摘要：數(shù)字經(jīng)濟逐漸成為經(jīng)濟發(fā)展新動能，對農(nóng)民增收產(chǎn)生重大影響。文章基于2011—2022年中國283個城市面板數(shù)據(jù)，構建雙向固定效應模型和中介效應模型，探究數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的增收效應及其背后機制，并深入考察數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的異質(zhì)性影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能夠顯著提高農(nóng)民收入，影響效應為1.5550，在更換解釋變量衡量方式、縮尾處理等穩(wěn)健性檢驗后仍成立，進一步研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對林業(yè)收入的影響效應為0.0122，即數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提高1個單位，農(nóng)民林業(yè)收入就會增加0.0122萬元。（2）創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡是數(shù)字經(jīng)濟提升農(nóng)民收入的重要機制，由Sobel檢驗可知兩者的中介效應占比分別為28.93%和35.45%。（3）數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的增收效應存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提高1個單位，東部、中部和西部地區(qū)農(nóng)民收入將分別增加3.2952萬元、3.3059萬元和1.5870萬元。此外，數(shù)字經(jīng)濟的增收效應隨農(nóng)民收入水平的提高而遞增，位于0.90分位點上的影響系數(shù)為6.3648。文章基于AMO理論剖析數(shù)字經(jīng)濟如何影響農(nóng)民收入，并從社會網(wǎng)絡視角分析數(shù)字經(jīng)濟的增收效應，提供了新的分析視角；同時依據(jù)農(nóng)民的不同收入水平，對數(shù)字經(jīng)濟的增收效應進行異質(zhì)性分析，為制定差異化政策提供了經(jīng)驗依據(jù)?；谘芯拷Y論，提出深度融合數(shù)字經(jīng)濟和農(nóng)村發(fā)展、強化數(shù)字經(jīng)濟在創(chuàng)業(yè)活躍度上的提升作用等政策啟示。

關鍵詞：數(shù)字經(jīng)濟；農(nóng)民收入；創(chuàng)業(yè)活躍度；社會網(wǎng)絡

中圖分類號：F323.8； F49文獻標識碼：A文章編號：1673-338X（2024）6-083-14

基金項目：杭州市哲學社會科學規(guī)劃課題成果“共同富裕背景下數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展影響農(nóng)民收入的機制、效應與政策研究”（Z22JC089）。

Research on the impact of digital economy development on farmers’ income

ZHOU Yingqi， HU Yong

（Zhejiang Gongshang University， Hangzhou 310018）

Abstract：Digital economy is gradually becoming a new driving force for economic development， which has a significant impact on increasing farmers’ income. Based on panel data from 283 cities in China from 2011 to 2022， this paper constructed a two-way fixed effect model and a mediating effect model to explore the income increasing effect and underlying mechanism of digital economy on farmers’ income， and deeply examined the heterogeneous impact of digital economy on farmers’ income. The research found that：（1）The development of digital economy could significantly increase farmers’ income， with an impact effect of 1.5550. After conducting robustness tests such as changing explanatory variable measurement methods and tail reduction， the effect of digital economy on forestry income was still valid. Further research found that the impact effect of the level of digital economy development on forestry income was 0.0122， which meant that for every unit increase in the level of digital economy development， farmers’ forestry income would increase by 122 yuan.（2）Entrepreneurial activity and social networks were important mechanisms for digital economy to increase farmers’ income. According to Sobel’s test， the mediating effects of the two were 28.93% and 35.45%， respectively.（3）There was significant regional heterogeneity in the income increasing effect of digital economy on farmers. For every unit increase in the level of digital economy development， farmers’ income in the eastern， central and western regions would increase by 32952， 33059 and 15870 yuan， respectively. In addition， the income increasing effect of digital economy increased with the improvement of farmers’ income level， with an impact coefficient of 6.3648 at the 0.90 percentile. This paper analyzed how digital economy affected farmers’ income based on AMO theory， and analyzed the income increasing effect of digital economy from the perspective of social networks， provided a new analytical per‐spective. At the same time， based on farmers’ different income levels， heterogeneity analysis of the income increasing effect of digital economy provided empirical basis for formulating differentiated policies. Based on the research findings， some policy implications such as deepening integration of digital economy and rural development， and strengthening the role of digital economy in enhancing entre‐preneurial activity were proposed.

Keywords：digital economy；farmers’ income；entrepreneurial activity；social networks

1引言

改革開放以來，中國農(nóng)村經(jīng)濟得到了快速發(fā)展，農(nóng)民收入呈上升趨勢，但由于工業(yè)化發(fā)展、農(nóng)村勞動力過剩等原因，農(nóng)民收入增速趨緩。黨的二十大報告中指出：“全面建設社會主義現(xiàn)代化國家，最艱巨最繁重的任務仍在農(nóng)村?！?023年，農(nóng)村居民人均可支配收入達到21691元，城鄉(xiāng)收入比縮小到2.39∶1，但相較于發(fā)達國家，城鄉(xiāng)居民收入差距依然顯著。2013—2022年，我國農(nóng)村居民人均可支配收入增速呈下降趨勢，除了在2021年有所回升，2020年僅增長3.8%①。由此可見，鞏固農(nóng)民增收勢頭面臨不少困難和挑戰(zhàn)。2024年《中共中央國務院關于學習運用“千村示范、萬村整治”工程經(jīng)驗有力有效推進鄉(xiāng)村全面振興的意見》把強化農(nóng)民增收舉措擺在突出位置，提出實施農(nóng)民增收促進行動，目的就是鞏固農(nóng)民持續(xù)增收勢頭，促進共同富裕。這說明助力農(nóng)民增收是有效落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、加快實現(xiàn)共同富裕的必然要求。

