數字鄉村建設對農村家庭增收的作用機制
——基于縣域數字鄉村指數與中國家庭追蹤調查的匹配數據

胡 蕾,巫 強,姚雨秀a

(1.中共安徽省委黨校(安徽行政學院) 鄉村振興教研部,合肥 230022;2.南京大學 a.長江三角洲經濟社會發展研究中心;b.江蘇數字經濟研究院,南京 210093)

一、引言

黨的二十大報告指出,全面建設社會主義現代化國家,最艱巨最繁重的任務仍然在農村。這就決定了不管工業化、城鎮化進展到哪一步,我們都要始終堅持把解決好“三農”問題作為全黨工作重中之重。習近平總書記在2022年中央農村工作會議上指出,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。由此可見,提高農民收入是全面推進鄉村振興的落腳點。黨的十八大以來,隨著鄉村振興戰略與脫貧攻堅政策的協調推進,農村人均可支配收入增速持續快于城鎮居民。2022年中國農村居民人均可支配收入達到20133元,城鄉居民收入比從2012年的2.88下降到2.45(農村居民收入=1),城鄉收入差距持續縮小,但是差距規模仍然較大(1)數據來源：國家統計局官網。https：//baijiahao.baidu.com/s?id=1722170837970947106&wfr=spider&for=pc。。值得一提的是,2022年農村可支配收入水平不及2012年城鎮可支配收入水平。因此,如何促進農村家庭增收既是實現共同富裕道路上、也是推進農業農村現代化道路上亟待解決的問題。農民收入的來源渠道包括工資性收入、經營性收入、財產性收入和轉移性收入。2022年中國農民人均工資性收入、經營性收入、財產性收入和轉移性收入占比分別為41.96%、34.63%、2.53%和20.88%。從收入構成比例看,農民工資性收入占比較低,這與城市居民工資性收入占比在60%左右相比仍有較大差距;經營性收入占比也相對較低,主要是因為當前大部分農村存在產業不夠發達、經營活動不夠活躍等問題,導致農民經營性收入渠道較少;財產性收入比例過低,目前農村大量的資源變資產的通道沒有充分打通,深化農村改革依然要加力推動;而轉移性收入相對于城市來說,略顯偏高,這在一定程度上表明中國社會保障和福利體系在不斷健全,但也意味著農村發展不充分。因此,從整體上而言,中國農村居民的收入結構尚不夠合理,這也勢必影響農民增收及全體人民共同富裕。因此,增加農民收入還需在調整收入結構及拓寬收入來源渠道上下功夫。

數字鄉村建設作為數字中國的重要組成部分,是全面推進鄉村振興的戰略方向。自從2018年中央一號文件首次提出實施“數字鄉村戰略”以來,中國數字鄉村實踐不斷推進。2022年中央網信辦等10部門聯合印發《數字鄉村發展行動計劃(2022-2025年)》,對數字鄉村建設提出新的階段性要求。當前全面推進鄉村振興的背景下,數字鄉村戰略是對鄉村振興實踐難題的積極回應,將數字技術作為推動農業農村現代化的關鍵抓手,覆蓋鄉村振興領域的經濟、文化、生態、治理等方面,深刻影響著農村產業發展與農村居民收入,對于彌補城鄉“數字鴻溝”以及能否實現共同富裕至關重要。

