龔新蜀，李丹怡，劉越

（石河子大學經濟與管理學院，新疆 石河子 832000）

0 引言

數字經濟作為一種全新的經濟社會發(fā)展形態(tài)，已成為拉動我國經濟高質量發(fā)展的重要引擎，同時也為農業(yè)農村實現跨越式發(fā)展帶來了新機遇。在此背景下，數字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略應運而生，其內涵涉及農業(yè)農村農民現代化發(fā)展的各個方面，目的在于引導數字技術應用于傳統(tǒng)農業(yè)，推動農業(yè)生產模式、經營模式與鄉(xiāng)村治理模式的數字化轉變。數字鄉(xiāng)村建設是信息賦能鄉(xiāng)村振興的重要戰(zhàn)略布局，也是新時代背景下解決“三農”問題的破局之策，對于實現全體人民共同富裕這一目標具有歷史性意義。

已有文獻針對共同富裕的研究主要集中在兩個方面：一是關于共同富裕內涵的辨析。劉培林等（2021）[1]、胡鞍鋼和周紹杰（2022）[2]提出，共同富裕的基本內涵包括全體人民共創(chuàng)財富、共建共助、共享發(fā)展成果。在此基礎上，學者們構建多維指標體系，為測度共同富裕發(fā)展水平提供衡量標準[1,3]。二是關于共同富裕實現路徑的探討。范從來和謝超峰（2018）[4]證明了益貧式經濟增長可促進共同富裕。唐任伍和李楚翹（2022）[5]進一步詮釋了三次分配在縮小收入差距、鞏固分配結果、實現共同富裕中的調整作用。還有學者認為健全基本公共服務體系和振興鄉(xiāng)村產業(yè)均能促進共同富裕[6,7]。而數字鄉(xiāng)村戰(zhàn)略由于提出時間較短，因此相關研究較少。數字鄉(xiāng)村內涵方面，王勝等（2021）[8]指出數字鄉(xiāng)村建設得益于數字經濟的快速發(fā)展，以現代信息網絡為載體，以現代信息技術為推動力，核心是為鄉(xiāng)村數字賦能，具有重構鄉(xiāng)村經濟社會發(fā)展模式的作用。數字鄉(xiāng)村目標導向方面，溫濤和陳一明（2020）[9]認為數字鄉(xiāng)村建設旨在推動農業(yè)升級、農村進步、農民發(fā)展，為鄉(xiāng)村振興注入新動力。進一步研究發(fā)現，數字鄉(xiāng)村建設可以打破城鄉(xiāng)分化狀態(tài)，加速城鄉(xiāng)間要素流動從而彌合數字鴻溝，切實提高農民收入和消費水平[10]。數字鄉(xiāng)村發(fā)展水平方面，崔凱和馮獻（2020）[11]遵循投入產出分析框架，從數字環(huán)境、數字投入、數字效益、數字服務方面構建鄉(xiāng)村數字經濟評價指標體系?；蛘咭氚l(fā)展就緒度概念，構建了包括宏觀環(huán)境、基礎設施、信息環(huán)境、政務環(huán)境、應用環(huán)境在內的綜合評價模型[12]。目前國內僅有少量學者研究數字鄉(xiāng)村建設對共同富裕的影響。曹婕等（2021）[13]認為，數字鄉(xiāng)村建設通過發(fā)揮不同效應間的協(xié)同作用，推動農業(yè)農村數字化發(fā)展，進而促進共同富裕提質增效。夏杰長和劉誠（2021）[14]研究發(fā)現，農村數字經濟建設可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，提高政府服務能力，支撐共同富裕目標的實現?；诖?，本文采用省級面板數據，構建數字鄉(xiāng)村建設影響共同富裕的分析框架，并檢驗數字鄉(xiāng)村建設作用于農業(yè)現代化發(fā)展、農村居民收入增加、農村居民數字素養(yǎng)提高，進而賦能共同富裕這一機制的存在性。

