艾小青 田雅敏

[摘 要] ?利用中國2011-2018年省份數(shù)據(jù)，構建面板回歸模型和多重中介模型探討數(shù)字經濟的減貧效應及影響機理。研究發(fā)現(xiàn)：數(shù)字經濟與農村貧困發(fā)生率存在顯著負向關系，在考慮城鎮(zhèn)化、經濟增長等影響貧困因素的基礎上，減貧效應依舊顯著;數(shù)字經濟的收入增長效應和收入分配效應顯著，即數(shù)字經濟可通過促進家庭增收和弱化收入差距的渠道影響貧困，但數(shù)據(jù)資源配置不均帶來的數(shù)字鴻溝可能會擴大城鄉(xiāng)收入差距，加大相對貧困的治理難度。

[關鍵詞] ?數(shù)字經濟;貧困;面板回歸;多重中介模型

[中圖分類號]? F49?? [文獻標識碼] A?? [文章編號] 1008—1763（2022）01—0050—07

The Poverty Reduction Effect of the Digital Economy

AI Xiao-qing， TIAN Ya-min

（School of Economics and Management， Beijing University of Technology， Beijing 100124，China ）

Abstract： This paper uses the 2011-2018 provincial panel data to construct a panel regressive model to investigate the poverty reduction effects and mechanism of the digital economy. The research reveals that： there is a significant negative correlation between the incidence of rural poverty and the digital economy. Taking into account the? poverty factors such as urbanization， the poverty reduction effect is still significant; the income growth effect and income distribution effect of the digital economy are significant. digital economy can alleviate poverty by increasing household income and weakening the impact of income gap. However， the digital divide caused by the uneven allocation of digital elements may widen the urban-rural income gap and increase the difficulty of managing relative poverty.

Key words： ?digital economy; poverty; panel regression; mediation effect

一 引 言

消除貧困，改善民生，實現(xiàn)共同富裕是社會主義的本質 ?[1] 。我國自1986年治理貧困特別是十八大以來取得了顯著的減貧成果后，在現(xiàn)行貧困標準下，于2020年底消除絕對貧困 ?[2] ，并進入到鞏固脫貧成果、治理相對貧困的新階段。近年來，我國數(shù)字經濟取得快速發(fā)展，中國互聯(lián)網發(fā)展報告指出，2020年我國數(shù)字經濟規(guī)模達到39.2萬億元，占GDP比重約38.6%，成為穩(wěn)定經濟增長的關鍵動力。數(shù)字經濟的發(fā)展不僅改變了企業(yè)經營模式和市場主體結構，更在宏觀層面拓展了資源配置的邊界，深化了傳統(tǒng)經濟模式轉型 ?[3] ，而數(shù)字經濟對我國的貧困狀況是否存在影響？如果存在，影響機理是怎樣的？這些問題值得深入研究。

2017至2020年的《政府工作報告》圍繞數(shù)字經濟提出了相關政策措施，從“促進數(shù)字經濟加快成長”到“壯大數(shù)字經濟”再到“打造數(shù)字經濟新優(yōu)勢”，對數(shù)字經濟的政策支持力度不斷加大。在數(shù)字經濟發(fā)展如火如荼的當下，在鄉(xiāng)村振興的戰(zhàn)略背景下，探討數(shù)字經濟對貧困的影響及傳導機制，有助于推動數(shù)字經濟發(fā)展，也能助力相對貧困治理和實現(xiàn)共同富?！，F(xiàn)有數(shù)字經濟與貧困的相關研究，學者主要聚焦于貧困的動態(tài)變化，以及數(shù)字普惠金融、信息技術等對貧困、就業(yè)、消費等方面的影響，沒有專門針對數(shù)字經濟的減貧效應展開討論。本文的邊際貢獻在于：在研究內容上，基于統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)測度數(shù)字經濟指數(shù)，并運用2011-2018年數(shù)字經濟指數(shù)與農村貧困發(fā)生率的省級面板數(shù)據(jù)探討數(shù)字經濟的減貧效應及影響機理;在研究方法上，構建面板回歸模型分析數(shù)字經濟的減貧效應，避免個體同質性可能帶來的估計誤差，確保結果穩(wěn)健可信。

