朱喜安，王慧聰

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，武漢 430073）

0 引言

近年我國(guó)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)初見(jiàn)成效，無(wú)論是“數(shù)字鄉(xiāng)村一張圖”的浙江省德清縣，還是“西北電商第一縣”的陜西省武功縣，都搭乘數(shù)字技術(shù)的便車(chē)實(shí)現(xiàn)了自身特色發(fā)展。雖然國(guó)內(nèi)外發(fā)展模式有諸多不同，但已有學(xué)者證實(shí)了數(shù)字技術(shù)對(duì)農(nóng)村地區(qū)發(fā)展的促進(jìn)作用[1—6]?，F(xiàn)有研究仍存在值得探討和挖掘的地方：（1）現(xiàn)階段相關(guān)實(shí)證分析多從數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的某一維度展開(kāi)，存在以偏概全的誤區(qū)，也無(wú)法探討數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)不同維度的有機(jī)結(jié)合是否形成集聚效應(yīng)；（2）《數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)指南1.0》指出，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的主戰(zhàn)場(chǎng)在縣域，而相關(guān)實(shí)證研究多以省域?yàn)榛痉治鰡卧瑫?huì)導(dǎo)致結(jié)論與事實(shí)存在偏差和不一致的風(fēng)險(xiǎn)。本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，著眼于數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)發(fā)展全局，結(jié)合理論分析，以數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)為依托，實(shí)證分析數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)是否促進(jìn)農(nóng)民增收，并結(jié)合數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)的四個(gè)維度探討其與農(nóng)民增收之間的關(guān)系；第二，以縣域作為分析的基本單元，既契合了數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的層級(jí)規(guī)劃，又能從更加細(xì)微的尺度了解數(shù)字鄉(xiāng)村對(duì)農(nóng)民增收影響的作用機(jī)制；第三，分別從數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)民增收的空間溢出效應(yīng)、縣域創(chuàng)新水平的中介效應(yīng)以及人力資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)三個(gè)角度進(jìn)一步展開(kāi)探討，為加快推進(jìn)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)提供思路方向。

1 理論分析與研究假設(shè)

數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)作為典型的農(nóng)村偏向型政策，通過(guò)在農(nóng)村地區(qū)引入數(shù)字技術(shù)賦能產(chǎn)業(yè)、生活和治理各個(gè)方面，為農(nóng)民增收提供動(dòng)力。本文認(rèn)為數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)主要通過(guò)將數(shù)字要素融入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、將數(shù)字服務(wù)融入農(nóng)民生活、將數(shù)字化思維融入鄉(xiāng)村治理三個(gè)方面促進(jìn)農(nóng)民增收。首先，數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施支撐智慧農(nóng)業(yè)落地生根，變革了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式，數(shù)字信息技術(shù)推動(dòng)農(nóng)村電商遍地開(kāi)花，拓寬了農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售渠道，為農(nóng)民增收提供了數(shù)字紅利。其次，數(shù)字服務(wù)推動(dòng)農(nóng)民物質(zhì)與精神生活實(shí)踐的轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟(jì)數(shù)字化服務(wù)的成熟對(duì)農(nóng)村傳統(tǒng)消費(fèi)模式產(chǎn)生極大沖擊，多元化的線上學(xué)習(xí)平臺(tái)和豐富的網(wǎng)絡(luò)資源滿足了農(nóng)村居民的日常文化需求，為農(nóng)民增收打開(kāi)新思路。最后，數(shù)字思維重構(gòu)鄉(xiāng)村治理形式，一方面使得基層政府借助數(shù)字技術(shù)與思維嵌入鄉(xiāng)村治理，進(jìn)一步落實(shí)執(zhí)行者的角色；另一方面逐漸調(diào)動(dòng)了村民融入數(shù)字生活的積極性，形成“事事與我有關(guān)”的治理主體意識(shí)，最終實(shí)現(xiàn)“自上而下”與“自下而上”的雙向治理形式，為農(nóng)民增收塑造良好的組織環(huán)境。綜上，本文提出：

假設(shè)1：數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)有助于實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收。