當前中國經(jīng)濟已進入高質(zhì)量發(fā)展階段，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展通過促進全要素生產(chǎn)率的提升，一定程度上提高了勞動力收入。《數(shù)字中國發(fā)展報告（2022年）》顯示，2022年我國數(shù)字經(jīng)濟規(guī)模達50.2萬億元，同比名義增長10.3%，占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重提升至41.5%。2018年《中共中央國務院關于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》中首次提出“實施數(shù)字鄉(xiāng)村戰(zhàn)略”。2019年《數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略綱要》中提出：到2020年，數(shù)字鄉(xiāng)村建設取得初步進展，全國行政村4G覆蓋率超過98%，農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率明顯提升?；趯θ珖r(nóng)戶的調(diào)研發(fā)現(xiàn)，數(shù)字鄉(xiāng)村建設取得進一步的進展，體現(xiàn)在數(shù)字基礎設施越來越完善以及數(shù)字平臺種類越來越豐富。從數(shù)據(jù)上看，截至2021年底，全國中小學互聯(lián)網(wǎng)接入率達100%，網(wǎng)絡既“入村”，又“入戶”②。由此可見，數(shù)字經(jīng)濟在農(nóng)村地區(qū)得到廣泛普及，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展使人民生活方式發(fā)生了改變，也使農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)生活質(zhì)量得到提高，對農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生一定的積極影響。數(shù)字技術對農(nóng)村經(jīng)濟具有促進作用，是解決農(nóng)村問題的一個重要途徑。因此，探究數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的影響有助于明確數(shù)字經(jīng)濟在解決“三農(nóng)”問題中的作用，并探索提高農(nóng)民收入的可行路徑。

本文基于2011—2022年283個地級市數(shù)據(jù)，首先，構建雙向固定效應模型研究數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的影響；其次，通過中介效應模型分析數(shù)字經(jīng)濟是否通過創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡兩個路徑來影響農(nóng)民收入；最后，進行異質(zhì)性分析，探討數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的提升效應是否受地區(qū)和收入異質(zhì)性影響。

本文的邊際貢獻：（1）研究理論上，引用能力-動機-機會模型（Ability-Motivation-Opportunity， AMO），剖析創(chuàng)業(yè)活躍度在數(shù)字經(jīng)濟提升農(nóng)民收入中的作用，完善了數(shù)字經(jīng)濟影響創(chuàng)業(yè)活躍度的相關理論研究；（2）研究視角上，從社會網(wǎng)絡視角探討數(shù)字經(jīng)濟影響農(nóng)民收入的路徑，為系統(tǒng)分析數(shù)字經(jīng)濟的增收效應提供了新的研究視角；（3）應用實踐上，通過收入水平和區(qū)域異質(zhì)性分析，有助于制定針對農(nóng)民之間差異的政策，進而縮小農(nóng)民之間的收入差距。

2文獻回顧與評述

農(nóng)民增收是學術界關注的熱點話題，國內(nèi)外關于農(nóng)民增收的研究十分豐富?？傮w來看，影響農(nóng)民收入的因素包括科技進步、市場化程度（王春超等，2014）、農(nóng)村基礎設施建設、受教育層次、人力資本（侯在坤等，2020）等。近年來，數(shù)字經(jīng)濟憑借其獨特優(yōu)勢，在促進農(nóng)民增收方面發(fā)揮了至關重要的作用?，F(xiàn)有研究主要集中在2個方面。（1）直接效應。門檻低是電子商務最顯著的特征，這為農(nóng)民獲得機會和收益提供了途徑（祝君紅等，2017）?；ヂ?lián)網(wǎng)的普及對提高農(nóng)產(chǎn)品價格和改善農(nóng)民福利產(chǎn)生了重大的積極影響（Shimamoto et al.， 2015），而且電子商務具有降低信息不對稱和交易費用的優(yōu)勢（Jensen， 2007），使農(nóng)戶能夠更加便捷地獲取市場信息，改變以往價格接受者狀態(tài)（Goldfarb et al.， 2019）而處于談判優(yōu)勢地位，從而增加農(nóng)民收入。除電子商務外，以現(xiàn)代網(wǎng)絡信息為載體的數(shù)字鄉(xiāng)村也得到了快速發(fā)展。數(shù)字鄉(xiāng)村的建設不僅有助于建立協(xié)同機制、促進生產(chǎn)要素整合并將數(shù)據(jù)元素融入生產(chǎn)函數(shù)（趙星宇等，2022），還能依靠互聯(lián)網(wǎng)技術打破信息壁壘，快速、便捷地獲得信息（馮履冰等，2023），提高生產(chǎn)效率，從而實現(xiàn)農(nóng)民增收。資金供給不足是制約農(nóng)民收入增長的重要原因，而數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展有效地彌補了資金供給缺口（楊偉明等，2020），提高了資金借貸的安全性和便捷性，為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長注入了新動力?？傮w來看，現(xiàn)階段數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的提升效應主要通過電子商務、數(shù)字基礎設施建設、鄉(xiāng)村經(jīng)濟、生活數(shù)字化來實現(xiàn)（朱喜安等，2023）。（2）間接效應。數(shù)字經(jīng)濟借助互聯(lián)網(wǎng)和電商平臺促進了數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的融合，提高了農(nóng)民收入，農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)活動進一步強化了數(shù)字經(jīng)濟的增收效應（齊文浩等，2021）。此外，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展促進了非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提高了農(nóng)民的人力資本和社會資本積累，緩解了農(nóng)民的信息約束和知識儲備約束（張良等，2023），提高了農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)規(guī)模，從而實現(xiàn)農(nóng)民增收（丁可可等，2024）。

此外，數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性（唐躍桓等，2022；鄧曉軍等，2024）。唐躍桓等（2022）發(fā)現(xiàn)，電子商務的農(nóng)民增收效應在東部地區(qū)較中西部地區(qū)顯著；但劉蕾等（2022）認為，數(shù)字化發(fā)展對中西部地區(qū)農(nóng)民收入的提升效應遠遠高于東部地區(qū)?？梢?，現(xiàn)有研究關于數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民增收效應的區(qū)域異質(zhì)性分析結論不一致，這可能是因為學者們對數(shù)字經(jīng)濟的測算方法不一致造成的。已有研究主要使用主成分分析法、熵值法測算數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展綜合指數(shù)（黃群慧等，2019；趙濤等，2020），也有學者認為“寬帶中國”政策不只是基礎設施建設本身，還將基礎設施應用于經(jīng)濟社會發(fā)展的方方面面，因此認為“寬帶中國”政策能夠代表數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平（田鴿等，2022）。