1 理論分析與研究假設

實現共同富裕的前提是物質財富極大豐富和社會生產能力極大發(fā)展，重要抓手是持續(xù)縮小貧富差距，合理配置資源，以滿足人民群眾對美好生活的需要。一方面，數字鄉(xiāng)村建設助力農村經濟包容式發(fā)展。數字技術在鄉(xiāng)村的大規(guī)模應用為經濟發(fā)展帶來資金流、信息流、技術流的高效流動，有效加深了數字經濟與鄉(xiāng)村產業(yè)的融合，推動了農業(yè)智能化發(fā)展，帶動了鄉(xiāng)村生活的信息化、數字化轉變，緩解了農村內生發(fā)展動力不足的困境，為鄉(xiāng)村形成健康、包容的經濟發(fā)展模式提供可能。同時，數字鄉(xiāng)村建設能夠通過完善數字基礎設施、提高數字化治理能力、引進數字化人才等方式有效縮小城鄉(xiāng)、區(qū)域間的差距，促進共同富裕。另一方面，數字鄉(xiāng)村建設為滿足人民群眾美好生活需要提供技術支持。進入數字時代，數字商品使用價值的排他性大大降低，并通過數字平臺的使用打破了時間和空間的限制，使農村居民能夠平等地消費和共享數字化商品，精神生活日益富足，實現在更高水平上的供需對接，以更好地滿足人民群眾日益增長的美好生活需要與更好地推進人的全面發(fā)展[15]。總之，我國實施“數字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略”是持續(xù)鞏固提升網絡幫扶成效的重要舉措，是加快農業(yè)農村現代化進程的迫切需要，也是實現全體人民共同富裕目標的必然選擇。據此，本文提出假設1：

假設1：數字鄉(xiāng)村建設能夠促進共同富裕。

數字技術的發(fā)展和應用貫穿于數字鄉(xiāng)村建設始終，并通過不斷豐富數字化應用場景幫助農民靈活制定生產、銷售計劃，培育農村新業(yè)態(tài)，激發(fā)農村居民勞動致富、創(chuàng)新致富、創(chuàng)業(yè)致富的積極性。農業(yè)生產方面，智慧農業(yè)賦能作業(yè)環(huán)節(jié)全過程的“智能化”轉變、監(jiān)測環(huán)節(jié)數據的廣泛收集、管理環(huán)節(jié)數據庫的建立和完善，帶動傳統(tǒng)農業(yè)全產業(yè)鏈改造升級，從根本上提高我國農業(yè)現代化水平。農產品銷售方面，線上平臺將農戶、批發(fā)商、經銷商、消費者等主體連接起來，實現供需信息高效準確匹配，提高農產品消費市場的信息透明度，降低搜尋成本，提升農產品溢價。鄉(xiāng)村產業(yè)培育方面，數據、信息技術、數字化人力資源和管理要素投入鄉(xiāng)村第一、二、三產業(yè)中，通過對傳統(tǒng)要素重組、改造與替代，提高資源配置效率并加快產業(yè)融合，催生出云農場、創(chuàng)意農業(yè)、農村電子商務等新模式、新業(yè)態(tài)、新產業(yè)，使農民分享到更多的產業(yè)增值收益。據此，本文提出假設2：

假設2：數字鄉(xiāng)村建設通過提升農業(yè)現代化水平促進共同富裕。

除地理位置外，地方保護也是造成部分農村發(fā)展落后的重要原因。電商平臺的興起激活了農村生產要素，并將老少邊窮地區(qū)納入全國統(tǒng)一大市場中，促進區(qū)域均衡發(fā)展。首先，依托于行政村互聯(lián)網的全覆蓋，農民可隨時獲取農業(yè)技術、農產品市場需求等重要信息，增強農產品市場競爭力，滿足多元化消費需求，增加農業(yè)經營性收入。同時，新銷售模式的出現，推動農產品上行、消費品下鄉(xiāng)，加速城鄉(xiāng)間要素、商品流動，實現城鄉(xiāng)融合發(fā)展。在此基礎上，吸引年輕人返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，新崗位不斷涌現，有效增加了農民的非農收入。其次，在數字時代，農村地區(qū)的綠水、青山、鄉(xiāng)土文化被賦予新的經濟價值。特色小鎮(zhèn)、民宿等新產業(yè)發(fā)展為農民增收提供新機遇。最后，在數字鄉(xiāng)村建設過程中，不斷完善的農村金融服務體系通過積累農民金融數據，使資金以較低成本實現供需匹配，提高了小農戶獲得銀行信貸的機會，促進農民更好地開展生產生活活動[16]。據此，本文提出假設3：