縣域作為城市與鄉(xiāng)村、工業(yè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展的聯(lián)結(jié)點(diǎn)和交匯處，是推進(jìn)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的基本單元，而其發(fā)展定位的不同也決定了數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)落地時(shí)應(yīng)該有不同的推進(jìn)政策，同時(shí)，作為一項(xiàng)長(zhǎng)期系統(tǒng)性的工程，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)本質(zhì)上是實(shí)現(xiàn)共同富裕的一個(gè)重要途徑，承擔(dān)著鞏固脫貧成果，縮小區(qū)域差距等任務(wù)，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同、財(cái)政支持度不同的縣域的農(nóng)民增收也會(huì)存在異質(zhì)性。綜上，本文提出：

假設(shè)2：縣域發(fā)展定位、經(jīng)濟(jì)水平與財(cái)政支持力度不同對(duì)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的農(nóng)民增收效應(yīng)產(chǎn)生異質(zhì)性影響。

伴隨交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善以及市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，各地經(jīng)濟(jì)的聯(lián)動(dòng)性不斷增強(qiáng)。從縣域?qū)用婵矗捎谛姓^(qū)劃更密集，縣域之間地理距離與文化距離更為接近，因此本縣農(nóng)民的收入既受到本地相關(guān)因素的影響，又會(huì)受鄰近地區(qū)農(nóng)民收入水平的影響。而數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)借助數(shù)字技術(shù)探索實(shí)現(xiàn)新型鄉(xiāng)村建設(shè)，突破了時(shí)空限制，不僅加強(qiáng)了城鄉(xiāng)之間的融合發(fā)展，而且實(shí)現(xiàn)了跨地區(qū)的分工與合作，從而使本縣的農(nóng)民收入會(huì)同時(shí)受到本縣及其他縣域數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的影響。基于此，本文提出：

假設(shè)3：數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)通過(guò)空間溢出效應(yīng)帶動(dòng)其他縣域農(nóng)民增收。

新內(nèi)源性發(fā)展理論強(qiáng)調(diào)用社會(huì)創(chuàng)新的方式解決發(fā)展問(wèn)題。長(zhǎng)期以來(lái)，資本、勞動(dòng)力等要素都是單向的從農(nóng)村流向城市，導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)發(fā)展緩慢，培育創(chuàng)新環(huán)境，找尋農(nóng)村內(nèi)生發(fā)展新動(dòng)力就顯得尤為必要。數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)作為鄉(xiāng)村內(nèi)外部力量綜合作用的結(jié)果，不僅需要數(shù)字技術(shù)的落地提供外部支持，而且更重要的是要立足農(nóng)村實(shí)際資源稟賦，激發(fā)縣域內(nèi)生動(dòng)力，內(nèi)外聯(lián)動(dòng)實(shí)現(xiàn)縣域創(chuàng)新水平的提升，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)民穩(wěn)定增收。縣域創(chuàng)新水平突出體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的重視，縣域發(fā)展離不開(kāi)各類(lèi)人才尤其是本地人才的有力支撐，而對(duì)于知識(shí)產(chǎn)權(quán)的重視不僅能夠促進(jìn)成果轉(zhuǎn)化，還為本地人才創(chuàng)造一個(gè)優(yōu)良的創(chuàng)新環(huán)境，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新成果與人力資本的雙豐收。二是對(duì)創(chuàng)新企業(yè)的培育，縣域的發(fā)展離不開(kāi)本地企業(yè)的帶動(dòng)，與外來(lái)資本不同，本地企業(yè)對(duì)本地情況更為熟悉，創(chuàng)新能力突出的本地企業(yè)可以為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展注入活力，為農(nóng)民增收提供新動(dòng)力?；诖?，本文提出：

假設(shè)4：縣域創(chuàng)新水平在數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)與農(nóng)民增收之間起到重要的中介作用。