當前,有三方面文獻與數字鄉村促進農民增收相關。第一,是研究數字經濟促進農民增收的機制,主要是從省級層面或城市層面構建數字經濟發展水平的指標體系,衡量一個區域的數字經濟發展水平,進而研究其對農民增收的影響(孫文婷和劉志彪,2022)[1]。第二,是考察數字普惠金融對農民增收的影響(楊林和趙洪波,2022;王永倉等,2021;陳丹和姚明明,2019)[2～4]及對城鄉居民收入差距的影響(宋曉玲,2017;張勛等,2019;唐紅梅和趙軍,2022;任太增和殷志高,2022)[5～8],研究發現數字普惠金融顯著提高農民收入,并縮小了城鄉收入差距,彌補“數字鴻溝”。第三,是關于電子商務對農村家庭收入的影響,指出電子商務的發展顯著提高農戶收入(曾億武等,2018;李琪等,2019;唐躍桓等,2020)[9～11],此外,還有助于緩解信息不對稱,顯著降低交易費用(Jensen, 2007;Shimamoto et al.,2015)[12～13],推動農村居民就業和創業(邱子迅和周亞虹,2021)[14]。另外,互聯網普及在拉動農村居民收入增長、縮小城鄉差距與促進性別平等方面具有重要作用(劉生龍等,2021;程名望和張家平,2019)[15～16]。鮮有文獻聚焦在縣域層面研究數字鄉村對農村家庭增收的影響,本文的邊際貢獻可能在于以下兩方面：第一,將北京大學新農村發展研究院與阿里研究院共同構建的《2018年縣域數字鄉村指數》與2018年中國家庭追蹤調查(CFPS)數據進行匹配,從微觀層面印證數字鄉村建設對農村家庭增收的作用機制,拓展了數字鄉村建設影響農村家庭收入的微觀機制;第二,將中國家庭追蹤調查(CFPS)數據問卷中農村家庭收入構成納入機制分析框架,更細致地刻畫數字鄉村建設對不同農村家庭收入來源的影響機制,豐富了農村家庭收入來源的作用機制研究。

二、理論分析

(一)數字鄉村建設與農村家庭增收

數字技術作為一種新型生產要素,重塑鄉村經濟社會固有的結構與形態,實現農業生產、經營、管理的智能化,充分發揮數字技術的協同效應和匹配效應,促進農業生產效率的提升。宏觀層面表現為提升農村產業提質增效,微觀層面表現為提高農民就業概率(Baumol ,1990 ;唐紅濤和謝婷,2022;胡擁軍和關樂寧,2022)[17～19],從而促進農村家庭增收。

首先,數字鄉村建設促進農業生產方式數字化轉型,推動傳統農業向智慧農業轉型升級。智慧農業強化了農業科技與裝備支撐,推進生產管理一體化的智慧平臺建設,依托農業智能機器人、傳感器等技術,實時監控生產情況,掌握生產數據,有效避免病害、蟲害等不良風險,提升生產品質,增強農產品的競爭力,增加農村家庭經營性收入。其次,數字鄉村推動農業流通方式變革,促進經營模式轉型。數字鄉村衍生出大量農村電商平臺等,使得農村經營活動更加活躍,推動農村家庭創業,從而增加經營性收入(王金杰等,2019)[20]。借助電商平臺,跨越消費者與生產者之間的空間障礙,實現供需雙方的精準匹配。依托物聯網等供給配送,促進物流、信息流的有效聯動,拓展農產品流通渠道,解決農產品流通低效問題,更好地促進農村三產融合(郝愛民,2022)[21],為農村家庭創造更多的就業機會,從而提高工資性收入。最后,數字鄉村完善鄉村服務與治理,促進農村信息社會化服務體系建設。數字技術為鄉村服務提供便捷性,有效推進“互聯網+教育”等服務向農村地區下沉覆蓋,拓寬農村居民獲得信息的渠道,為農村居民提供更多就業創業指導與培訓服務,提升農村居民職業技能,以此促進收入提升,由此提出假設1。

H1：數字鄉村建設顯著促進農村家庭增收。

(二)數字鄉村建設對農村家庭收入構成的作用機制

首先,數字鄉村建設催生電子商務、主播帶貨等新業態新模式,推動家庭農場、農民合作社等新型經營主體發展壯大,發展多種形式農業適度規模經營,由此衍生了貨物分揀員、包裝員、快遞員等多種崗位。與此同時,農戶自身的勞動力遠不能滿足產業化需求,需要其他農戶提供勞務,為其他農戶創造就業機會(張海霞,2020;方觀富和許嘉怡,2020)[22～23],增加農村家庭工資性收入。其次,數字鄉村為農村居民提供更多數字化的學習工具與平臺,加強農民工的培訓力度,強化就業指導服務,提高農民工就業技能,增加農民工就業機會,增加農村家庭的工資性收入。最后,數字鄉村發展改善信息不對稱,促進農村勞動力供需對接,提高匹配效率。農業規?；洜I之后,多數農村家庭的土地流轉給專業大戶,農村居民就需要外出尋找就業機會;由于農業的特殊性,部分農村家庭在農閑時需要季節性、臨時性就業。這時,數字鄉村建設不僅通過搭建就業平臺,從網絡上獲取大量的就業信息,而且通過互聯網增強人與人之間的聯系,加強農村勞動力供給與勞動力需求的匹配,降低工作搜尋成本,提高農村家庭就業概率,從而增加農村家庭工資性收入,以此提出假設2。