綜合來看，目前關于數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民增收影響的研究可為本文提供借鑒，但仍存在3個方面的不足。（1）雖然已有文獻從多方位研究了數(shù)字經(jīng)濟的增收效應，但有關影響路徑及其對林業(yè)收入的影響研究少之又少。（2）現(xiàn)有研究偏重于區(qū)域異質(zhì)性和時間異質(zhì)性，而忽視了數(shù)字經(jīng)濟對不同收入水平的農(nóng)民收入的異質(zhì)性。農(nóng)民收入水平與數(shù)字技術接入存在密切關系，關乎農(nóng)民能否普遍享受到數(shù)字紅利。（3）現(xiàn)有研究主要基于數(shù)據(jù)可獲得性或自身需求，選取少數(shù)代表性指標衡量數(shù)字經(jīng)濟，導致指標的準確性不足，影響了研究結果的準確性和結論的可靠性。鑒于此，本文在研究數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入直接效應的同時，考察了創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡的間接效應。此外，通過分位數(shù)回歸分析了數(shù)字經(jīng)濟對不同收入水平農(nóng)民收入的異質(zhì)性。

3理論分析框架與研究方法

為了研究數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的影響，本文分析數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入影響的理論框架，提出研究假設，并基于理論分析框架與研究假設，選取中介效應模型、分位數(shù)回歸模型等方法對研究假設進行檢驗。

3.1理論分析框架

根據(jù)研究內(nèi)容，首先，從信息成本和就業(yè)渠道角度分析數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的直接效應；其次，基于AMO模型，分析創(chuàng)業(yè)活躍度在數(shù)字經(jīng)濟影響農(nóng)民收入中的中介作用；最后，從社會網(wǎng)絡視角分析數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的間接效應。

3.1.1數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)民收入的直接效應

數(shù)字經(jīng)濟打破了農(nóng)產(chǎn)品供求雙方之間的信息壁壘，蔡躍洲等（2015）發(fā)現(xiàn)，提升農(nóng)民收入的潛力主要源自數(shù)字基礎設施接入所帶來的“滲透效應”，表現(xiàn)在互聯(lián)網(wǎng)普及改變了農(nóng)村市場經(jīng)濟的構架，突破了要素流動壁壘?；ヂ?lián)網(wǎng)平臺消除了傳統(tǒng)農(nóng)村和城市社會之間的信息障礙（馮履冰等，2023），促進了遠程買家和賣家之間的直接溝通，節(jié)省了交易成本，間接實現(xiàn)了農(nóng)民收入的增長。數(shù)字經(jīng)濟在農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展促進了產(chǎn)業(yè)數(shù)字化和數(shù)字產(chǎn)業(yè)化，有效推動了電商、旅游等服務行業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)造了許多就業(yè)崗位，促進了農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)，增加了農(nóng)民的非農(nóng)收入（田鴿等，2022）。王軼等（2023）指出，數(shù)字經(jīng)濟雖然對勞動力具有替代效應，會擠出部分勞動力，但數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展導致“機器換人”現(xiàn)象主要發(fā)生在中等技能勞動力市場。Autor等（2008）指出，數(shù)字化對技能具有非單調(diào)的影響，對于“抽象任務”勞動力的需求急劇增加，對“常規(guī)任務”的勞動力需求減少，而對“手工任務”的勞動力需求沒有影響，農(nóng)民主要從事第三類工作，因此數(shù)字經(jīng)濟產(chǎn)生的替代效應很小，農(nóng)民反而能獲得就業(yè)機會，提高非農(nóng)收入?；谏鲜龇治?，提出假設H1。

H1：數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能夠顯著提高農(nóng)民收入。

3.1.2數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)民收入的間接效應：創(chuàng)業(yè)活躍度

Appelbaum等（2000）最早提出AMO模型，認為個體行為績效或產(chǎn)出會受到能力、動機和機會三方面的共同影響，行為人的能力越高、動機越強烈、機會越多，實施該行為的概率就越大。依此邏輯，創(chuàng)業(yè)績效受到創(chuàng)業(yè)能力、動機和機會的共同影響，創(chuàng)業(yè)績效越高，行為人實施創(chuàng)業(yè)行為的可能性越大。數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展提高了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)能力，激發(fā)了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)動機，創(chuàng)造了大量創(chuàng)業(yè)機會，提高了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)績效，促使農(nóng)民選擇創(chuàng)業(yè)（陳衛(wèi)平等，2022）。首先，在創(chuàng)業(yè)能力方面，數(shù)字基礎設施的完善和數(shù)字技術的發(fā)展使得互聯(lián)網(wǎng)普及化，為農(nóng)民獲得創(chuàng)業(yè)資源提供了路徑。農(nóng)民可以借助線上支付、借貸等途徑，簡化借貸流程和借貸手續(xù)，降低了農(nóng)民的時間和借貸業(yè)務成本（陳衛(wèi)平等，2022），提高了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)能力。其次，在創(chuàng)業(yè)動機方面，數(shù)字經(jīng)濟快捷性特征加快了信息傳播速度，強化了創(chuàng)業(yè)成功示范效應，增強了農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)動機。崔麗麗等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，“淘寶村”居民通常是通過已經(jīng)在淘寶網(wǎng)經(jīng)營的村民或朋友圈獲取有關“淘寶村”信息，通過成立協(xié)會和集中培訓等途徑分享電商成功經(jīng)驗，促使農(nóng)民走上創(chuàng)業(yè)之路。最后，在創(chuàng)業(yè)機會方面，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展催生了多樣化的消費需求，為農(nóng)民提供了創(chuàng)業(yè)機會。隨著數(shù)字經(jīng)濟的興起，農(nóng)村與城市之間的聯(lián)系越發(fā)緊密，促進了生產(chǎn)和消費的多元化，催生了許多新行業(yè)和商業(yè)模式，使消費者從被動轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃印?shù)字經(jīng)濟發(fā)展深刻改變了需求側各環(huán)節(jié)，為創(chuàng)業(yè)提供了市場基礎（戚聿東等，2020）。

