胡 蕾,巫 強,姚雨秀a

(1.中共安徽省委黨校(安徽行政學院) 鄉(xiāng)村振興教研部,合肥 230022;2.南京大學 a.長江三角洲經(jīng)濟社會發(fā)展研究中心;b.江蘇數(shù)字經(jīng)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(xiàn)代化國家,最艱巨最繁重的任務仍然在農(nóng)村。這就決定了不管工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進展到哪一步,我們都要始終堅持把解決好“三農(nóng)”問題作為全黨工作重中之重。習近平總書記在2022年中央農(nóng)村工作會議上指出,要堅持把增加農(nóng)民收入作為“三農(nóng)”工作的中心任務,千方百計拓寬農(nóng)民增收致富渠道。由此可見,提高農(nóng)民收入是全面推進鄉(xiāng)村振興的落腳點。黨的十八大以來,隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略與脫貧攻堅政策的協(xié)調(diào)推進,農(nóng)村人均可支配收入增速持續(xù)快于城鎮(zhèn)居民。2022年中國農(nóng)村居民人均可支配收入達到20133元,城鄉(xiāng)居民收入比從2012年的2.88下降到2.45(農(nóng)村居民收入=1),城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)縮小,但是差距規(guī)模仍然較大(1)數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局官網(wǎng)。https：//baijiahao.baidu.com/s?id=1722170837970947106&wfr=spider&for=pc。。值得一提的是,2022年農(nóng)村可支配收入水平不及2012年城鎮(zhèn)可支配收入水平。因此,如何促進農(nóng)村家庭增收既是實現(xiàn)共同富裕道路上、也是推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化道路上亟待解決的問題。農(nóng)民收入的來源渠道包括工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。2022年中國農(nóng)民人均工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入占比分別為41.96%、34.63%、2.53%和20.88%。從收入構(gòu)成比例看,農(nóng)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(jīng)營性收入占比也相對較低,主要是因為當前大部分農(nóng)村存在產(chǎn)業(yè)不夠發(fā)達、經(jīng)營活動不夠活躍等問題,導致農(nóng)民經(jīng)營性收入渠道較少;財產(chǎn)性收入比例過低,目前農(nóng)村大量的資源變資產(chǎn)的通道沒有充分打通,深化農(nóng)村改革依然要加力推動;而轉(zhuǎn)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(nóng)村發(fā)展不充分。因此,從整體上而言,中國農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)尚不夠合理,這也勢必影響農(nóng)民增收及全體人民共同富裕。因此,增加農(nóng)民收入還需在調(diào)整收入結(jié)構(gòu)及拓寬收入來源渠道上下功夫。

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

當前,有三方面文獻與數(shù)字鄉(xiāng)村促進農(nóng)民增收相關(guān)。第一,是研究數(shù)字經(jīng)濟促進農(nóng)民增收的機制,主要是從省級層面或城市層面構(gòu)建數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的指標體系,衡量一個區(qū)域的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平,進而研究其對農(nóng)民增收的影響(孫文婷和劉志彪,2022)[1]。第二,是考察數(shù)字普惠金融對農(nóng)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(xiāng)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(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融顯著提高農(nóng)民收入,并縮小了城鄉(xiāng)收入差距,彌補“數(shù)字鴻溝”。第三,是關(guān)于電子商務對農(nóng)村家庭收入的影響,指出電子商務的發(fā)展顯著提高農(nóng)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(nóng)村居民就業(yè)和創(chuàng)業(yè)(邱子迅和周亞虹,2021)[14]。另外,互聯(lián)網(wǎng)普及在拉動農(nóng)村居民收入增長、縮小城鄉(xiāng)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?qū)用嫜芯繑?shù)字鄉(xiāng)村對農(nóng)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(nóng)村發(fā)展研究院與阿里研究院共同構(gòu)建的《2018年縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)》與2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)進行匹配,從微觀層面印證數(shù)字鄉(xiāng)村建設對農(nóng)村家庭增收的作用機制,拓展了數(shù)字鄉(xiāng)村建設影響農(nóng)村家庭收入的微觀機制;第二,將中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)問卷中農(nóng)村家庭收入構(gòu)成納入機制分析框架,更細致地刻畫數(shù)字鄉(xiāng)村建設對不同農(nóng)村家庭收入來源的影響機制,豐富了農(nóng)村家庭收入來源的作用機制研究。

