。第二階段回歸結果顯示數字治理參與水平的系數顯著為正,由此表明在控制內生性問題的基礎上,本文假說H1依然成立,農民參與數字治理有助于促進其增收。

(三)穩健性檢驗(6) 由于篇幅所限,不再以表格形式列示回歸結果,若有需要,可向作者索取。

1.替換被解釋變量。本文在此使用農民家庭人均收入+1取自然對數衡量農民收入水平并再次進行回歸,結果顯示,數字治理參與水平的系數通過顯著性檢驗,且數值為正,再次證明假說H1成立。

2.控制縣區效應。本文在此將基準回歸模型中省份虛擬變量替換為縣區虛擬變量以從更小層面上控制地區差異,結果顯示,數字治理參與水平的系數為0.107,盡管系數值相比于表2中第(5)列有所降低,但依然顯著為正,表明本文假說H1依然成立。

3.剔除控制變量存在缺失值的觀測值。前文為保證最大樣本量,本文對存在缺失值的控制變量采用均值替代法進行處理,為保證穩健性,本文在此剔除控制變量存在缺失值的觀測值,剩余觀測值數量3310,結果表明本文假說H1依然成立。

五、“共享”目標:農民參與數字治理的收入分配效應檢驗

前文檢驗結果表明農民參與數字治理能有效促進自身增收,但實現共同富裕不僅要達到“發展”目標,還面臨著能否實現發展“共享”的問題。本文接下來檢驗農民參與數字治理對農民內部收入分配關系的影響,即判斷本文假說H2是否成立。

(一)分位數回歸

本文采用分位數回歸方法分析數字治理參與對不同水平農民的收入的差異化影響,選取0.10、0.25、0.50、0.75、0.90五個分位點,分別代表低收入組、中低收入組、中等收入組、中高收入組、高收入組。表3所示為采用分位數回歸的檢驗結果,本文采用自助抽樣法(重復抽樣400次)計算標準誤,削弱誤差項的未知干擾,增強估計有效性。

表3 數字治理參與對農民收入水平影響的分位數回歸結果

表3結果顯示,在不同分位數水平上,數字治理參與對農民收入水平均有顯著促進作用,這一結果印證了前文結論,再次證明農民參與數字治理能夠有效促進其增收,實現了共同富裕的“發展”目標。進一步對比回歸系數發現,隨著農民收入水平分位數上升,數字治理參與水平對農民收入水平影響的邊際效應總體上保持下降趨勢(僅0.10分位點到0.25分位點,數字治理參與的回歸系數出現上升)。由低收入到高收入組,數字治理參與水平每增加一個單位,農民收入水平增長的變化趨勢為11.52%→15.49%→13.20%→9.64%→8.22%。上述結果表明,數字治理參與對高收入組的農民收入促進作用相對較小,對低收入組的農民收入促進作用相對較大。因此,農民參與數字治理具有收入分配效應,有助于縮小農民內部收入差距。本文假說H2得證。

(二)再中心化影響函數回歸

表4列示了基于基尼系數和收入分位比的RIF回歸結果。其中,第(1)、(3)列為未加入任何控制變量的回歸結果,可以發現數字治理參與水平的系數均通過顯著性檢驗,且數值為負,農民參與數字治理有效降低了農民內部收入差距。第(2)、(4)列加入其它控制變量與省份虛擬變量,(2)列結果顯示,數字治理參與水平的系數為負,通過5%顯著性水平的檢驗,(4)列結果顯示,數字治理參與水平的系數在1%水平下顯著為負。由此證明,農民參與數字治理將降低農民內部收入差距,實現共同富裕的“共享”目標,本文假說H2成立。

表4 數字治理參與對農民內部收入差距的影響

六、進一步分析——影響機制檢驗

(一)信息效應視角的影響機制檢驗

前文機制分析認為農民參與數字治理能夠有效提升信息獲取能力,突破信息不足對農民參與治理的阻礙,從而使農民能夠充分表達個體訴求,維護個人利益,實現增收。鑒于此,本文檢驗農民參與數字治理對其信息獲取能力的影響,以信息獲取及時性衡量農民信息獲取能力。CRRS問卷設計如下問題:“對于您重點關注的信息,獲取的及時性如何?”1～3分別表示都不夠及時、僅部分及時、都很及時。由于該變量為有序離散數據,因此本文采用Oprobit模型進行回歸,結果如表5所示。表5第(1)列結果顯示農民參與數字治理程度越高,其信息獲取及時性越強。