齊文浩等（2021）指出，農(nóng)民在自身創(chuàng)業(yè)的同時會產(chǎn)生大量就業(yè)崗位，促進農(nóng)民就業(yè)，從而實現(xiàn)農(nóng)民增收。從創(chuàng)業(yè)減貧效應來看，Paul等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)對減貧具有十分重要的作用。創(chuàng)業(yè)活動在創(chuàng)造更多就業(yè)崗位的同時，還能將勞動者納入社會保障體系，惠及低收入人群，從而實現(xiàn)增收致富。從創(chuàng)業(yè)中介效應來看，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展有效降低了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的融資成本，通過促進農(nóng)民創(chuàng)業(yè)增加農(nóng)民工資性收入（王軼等，2022）。齊文浩等（2021）基于省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，從全國范圍來看，創(chuàng)業(yè)活躍度在數(shù)字經(jīng)濟影響農(nóng)民收入中存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

總之，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能夠打破地域和信息障礙，降低農(nóng)民搜索成本和借貸成本，掀起創(chuàng)業(yè)浪潮，同時創(chuàng)造大量就業(yè)崗位，使得社會重新吸納閑置勞動力，促進就業(yè)與再就業(yè)，進而提高農(nóng)民的非農(nóng)收入?；谏鲜龇治觯岢黾僭OH2。

H2：數(shù)字經(jīng)濟通過提高農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活躍度進而提高農(nóng)民收入。

3.1.3數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)民收入的間接效應：社會網(wǎng)絡

社會網(wǎng)絡根據(jù)聯(lián)系媒介可以分為正式網(wǎng)絡和非正式網(wǎng)絡。正式網(wǎng)絡是指個體通過參與社會生產(chǎn)或加入某個團體而形成的網(wǎng)絡，該網(wǎng)絡的建立在很大程度上取決于社會中已經(jīng)建立的正式制度。非正式網(wǎng)絡是基于血緣親戚以及朋友同學等非商業(yè)化社會合約而建立的關系（邊燕杰等，2013）。Ellison等（2007）發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)acebook的使用可以幫助用戶建立更廣泛的社會聯(lián)系，增強了個體之間信任，有利于建立高質(zhì)量伙伴關系，推動社會網(wǎng)絡發(fā)展；Hooghe等（2015）發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)減少了人與人之間直接溝通的頻率，但是擴大了社會網(wǎng)絡交流范圍。數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展使得各個省份都處于網(wǎng)絡之中，增強了各省份之間的關聯(lián)性，且從整體來看，數(shù)字經(jīng)濟關聯(lián)網(wǎng)絡穩(wěn)定性趨于增強（王振濤等，2022），促進了網(wǎng)上個體之間的直接交流，緩解了企業(yè)之間信息不對稱的問題（辛琳等，2022），加強了社會個體之間的信任，從而促進了社會網(wǎng)絡的發(fā)展。

我國農(nóng)村家庭的社會網(wǎng)絡資源差異較大（Du et al.， 2005），這些差異又通過信息獲取、技術水平、融資成本等途徑影響農(nóng)民收入?，F(xiàn)有文獻關于社會網(wǎng)絡對農(nóng)民收入的影響主要從非農(nóng)就業(yè)和社會資本兩個視角進行研究。首先，社會網(wǎng)絡便利了新型農(nóng)民技能學習方式（曠浩源，2021），使之與工作崗位相匹配，增加了農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)可能性。周欣等（2016）基于CFPS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡規(guī)模和異質(zhì)性能顯著提高非農(nóng)收入，而非農(nóng)收入增加又會反作用于社會網(wǎng)絡，既維系了原有社會網(wǎng)絡，又擴大了社會網(wǎng)絡（張玉昆等，2017）。其次，嵌入性理論充分驗證了社會行為是嵌入到社會關系中的。這表明社會網(wǎng)絡主體之間存在著關系的嵌入，而網(wǎng)絡又是社會資源的承載體。社會資源嵌入社會網(wǎng)絡結構中，社會主體之間通過關系的嵌入傳遞著社會資源，形成社會資本。社會資本的增加有利于營造良好的社會網(wǎng)絡關系，使農(nóng)民職業(yè)搜尋和外界交往更加便利，推動了農(nóng)民從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)行業(yè)流動，進而提高農(nóng)民收入。彭文慧（2014）從互惠、資源網(wǎng)絡、關系延續(xù)性等8個維度來分析社會資本對農(nóng)民收入的影響；羅萬云等（2023）基于CFPS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，社會資本能有效緩解農(nóng)戶相對貧困脆弱性。

綜合來看，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展降低了人與人之間的信息交換成本，加強了個體之間的信任，拓寬了農(nóng)民尋找工作的途徑，進而增加農(nóng)民收入?；谏鲜龇治觯岢黾僭OH3。

H3：數(shù)字經(jīng)濟通過擴大農(nóng)民社會網(wǎng)絡而提高農(nóng)民收入。

3.2研究方法

根據(jù)上述理論分析，首先，構建雙向固定效應模型，實證檢驗數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的直接效應；其次，選取中介模型考察創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡在兩者之間起到的中介作用；再次，構建多時點雙重差分（Difference-in-Difference， DID）模型，進一步檢驗研究結果的穩(wěn)健性；最后，采用分位數(shù)回歸方法，檢驗數(shù)字經(jīng)濟對同收入水平農(nóng)民收入影響的差異性。

3.2.1基準回歸

為考察數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)民收入的影響，本文構建雙向固定效應模型，該模型可有效處理面板數(shù)據(jù)中城市和時間不可觀測的影響，從而避免了由城市和時間異質(zhì)性帶來的內(nèi)生性問題。模型如式（1）所示。

式（1）中，INCit和DIGit分別表示i城市t時期的農(nóng)民收入水平和數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，Ctrlsit表示一系列控制變量，α0為常數(shù)項，α1、α2分別為數(shù)字經(jīng)濟、控制變量的回歸系數(shù)，μi和νt分別表示城市固定效應和年份固定效應，εit表示隨機擾動項。