數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的落地離不開(kāi)人的參與，因此其建設(shè)成效自然就與當(dāng)?shù)厝肆Y本水平息息相關(guān)，人們借助數(shù)字技術(shù)實(shí)現(xiàn)跨區(qū)域交流與學(xué)習(xí)，使得人力資本的正外部性得到充分?jǐn)U散。然而，新興技術(shù)與理念的應(yīng)用對(duì)參與者的知識(shí)水平有較高的要求，在人力資本水平較高地區(qū)，人們對(duì)新生事物的接受度和現(xiàn)代信息化科學(xué)技術(shù)的應(yīng)用水平也較高，更有利于數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的推行，且相對(duì)城鎮(zhèn)而言，農(nóng)村地區(qū)受教育程度本就略為欠缺，如果縣域整體沒(méi)有較好的人力資本基礎(chǔ)，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的實(shí)施效果必定大打折扣，能否實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收也會(huì)成為未知數(shù)。基于此，本文提出：

假設(shè)5：在數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)促進(jìn)農(nóng)民增收的過(guò)程中，人力資本發(fā)揮重要的調(diào)節(jié)作用。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇

本文使用2018—2020年共1127個(gè)縣級(jí)單位的平衡面板數(shù)據(jù)，主要變量數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》；縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)自北京大學(xué)新農(nóng)村發(fā)展研究院和阿里研究院“縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)”；農(nóng)村居民人均可支配收入與戶(hù)籍人口數(shù)量來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)縣域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)；NPP/VIIRS夜間燈光數(shù)據(jù)由美國(guó)國(guó)家海洋和大氣管理局（NOAA）提供；專(zhuān)利數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局信息服務(wù)平臺(tái)；專(zhuān)精特新企業(yè)名錄數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)；平均受教育年限與文盲率數(shù)據(jù)來(lái)自第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)。本文將縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)與縣級(jí)層面的農(nóng)民收入指標(biāo)及其他變量進(jìn)行匹配，構(gòu)成本文的實(shí)證研究樣本。

（1）核心解釋變量。采用數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)作為本文核心解釋變量（szxc）。選取北京大學(xué)新農(nóng)村發(fā)展研究院聯(lián)合阿里研究院編制的《縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)（2018—2020）》，該數(shù)據(jù)涵蓋鄉(xiāng)村數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施指數(shù)（szxc01）、鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)數(shù)字化指數(shù)（szxc02）、鄉(xiāng)村治理數(shù)字化指數(shù)（szxc03）和鄉(xiāng)村生活數(shù)字化指數(shù)（szxc04）4個(gè)一級(jí)指標(biāo)共計(jì)12個(gè)二級(jí)指標(biāo)，是目前關(guān)于數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)評(píng)價(jià)中最為權(quán)威、科學(xué)與合理的指標(biāo)體系。

（2）被解釋變量。采用剔除價(jià)格因素的縣級(jí)農(nóng)村居民人均可支配收入來(lái)衡量農(nóng)民收入（income），由于統(tǒng)計(jì)年鑒中并未編制縣域?qū)用娴某青l(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，因此，采用省級(jí)層面的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，以2017年為基期對(duì)其進(jìn)行平減。

（3）中介變量。縣域創(chuàng)新水平分別從個(gè)體和企業(yè)兩個(gè)層面來(lái)衡量。個(gè)體層面采用縣域范圍內(nèi)的專(zhuān)利數(shù)據(jù)（inn）來(lái)衡量，參考陳貴富等（2022）[7]對(duì)發(fā)明專(zhuān)利、實(shí)用新型專(zhuān)利和外觀設(shè)計(jì)專(zhuān)利申請(qǐng)受理量分別按照0.5、0.3和0.2進(jìn)行加權(quán)處理后加1取對(duì)數(shù)。企業(yè)層面采用專(zhuān)精特新小企業(yè)數(shù)量（zjtx）進(jìn)行衡量，由于專(zhuān)精特新小企業(yè)是國(guó)家為進(jìn)一步激發(fā)中小企業(yè)活力和發(fā)展動(dòng)力、推動(dòng)中小企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)而設(shè)置的，其靈魂在于創(chuàng)新，因此其數(shù)量在一定程度上可以代表一個(gè)區(qū)域的創(chuàng)新水平，故采用縣域當(dāng)年新增專(zhuān)精特新小企業(yè)數(shù)量加1取對(duì)數(shù)來(lái)衡量企業(yè)層面的創(chuàng)新水平。