二 文獻回顧

數(shù)字經濟是以數(shù)據(jù)資源為關鍵生產要素、以現(xiàn)代信息網絡為重要載體、以有效使用信息通信技術推動效率提升和經濟結構優(yōu)化的一系列經濟活動。數(shù)字經濟可以提升創(chuàng)新能力 ?[4] 、提高全要素生產率 ?[5] 、推動產業(yè)結構升級 ?[6] 、促進綠色可持續(xù)發(fā)展 ?[7] 等。目前直接探討數(shù)字經濟與貧困關系的文獻較少，本文從減貧要素及渠道、數(shù)字經濟與減貧兩個角度梳理國內外文獻。

（一）減貧要素及渠道

經濟增長和收入差距是影響貧困變化的兩個重要因素 ?[8-9] ，經濟增長可以快速降低貧困人口比例，但收入差距會抵消部分經濟增長帶來的減貧效果，并導致低收入人群占有的份額不斷萎縮 ?[10] 。從減貧的要素及作用渠道來看，城鎮(zhèn)化 ?[11]5 、數(shù)字普惠金融 ?[12-14] 、互聯(lián)網技術 ?[15-16] 、農村產業(yè)融合發(fā)展 ?[17] 等因素有助于減少貧困人口的數(shù)量、降低貧困發(fā)生，并通過促進家庭增收、推動農村經濟增長及改善城鄉(xiāng)收入分配的渠道緩解貧困狀況。此外，羅良清對我國1991至2015年的貧困狀況進行動態(tài)分解，研究發(fā)現(xiàn)經濟增長為大規(guī)模的貧困減少提供了物質基礎，但收入不平等將導致貧困狀況惡化 ?[18] ，這進一步表明經濟增長和收入差距縮小是減緩貧困的重要渠道。

（二）數(shù)字經濟與減貧

面對世界經濟的百年未有之大變局，各國逐步加快數(shù)字化進程，國內外學者基于不同國家的發(fā)展背景對數(shù)字經濟的減貧效用展開討論，Skiter等通過分析俄羅斯的貧困狀況與數(shù)字經濟的相互依存關系，研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字經濟可通過發(fā)展自主就業(yè)提高國民生活質量，降低貧困水平 ?[19] ;Kurantin等對加納的數(shù)字經濟與貧困的關系及兩者的傳導機制進行研究，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新能力是減貧政策有效的關鍵因素，數(shù)字經濟能夠促進創(chuàng)新能力的提升 ?[20] ;Ahmed等則實證評估了阿拉伯國家的信息通信技術的減貧效應，研究發(fā)現(xiàn)利用信息通信技術為國家賦權可以提高生產率、傳播信息并減少貧困 ?[21] 。這些研究表明在地理環(huán)境及經濟發(fā)展條件懸殊的情況下，數(shù)字經濟可以通過不同的渠道推動經濟增長、減少貧困。此外，數(shù)字經濟還能減少國內弱勢群體受到的負面影響 ?[22] 、提高低社會經濟者的福利待遇 ?[23] ，以及弱化疫情對就業(yè)市場沖擊 ?[24] ?？傊?，數(shù)字經濟不局限于地理環(huán)境、地域空間等外部環(huán)境的限制，通過促進就業(yè)、提高生產率等提升居民收入，實現(xiàn)區(qū)域經濟增長;另一方面能夠改善弱勢群體的社會現(xiàn)狀，縮小收入差距。

已有研究普遍認識到經濟增長和收入差距是影響貧困的主要因素，數(shù)字經濟對貧困存在影響，但仍存在如下不足：第一，在研究視角上，主要分析經濟增長和收入差距對貧困的影響，或僅著眼于數(shù)字普惠金融指數(shù)展開分析;第二，在分析數(shù)據(jù)上，僅用宏觀省級層面數(shù)據(jù)或者僅用微觀調查數(shù)據(jù);第三，在機理分析層面，尚未深入探討數(shù)字經濟的收入增長效應和收入分配效應?；诖?，本文將運用2011-2018年的省級面板數(shù)據(jù)分析數(shù)字經濟對貧困的影響，從收入增長和收入差距兩方面考察數(shù)字經濟影響貧困的作用機理，并匹配省級截面數(shù)據(jù)與中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗。