3.2.2多時點DID模型

2013年8月，國務院印發(fā)《“寬帶中國”戰(zhàn)略及實施方案》，隨后三年分別公布了三批試點城市。北京、天津、上海、石家莊、大連、鞍山市等100多個城市被選為試點城市，因此，本文以上述地區(qū)為處理組，以2014年、2015年、2016年為政策實施點，未實施該政策的城市為對照組，考慮到政策實施時點不一致，因此進行多時點DID估計，模型如式（2）所示。

式（2）中，Treatedit×Timet是雙重差分項，Treatedit表示i城市t時期是否為“寬帶中國”政策的處理組，若為處理組則賦值為1，否則賦值為0；Timet表示在t時期是否開始實施“寬帶中國”政策，是則賦值為1，否則賦值為0。σ0為常數(shù)項，σ1、σ2分別“寬帶中國”政策、控制變量的回歸系數(shù)。

3.2.3中介效應模型

鑒于數(shù)字經(jīng)濟會通過創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡兩個途徑對農(nóng)民收入產(chǎn)生間接影響，借鑒溫忠麟等（2014）的做法，本文構建了中介效應模型，使用逐步回歸法檢驗創(chuàng)業(yè)活躍度、社會網(wǎng)絡的中介作用。中介效應檢驗模型如式（4）、式（5）所示。

式（4）和式（5）中，Mit為中介變量，表示i城市t時期的創(chuàng)業(yè)活躍度或社會網(wǎng)絡。式（4）為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與中介變量關系檢驗的回歸方程，β0為常數(shù)項，β1、β2分別為數(shù)字經(jīng)濟、控制變量的回歸系數(shù)。式（5）為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展、中介變量與農(nóng)民收入關系檢驗的回歸方程，γ0為常數(shù)項，γ1、γ2、γ3分別為數(shù)字經(jīng)濟、中介變量、控制變量的回歸系數(shù)。

3.2.4分位數(shù)回歸模型

分位數(shù)回歸模型研究自變量與因變量的條件分位數(shù)之間的關系，為檢驗數(shù)字經(jīng)濟對不同收入水平農(nóng)民收入的影響，構建分位數(shù)回歸模型如式（6）所示。

式（6）中，Qτ（INCit|DIGit）表示在給定數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的情況下，農(nóng)民收入在第τ分位點上的值，φτ10為常數(shù)項，φτ11、φτ12分別為數(shù)字經(jīng)濟、控制變量的回歸系數(shù)。

4變量選取、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

基于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2011—2022年中國283個地級市數(shù)據(jù)進行研究，構建數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平指標體系測算解釋變量，通過描述性統(tǒng)計對各指標差異進行分析。

4.1數(shù)據(jù)來源

數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)民收入、社會網(wǎng)絡和各控制變量數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、部分地級市統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報以及EPS數(shù)據(jù)庫，創(chuàng)業(yè)活躍度數(shù)據(jù)來源于企查查。

4.2變量選取

本文選取農(nóng)民收入作為被解釋變量，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平作為解釋變量，創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡作為中介變量，經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結構、教育水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平作為控制變量。

4.2.1被解釋變量

農(nóng)民收入（INC）。本文使用剔除CPI影響后的農(nóng)民人均可支配收入來衡量農(nóng)民收入水平。林業(yè)收入（FINC）為農(nóng)民經(jīng)營性收入的重要組成部分，鑒于各省統(tǒng)計局未公布林業(yè)收入，因此本文用全國農(nóng)民林業(yè)收入占可支配收入的比值與各地級市農(nóng)民可支配收入的乘積衡量林業(yè)收入。

4.2.2解釋變量

數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平（DIG）。綜合國內(nèi)外數(shù)字經(jīng)濟測算指標體系，借鑒趙濤等（2020）的方法，本文從互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展情況和數(shù)字普惠金融兩個維度構建數(shù)字經(jīng)濟測算指標體系，包含互聯(lián)網(wǎng)普及率、互聯(lián)網(wǎng)相關從業(yè)人員數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)相關產(chǎn)出、移動互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)、數(shù)字金融普惠發(fā)展5個指標，分別用每百人互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)、計算機服務和軟件業(yè)從業(yè)人員占比、人均電信業(yè)務總量、每百人移動電話用戶數(shù)和數(shù)字普惠金融指數(shù)來衡量。為避免主觀賦權弊端和多指標數(shù)據(jù)重疊問題，本文使用熵值法對各個指標賦權，最后得到數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平。

4.2.3中介變量

創(chuàng)業(yè)活躍度①（ENTRE）。借鑒白俊紅等（2022）的衡量方法，本文使用人口法，即用每百人的新建企業(yè)數(shù)來反映農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的活躍程度。

社會網(wǎng)絡（NETWORK）?；跀?shù)據(jù)可得性以及社會網(wǎng)絡內(nèi)涵，本文采取農(nóng)村居民人均文化教育娛樂支出和交通通訊支出之和來衡量社會網(wǎng)絡。一般來說，該支出越高，社交活動越頻繁，社交網(wǎng)絡也越廣泛，部分地級市未公開統(tǒng)計年鑒，無法獲得該數(shù)據(jù)，因此使用全省農(nóng)村居民人均文化教育娛樂支出和交通通訊支出分別乘以地級市農(nóng)民人均可支配收入與全省農(nóng)村居民人均可支配收入的比值來衡量。

4.2.4控制變量

經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP），用各市人均GDP的對數(shù)來衡量；城鎮(zhèn)化水平（URB），用城鎮(zhèn)年末常住人口占總人口的比例來衡量；產(chǎn)業(yè)結構（INDUST），用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占城市GDP的比例來衡量；教育水平（EDU），用普通中學在校學生數(shù)占年末總人口的比例來衡量；農(nóng)業(yè)發(fā)展水平（AGR），用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占城市GDP的比例來衡量。