（4）調(diào)節(jié)變量。受限于縣域數(shù)據(jù)獲取難度，本文選取2020年第七次人口普查數(shù)據(jù)中各縣域的平均受教育年限（hum1）和文盲率（hum2）作為縣域人力資本的代理變量。

（5）控制變量。以縣域人口密度（den）控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)集聚程度；以縣域夜間燈光強(qiáng)度數(shù)據(jù)（viirs）衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；以第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重（ind）衡量地區(qū)工業(yè)發(fā)展水平；以居民儲(chǔ)蓄存款余額占GDP比重（save）控制地區(qū)資本積累水平；以年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額占GDP比重（loan）控制地區(qū)金融發(fā)展水平；以縣級(jí)普通中學(xué)生數(shù)量的對(duì)數(shù)值（mss）控制地區(qū)教育水平。

2.2 模型設(shè)定

為實(shí)證檢驗(yàn)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)村居民收入的影響，本文構(gòu)建計(jì)量模型（1）對(duì)假設(shè)1和假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn)：

其中，incomei,t表示i縣在t年的農(nóng)村居民人均可支配收入，α0為常數(shù)項(xiàng)，核心解釋變量szxci,t包括數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)及其4個(gè)分量，Contolit表示控制變量，λi和νt分別表示控制縣域和時(shí)間差異的固定效應(yīng)，εi,t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，α1為本文重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)，代表數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)村居民人均可支配收入的凈效應(yīng)。

基于理論分析，本文考慮設(shè)定空間計(jì)量模型檢驗(yàn)假設(shè)3。在式（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建空間杜賓模型：

其中，W表示空間權(quán)重矩陣，ρ為空間自相關(guān)系數(shù)，φ和η分別表示核心解釋變量和控制變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)。空間權(quán)重矩陣W選擇構(gòu)造地理-經(jīng)濟(jì)距離嵌套權(quán)重矩陣，具體構(gòu)造公式見(jiàn)式（3），pgdpi表示i縣（縣級(jí)市、旗、林區(qū)）樣本期內(nèi)人均GDP的均值，dij為縣域i與縣域j之間的距離。

為進(jìn)一步驗(yàn)證數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)村居民增收的作用機(jī)制，本文利用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)假設(shè)4。引入縣域創(chuàng)新水平為中介變量Mi,t，在式（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下模型：

為深入揭示縣域人力資本對(duì)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)影響農(nóng)民增收的作用機(jī)理，本文構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型檢驗(yàn)假設(shè)5。在式（1）基礎(chǔ)上構(gòu)建如下模型：

其中，hum代表調(diào)節(jié)變量，為縣域人力資本水平。借鑒王奇等（2021）[8]的思路，分別構(gòu)造平均受教育年限（hum1）、文盲率（hum2）與數(shù)字鄉(xiāng)村的交乘項(xiàng)。若交乘項(xiàng)系數(shù)β3顯著，表明人力資本對(duì)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)與農(nóng)民增收之間的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)村居民人均可支配收入（income）的標(biāo)準(zhǔn)差為4825，且最大值約為最小值的10倍，表明我國(guó)縣域之間農(nóng)村居民人均可支配收入存在較大差距；數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)（szxc）的標(biāo)準(zhǔn)差為10.91，最小值為17.31，最大值為94.67，表明各地?cái)?shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展水平差異較大，這種差異也體現(xiàn)在數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)不同維度的指標(biāo)中，其中鄉(xiāng)村數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施指數(shù)（szxc01）與鄉(xiāng)村治理數(shù)字化指數(shù)（szxc02）的最小值為0，更加體現(xiàn)出各地?cái)?shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展水平的參差。

3.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1匯報(bào)了數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)村居民人均可支配收入影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其中列（1）為只包含核心解釋變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正，列（2）為加入了全部的控制變量的回歸結(jié)果，結(jié)果同樣顯著為正，兩個(gè)回歸結(jié)果表明在其他條件不變的情況下，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)村居民增收有顯著的正向影響，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