H2：數字鄉村建設通過提高農村家庭就業概率增加農村家庭工資性收入。

隨著鄉村振興戰略的實施,得益于惠農政策,更多資源向農村聚集,數字鄉村建設推動產業鏈的延伸,拓展多種鄉村新業態與新模式,實現農業經營方式的集約化與現代化,打造高效的農業產業鏈條。已有文獻發現,農民創業活躍度對數字經濟增收效應存在異質性(齊文浩等,2021)[24]。一方面,農村數字普惠金融服務可得性與便利性不斷提升,有效解決農村金融服務有效供給不足的問題,滿足農村家庭的資金需求,促進農村家庭創業(謝絢麗等,2018;何婧和李慶海,2019)[25-26],從而獲得更多的經營性收入;另一方面,農村電商平臺大大推動農產品出村進城,移動支付等數字技術拓展農村產業生產可能性邊界,增加產品供給(尹志超等,2015;Beck et al.,2018)[27～28]。與此同時,通過物聯網等技術打通溯源追溯系統,實行“一物一碼”,貫穿生產源頭到消費終端,實現所有環節可視化、透明化,增加消費黏性,提升特色農產品知名度;另外,農戶接入電商平臺,直接對接消費者,減少中間環節,降低交易成本,提高農產品的銷售價格和利潤率,增加農村家庭創業機會,促進經營性收入的增加(尹志超等,2019;Correa et al.,2017;魯釗陽和廖杉杉,2016)[29～31],由此提出假設3。

H3：數字鄉村建設通過促進家庭創業提高農村家庭經營性收入。

目前農村發展不充分的原因之一在于農村還有大量的“沉睡”資源未被開發,這也是增加財產性收入的潛力所在。一方面,休閑農業、體驗農業、創意民宿等新業態不斷涌現,運用數字技術實現服務智能化與信息化,為盤活閑置農房、土地流轉增加更多機會,從而拓寬財產性收入的渠道(張蘊萍和欒菁,2022)[32];同時,數字鄉村創造了大量的非農就業崗位,減少農村家庭對土地的依賴,為土地流轉提供前提條件。另一方面,數字普惠金融的普及降低了農戶貸款門檻,改善小農戶難以觸及的境地,還能通過大數據平臺搜尋大量碎片化信息形成信用評價,通過互聯網金融平臺等方式為農村家庭提供適合的金融產品,從而增加財產性收入(楊林和趙洪波,2022)[2],由此提出假設4。

H4：數字鄉村建設通過加快農村資源變資產增加農村家庭財產性收入。

三、數據來源與模型設定

(一)數據來源

本文采用中國縣域數字鄉村指數描述中國數字鄉村建設概況。該指數是由北京大學新農村發展研究院與阿里研究院共同編制,該數據庫目前已有2018—2020年的數據。本文關于農村家庭收入數據來源于2018年中國家庭追蹤調查數據,具體指標有家庭純收入、人均家庭純收入以及細分的收入構成,包括工資性收入、經營性收入、財產性收入與轉移性收入。本文將2018年縣域數字鄉村指數與2018年中國家庭追蹤調查數據相互匹配,研究縣域數字鄉村發展對農村家庭收入的影響,所涉及地區層面的控制變量數據來源于《2019年中國縣域統計年鑒》,僅保留戶籍為農村的樣本,最后共得到6229個有效樣本。