4.3描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

由表1可知，農(nóng)民收入的最大值為18.4750，最小值為0.2501，說明城市之間的收入水平存在極大的差距，符合我國現(xiàn)實狀況。2022年，杭州市農(nóng)村居民人均可支配收入為45183元，比上年增長了5.8%；衢州市農(nóng)村居民人均可支配收入31468元，比上年增長了7.5%；從收入的絕對差距來看，兩者之間的差距從2021年的13426元上升到2022年的13715元，收入差距越來越大②。這些數(shù)據(jù)表明，浙江省各地級市2022年農(nóng)民收入實現(xiàn)穩(wěn)定增長，但收入差距在增大。數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的最大值和最小值分別為1.2027和0.5717，說明各地級市的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平之間的差距較大。以浙江省為例，作為“數(shù)字經(jīng)濟第一城”的杭州市2022年數(shù)字經(jīng)濟增加值突破5000億元①，占全省GDP的57%，占全市GDP的比例超過27%，而衢州市只有559.98億元，兩者比值接近于10，存在巨大差距。綜上可知，我國各個城市數(shù)字經(jīng)濟和農(nóng)民收入存在差距，但數(shù)字經(jīng)濟水平高的城市往往農(nóng)民收入也更高，這說明數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的提升效應是存在的。

5經(jīng)驗性結果

基于前文的理論分析框架和研究方法，本文使用Stata16.0軟件對數(shù)據(jù)進行分析。首先，進行內(nèi)生性檢驗，判斷模型中自變量與誤差項之間是否存在相關性；其次，通過基準回歸模型分析數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的直接影響，并通過改變解釋變量衡量方式等方法進行穩(wěn)健性檢驗；再次，用中介效應模型考察創(chuàng)業(yè)活躍度與社會網(wǎng)絡在兩者之間起到的作用；最后，根據(jù)各地區(qū)地理位置分布及農(nóng)民收入水平的差異，進行二者關系的異質(zhì)性檢驗。

5.1內(nèi)生性檢驗

考慮到數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與農(nóng)民收入可能會存在反向因果關系，為了消除此內(nèi)生性對估計結果的影響，借鑒郭家堂等（2019）的方法，本文選取數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平滯后一期作為工具變量，并使用兩階段最小二乘法（Two-Stage Least Squares， 2SLS）解決內(nèi)生性問題。從理論上說，該變量與當期數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平密切相關，但與當期其他變量和擾動項不相關。內(nèi)生性檢驗如表2所示。

表2中第一階段回歸結果顯示，工具變量與內(nèi)生變量回歸系數(shù)為1.3154，在1%的顯著性水平上顯著，且第一階段F值為10690.81，高于10%顯著性水平上的臨界值16.38，說明該工具變量為強工具變量。使用工具變量后，其回歸系數(shù)不顯示，但內(nèi)生變量的回歸系數(shù)依然顯著為正，說明工具變量對農(nóng)民收入的影響較小，只能通過影響內(nèi)生變量進而對農(nóng)民收入產(chǎn)生影響，符合外生性原則，且通過了內(nèi)生性檢驗。

5.2基準回歸結果分析

為了初步檢驗自變量和因變量之間是否存在相關性以及自變量之間的共線性程度，本文對各變量進行相關性檢驗。

根據(jù)相關性檢驗結果，被解釋變量農(nóng)民收入與解釋變量數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的相關系數(shù)為0.3890，與控制變量經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結構、教育水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的相關系數(shù)分別為0.6290、0.5460、-0.1390、-0.2570、-0.3330，均在1%的顯著性水平上顯著，說明變量之間存在較強的相關性；此外，對變量進行共線性檢驗，發(fā)現(xiàn)方差膨脹因子（Variance Inflation Factor， VIF）的均值為2.01，遠小于10，說明變量間不存在共線性。在完成相關性檢驗和共線性檢驗之后，本文對采用模型進行估計，對混合效應、固定效應和隨機效應進行比較，Hausman檢驗p值為0，說明固定效應模型更好，因此選用雙向固定效應模型進行檢驗。

數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)民收入影響的基準回歸、穩(wěn)健性檢驗和中介效應檢驗結果如表3所示。

由表3列（1）可知，加入控制變量后DIG回歸系數(shù)為1.5550，在1%的顯著性水平上顯著，說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)民收入有顯著的正向影響。數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)民收入的總效應為1.5550，表示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提高1個單位，農(nóng)民人均可支配收入將提高1.5550萬元。這可能是因為，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展降低了信息不對稱問題，提高了勞動者獲取就業(yè)信息的能力；此外，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展還拓寬了居民就業(yè)渠道。例如，數(shù)字平臺的出現(xiàn)提供了勞動參與的機會，實現(xiàn)了自雇或者非自雇就業(yè)，進而提高其收入水平。通過上述分析，假設H1得到驗證。

5.3穩(wěn)健性檢驗

基準回歸模型表明，數(shù)字經(jīng)濟能夠顯著提高農(nóng)村居民收入，本文通過改變解釋變量的測量方式、剔除直轄市樣本方式、縮尾處理進行穩(wěn)健性檢驗。

5.3.1改變解釋變量的測量方式

鑒于“寬帶中國”政策不僅涉及互聯(lián)網(wǎng)等基礎設施建設本身，而且將這些基礎設施應用于經(jīng)濟社會發(fā)展的生產(chǎn)和消費兩端，因此認為“寬帶中國”政策能有效衡量地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平。平行趨勢檢驗結果顯示，政策實施前的時間虛擬變量系數(shù)均不顯著且數(shù)值較小，說明處理組與對照組數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平在政策實施前不存在明顯差異，滿足平行趨勢假設，可以使用多時點DID進行實證檢驗。試點政策推行3年后，“寬帶中國”政策的影響系數(shù)顯著為正并不斷提升，表明“寬帶中國”政策能夠產(chǎn)生提升農(nóng)民收入的政策效應，但具有一定的滯后性。表3列（2）顯示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的回歸系數(shù)為0.0802，在1%的顯著性水平上顯著，說明“寬帶中國”政策的實施能夠提高農(nóng)民收入，基準回歸結果是穩(wěn)健的。

5.3.2剔除直轄市樣本

中國幅員遼闊，不同城市由于地理位置、經(jīng)濟發(fā)展水平的不同，數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的影響程度也不同。我國設有北京、天津、上海、重慶4個直轄市，擁有更豐富的資源和人才，因此有必要剔除4個直轄市的樣本。由表3列（3）的回歸結果可知，剔除4個直轄市的樣本后，回歸系數(shù)為1.4892，依然在1%的顯著性水平上顯著，說明結果是穩(wěn)健的。