表5 影響機制檢驗

為保證穩健性,緩解因內生性問題導致的估計偏誤,本文在此使用工具變量法再次檢驗農民參與數字治理對信息獲取能力的影響。采用條件混合過程估計方法(conditional mixed process,CMP)進行回歸,結果列示于表5第(2)列,結果表明在控制內生問題的基礎上,數字治理參與能夠有效提升農民信息獲取能力,破解傳統治理模式下“自上而下”信息傳遞的阻礙(7)由于數據受限,無法檢驗第二章中提出的“數字治理能夠暢通‘自下而上’的信息反饋渠道”這一機制,這也是未來有待進一步探索的內容。。

(二)社會資本異質性分析

本文機制分析認為數字治理參與之所以對高收入組農民收入水平賦能作用較小,部分原因在于高收入組農民本身擁有較好的社會資本,在傳統治理模式下也具有豐富的信息獲取與反饋渠道,數字治理更多賦能于原本缺乏社會資本的低收入群體。鑒于此,本文按照社會資本均值進行分組,探討數字治理參與對擁有不同社會資本水平的群體收入的影響異質性,以佐證本文的機制分析,回歸結果見表5。第(3)列結果顯示數字治理參與水平的系數為0.097,第(4)列結果顯示數字治理參與水平的系數為0.120,均通過1%顯著性水平的檢驗。對比系數值可知,數字治理參與對社會資本較低的農民具有更強的賦能作用,這與本文機制分析相一致,印證本文關于農民參與數字治理的收入分配效應的機制分析。

七、結論與建議

隨著數字技術在農村地區的下沉,依托大數據、云計算等新技術實現農業生產、農民生活與鄉村治理變革已成為當前改革發展的重點。實現共同富裕是新發展階段的重要任務,農民參與數字治理能否實現共同富裕所要求的“發展”與“共享”的雙重目標,本文基于CRRS數據進行實證分析,結論表明:農民參與數字治理具有收入增長效應,能有效促進農民增收,實現共同富裕所要求的“發展”目標,這一結論在廣義傾向得分匹配、工具變量法等一系列穩健性處理下依然成立。從農民內部收入差距的視角來看,分位數回歸與再中心化影響函數回歸結果均表明農民參與數字治理具有收入分配效應,能夠縮小農民內部收入差距,實現共同富裕所要求的“共享”目標。影響機制檢驗表明,農民參與數字治理將顯著提高其信息獲取能力,同時數字治理參與對具有較低社會資本群體賦能作用更明顯。

上述結論表明農民參與數字治理能夠實現“發展”與“共享”雙重目標的統一,是推動中國農村發展進而實現共同富裕的有效路徑。鑒于此,本文提出如下建議:

第一,數字治理平臺建設既是鄉村治理數字化轉型的起點,也是農民參與數字治理的基礎。未來應在構建微信群、QQ群等微平臺的同時,豐富數字治理的實踐形式,如推廣微信公眾號、論壇、專用APP。中央政府和地方政府應形成合力,共同推動數字治理平臺建設。地方政府應加強各部門間的統籌協調,破除由多頭管理、職權重疊導致的推諉扯皮,加快治理方式的數字化轉型。

第二,未來應在數字治理平臺建設的基礎上采取多種措施鼓勵農民參與數字治理。農民數字素養不足是限制其參與的重要因素,未來應積極培育農民數字素養,突破農民參與數字治理的能力瓶頸。培育形式方面,除了傳統的培訓形式,還可以以直播、宣傳視頻、圖文解讀等形式向農民講解數字治理新模式。培育主體方面,在政府推動農民數字素養培育的基礎上,鼓勵學校、培訓機構等不同組織發揮提升農民數字素養的作用。

第三,本文分析表明數字治理參與能夠提升農民信息獲取能力進而對收入產生賦能作用,也因此證明信息要素是制約農民參與治理的關鍵因素。因此未來各級政府與自治組織應保證信息披露的及時性、主動性、真實性,加強治理透明度。同時,基層政府要建立對基層訴求的有效響應機制以及對民眾監督的有效應對機制,提高回應時效。重點關注對因渠道匱乏而信息獲取與意見表達受阻的人群,廣開言路,拓寬黨群溝通渠道,暢通社情民意,聽取民眾特別是非精英群體的意見,使各類村民都有表達意見的渠道,真正實現村莊事務協商共治。