(二)變量設定

被解釋變量：農村家庭收入。在2018年CFPS數據家庭問卷中,涉及家庭純收入、家庭人均純收入(lninc)以及具體的收入構成,包括人均工資性收入(lnwinc)、人均經營性收入(lnoinc)、人均財產性收入(lnpinc)與人均轉移性收入(lntinc),其中人均家庭純收入為其他四項收入匯總。本文用家庭人均純收入衡量農村家庭收入情況更具真實性。同時,為了深入刻畫數字鄉村建設對農村家庭收入的影響,本文將收入構成的各項收入均作為被解釋變量進行回歸。

核心解釋變量：數字鄉村指數。本文選取北京大學新農村發展研究院聯合阿里研究院發布的《縣域數字鄉村指數(2018)》作為衡量數字鄉村發展的代理變量。該數據首次以縣域為基本單元,充分考慮當前鄉村發展中新出現的數字化現象,系統構建了縣域數字鄉村指標體系,由此全面評估了中國1880個縣(不包括970個市轄區和1個特區,不包括港澳臺)數字鄉村發展實際水平。此數據綜合考慮數據可得性和指標觀測的可持續性,實際納入29個指標進行指數測算,其中的21個指標采用的數據源于阿里巴巴集團及旗下業務和生態伙伴,8個指標采用的數據源于國家統計數據及網絡爬取,更具科學性、客觀性與合理性。

控制變量。本文控制了可能影響農村家庭收入的其他因素,參考已有文獻(尹振濤等,2021)[33],包括戶主、家庭與地區三個層面的控制變量。戶主層面的控制變量包括性別(gen)、婚姻狀態(mar)、受教育程度(edu)、年齡(age);家庭層面的控制變量包括家庭人口規模(siz)、家庭總房產(lnhou);地區層面的控制變量包括人均GDP(lngdp)、第三產業貢獻率(str)、規模以上工業企業單位數(fir)與一般公共預算收入占GDP比重(fin)。

具體的變量定義與描述性統計如表1所示。

(三)模型設定

1.基準回歸

為驗證數字鄉村發展是否顯著影響農村家庭收入,本文構建基準模型如下：

(1)

2.傳導機制

為檢驗數字鄉村發展影響農村家庭收入的作用機制,參考相關文獻(溫忠麟和葉寶娟,2014)[34],本文設置中介效應模型如下：

(2)

(3)

其中,channelij為中介變量。若式(2)中dcj的系數β2及式(3)中channelij的系數δ3均顯著,則表示存在中介效應。

四、實證結果

(一)基準回歸結果

本文使用線性最小二乘法(OLS)回歸模型。表2報告了數字鄉村對農村家庭收入的基準回歸結果。表2中(1)～(4)列顯示,數字鄉村的系數均為正,且在1%的水平上顯著,表明從整體上來看,數字鄉村建設顯著提升了農村家庭收入,由此驗證了假設1。數字鄉村指數每上升一單位,農村家庭人均純收入提高0.338%。從收入構成分析,數字鄉村指數每上升一單位,農村家庭人均工資性收入增加1.967%,人均經營性收入增加0.697%及人均財產性收入增加2.263%。從系數上看,數字鄉村建設對農村家庭的工資性收入與財產性收入提升作用更顯著。第一,隨著互聯網等數字技術的普及,創意農業、觀光農業、都市農業等新業態發展迅速,為農村家庭創造更多的就業崗位,增加工資性收入。第二,數字鄉村對農業生產產前、產中和產后提供數字化服務,大力發展智慧農業,節約生產成本,提高生產效率,促進農村產業興旺,增加農村家庭的經營性收入。第三,數字鄉村促進鄉村旅游的發展,盤活農村的閑置農房與農田,促進土地流轉,有效增加農村家庭的財產性收入。與此同時,數字化金融為農村家庭合理配置金融產品,也增加了其財產性收入。表2中(5)列顯示,數字鄉村的系數在1%的水平上負顯著,表明數字鄉村發展降低了農村家庭人均轉移性收入。從系數上看,數字鄉村指數每上升一個單位,農村家庭人均轉移性收入下降1.863%。由于農村家庭的轉移性收入是靠政府的補貼獲得,而政府補貼更多是針對小農戶和低收入農戶,而數字鄉村建設彌補了城鄉之間的“數字鴻溝”,使得低收入農戶數量減少,因此,降低農村家庭轉移性收入。