列（3）至列（6）分別報(bào)告了以數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)4個(gè)分量為核心解釋變量的結(jié)果，結(jié)果顯示鄉(xiāng)村數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施指數(shù)、鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)數(shù)字化指數(shù)和鄉(xiāng)村生活數(shù)字化指數(shù)的回歸系數(shù)顯著為正，而鄉(xiāng)村治理數(shù)字化指數(shù)的系數(shù)不顯著。為探求其原因，需要對(duì)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)4個(gè)方面的內(nèi)在邏輯進(jìn)行梳理：首先，鄉(xiāng)村數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是數(shù)字鄉(xiāng)村其他維度建設(shè)的基礎(chǔ)，在國(guó)家的持續(xù)重視與脫貧的成果積累中已初具規(guī)模，因此在目前數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展處于初級(jí)階段的時(shí)期，其對(duì)農(nóng)民增收有較為顯著的影響是合理的；其次，鄉(xiāng)村生活數(shù)字化主要反映了農(nóng)村居民受到數(shù)字技術(shù)的影響導(dǎo)致的生活方式上的改變，是數(shù)字技術(shù)發(fā)展到一定階段后對(duì)農(nóng)村地區(qū)實(shí)現(xiàn)滲透而帶來(lái)的變化，此過(guò)程中農(nóng)村居民不僅能感受到數(shù)字技術(shù)帶來(lái)的便利與新穎之處，更可以逐步培養(yǎng)出與當(dāng)前網(wǎng)絡(luò)和信息技術(shù)相適應(yīng)的生活和思維方式，從而使得其具備了獲取和利用數(shù)字資源的能力；最后，鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)數(shù)字化指數(shù)中的生產(chǎn)、供應(yīng)、營(yíng)銷(xiāo)以及普惠金融指數(shù)一方面要以數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)為“土壤”，另一方面以生活數(shù)字化的改變?yōu)椤胺N子”，二者結(jié)合實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)數(shù)字化水平的提升，進(jìn)而助力實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收。因此數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的上述三個(gè)維度環(huán)環(huán)相扣，在現(xiàn)階段對(duì)農(nóng)村居民增收具有顯著的影響是合理的。

而與上述三個(gè)維度相比，鄉(xiāng)村治理數(shù)字化建設(shè)處于數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)發(fā)展較為高級(jí)的階段，需要以數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施的完善作為“硬基礎(chǔ)”，以鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)與生活數(shù)字化轉(zhuǎn)變作為“軟環(huán)境”，進(jìn)而提升農(nóng)民收入。對(duì)居民個(gè)人而言，在上述三個(gè)維度中是“使用者”，是“被動(dòng)接受”基礎(chǔ)設(shè)施的完善、經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)的便利以及生活方式的改變，要實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村治理數(shù)字化，需要居民“主動(dòng)創(chuàng)造”，需要個(gè)人充分發(fā)揮主觀能動(dòng)性，成為生產(chǎn)者、經(jīng)營(yíng)者和管理者，因此實(shí)現(xiàn)從被動(dòng)到主動(dòng)這一跨越也是數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)邁入更高級(jí)發(fā)展階段的必要準(zhǔn)備和重要前提。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文從改變解釋變量量化形式、改變估計(jì)方法和縮尾三個(gè)方面檢驗(yàn)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)村居民收入影響的穩(wěn)健性，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。第一，以數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)的自然對(duì)數(shù)重新衡量數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的發(fā)展?fàn)顩r，回歸結(jié)果見(jiàn)列（1）與列（2），結(jié)果顯示不論是否有控制變量，系數(shù)都顯著為正；第二，采用極大似然估計(jì)法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)列（3），系數(shù)顯著為正；第三，對(duì)核心解釋變量和被解釋變量在1%的水平上做縮尾處理，回歸結(jié)果見(jiàn)列（4），參數(shù)估計(jì)和顯著性均無(wú)明顯變化，因此證明本文研究結(jié)論穩(wěn)健可靠。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