三 減貧的作用機理

生產生活資料的缺乏是導致農村地區(qū)陷入貧困的重要原因。數(shù)字經濟能夠擺脫地理環(huán)境和地域空間的發(fā)展限制，同時具有公共物品的屬性，發(fā)展數(shù)字經濟是實現(xiàn)農村脫貧減貧的重要渠道，本部分從定性層面探討數(shù)字經濟與貧困的關系，分析數(shù)字經濟減貧的直接和間接作用機理。

（一）數(shù)字經濟減貧的直接作用機理

“先富帶后富”的邏輯在以往實踐中的效果存在內生有限性，現(xiàn)實情況往往是先富的人移居到城鎮(zhèn)享受良好的生活環(huán)境及公共基礎設施，農村剩余群體仍處于貧困狀態(tài)，且缺少就業(yè)致富渠道，進一步加深了農村居民貧困程度。近年來，以“互聯(lián)網+”為核心的數(shù)字經濟給農村地區(qū)帶來了發(fā)展機遇 ?[25] 。一方面，工商業(yè)的數(shù)字化轉型創(chuàng)造了新的就業(yè)機會，有助于緩解社會貧富分化和收入不平等;另一方面，各種在線平臺催生出了新的經濟模式，使人們能夠以低成本的便捷方式進行有效溝通，即互聯(lián)網重新協(xié)調經濟環(huán)境創(chuàng)建了一種社會共享和充分利用有限資源的合作模式，從而最大化利用社會資源，實現(xiàn)共同富裕。總之，數(shù)字經濟的發(fā)展能夠充分調動農村地區(qū)的資源，創(chuàng)造和增加就業(yè)機會，激發(fā)農村市場活力，實現(xiàn)經濟增長，降低貧困發(fā)生率。

（二）數(shù)字經濟減貧的間接作用機理

本文將從收入增長效應和收入分配效應兩方面探討數(shù)字經濟的減貧路徑。

一是數(shù)字經濟可通過收入增長路徑改善貧困現(xiàn)狀，消除絕對貧困。經濟增長是影響貧困的重要因素，內生經濟增長理論認為物質資本和人力資本的積累能夠避免地區(qū)陷入“貧困陷阱”或發(fā)生貧困代際轉移，實現(xiàn)區(qū)域經濟增長 ?[26] 。數(shù)字經濟的發(fā)展有助于農村構建物質資本和人力資本體系，通過信息通信技術對傳統(tǒng)農業(yè)進行數(shù)字化改造，建立數(shù)字交易平臺等完善物質資本，充分發(fā)揮本地資源優(yōu)勢發(fā)展特色產業(yè)，使農民享受全產業(yè)鏈收益，另外通過在線技術技能培訓提升農村技術技能稟賦，以“數(shù)字移民”的方式完善農村的人力資本。數(shù)字經濟還能夠驅動農業(yè)由供給、增產、小規(guī)模經營導向轉向需求、提質、適度規(guī)模導向 ?[27] ，推動產業(yè)質量及生產方式變革，促進農村經濟提質增效 ?[28] ，實現(xiàn)家庭收入增長。