表2 數字鄉村建設與農村家庭增收：基準回歸

(二)穩健性檢驗

1.更換變量

為檢驗回歸結果的穩健性,本部分采取更換變量方法。一方面,是更換被解釋變量?；鶞驶貧w中,核心被解釋變量用農村家庭人均純收入衡量農村家庭收入情況,本部分采用問卷中家庭純收入(lninc1)與家庭總支出(lnex)兩個指標衡量農村家庭收入情況進行穩健性檢驗。表3結果顯示,數字鄉村發展指數均在1%的水平上顯著為正,表明數字鄉村建設提升了農村家庭純收入與家庭總支出,與基準回歸結果一致,證明了基準回歸的穩健性。另一方面,是更換解釋變量。數字化金融指數(df)在一定程度上也反映了一個地區的數字經濟的發展水平,所以用數字化金融指數進行穩健性檢驗。表4中(1)～(5)列結果系數符號及收入來源的系數大小均與基準回歸結果完全一致,進一步驗證了基準回歸的穩健性,由此驗證了假設1。數字化金融水平越高,表明數字鄉村發展水平越高,農村家庭的收入越高。

表3 更換被解釋變量的穩健回歸結果

表4 更換解釋變量的穩健回歸結果

2.剔除可信度不高的樣本

鑒于CFPS數據問卷樣本是個人的主觀回答,本部分基于調查者對受訪者的評價,剔除了填寫問卷真實性不高的樣本進行穩健性檢驗。又因為2018年CFPS數據問卷中沒有關于直接回答可信度的問題,所以本部分根據2018年CFPS數據問卷的問題“調查者對受訪者急于結束調查的程度(區間為1～7分)”來進行穩健性檢驗。1分表示“不著急”,7分表示“非常著急”,本部分假定回答“著急”的受訪者可信度低,因此,認為4分以下的受訪者回答的可信度較高。表5中匯報了剔除問卷可信度不高樣本的回歸結果?？梢钥闯?數字鄉村發展對農村家庭收入及具體收入來源的影響與基準回歸結果一致,驗證了基準回歸的穩健性。

表5 剔除可信度不高樣本的穩健回歸結果

3.排除精準扶貧政策的干擾

精準扶貧政策的目標是提高貧困戶的收入,擺脫絕對貧困問題,所以在考察數字鄉村對農村家庭收入的影響勢必要排除精準扶貧政策的影響,所以本部分剔除2017年國家公布的國家級貧困縣名單的樣本進行穩健性檢驗。表6中匯報了回歸結果,與基準回歸結果基本一致,這充分說明了基準回歸的穩健性。

表6 剔除2017年國家級貧困縣農村家庭樣本的穩健回歸結果

4.工具變量法

為盡量避免遺漏變量和反向因果關系而帶來的內生性問題,本文借用工具變量法解決模型中可能存在的內生性問題;又因為本文的被解釋變量是微觀層面數據,對宏觀層面的縣域數字鄉村指數影響很小,反向因果問題不大,本文只選用一個總指標即農村家庭人均純收入使用工具變量方法。本部分擬構建兩個工具變量。第一,選取2000—2002年地區擁有的平均固定電話數(lnpho)作為第一個工具變量。因為2000年是第1年移動電話數超過固定電話數的年份,因此,這3個年份的年均固定電話數能在一定程度上反映一個地區的信息化程度,即與一個地區的數字鄉村指數相關,而與2018年的農村家庭收入肯定不相關,滿足工具變量的外生性與相關性。第二,選取農村家庭所在地級市與杭州市的球面距離(lndis),作為數字鄉村建設的第二個工具變量。由于數字鄉村指數底層數據很多指標來源于杭州的螞蟻集團,杭州是數字經濟高度發達地區,也是物聯網、區塊鏈等數字技術起步最早的一批,其對數字技術的溢出和擴散效應受地理距離的影響,所以各地區的數字鄉村水平與其所在地級市到杭州市的地理距離呈現高度的相關性,但是與農村家庭收入無關,滿足工具變量的外生性和有效性兩個條件(張勛等,2019;尹振濤等,2021)[6][33]。