5.3.3變量縮尾處理

表3列（4）是對所有變量采取了1%縮尾后的估計結果，回歸系數(shù)為2.8586，且在1%的顯著性水平上顯著，說明結果是穩(wěn)健的。

5.4中介效應檢驗

前文在理論分析中發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟可以通過提高創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡來提高農(nóng)民收入，為了驗證該作用機制，本文選取中介效應模型進行實證檢驗，回歸結果如表3列（5）至列（8）所示，可以看出數(shù)字經(jīng)濟能夠顯著提高創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡。列（5）至列（8）中數(shù)字經(jīng)濟、創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡的回歸系數(shù)都顯著為正，說明數(shù)字經(jīng)濟能夠通過提高創(chuàng)業(yè)活躍度和擴大社會網(wǎng)絡來提高農(nóng)民收入。由Sobel檢驗可知，創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡的中介效應占比分別為28.93%和35.45%。綜上分析，假設H2和H3得到驗證。

5.5異質(zhì)性分析

為進一步分析數(shù)字經(jīng)濟提高農(nóng)民收入過程中的其他影響因素，分別進行區(qū)域異質(zhì)性分析和收入水平異質(zhì)性分析。

5.5.1地區(qū)異質(zhì)性分析

數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展離不開基礎設施和公共服務，而基礎設施建設和公共服務又取決于各城市的經(jīng)濟發(fā)展水平。本文將樣本分為東中西部三大地區(qū)，然后分別進行回歸，結果如表4列（1）至列（3）所示。由表4可以發(fā)現(xiàn)，東部、中部、西部地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟均能顯著提高農(nóng)民收入，且中部地區(qū)提升效應與東部地區(qū)相差不大，但都遠高于西部地區(qū)。

5.5.2收入水平異質(zhì)性分析

對于不同收入水平下的農(nóng)村居民，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的邊際影響效應有無結構性變化更值得研究和思考。為此，本文利用分位數(shù)回歸方法進行回歸分析。借鑒現(xiàn)有研究的做法，本文選取具有代表性的三個分位點（0.10、0.50、0.90）進行回歸，結果如表4列（4）至列（6）所示。由表4可知，各個分位點上的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)民收入都存在顯著正向影響，說明數(shù)字經(jīng)濟能夠顯著提高農(nóng)民收入水平，且存在結構性差異。通過觀察不同分位點上的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，隨著分位數(shù)的增加，回歸系數(shù)大體上呈上升趨勢。這表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對高收入者收入的提高效果最明顯，對農(nóng)民收入增長不具有包容性特征。具體來看，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提高1個單位，位于0.90分位點上的農(nóng)民收入將增加6.3648萬元。

5.6進一步檢驗：數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)民林業(yè)收入

數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展為農(nóng)民帶來了生產(chǎn)生活的移動化、實惠化、信用化和便利化，進而推動了農(nóng)民林業(yè)收入增長。數(shù)字經(jīng)濟不僅降低了金融服務的門檻，拓寬了農(nóng)民獲取林業(yè)生產(chǎn)資金的渠道（裴奔等，2021），幫助緩解信貸約束（吳慶春，2019），提升交易便捷性，還能通過增加林業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)資金投入（彭雨涵等，2020），從而增加農(nóng)民林業(yè)收入。為驗證數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)民林業(yè)收入的影響效果，本文以農(nóng)民林業(yè)收入作為被解釋變量，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平作為解釋變量，結果如表4列（7）和列（8）所示，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平為正，說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能顯著提高農(nóng)民林業(yè)收入，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每增加1個單位，農(nóng)民林業(yè)收入就會提高0.0122萬元。

6研究結論、討論及政策啟示

本文基于2011—2022年中國283個地級市的數(shù)據(jù)，運用熵值法測算數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，系統(tǒng)分析數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的影響。根據(jù)研究結果提出有效的政策啟示，為發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟和提高農(nóng)民收入水平提供理論支撐。

6.1研究結論

中國加入世界貿(mào)易組織后，“三農(nóng)”問題越發(fā)突出，急需妥善解決。數(shù)字經(jīng)濟背景下，研究數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民增收的影響具有十分重要的理論和現(xiàn)實意義。本文以2011—2022年283個地級市的數(shù)據(jù)為研究對象，探討數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)民收入的影響及其作用機理，得出3點結論。

（1）數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)民收入水平具有正向影響。數(shù)字經(jīng)濟能夠促進農(nóng)民收入增長，促進效應為1.5550，即數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提高1個單位，農(nóng)民收入就會提高1.5550萬元。在經(jīng)過改變解釋變量的測量方式、剔除直轄市樣本、變量縮尾處理等穩(wěn)健性檢驗后，結果依舊穩(wěn)健。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民林業(yè)收入存在顯著提升效應，影響系數(shù)為0.0122，即數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提高1個單位，農(nóng)民林業(yè)收入就會提高0.0122萬元。

（2）創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡在數(shù)字經(jīng)濟和農(nóng)民收入之間存在中介效應。通過中介效應模型和Sobel檢驗可知，創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡的中介效應占比分別為28.93%和35.45%，即數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的提升總效應中，分別有28.93%和35.45%是通過創(chuàng)業(yè)活躍度和社會網(wǎng)絡實現(xiàn)的，說明兩者都起到部分中介作用，存在“數(shù)字經(jīng)濟—提高創(chuàng)業(yè)活躍度/擴大社會網(wǎng)絡—提升農(nóng)民收入水平”的間接影響路徑。

（3）數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入存在異質(zhì)性影響。由于各地的資源稟賦、地理位置、基礎設施、經(jīng)濟發(fā)展水平的不同，數(shù)字經(jīng)濟對東中西部地區(qū)農(nóng)民收入的影響存在顯著的差異性，其中，數(shù)字經(jīng)濟對中部和東部地區(qū)農(nóng)民收入的提升效果較西部地區(qū)明顯，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平每提高1個單位，東部、中部、西部地區(qū)的農(nóng)民收入將分別提高3.2952萬元、3.3059萬元、1.5870萬元；且通過分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，隨著分位數(shù)的增加（0.10， 0.50， 0.90），農(nóng)民收入的分位數(shù)回歸系數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢。也就是說，農(nóng)民收入水平越高，數(shù)字經(jīng)濟對其收入水平的提升效應越明顯。