3.4 內(nèi)生性討論

借鑒黃群慧等（2019）[9]的設(shè)置方法，構(gòu)造2002年各縣域固定電話數(shù)量（phone）分別與2017—2019年全國(guó).cn域名數(shù)量（cn）①數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)中心：第41次、第43次、第45次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》。和全國(guó)電子商務(wù)交易額（ect）②數(shù)據(jù)來(lái)源于商務(wù)部：《中國(guó)電子商務(wù)發(fā)展報(bào)告（2017—2019）》。的交乘項(xiàng)，作為數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)的工具變量。數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展和普及息息相關(guān)，故選擇歷史上的固定電話數(shù)量可滿足相關(guān)性要求；選擇2002年縣域固定電話數(shù)量的原因?yàn)樽?003年開(kāi)始全國(guó)移動(dòng)電話數(shù)量超過(guò)了固定電話數(shù)量[10]，因此認(rèn)為自2002年以后固定電話的相對(duì)重要性開(kāi)始下降；時(shí)間區(qū)間上選擇2017—2019年是因?yàn)樯弦荒甑娜珖?guó)域名數(shù)量和電子商務(wù)交易額可能會(huì)對(duì)下一年農(nóng)村居民收入產(chǎn)生影響，但下一年的收入無(wú)法對(duì)上一年的全國(guó)域名數(shù)量和電子商務(wù)交易額產(chǎn)生影響，如此處理可以有效避免反向因果，滿足外生性要求。

表3報(bào)告了工具變量?jī)呻A段回歸的結(jié)果，其中第一階段系數(shù)在1%的水平上顯著，且F統(tǒng)計(jì)量驗(yàn)證了所選工具變量的有效性，第二階段估計(jì)中的KP rk LM統(tǒng)計(jì)量結(jié)果顯示強(qiáng)烈拒絕不可識(shí)別的原假設(shè)，KP rk Wald F統(tǒng)計(jì)量大于16.38，表明不存在弱工具變量問(wèn)題，證明了本文工具變量選擇的有效性。兩個(gè)工具變量的估計(jì)結(jié)果均顯著為正，因此認(rèn)為數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)村居民增收作用顯著。

表3 工具變量2sls估計(jì)結(jié)果

3.5 異質(zhì)性分析

本文從發(fā)展定位、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和財(cái)政支持力度三個(gè)方面進(jìn)行異質(zhì)性分析。發(fā)展定位參考孫學(xué)濤等（2022）[11]的研究，按照是否為縣級(jí)市將樣本劃分為工業(yè)縣與農(nóng)業(yè)縣，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平按照是否高于當(dāng)年全國(guó)縣域人均GDP均值進(jìn)行劃分，財(cái)政支持力度按照是否高于當(dāng)年全國(guó)縣域政府財(cái)政支出額的均值進(jìn)行劃分。回歸結(jié)果見(jiàn)表4。列（1）與列（2）顯示核心解釋變量的系數(shù)在農(nóng)業(yè)縣樣本回歸中顯著為正，在工業(yè)縣回歸中不顯著。一個(gè)縣域內(nèi)部的非農(nóng)就業(yè)人口或工業(yè)產(chǎn)值比重達(dá)到某一標(biāo)準(zhǔn)時(shí)才可“撤縣設(shè)市”，因此以工業(yè)發(fā)展為重心的縣級(jí)市會(huì)將數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)引致的資本要素等優(yōu)先引入工業(yè)部門(mén)，這就導(dǎo)致當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)發(fā)展可能無(wú)法享受到數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)帶來(lái)的紅利，進(jìn)而無(wú)法對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生顯著的增長(zhǎng)效應(yīng)。而農(nóng)業(yè)縣以農(nóng)業(yè)發(fā)展為重心，當(dāng)面對(duì)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)這種典型的農(nóng)村偏向型政策時(shí)，農(nóng)業(yè)部門(mén)可以?xún)?yōu)先獲得更多的資本要素，進(jìn)而提升農(nóng)業(yè)發(fā)展水平，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收。