二、理論分析

(一)數(shù)字鄉(xiāng)村建設與農(nóng)村家庭增收

數(shù)字技術(shù)作為一種新型生產(chǎn)要素,重塑鄉(xiāng)村經(jīng)濟社會固有的結(jié)構(gòu)與形態(tài),實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營、管理的智能化,充分發(fā)揮數(shù)字技術(shù)的協(xié)同效應和匹配效應,促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升。宏觀層面表現(xiàn)為提升農(nóng)村產(chǎn)業(yè)提質(zhì)增效,微觀層面表現(xiàn)為提高農(nóng)民就業(yè)概率(Baumol ,1990 ;唐紅濤和謝婷,2022;胡擁軍和關(guān)樂寧,2022)[17～19],從而促進農(nóng)村家庭增收。

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

H1：數(shù)字鄉(xiāng)村建設顯著促進農(nóng)村家庭增收。

(二)數(shù)字鄉(xiāng)村建設對農(nóng)村家庭收入構(gòu)成的作用機制

首先,數(shù)字鄉(xiāng)村建設催生電子商務、主播帶貨等新業(yè)態(tài)新模式,推動家庭農(nóng)場、農(nóng)民合作社等新型經(jīng)營主體發(fā)展壯大,發(fā)展多種形式農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)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(nóng)戶自身的勞動力遠不能滿足產(chǎn)業(yè)化需求,需要其他農(nóng)戶提供勞務,為其他農(nóng)戶創(chuàng)造就業(yè)機會(張海霞,2020;方觀富和許嘉怡,2020)[22～23],增加農(nóng)村家庭工資性收入。其次,數(shù)字鄉(xiāng)村為農(nóng)村居民提供更多數(shù)字化的學習工具與平臺,加強農(nóng)民工的培訓力度,強化就業(yè)指導服務,提高農(nóng)民工就業(yè)技能,增加農(nóng)民工就業(yè)機會,增加農(nóng)村家庭的工資性收入。最后,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展改善信息不對稱,促進農(nóng)村勞動力供需對接,提高匹配效率。農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營之后,多數(shù)農(nóng)村家庭的土地流轉(zhuǎn)給專業(yè)大戶,農(nóng)村居民就需要外出尋找就業(yè)機會;由于農(nóng)業(yè)的特殊性,部分農(nóng)村家庭在農(nóng)閑時需要季節(jié)性、臨時性就業(yè)。這時,數(shù)字鄉(xiāng)村建設不僅通過搭建就業(yè)平臺,從網(wǎng)絡上獲取大量的就業(yè)信息,而且通過互聯(lián)網(wǎng)增強人與人之間的聯(lián)系,加強農(nóng)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(nóng)村家庭就業(yè)概率,從而增加農(nóng)村家庭工資性收入,以此提出假設2。

H2：數(shù)字鄉(xiāng)村建設通過提高農(nóng)村家庭就業(yè)概率增加農(nóng)村家庭工資性收入。

隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施,得益于惠農(nóng)政策,更多資源向農(nóng)村聚集,數(shù)字鄉(xiāng)村建設推動產(chǎn)業(yè)鏈的延伸,拓展多種鄉(xiāng)村新業(yè)態(tài)與新模式,實現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式的集約化與現(xiàn)代化,打造高效的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條。已有文獻發(fā)現(xiàn),農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活躍度對數(shù)字經(jīng)濟增收效應存在異質(zhì)性(齊文浩等,2021)[24]。一方面,農(nóng)村數(shù)字普惠金融服務可得性與便利性不斷提升,有效解決農(nóng)村金融服務有效供給不足的問題,滿足農(nóng)村家庭的資金需求,促進農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)(謝絢麗等,2018;何婧和李慶海,2019)[25-26],從而獲得更多的經(jīng)營性收入;另一方面,農(nóng)村電商平臺大大推動農(nóng)產(chǎn)品出村進城,移動支付等數(shù)字技術(shù)拓展農(nóng)村產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)可能性邊界,增加產(chǎn)品供給(尹志超等,2015;Beck et al.,2018)[27～28]。與此同時,通過物聯(lián)網(wǎng)等技術(shù)打通溯源追溯系統(tǒng),實行“一物一碼”,貫穿生產(chǎn)源頭到消費終端,實現(xiàn)所有環(huán)節(jié)可視化、透明化,增加消費黏性,提升特色農(nóng)產(chǎn)品知名度;另外,農(nóng)戶接入電商平臺,直接對接消費者,減少中間環(huán)節(jié),降低交易成本,提高農(nóng)產(chǎn)品的銷售價格和利潤率,增加農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)機會,促進經(jīng)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(shù)字鄉(xiāng)村建設通過促進家庭創(chuàng)業(yè)提高農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入。