二是數(shù)字經濟可通過收入分配效應緩解貧富分化。我國城鄉(xiāng)居民可支配收入的比值差距在2004年達到峰值，近年來雖然比值差距持續(xù)下降，但絕對值差距仍在擴大 ?[29] ，這意味著相對貧困的問題仍然嚴峻，而數(shù)字經濟豐富了應對貧富分化的政策工具。中心外圍理論認為，發(fā)展中國家不具備均衡發(fā)展的條件，只能將有限的資源投資到一些部門和地區(qū)，形成經濟規(guī)模效應后，再帶動欠發(fā)達地區(qū)發(fā)展 ?[30] ，數(shù)字經濟的發(fā)展可以擴大發(fā)達地區(qū)的經濟輻射影響，數(shù)字經濟的公共物品屬性使得欠發(fā)達地區(qū)充分享受發(fā)達地區(qū)的經濟帶動作用，從而實現(xiàn)先富帶后富;同時數(shù)字鄉(xiāng)村建設加速了社會資本和人才資本向鄉(xiāng)村流動，推動鄉(xiāng)村生態(tài)、文化、資源的多元化發(fā)展 ?[31] ，從而改善城鄉(xiāng)資源配置差距，縮小城鄉(xiāng)收入差距。但數(shù)字經濟發(fā)展過程中的資源配置不平衡帶來的數(shù)字鴻溝可能會使得落后地區(qū)的居民信息缺乏時效性，加劇數(shù)字劣勢群體的貧困狀況 ?[32] ，從而削弱經濟增長的減貧效果。數(shù)字經濟減貧的作用如圖1所示。

四 研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)包括國家統(tǒng)計局發(fā)布的中國統(tǒng)計年鑒、中國農村貧困監(jiān)測報告、中國第三產業(yè)統(tǒng)計年鑒及中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)（CFPS2018）。其中，中國統(tǒng)計年鑒記錄了歷年來居民收入情況等詳細信息;中國農村貧困監(jiān)測報告記錄了脫貧攻堅目標實現(xiàn)進程、各省市農村貧困人口規(guī)模及貧困發(fā)生率等信息;中國第三產業(yè)統(tǒng)計年鑒全面反映了我國31個省市自治區(qū)的第三產業(yè)發(fā)展歷史、現(xiàn)狀、結構及其發(fā)展趨勢;中國家庭追蹤調查是由北京大學社會科學調查中心實施，從微觀個體視角記錄了受訪者的家庭資產狀況及收入等信息。

首先基于中國第三產業(yè)統(tǒng)計年鑒的相關數(shù)據(jù)運用綜合指數(shù)法測算我國2011-2018年的數(shù)字經濟指數(shù)，其次綜合運用數(shù)字經濟指數(shù)與農村貧困發(fā)生率等省級面板數(shù)據(jù)以分析數(shù)字經濟的減貧效應及影響機理，最后將2018年的省級數(shù)據(jù)與中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)匹配進行穩(wěn)健性檢驗。

（二）變量測度與說明

被解釋變量：貧困程度。關于衡量貧困的指標，通常包括貧困發(fā)生率、貧困人口數(shù)量、FGT貧困指數(shù)及恩格爾系數(shù)等。本文參考龔沁宜 ?[14] 的研究，以農村貧困發(fā)生率作為反映我國及各省市的貧困程度的變量，農村貧困發(fā)生率（CPR）是在小康社會相適應的貧困標準下，地區(qū)貧困人數(shù)占全部統(tǒng)計人數(shù)的比例，反映了一個地區(qū)的貧困程度。數(shù)據(jù)來源于中國農村貧困監(jiān)測調查報告，2011-2018年我國的農村貧困發(fā)生率均值為7.59%，最小值為0，最大值為43.9%。

核心解釋變量：數(shù)字經濟指數(shù)。以往關于數(shù)字經濟的研究中，多以數(shù)字普惠金融指數(shù)作為數(shù)字經濟發(fā)展水平的代理變量分析對實體經濟、貧困及就業(yè)的影響，但數(shù)字普惠金融指數(shù)僅反映了金融領域的數(shù)字化發(fā)展水平，以此作為數(shù)字經濟指數(shù)進行分析可能不具有代表性，本文借鑒趙濤 ?[33] 等學者的做法，選用互聯(lián)網發(fā)展情況和數(shù)字交易發(fā)展情況構建省級層面的數(shù)字經濟指數(shù)，具體指標如表1所示，全面涵蓋了數(shù)字經濟的發(fā)展領域，同時借鑒劉軍 ?[34] 的權重計算方法對各指標進行賦權，運用綜合指數(shù)方法測算2011-2018年的省份數(shù)字經濟指數(shù)，測算結果反映了我國31個省市自治區(qū)數(shù)字經濟的發(fā)展程度及變化趨勢。