表4 異質(zhì)性分析回歸結(jié)果

列（3）和列（4）結(jié)果顯示，與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的縣域相比，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)縣域的農(nóng)民增收效果更為顯著，這與張勛等（2019）[12]得到的結(jié)論類(lèi)似，原因可能有以下兩點(diǎn)，第一，相比經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的縣域，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)縣域不論是像基礎(chǔ)設(shè)施這樣的“硬實(shí)力”還是像制度環(huán)境這樣的“軟實(shí)力”都相對(duì)薄弱，因此數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)欠發(fā)達(dá)縣域的正向邊際影響更加明顯；第二，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)民收入相對(duì)較低，因此收入的增長(zhǎng)空間較大。結(jié)合現(xiàn)實(shí)來(lái)看，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)可能對(duì)于平衡地區(qū)發(fā)展和鞏固脫貧成果有較為重要的作用。

列（5）和列（6）結(jié)果顯示，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)在政府財(cái)政支持力度較低的地區(qū)對(duì)農(nóng)民增收有顯著的正向影響，但對(duì)財(cái)政支持力度高的縣域影響不顯著。一方面，一般政府財(cái)政支出較低，則該縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)將會(huì)對(duì)其產(chǎn)生更為明顯的正向邊際效應(yīng)；另一方面，地方政府的財(cái)政支出有明顯的城市傾向和績(jī)效導(dǎo)向，對(duì)溢出性不高的農(nóng)村地區(qū)的投資偏好較弱，據(jù)此分析，政府財(cái)政支出可能存在支出結(jié)構(gòu)不合理、運(yùn)用效率低下等問(wèn)題，而數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)可以改善這一問(wèn)題，提升農(nóng)村地區(qū)財(cái)政支出效用，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民增收。

4 進(jìn)一步討論與分析

4.1 空間效應(yīng)分析

4.1.1 空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

探討數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)與農(nóng)民增收之間是否存在空間聯(lián)系與影響，先要通過(guò)計(jì)算空間自相關(guān)指數(shù)對(duì)二者的空間相關(guān)性及相關(guān)程度進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。表5結(jié)果顯示,數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)水平和農(nóng)民收入水平的Moran’s I在樣本期內(nèi)均為正，說(shuō)明縣域之間的數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)與農(nóng)民收入之間存在著分類(lèi)聚集的現(xiàn)象，適合使用空間計(jì)量模型進(jìn)行分析。

表5 數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)水平、農(nóng)民收入Moran’s I

4.1.2 空間溢出效應(yīng)

進(jìn)一步采用LM檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)對(duì)模型具體形式進(jìn)行判別，最終選擇個(gè)體固定效應(yīng)的空間杜賓模型進(jìn)行估計(jì)。從表6的回歸結(jié)果看，系數(shù)ρ在1%的水平下顯著為正，表明某一縣域的農(nóng)民收入水平的變動(dòng)會(huì)影響周邊地區(qū)的農(nóng)民收入水平。數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為正，表明提升數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)水平會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)民增收，同時(shí)交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)也在1%的水平下顯著，表明鄰近縣域的數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)很大程度上會(huì)促進(jìn)本地的農(nóng)民增收。與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，空間面板模型的估計(jì)系數(shù)要小于傳統(tǒng)面板模型的估計(jì)系數(shù)，且控制變量的系數(shù)符號(hào)基本一致，表明數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)促進(jìn)農(nóng)民增收的空間效應(yīng)顯著，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表6 空間計(jì)量模型回歸結(jié)果

由于表6中的交互項(xiàng)系數(shù)并不能直接做偏效應(yīng)解釋?zhuān)虼吮疚慕梃bLesage和Pace（2009）[13]求偏導(dǎo)數(shù)的方法，分解出某一縣域數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)該縣域本身農(nóng)民收入的直接影響、對(duì)鄰近縣域的間接效應(yīng)（溢出效應(yīng)）以及二者的總效應(yīng)。表7結(jié)果顯示，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)不僅對(duì)本地農(nóng)民增收有顯著的正向直接效應(yīng)，而且對(duì)鄰近縣域的農(nóng)民增收也存在顯著的正向溢出效應(yīng)，且溢出效應(yīng)要明顯大于直接效應(yīng)，這表明隨著本地?cái)?shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)水平的提升，鄰近地區(qū)的農(nóng)民收入也能夠顯著提高。