目前農(nóng)村發(fā)展不充分的原因之一在于農(nóng)村還有大量的“沉睡”資源未被開發(fā),這也是增加財產(chǎn)性收入的潛力所在。一方面,休閑農(nóng)業(yè)、體驗農(nóng)業(yè)、創(chuàng)意民宿等新業(yè)態(tài)不斷涌現(xiàn),運用數(shù)字技術(shù)實現(xiàn)服務智能化與信息化,為盤活閑置農(nóng)房、土地流轉(zhuǎn)增加更多機會,從而拓寬財產(chǎn)性收入的渠道(張?zhí)N萍和欒菁,2022)[32];同時,數(shù)字鄉(xiāng)村創(chuàng)造了大量的非農(nóng)就業(yè)崗位,減少農(nóng)村家庭對土地的依賴,為土地流轉(zhuǎn)提供前提條件。另一方面,數(shù)字普惠金融的普及降低了農(nóng)戶貸款門檻,改善小農(nóng)戶難以觸及的境地,還能通過大數(shù)據(jù)平臺搜尋大量碎片化信息形成信用評價,通過互聯(lián)網(wǎng)金融平臺等方式為農(nóng)村家庭提供適合的金融產(chǎn)品,從而增加財產(chǎn)性收入(楊林和趙洪波,2022)[2],由此提出假設4。

H4：數(shù)字鄉(xiāng)村建設通過加快農(nóng)村資源變資產(chǎn)增加農(nóng)村家庭財產(chǎn)性收入。

三、數(shù)據(jù)來源與模型設定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文采用中國縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)描述中國數(shù)字鄉(xiāng)村建設概況。該指數(shù)是由北京大學新農(nóng)村發(fā)展研究院與阿里研究院共同編制,該數(shù)據(jù)庫目前已有2018—2020年的數(shù)據(jù)。本文關(guān)于農(nóng)村家庭收入數(shù)據(jù)來源于2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù),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(gòu)成,包括工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收入。本文將2018年縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)與2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)相互匹配,研究縣域數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭收入的影響,所涉及地區(qū)層面的控制變量數(shù)據(jù)來源于《2019年中國縣域統(tǒng)計年鑒》,僅保留戶籍為農(nóng)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(nóng)村家庭收入。在2018年CFPS數(shù)據(jù)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(gòu)成,包括人均工資性收入(lnwinc)、人均經(jīng)營性收入(lnoinc)、人均財產(chǎn)性收入(lnpinc)與人均轉(zhuǎn)移性收入(lntinc),其中人均家庭純收入為其他四項收入?yún)R總。本文用家庭人均純收入衡量農(nóng)村家庭收入情況更具真實性。同時,為了深入刻畫數(shù)字鄉(xiāng)村建設對農(nóng)村家庭收入的影響,本文將收入構(gòu)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(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)。本文選取北京大學新農(nóng)村發(fā)展研究院聯(lián)合阿里研究院發(fā)布的《縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)(2018)》作為衡量數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展的代理變量。該數(shù)據(jù)首次以縣域為基本單元,充分考慮當前鄉(xiāng)村發(fā)展中新出現(xiàn)的數(shù)字化現(xiàn)象,系統(tǒng)構(gòu)建了縣域數(shù)字鄉(xiāng)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(qū)和1個特區(qū),不包括港澳臺)數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展實際水平。此數(shù)據(jù)綜合考慮數(shù)據(jù)可得性和指標觀測的可持續(xù)性,實際納入29個指標進行指數(shù)測算,其中的21個指標采用的數(shù)據(jù)源于阿里巴巴集團及旗下業(yè)務和生態(tài)伙伴,8個指標采用的數(shù)據(jù)源于國家統(tǒng)計數(shù)據(jù)及網(wǎng)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(nóng)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(qū)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(tài)(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(guī)模(siz)、家庭總房產(chǎn)(lnhou);地區(qū)層面的控制變量包括人均GDP(lngdp)、第三產(chǎn)業(yè)貢獻率(str)、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)單位數(shù)(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(tǒng)計如表1所示。

(三)模型設定

1.基準回歸

為驗證數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展是否顯著影響農(nóng)村家庭收入,本文構(gòu)建基準模型如下：