中介變量：為檢驗數(shù)字經濟的收入增長效應和收入分配效應，選用城鄉(xiāng)居民可支配收入差距和居民家庭純收入作為中介變量，前者以城鎮(zhèn)居民與農村居民可支配收入的差值衡量，后者以居民通過就業(yè)、投資等途徑獲得的可支配收入衡量，兩者均對數(shù)化處理后分析。

控制變量：以往研究文獻中，城鎮(zhèn)化 ?[11] 、經濟增長 ?[8] 、數(shù)字普惠金融 ?[12] 等因素對貧困存在影響，為分析數(shù)字經濟對貧困的直接減緩效用，需控制這些因素的影響，因此在避免變量多重共線性的基礎上，選取以城鎮(zhèn)人口占總人口比重衡量的城鎮(zhèn)化率、省份人均GDP作為宏觀控制變量;性別、年齡等變量是微觀調查數(shù)據(jù)CFPS中的個人控制變量，用作穩(wěn)健性檢驗。

（三）模型構建

為評估數(shù)字經濟的減貧效應，首先選用普通最小二乘法進行檢驗，其中 cpr 表示農村貧困發(fā)生率， dei 表示數(shù)字經濟指數(shù)，構建模型如下：

cpr=α+βdei+ε ??（1）

但由于省份的發(fā)展狀況存在較大差異，且區(qū)域間技術人才等資源稟賦可自由流動，若選用傳統(tǒng)回歸方法分析數(shù)字經濟與農村貧困發(fā)生率的省級數(shù)據(jù)，個體同質性假設 ?[12] 會忽略不同省份可能帶來的間接作用，在解釋數(shù)字經濟對農村貧困的影響時存在一定偏差，因此構建面板回歸模型探討數(shù)字經濟的減貧效應。

cpr ??i，t = α ??i + λ ??t +? β  ?1 dei ??i，t + ε ??i，t ????（2）

其中， ?cpr ??i，t ?表示省份 i 在 t 時期的農村貧困發(fā)生率， ?dei ??i，t ?表示省份 i 在 t 時期的數(shù)字經濟指數(shù)， ?α ??i ?表示個體固定效應，即各省份不隨時間變化的因素， ?λ ??t ?表示時間固定效應，用于控制隨時間改變的各省份的共同影響， ?ε ??i，t ?表示隨機擾動項。

為進一步檢驗數(shù)字經濟的減貧機制，即收入增長效應和收入分配效應，參考盧紫珺 ?[35] 等學者的中介效應模型，運用sobel檢驗方法進一步分析，具體模型如下：

cpr ??i，t = c ??0 +? c ??1 dei ??i，t + α ??i + ε ??i，t ??Income ??i，t = a ??0 +? a ??1 dei ??i，t +? a ??2 pup ??i，t + α ??i + ε ??i，t ??cpr ??i，t = b ??0 +? c ??' dei ??i，t + b ??1 ?Income ??i，t +

b ??2 pup ??i，t + α ??i + ε ??i，t ?????（3）

cpr ??i，t = c ??0 +? c ??1 dei ??i，t + α ??i + ε ??i，t ??gap ??i，t = a ??0 +? a ??1 dei ??i，t +? a ??2 pup ??i，t + α ??i + ε ??i，t ??cpr ??i，t = b ??0 +? c ??' dei ??i，t + b ??1 ?gap ??i，t +? b ??2 pup ??i，t +

α ??i + ε ??i，t ?????（4）

公式（3）為收入增長效應表達式，公式（4）為收入分配效應表達式。其中， ?Income ??i，t ?為省份 i 在 t 時期的對數(shù)化處理后的居民家庭可支配收入; ?gap ??i，t ?為省份 i 在 t 時期的對數(shù)化處理后的城鄉(xiāng)居民可支配收入差距; ?pup ??i，t ?為省份 i 在 t 時期的城鎮(zhèn)化水平，其他變量定義如前文所述。