本部分采用兩階段二乘法進行回歸。表7中報告了工具變量法的回歸結果。從表7中(1)列可以看出,固定電話數的系數在1%的水平上呈正向顯著,說明固定電話數越多的縣域其數字經濟水平越高;與所在地級市離杭州市的球行距離對數字鄉村指數在1%的水平上呈負向顯著,說明離杭州越遠,數字鄉村指數越低。表7中(2)列顯示,通過兩個工具變量控制內生性問題之后,數字鄉村對農村家庭收入的影響仍在10%的水平上顯著為正,且數字鄉村的系數與基準回歸結果基本一致,這也正說明了基準回歸結果的穩健性。同時,表7中顯示兩個工具變量的F值均遠遠大于10,最小特征值統計量遠大于10%的臨界值,由此得出,兩個工具變量都不存在弱工具變量問題;且對兩個工具變量做過度識別檢驗,p值為0.134,顯著大于0.1,說明工具變量均為外生,通過過度識別檢驗,進一步印證了工具變量的外生性。

表7 使用工具變量法的回歸結果

五、機制分析

前文驗證了數字鄉村建設能夠顯著促進農村家庭增收,并基于農村家庭收入構成,進一步檢驗了數字鄉村對農村家庭工資性收入、經營性收入、財產性收入有正向促進作用,而對轉移性收入有負向作用。本部分從收入構成的角度聚焦數字鄉村如何拓寬農村增收渠道,探討提高農村家庭工資性收入、經營性收入和財產性收入的作用機制。

(一)數字鄉村建設與農村家庭工資性收入

從收入構成來看,工資性收入是農村家庭最重要的收入來源。工資性收入來自勞務收入,包括幫干農活或外出打工。本部分選取兩個中介變量。其一是幫助其他農戶干農活(hel)。根據2018年CFPS家庭問卷中的問題“是否幫其他農戶干農活”構建虛擬變量,是=1,否=0,由此采用probit模型進行前文式(2)回歸。表8 中(1)列顯示,數字鄉村的系數在1%的水平上顯著為正,說明數字鄉村發展增加了農村家庭幫助其他農戶干活的概率;表8 中(2)列結果顯示,幫其他農戶干農活的系數在1%的水平上顯著為正,說明中介效應存在。數字鄉村發展增加了農村家庭幫其他農戶干農活的概率,從而提高了農村家庭的工資性收入。這主要是由于家庭農場等農業新型經營主體的出現,農業產業化規模擴大,在豐收季農戶需要聘用其他農戶幫忙從事采摘或包裝等農活,從而為其他農戶提供干農活的機會而增加工資性收入。其二是外出打工(out)。根據2018年CFPS家庭問卷中的問題“是否外出打工”構建虛擬變量,是=1,否=0,采用probit模型進行式(2)回歸。表8中(3)列匯報了式(2)結果,可以看出,數字鄉村系數為正且統計上顯著,說明數字鄉村的發展增加了農村家庭外出打工的機會。表8中(4)列結果顯示,外出打工的系數為4.940,在1%的水平上顯著為正,中介效應較前者大,說明數字鄉村通過增加農村家庭外出打工的機會,從而增加工資性收入?？赡茉蛉缦拢阂环矫?數字鄉村有助于打造農業產業園區,為周邊的農村居民提供就近就業機會;另一方面,數字鄉村建設拓展了社會資本獲取更多的就業信息,緩解了信息不對稱性,更易獲得合適的就業機會。