假設3：數字鄉(xiāng)村建設通過增加農村居民收入促進共同富裕。

農村是數字基礎設施建設的洼地，長期以來大多數農民無法有效利用數字化信息設備廣泛獲取和利用信息?，F如今，通過數字鄉(xiāng)村建設，農村各領域數字化發(fā)展水平不斷提高，農村居民對數字化應用場景的適應能力不斷增強，并逐漸意識到智能終端設備的便利性，有助于破解信息獲取的“最后一公里難題”。一方面，從農民作為數據信息的需求者角度看，數字鄉(xiāng)村建設憑借數字技術進一步改善了信息不對稱狀況，為農民多渠道學習技術、知悉市場信息、了解政策內容搭建平臺，有助于提高農民數字素養(yǎng)，彌合城鄉(xiāng)數字鴻溝。同時，農民個體人力資本的提高具有較強的“頭雁效應”和“羊群效應”，能降低因“技術索權”而不能享有數字紅利的村民比例，也為在鄉(xiāng)村建立起具有較高數字素養(yǎng)的“新型職業(yè)農民”隊伍提供有力支撐。另一方面，從農民作為數據信息的供給者角度看，農民對數字化應用終端使用的廣度和深度越大，也就越傾向于支持農村數據的收集與積累，從而為數字鄉(xiāng)村建設提供數據保障。此外，農民還可以利用網絡平臺參與鄉(xiāng)村基層治理工作，更好地促進農民共創(chuàng)、共建、共助、共享幸福生活。當然，鄉(xiāng)村生產生活的數字化轉變又能反向促進農民數字素養(yǎng)的提升。據此，本文提出假設4：

假設4:數字鄉(xiāng)村建設通過提高農村居民數字素養(yǎng)促進共同富裕。

2 研究設計

2.1 模型構建

本文建立數字鄉(xiāng)村建設對共同富裕的影響機制實證模型如下：

其中，CWIit為i省份在t時期的共同富裕綜合指數,DCIit為i省份在t時期的數字鄉(xiāng)村建設水平，ΣControl為一系列控制變量，μi和δt分別表示個體和時間固定效應量，εit為隨機擾動項。

為進一步檢驗數字鄉(xiāng)村建設促進共同富?？赡艽嬖诘淖饔脵C制，在模型（1）的基礎上，構建中介效應檢驗模型如下：

其中，Mit代表中介變量，包括農業(yè)現代化水平（RAM）、農村居民收入（lnRDI）、農村居民數字素養(yǎng)（RDL），其余變量含義與式（1）相同。若式（2）、式（3）中β1、γ2至少有一個不顯著，則需要進行Bootstrap檢驗；若β1、γ2均顯著而γ1不顯著，則存在完全中介效應。

2.2 數據來源

本文選取2011—2020年我國30個省份（不含西藏和港澳臺）的面板數據作為研究樣本，考察數字鄉(xiāng)村建設影響共同富裕的作用效果。數據主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國社會統(tǒng)計年鑒》，以及北京大學數字金融研究中心官方網站、EPS數據庫、各省份統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報等。價格類數據均以2011年為基期，采用居民消費價格指數進行平減處理，對非比值數據進行取對數處理，對評級指標數據做無量綱化處理，缺失值采用插值法補齊。

2.3 變量說明

2.3.1 被解釋變量

共同富裕綜合指數（CWI）。共同富裕評價指標體系構建既要符合新時代背景下人民主體共創(chuàng)、共建、共助、共享的內涵特征，又要體現多層次、多元化的美好生活需要。基于此，結合既有研究[4,5]，從人民性、共享性、發(fā)展性和可持續(xù)性四個維度構建共同富裕評價指標體系（見表1），并運用熵值法計算各省份共同富裕綜合指數。

表1 共同富裕評價指標體系

以2011年和2020年各省份共同富裕綜合指數為例，由圖1可知，我國共同富裕水平存在明顯差異，東部地區(qū)最高，中部地區(qū)次之。且2020年大部分省份共同富裕綜合指數較2011年有所提升，西部地區(qū)提升幅度最大。