五 實證檢驗

（一）數(shù)字經濟減貧效應的實證分析

運用普通最小二乘法進行混合回歸的估計結果如表3所示?？梢钥闯鰯?shù)字經濟與農村貧困發(fā)生率存在顯著負向關系，且R ?2 約為0.44，表明數(shù)字經濟是導致農村貧困發(fā)生率降低的主要因素。在加入城鎮(zhèn)化率、人均GDP控制變量后，數(shù)字經濟與農村貧困發(fā)生率之間仍存在顯著負向關系，表明在考慮城鎮(zhèn)化率、經濟增長等因素的影響，數(shù)字經濟仍有助于緩解地區(qū)貧困程度，通過促進增收、增加就業(yè)等渠道增加農村地區(qū)的居民收入，降低農村貧困發(fā)生率。此外，城鎮(zhèn)化率對農村貧困發(fā)生率存在負向影響，且在0.01的水平上顯著，城鎮(zhèn)化進程緩解了我國的貧困程度，結論與以往學者的研究成果一致;但人均GDP與農村貧困發(fā)生率之間存在正向關系，這表明人均GDP的增加主要來源于城市地區(qū)的收入增長，也在側面反映了城鄉(xiāng)間的收入差距隨著經濟增長不斷擴大。

由于本文分析的是31個省市自治區(qū)2011-2018年的數(shù)據(jù)，混合回歸忽略了不可觀測的非時變異質因素，估計結果可能存在一定偏差，為準確評估數(shù)字經濟對貧困的影響，運用面板模型進一步分析。在進行面板回歸之前，對原數(shù)據(jù)進行豪斯曼檢驗，檢驗結果顯示F（30，216）=17.41，p值為0，在0.01的顯著性水平上拒絕了隨機擾動項 ?ε ??i，t ?與解釋變量不相關的原假設，應選擇固定效應模型進行分析，估計結果如表4所示。

由表4的第（1）列可以看出，數(shù)字經濟指數(shù)與農村貧困發(fā)生率之間存在顯著負向關系，即在考慮各省份異質性的條件下，數(shù)字經濟的發(fā)展降低了地區(qū)的貧困發(fā)生率，具有減貧效應;從第（2）列結果可以看出，在加入城鎮(zhèn)化率、人均GDP控制變量后，數(shù)字經濟指數(shù)與農村貧困發(fā)生率仍存在顯著負向關系，但是系數(shù)的絕對值有所減少，說明在考慮其他因素對貧困的影響后，數(shù)字經濟的發(fā)展依舊有助于減少地區(qū)的貧困人口數(shù)量，降低農村貧困發(fā)生率。當前，我國經濟由高速增長轉向高質量發(fā)展階段，并且隨著時間的推移，城鎮(zhèn)化的減貧貢獻在逐漸減弱 ?[11] ，因此要順應數(shù)字經濟發(fā)展的趨勢，發(fā)揮數(shù)字經濟在治理貧困，尤其是相對貧困治理的效用，實現(xiàn)先富帶后富。此外，面板估計結果與混合回歸的估計結果基本一致，說明結果是相對穩(wěn)定可信的。

（二）數(shù)字經濟減貧效應的機理檢驗

采用中介模型進一步探討數(shù)字經濟的收入增長效應和收入分配效應，回歸結果如表5所示。sobel檢驗的p值均小于0.01，表明中介效應顯著成立。第（1）至（3）列為收入增長效應的實證結果，可以看出，數(shù)字經濟與農村貧困發(fā)生率存在顯著負向關系，與家庭收入存在顯著正向關系，并且在控制了家庭收入變量的影響后，數(shù)字經濟對農村貧困發(fā)生率的負向影響仍顯著。數(shù)字經濟對農村貧困的總效應等于直接效應加上家庭收入變化發(fā)揮的間接效應，表明數(shù)字經濟可以通過經濟發(fā)展地區(qū)的經濟帶動作用增加就業(yè)機會拓展收入來源等方式促進家庭收入增長，改善居民的生活水平和環(huán)境條件，進而減少貧困人口的數(shù)量，降低農村貧困發(fā)生率，即數(shù)字經濟具有收入增長效應。