表8 數字鄉村建設與農村家庭工資性收入的機制回歸結果

(二)數字鄉村建設與農村家庭經營性收入

經營性收入也是農村家庭重要的收入來源之一。本部分選取家庭創業作為中介變量。根據2018年CFPS數據家庭問卷中的問題“是否有人從事個體私營”構建虛擬變量(bus),是=1,否=0。表9中(1)列顯示,數字鄉村對家庭創業有正向促進作用,說明數字鄉村發展增加了家庭創業的概率;表9中(2)列顯示,家庭創業的系數在1%的水平上顯著為正,表明中介效應存在,這也說明數字鄉村有助于農村家庭創業從而提高農村家庭經營性收入?？赡茉蛉缦拢旱谝?數字鄉村包括數字化金融,有助于農村家庭獲得資金的支持,為家庭創業奠定了資金基礎;第二,數字鄉村通過打造電商平臺,為農業產業化打通產業鏈上下游的通道,為家庭創業解決了銷路難題。

表9 數字鄉村建設與農村家庭經營性收入的機制回歸結果

(三)數字鄉村建設與農村家庭財產性收入

隨著農村“三變”改革的進行,財產性收入在農村家庭收入來源中雖然占比較低,但在未來會越來越重要。本部分選取兩個中介變量。第一個是土地租用(ren)。根據2018年CFPS數據家庭問卷中的問題“是否有土地租用給別人”構建虛擬變量,是=1,否=0。表10中(1)列可以看出,數字鄉村的系數顯著為正,說明數字鄉村的發展促進了農村家庭將土地租用給別人的概率。表10中(2)列中顯示,土地租用的系數在1%的水平上也顯著為正,表明中介效應存在,這說明數字鄉村發展增加農村家庭將土地租用給別人的概率,以此增加財產性收入。原因如下：數字鄉村推動農業產業化,促進土地流轉的發生,農村產業愈發活躍,更多農村家庭選擇將土地流轉給專業大戶,然后從事其他非農工作。第二個中介變量是根據問卷中的問題“是否持有金融產品”(finp)構建虛擬變量,是=1,否=0。從表10中(3)列可以得到,數字鄉村系數為正,證明數字鄉村建設增加了農村家庭持有金融產品的概率。表10中(4)列結果表明,是否持有金融產品的系數在1%的顯著水平上為正,中介效應存在,這意味著數字鄉村發展通過增加農村家庭持有金融產品的機會提高其財產性收入?？赡茉蛟谟冢簲底粥l村尤其是數字化金融的普及,農村家庭獲得金融支持的機會變多,購買金融產品的機會變多,特別是一些保本型的基金受到農村家庭的歡迎,從而使得農村家庭財產性收入增加。

表10 數字鄉村建設與農村家庭財產性收入的機制回歸結果

六、異質性分析

隨著互聯網、物聯網等數字技術的普及,不同地區、不同行業的人群從數字經濟中獲得的福利各異,“數字鴻溝”普遍存在。結合已有文獻,下文探討不同特征的農村家庭誰能從數字鄉村發展中增收更多。

(一)地區異質性分析

經濟學意義上普遍把中國分成東部、中部、西部,用來表示經濟發展水平的差異。表11展示了不同地區的實證結果。表11中(1)～(3)列顯示,數字鄉村指數的系數均為正,在1%的水平上顯著,表明東部、中部和西部地區數字鄉村發展都顯著增加了農村家庭收入。但從系數上來看,東部地區系數最大,中部地區次之,西部地區系數最小,表明東部地區在數字鄉村發展中農村家庭增加收入最多,中部地區相對較少,西部地區最少?？赡茉蛟谟冢骸皵底著櫆稀辈粌H存在于城鄉之間,地區之間也存在明顯的“數字鴻溝”。東部地區經濟發展水平較高,數字鄉村發展與鄉村產業發展適配,從而增加收入最多;西部地區經濟發展落后,農村家庭對數字技術接受程度有限,未能真正利用數字技術達到增收目的,而中部地區經濟發展適中,數字鄉村建設對農村家庭收入的作用也居中,這充分說明了經濟發展水平越低的地區,數字鄉村建設發揮作用越有限。