圖1 2011年和2020年各省份共同富裕綜合指數測度結果

2.3.2 解釋變量

數字鄉(xiāng)村建設水平（DCI）。借鑒張鴻等（2020）[12]、李本慶等（2022）[17]的做法，構建數字鄉(xiāng)村建設水平評價指標體系（見表2），并運用熵值法計算數字鄉(xiāng)村建設水平。

表2 數字鄉(xiāng)村建設水平評價指標體系

2.3.3 控制變量

參考相關研究，本文選取的控制變量有：（1）財政支持力度（lnfs），采用地方財政人均公共預算支出衡量，并進行取對數處理；（2）城市化水平（ur），采用城鎮(zhèn)化率衡量；（3）市場化水平（mar），采用王小魯和樊綱編制的《中國分省份市場化指數報告》中的數據，并使用歷史平均法補齊缺失值；（4）經濟發(fā)展水平（ed），采用區(qū)域GDP增長率衡量。

2.3.4 中介變量

借鑒齊文浩等（2021）[18]研究，選取各地區(qū)農業(yè)機械總動力衡量農業(yè)現代化水平（RAM）；選取農村居民人均可支配收入的對數衡量農村居民收入（lnRDI）；數字素養(yǎng)是指在數字時代，居民能夠通過數字設備獲取、整合、理解、傳播與使用數字信息的能力，在現階段接受過初中教育的人群已具備較強學習和接受新鮮事物的能力，能夠很好適應數字化應用場景，因而本文選取農村初中教育程度人數占6歲以上人口的比重作為農村居民數字素養(yǎng)（RDL）的代理變量。

3 實證結果分析

3.1 基準回歸

采用雙固定效應模型檢驗數字鄉(xiāng)村建設對共同富裕的作用效果，回歸結果見表3。其中，列（1）為單變量回歸結果，列（2）至列（5）中逐漸控制了其他影響因素?？梢钥闯?，核心解釋變量的回歸系數顯著為正，說明各省份大力開展數字鄉(xiāng)村建設能夠促進城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展，加快共同富裕進程。此外，考慮到數字鄉(xiāng)村建設的共富效應可能存在較強的時滯性，故在列（6）中將滯后一期的數字鄉(xiāng)村建設水平（L.DCI）作為核心解釋變量進行回歸，回歸系數在1%的水平上顯著為正。以上結論驗證了假設1。

表3 數字鄉(xiāng)村建設影響共同富裕的估計結果

就控制變量而言，城市化水平、市場化水平與共同富裕之間具有正相關關系，說明地區(qū)城鎮(zhèn)化建設和市場化改革對共同富裕水平的提高具有顯著促進作用。而經濟發(fā)展水平和財政支持力度則對共同富裕的影響為負?？赡艿脑蚴牵阂环矫嫖覈L期以來實施投資驅動型經濟發(fā)展模式，雖迅速積累了社會財富，但也造成地區(qū)、城鄉(xiāng)間貧富差距不斷擴大等問題，阻礙了共同富裕目標的實現。另一方面，政府作為共同富裕制度的設計者和推進者，其職責在于協(xié)調“先富”與“后富”間的矛盾。但從目前來看，“包省建設”“對口支援”等政策雖縮小了地區(qū)、城鄉(xiāng)間的絕對差距，但相對差距卻在逐漸擴大[19]。同時，在財政支農政策執(zhí)行過程中，配套資金落實不到位、資金使用重投入輕管理、資金閑置、違規(guī)套取等問題層出不窮，嚴重影響了財政資金的支農效果。另外，個別地方政府所制定的共富政策僅停留在宣傳層面，未能貫徹實施，也使得財政資金的共富效率和效果不夠理想。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

3.2.1 剔除極端值影響

由數據特征可知，共同富裕綜合指數的分布并不遵循正態(tài)特征，極端值的存在可能會對回歸結果產生一定的影響，因此本文對被解釋變量進行縮尾處理，以糾正極端值可能帶來的回歸偏誤，結果如表4列（1）所示。

表4 穩(wěn)健性和內生性檢驗結果

3.2.2 替換被解釋變量

借鑒劉儒和張藝偉（2022）[20]測度地區(qū)共同富裕指數的方法，本文使用區(qū)域城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比（農村=1）的倒數作為參照值，構建共同富裕綜合指數替代變量：