第（4）至（6）列為收入分配效應的實證結果，可以看出數(shù)字經濟與農村貧困發(fā)生率存在顯著負向關系，與城鄉(xiāng)收入差距存在顯著正向關系，并且在控制了城鄉(xiāng)收入差距的影響后，數(shù)字經濟對農村貧困發(fā)生率的負向影響仍顯著，表明縮小城鄉(xiāng)收入差距，改善居民的收入分配情況是減少貧困的重要渠道，數(shù)字經濟可以通過降低信息不對稱擴大貧困地區(qū)的本土效應改善居民收入分配情況，弱化貧富差距帶來的貧困進一步惡化的負向影響，具有收入分配效應。但第（6）列結果顯示，數(shù)字經濟指數(shù)與城鄉(xiāng)收入差距存在顯著正向關系，表明數(shù)字經濟發(fā)展過程中資源配置不均衡可能會擴大城鄉(xiāng)收入差距，削弱經濟增長帶來的減貧效果，從而加大相對貧困治理的難度。

數(shù)字經濟減貧效應顯著，且具有收入增長效應和收入分配效應：一方面，數(shù)字經濟能夠通過促進家庭增收減少貧困人口的數(shù)量，降低貧困發(fā)生率;另一方面，數(shù)字經濟能夠削弱收入不平等帶來的影響，改善居民收入分配情況。但在發(fā)展數(shù)字經濟的過程中，應注重城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)資源的合理分配，有限資源的高效配置不僅能避免數(shù)字鴻溝的產生及擴大，也是治理相對貧困的關鍵 ?[36] 。

（三）穩(wěn)健性檢驗

將2018年的省份數(shù)據(jù)與中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)匹配后進行分析，共篩選出12135份家庭樣本，實證結果如表6所示。結果顯示，數(shù)字經濟與農村貧困發(fā)生率之間存在顯著負向關系，且家庭收入和城鄉(xiāng)收入差距的中介效應顯著，即數(shù)字經濟具有收入增長效應和收入分配效應。這表明在控制微觀個體的性別、年齡等個人特征后，數(shù)字經濟的減貧效應依舊顯著，相關結論仍然成立，實證結果通過了穩(wěn)健性檢驗。

六 結論及啟示

本文首先對2011-2018年的省份數(shù)據(jù)構建面板回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字經濟與農村貧困發(fā)生率存在顯著負向關系，表明數(shù)字經濟的發(fā)展能夠減少貧困人口的數(shù)量，降低農村貧困發(fā)生率，在考慮城鎮(zhèn)化、經濟增長等影響貧困因素的情況下，數(shù)字經濟仍能夠有效降低農村貧困發(fā)生率;其次，運用多重中介效應探討數(shù)字經濟影響貧困的作用機理，結果顯示數(shù)字經濟具有收入增長效應和收入分配效應，即數(shù)字經濟可以通過促進家庭收入增加及削弱收入差距帶來的負向影響，降低貧困發(fā)生率;最后，將2018年省份數(shù)據(jù)與微觀個體調查數(shù)據(jù)進行匹配進行穩(wěn)健性檢驗，實證結果與省份面板數(shù)據(jù)結果一致，估計結果穩(wěn)健。

當前，我國經濟進入高質量發(fā)展階段，數(shù)字經濟為高質量發(fā)展帶來了新的機遇，不僅能夠擺脫地理環(huán)境和地域空間對發(fā)展的限制，還能夠在疫情沖擊下有效應對市場需求變化和提升政府治理能力 ?[37] 。我們應著力推動數(shù)字化發(fā)展，重視和發(fā)揮收入增長、收入分配的減貧效應。在發(fā)展數(shù)字經濟的過程中，數(shù)字資源配置不均衡帶來的數(shù)字鴻溝可能會擴大城鄉(xiāng)收入差距，加大相對貧困的治理難度。因此，要合理配置城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)資源，引導技術、人才等資源向農村流動，策略性地探索農業(yè)農村數(shù)字化轉型，使全民共享數(shù)字經濟發(fā)展紅利，早日實現(xiàn)共同 富裕。

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