表7 數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)民增收效應(yīng)的分解結(jié)果

4.2 縣域創(chuàng)新水平的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

下頁(yè)表8匯報(bào)了縣域創(chuàng)新水平在數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)與農(nóng)民增收之間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，列（1）的結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，列（2）與列（4）是數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)代表縣域創(chuàng)新水平的兩個(gè)不同指標(biāo)的影響結(jié)果，列（3）和列（5）同時(shí)考察了數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)與縣域創(chuàng)新水平對(duì)農(nóng)民收入的影響，從系數(shù)可知，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)于縣域創(chuàng)新水平有顯著的正向影響，將縣域創(chuàng)新水平作為中介變量加入回歸之后，數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)民增收仍然有顯著的正向影響，結(jié)合列（2）與列（4）的系數(shù)結(jié)果，可以認(rèn)為代表區(qū)域創(chuàng)新水平的專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)與專(zhuān)精特新企業(yè)數(shù)在數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)與農(nóng)村居民可支配收入之間存在部分中介效應(yīng)，且兩個(gè)指標(biāo)中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為10.49%和5.91%，因此認(rèn)為數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)通過(guò)提升縣域創(chuàng)新水平進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民增收，假設(shè)4得證。

表8 中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果

4.3 縣域人力資本水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

表8列（7）、列（8）分別匯報(bào)了人力資本調(diào)節(jié)作用的估計(jì)結(jié)果。由于本文選擇的人力資本代理變量來(lái)源于2020年人口普查數(shù)據(jù)，即截面數(shù)據(jù)，其單獨(dú)回歸結(jié)果會(huì)被縣域固定效應(yīng)吸收，故hum的系數(shù)默認(rèn)為0。數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)與平均受教育年限（hum1）的交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)在10%的水平下顯著為正，且與數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)回歸系數(shù)符號(hào)一致，表明數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)民增收的影響會(huì)隨當(dāng)?shù)仄骄芙逃降奶嵘黾?，反之，地區(qū)文盲率（hum2）與數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)在10%的水平下顯著為負(fù)，與主回歸系數(shù)的符號(hào)相反，表明較高的文盲率會(huì)抑制數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)。同時(shí)，核心解釋變量的回歸系數(shù)均大于主回歸系數(shù)，兩個(gè)指標(biāo)的回歸結(jié)果均表明人力資本在數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的過(guò)程中起到重要的調(diào)節(jié)作用，假設(shè)5得到驗(yàn)證。

5 結(jié)論

本文選取2018—2020年1127個(gè)縣域的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建回歸模型考察數(shù)字鄉(xiāng)村賦能農(nóng)居增收的空間效應(yīng)與作用機(jī)制。最終得到如下結(jié)論：

（1）數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的農(nóng)民增收效應(yīng)顯著，且在目前階段，數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施、鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)數(shù)字化與鄉(xiāng)村生活數(shù)字化對(duì)農(nóng)民增收的作用更為顯著，屬于數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)更高層級(jí)鄉(xiāng)村治理數(shù)字化對(duì)農(nóng)民增收的作用尚未顯現(xiàn)出來(lái)。（2）數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的農(nóng)民增收效應(yīng)存在異質(zhì)性，即在農(nóng)業(yè)縣、經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)以及財(cái)政支持力度較弱的縣域促進(jìn)作用更為明顯。（3）縣域數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)民增收的影響具有空間溢出效應(yīng)，且溢出效應(yīng)要明顯大于直接效應(yīng)，表明本地?cái)?shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)可以顯著提升鄰近地區(qū)的農(nóng)民收入。（4）數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)民增收的影響通過(guò)提升縣域創(chuàng)新水平和人力資本水平兩條路徑進(jìn)行傳導(dǎo)，不僅可以通過(guò)激發(fā)縣域內(nèi)生動(dòng)力，提升縣域創(chuàng)新水平實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收，還受縣域人力資本水平的高低的影響，人力資本水平高的縣域可以更好地推進(jìn)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對(duì)農(nóng)民增收的提升。