其中，yit為i省份t時期城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比，yˉt為t時期全國城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比（農村=1）的均值。i省份城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比偏離均值越大，指數越小，共同富裕綜合指數替代變量（XCWI）也越小?；貧w結果見表4列（2）。

3.2.3 內生性分析

從理論邏輯分析可知，可能存在兩個方面的內生性問題。一是反向因果，即隨著各地農村居民收入增加、多元化消費需求出現、人民主體意識增強，會對數字鄉(xiāng)村建設提出新要求，產生正向反饋效應。二是遺漏變量，數字鄉(xiāng)村建設和共同富?？赡芡瑫r會受到某些不可觀測因素的影響。以上兩種情況均會導致有偏估計。

對此，本文采用工具變量法（2SLS）和動態(tài)面板模型（差分GMM）對基準回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗，嘗試解決內生性問題。借鑒趙濤等（2020）[21]方法，采用各省份1984年農村裝用電話機數作為數字鄉(xiāng)村建設水平的工具變量。一方面，歷史上農村裝用電話機數多的地區(qū)很大可能數字基礎設施比較完善，因此當地居民具備良好的使用習慣和較高的技術水平，會影響后續(xù)數字技術的普及和應用，滿足內生性要求；另一方面，裝用電話機等傳統(tǒng)通信工具的使用頻率會隨著經濟發(fā)展而逐漸下降，滿足工具變量的外生性要求。同時，為使工具變量適用于固定效應模型，構建各省份1984年農村裝用電話機數與樣本對應上一年度農村寬帶接入用戶數的交互項作為該年數字鄉(xiāng)村建設水平的工具變量。此外，鑒于數字鄉(xiāng)村建設存在滯后效應，本文又將滯后一期的數字鄉(xiāng)村建設水平作為工具變量，回歸結果見表4列（3），其中工具變量通過了不可識別檢驗和過度識別檢驗,說明所選變量較為合理。表4列（4）為動態(tài)面板模型的估計結果?？傮w來看，數字鄉(xiāng)村建設水平的回歸系數仍然顯著為正，進一步驗證了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

3.3 異質性分析

由于地區(qū)經濟發(fā)展水平存在顯著差異，數字鄉(xiāng)村建設水平也會隨地區(qū)不同而存在一定的異質性，因此本文將我國30個省份劃分為東、中、西部地區(qū)，同時還按照糧食產銷情況，劃分為糧食主產區(qū)、糧食主銷區(qū)和糧食產銷平衡區(qū)三類，來詳細考察數字鄉(xiāng)村建設的賦能效果[22]。

3.3.1 對東、中、西部地區(qū)的影響

由表5中列（1）至列（3）可知，在中西部地區(qū)，數字鄉(xiāng)村建設水平的回歸系數顯著為正，而在東部地區(qū)回歸系數為正但不顯著。原因可能是，根據邊際效用遞減規(guī)律，東部地區(qū)經濟發(fā)達，農業(yè)農村現代化水平較高，因此數字鄉(xiāng)村建設為農業(yè)生產、農民富裕、農村發(fā)展所帶來的邊際效用較小。中西部地區(qū)區(qū)域間、城鄉(xiāng)間以及農村內部之間經濟發(fā)展差距較大，且長期以來受地理位置、倉儲物流、生態(tài)環(huán)境等條件限制，未能充分融入全國統(tǒng)一大市場中，使農產品無法上行，消費品無法下鄉(xiāng)，制約著農村居民增收和生活水平提高。而數字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略的大力實施和數字技術的廣泛應用有助于中西部地區(qū)突破時空限制、打破信息壁壘、彌合數字鴻溝，提高農業(yè)科技含量、改善農民生活質量、賦能農村現代化發(fā)展，進而讓更多農民分享數字紅利，促進區(qū)域共同富裕水平的提高。