6.2討論

在參考與借鑒已有理論和實證研究的基礎上，本文完善了數(shù)字經(jīng)濟提高農(nóng)民收入的研究框架和傳導路徑，拓寬了數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入影響的研究視角，與已有研究相比更有深度和創(chuàng)新性。

第一，數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入有顯著的提升效應，這與孫文婷等（2022）、王子鳳等（2023）的研究結論一致，但不同之處在于本文使用2011—2022年全國地級市的數(shù)據(jù)，對農(nóng)民收入進行了更為細致的時空衡量，比已有研究更具體和精確，研究結果更可靠。此外，進一步研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民林業(yè)收入有顯著的提升效應。陳燦等（2022）將數(shù)字普惠金融作為自變量，并未分析覆蓋面更廣的數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的影響效果，且樣本區(qū)域只覆蓋4個省份，覆蓋面較為有限。

第二，數(shù)字經(jīng)濟能夠通過提高創(chuàng)業(yè)活躍度來提高農(nóng)民收入，這印證了齊文浩等（2021）、鄧曉軍等（2024）的研究結果，但不同的是，本文在理論部分引入AMO模型從創(chuàng)業(yè)能力、創(chuàng)業(yè)動機和創(chuàng)業(yè)機會三個方面分析數(shù)字經(jīng)濟對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響，且本文數(shù)據(jù)時間跨度更長，研究結果更加可信。此外，本文還發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡是數(shù)字經(jīng)濟提高農(nóng)民收入的又一重要路徑，即數(shù)字經(jīng)濟能通過擴大社會網(wǎng)絡提高農(nóng)民收入，且起到部分中介作用，這與李松等（2023）的研究結論一致。但不同的是，李松等（2023）是以數(shù)字技術作為自變量，并未對數(shù)字經(jīng)濟整體的影響效果進行研究和分析。因此，在數(shù)字經(jīng)濟背景下，本文將社會網(wǎng)絡作為中介變量，研究數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的間接效應。

第三，數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的影響存在明顯的地區(qū)異質(zhì)性和收入水平異質(zhì)性。中部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的收入提升效應高于東部地區(qū)，這印證了鄧曉軍等（2024）的觀點，可能是因為東部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展早于其他地區(qū)，數(shù)字基礎設施較好，但“數(shù)字紅利”釋放效應的增長空間受到限制。同時，考慮到不同收入水平的農(nóng)民在數(shù)字技術接入、金融服務等方面存在差異，數(shù)字經(jīng)濟對收入水平不同的農(nóng)民收入的提升效應存在差異，本文通過分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟對高收入者的收入提升效應高于低收入者，這與張良等（2023）研究結論一致，可能是因為低收入者的數(shù)字技能水平不高，數(shù)字技術接入鴻溝依然存在，且低收入者在資源稟賦方面處于弱勢，難以將教育、基礎設施等建設轉(zhuǎn)化為有效的農(nóng)民收入（華中昱等，2022）。

本文存在的不足之處：（1）對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的測度停留在地級市層面，未具體到縣域?qū)用娴姆治?，今后研究可以聚焦于縣域數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入的影響研究，提高研究精確性；（2）基于數(shù)據(jù)的可得性，本文對社會網(wǎng)絡和林業(yè)收入的衡量方式不夠全面，且研究的時間跨度為2011—2022年，后續(xù)研究可繼續(xù)完善社會網(wǎng)絡衡量方式和增加測度時間段，以減少社會網(wǎng)絡衡量誤差，從而更清楚地觀察數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民收入影響的時間演變趨勢。

6.3政策啟示

根據(jù)以上研究結果，并與已有研究結果進行討論可知，數(shù)字經(jīng)濟對我國農(nóng)民收入水平提升具有顯著的促進作用，本文提出四點政策啟示。

第一，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展應與數(shù)字經(jīng)濟深度融合。一方面，要不斷完善和升級農(nóng)村地區(qū)的數(shù)字基礎設施，助力農(nóng)村家庭更好地獲取數(shù)字技術資源，提高其在數(shù)字經(jīng)濟中的參與和利用能力；另一方面，要大力發(fā)展智慧農(nóng)業(yè)，加快種植業(yè)、種業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)等數(shù)字化轉(zhuǎn)型，提升生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量，促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。

第二，不斷強化數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活躍度的提升作用。促進數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的深度融合，優(yōu)化各個城市特別是農(nóng)村的營商環(huán)境，實施有針對性的創(chuàng)業(yè)政策和優(yōu)惠措施，積極鼓勵并支持以農(nóng)村為主體的創(chuàng)業(yè)活動，吸引農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，以創(chuàng)業(yè)促進就業(yè)。

第三，構建和優(yōu)化農(nóng)村社會網(wǎng)絡結構，以促進信息傳播、資源共享和經(jīng)濟活動的協(xié)同發(fā)展。政府應加大各類數(shù)字產(chǎn)品的普及力度，提升農(nóng)民對信息獲取和知識分享的能力，鼓勵農(nóng)民依靠數(shù)字經(jīng)濟，增強社會網(wǎng)絡交流，促進社會網(wǎng)絡資源共享，不斷提高數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動和非農(nóng)就業(yè)創(chuàng)業(yè)的回報率。

第四，優(yōu)化數(shù)字資源流通，促進區(qū)域、個體協(xié)調(diào)發(fā)展。加強地區(qū)之間的人才、信息和技術交流，對西部地區(qū)制定點對點幫扶計劃。欠發(fā)達地區(qū)應廣泛吸取發(fā)達地區(qū)的數(shù)字技術、數(shù)字人才并應用到本地生產(chǎn)活動中，獲得“數(shù)字紅利”，縮小與發(fā)達地區(qū)農(nóng)民收入的差距。

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（責任編輯康燕）