表11 數字鄉村建設與農村家庭收入：地區異質性

(二)物質資本異質性分析

本部分參考已有文獻(張勛等,2019;周廣肅和李力行,2016)[6][35],使用家庭純收入作為物質資本的代理變量,將農村家庭分為低收入組(平均數以下)和高收入組(平均數以上),分別進行回歸,回歸結果如表12。表12中(1)～(2)列結果顯示,在低收入家庭中數字鄉村的系數在1%的水平上顯著為正,而在高收入家庭中不顯著,這表明數字鄉村發展顯著促進低收入家庭增收,而在高收入家庭中數字鄉村增收效應不顯著?？赡茉蛉缦拢簲底粥l村拓展的新業態創造了送外賣、送快遞等低技術含量工作,相對于高收入家庭來說,低收入家庭更需要這些工作機會,因此,低收入家庭在數字鄉村發展中獲得了更多就業機會,以此增加收入。

表12 數字鄉村建設與農村家庭收入：物質資本異質性與人力資本異質性

(三)人力資本異質性分析

基于農村家庭人口的學歷平均值,將結果高于3(初中)的農村家庭視為高學歷組,低于3(初中)為低學歷組。從表12中(3)～(4)列可以看出,數字鄉村的系數均顯著為正,說明數字鄉村發展對農村家庭收入都有正向促進作用,但從系數上看,高學歷農村家庭從數字鄉村發展中獲利更多,但差異不大?？赡茉蛉缦拢合鄬τ诘蛯W歷農村家庭來說,高學歷家庭能夠更好地利用數字技術,獲得各種有助于就業和提高收入的信息,也有助于其獲得高技術含量的工作,以此實現收入的提升。

七、結論與啟示

(一)研究結論

本文使用2018年中國家庭追蹤調查(CFPS)數據,從微觀層面分析了數字鄉村發展對農村家庭收入的影響。研究發現：數字鄉村建設總體上增加農村家庭純收入。從收入構成來看,數字鄉村建設促進農村家庭工資性收入、經營性收入和財產性收入的增長,但顯著降低轉移性收入?；谵r村家庭收入構成,數字鄉村建設通過促進農村居民幫干農活和外出打工的概率增加農村家庭工資性收入;通過促進家庭創業增加農村家庭經營性收入;通過加快土地租用和持有金融產品的概率,加快農村資源變資產增加農村家庭財產性收入。進一步研究發現,數字鄉村發展對于不同特征的農村家庭存在異質性。從結果看,經濟發達地區的農村家庭、低收入的農村家庭及高學歷的農村家庭從數字鄉村發展中獲利更多。

(二)政策建議

農民農村共同富裕是實現全社會共同富裕的關鍵組成部分,促進農民增收是實現共同富裕的關鍵舉措。國家不斷推進“互聯網+農業”,深入實施數字鄉村發展行動,擴大農業物聯網示范應用,著力推動農村產業高質量發展,促進農村居民高質量就業。第一,當前中國農村居民工資性收入占比超過40%,是農民增收的“壓艙石”。大力推廣互聯網學習平臺,為廣大的農村居民加強就業創業指導服務,吸引更多農村居民實現高質量就業、返鄉創業;深入開展電子商務進農村綜合示范,實施“互聯網+”農產品出村進城工程,挖掘農村內部就業潛力,增加農村家庭工資性收入。第二,推進重要農產品全產業鏈大數據建設,發揮規模經營優勢,支持農業產業化,讓龍頭企業帶動農民發展農產品初加工、精深加工,促進農村“三產”融合發展,增加農村家庭經營性收入。第三,財產性收入成為農村家庭增收的最大潛力之一。通過數字化建設暢通城鄉要素流動通道,激活農村大量的資源轉化為資產,引導農民以多種形式流轉土地承包經營權,盤活閑置的農房與宅基地,拓寬財產性收入增收渠道;持續推進數字普惠金融,提升農村地區金融服務的覆蓋廣度和深度,創新金融產品,為農村家庭開發更多、更安全的投資渠道,增加其財產性收入。第四,鑒于不同特征的農村家庭從數字鄉村建設中獲利不盡相同,要從政策上、基礎設施等方面加快西部等欠發達地區的數字鄉村建設,為實現全社會共同富裕奠定數字化基礎。