表5 數字鄉(xiāng)村建設促進共同富裕的區(qū)域異質性檢驗結果

3.3.2 對糧食主產區(qū)、主銷區(qū)、產銷平衡區(qū)的影響

由表5列（4）至列（6）可知，數字鄉(xiāng)村建設對糧食主產區(qū)、主銷區(qū)、產銷平衡區(qū)的共同富裕水平提升均有正向促進作用，但對糧食主銷區(qū)的作用效果不顯著。原因可能是，數字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略以深化農業(yè)農村現代化改革為重要抓手，以提高鄉(xiāng)村特色農業(yè)競爭力、推動農村三次產業(yè)融合發(fā)展、增加農戶經濟效益為重要內容，因此該戰(zhàn)略的實施能夠充分調動糧食主產區(qū)和產銷平衡區(qū)的農業(yè)生產積極性，發(fā)揮資源稟賦優(yōu)勢，并通過信息技術“虹吸效應”賦能糧食增產、農民增收和區(qū)域協(xié)調發(fā)展。

3.4 機制分析

根據前文分析可知，數字鄉(xiāng)村建設將通過提升農業(yè)現代化水平、增加農村居民收入、提高農村居民數字素養(yǎng)影響共同富裕。為此，本文采用中介效應模型對作用機制進行檢驗，結果如表6所示。

表6 機制檢驗結果

表6估計結果顯示，農村居民數字素養(yǎng)的直接效應和間接效應回歸系數均為正，且分別通過5%和10%水平的顯著性檢驗，說明農村居民數字素養(yǎng)存在完全中介效應。而數字鄉(xiāng)村建設對農業(yè)現代化的回歸系數雖為正但不顯著。進一步檢驗發(fā)現，農業(yè)現代化和農村居民收入的中介效應顯著，且間接效應在總效應中的占比分別為12.16%和16.30%，即數字鄉(xiāng)村建設可通過提升農業(yè)現代化水平、增加農村居民收入以及提高農村居民數字素養(yǎng)促進共同富裕目標的實現。該結論表明假設2至假設4成立。

4 結論與建議

本文基于2011—2020年中國30個省份的省級面板數據，在測算各省份共同富裕綜合指數的基礎上，運用雙固定效應模型、中介效應模型探討了數字鄉(xiāng)村建設對共同富裕的影響及作用機制。主要結論如下：（1）數字鄉(xiāng)村建設顯著提高了共同富裕水平，已成為推動農業(yè)農村現代化發(fā)展的重要力量。通過剔除極端值、替換被解釋變量等方式進行穩(wěn)健性檢驗后，該結論依然成立。在區(qū)域異質性方面，中西部地區(qū)享受到的數字鄉(xiāng)村建設紅利比東部地區(qū)更大；數字鄉(xiāng)村建設的共富效應對糧食主產區(qū)、產銷平衡區(qū)的影響大于糧食主銷區(qū)。（2）農業(yè)現代化水平提升、農村居民收入增加、農村居民數字素養(yǎng)提高是數字鄉(xiāng)村建設賦能共同富裕的重要機制。

根據上述結論，本文提出如下建議：（1）分類指導，制定更精確的實施方案。在糧食主產區(qū)和產銷平衡區(qū)，數字鄉(xiāng)村建設應注重進一步提升農業(yè)生產智能化水平，提高農產品質量，并依托電商平臺精準對接市場需求，實現農產品溢價和農民增收。在糧食主銷區(qū)，要落實好數字鄉(xiāng)村建設的試點工作，發(fā)揮好示范效應。（2）補足短板，加快數字基礎設施建設。以“寬帶中國”戰(zhàn)略和光纖進村計劃為載體，以鄉(xiāng)村基礎設施數字化轉型為抓手，增強農村地區(qū)外部資源接入和引導能力。同時，建立健全“三農”數據資源采集體系，為數字鄉(xiāng)村建設提供數據支撐。（3）突出重點，加強“新型職業(yè)農民”培訓和專業(yè)技術人才引進。強化農民數字意識，發(fā)揮專業(yè)合作社在指導農民使用智能終端設備開展生產生活方面的優(yōu)勢，彌合數字鴻溝，鞏固提高農民數字素養(yǎng)。此外，還要引進、培養(yǎng)一批信息技術人才，致力于解決農業(yè)農村現代化、數字化轉型中的重難點問題。（4）協(xié)同聯(lián)動，促進鄉(xiāng)村治理體系和治理能力現代化。完善市場主導與政府統(tǒng)籌協(xié)調的雙輪驅動機制，為推進區(qū)域均衡發(fā)展、人的全面進步營造良好氛圍。