(1)

2.傳導機制

為檢驗數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展影響農(nóng)村家庭收入的作用機制,參考相關(guān)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(shù)β2及式(3)中channelij的系數(shù)δ3均顯著,則表示存在中介效應。

四、實證結(jié)果

(一)基準回歸結(jié)果

本文使用線性最小二乘法(OLS)回歸模型。表2報告了數(shù)字鄉(xiāng)村對農(nóng)村家庭收入的基準回歸結(jié)果。表2中(1)～(4)列顯示,數(shù)字鄉(xiāng)村的系數(shù)均為正,且在1%的水平上顯著,表明從整體上來看,數(shù)字鄉(xiāng)村建設顯著提升了農(nóng)村家庭收入,由此驗證了假設1。數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)每上升一單位,農(nóng)村家庭人均純收入提高0.338%。從收入構(gòu)成分析,數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)每上升一單位,農(nóng)村家庭人均工資性收入增加1.967%,人均經(jīng)營性收入增加0.697%及人均財產(chǎn)性收入增加2.263%。從系數(shù)上看,數(shù)字鄉(xiāng)村建設對農(nóng)村家庭的工資性收入與財產(chǎn)性收入提升作用更顯著。第一,隨著互聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字技術(shù)的普及,創(chuàng)意農(nóng)業(yè)、觀光農(nóng)業(yè)、都市農(nóng)業(yè)等新業(yè)態(tài)發(fā)展迅速,為農(nóng)村家庭創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位,增加工資性收入。第二,數(shù)字鄉(xiāng)村對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后提供數(shù)字化服務,大力發(fā)展智慧農(nóng)業(yè),節(jié)約生產(chǎn)成本,提高生產(chǎn)效率,促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)興旺,增加農(nóng)村家庭的經(jīng)營性收入。第三,數(shù)字鄉(xiāng)村促進鄉(xiāng)村旅游的發(fā)展,盤活農(nóng)村的閑置農(nóng)房與農(nóng)田,促進土地流轉(zhuǎn),有效增加農(nóng)村家庭的財產(chǎn)性收入。與此同時,數(shù)字化金融為農(nóng)村家庭合理配置金融產(chǎn)品,也增加了其財產(chǎn)性收入。表2中(5)列顯示,數(shù)字鄉(xiāng)村的系數(shù)在1%的水平上負顯著,表明數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展降低了農(nóng)村家庭人均轉(zhuǎn)移性收入。從系數(shù)上看,數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)每上升一個單位,農(nóng)村家庭人均轉(zhuǎn)移性收入下降1.863%。由于農(nóng)村家庭的轉(zhuǎn)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(nóng)戶和低收入農(nóng)戶,而數(shù)字鄉(xiāng)村建設彌補了城鄉(xiāng)之間的“數(shù)字鴻溝”,使得低收入農(nóng)戶數(shù)量減少,因此,降低農(nóng)村家庭轉(zhuǎn)移性收入。

表2 數(shù)字鄉(xiāng)村建設與農(nóng)村家庭增收：基準回歸

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.更換變量

為檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)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(nóng)村家庭人均純收入衡量農(nóng)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(nóng)村家庭收入情況進行穩(wěn)健性檢驗。表3結(jié)果顯示,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展指數(shù)均在1%的水平上顯著為正,表明數(shù)字鄉(xiāng)村建設提升了農(nóng)村家庭純收入與家庭總支出,與基準回歸結(jié)果一致,證明了基準回歸的穩(wěn)健性。另一方面,是更換解釋變量。數(shù)字化金融指數(shù)(df)在一定程度上也反映了一個地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展水平,所以用數(shù)字化金融指數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗。表4中(1)～(5)列結(jié)果系數(shù)符號及收入來源的系數(shù)大小均與基準回歸結(jié)果完全一致,進一步驗證了基準回歸的穩(wěn)健性,由此驗證了假設1。數(shù)字化金融水平越高,表明數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展水平越高,農(nóng)村家庭的收入越高。

表3 更換被解釋變量的穩(wěn)健回歸結(jié)果

表4 更換解釋變量的穩(wěn)健回歸結(jié)果

2.剔除可信度不高的樣本

鑒于CFPS數(shù)據(jù)問卷樣本是個人的主觀回答,本部分基于調(diào)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(wěn)健性檢驗。又因為2018年CFPS數(shù)據(jù)問卷中沒有關(guān)于直接回答可信度的問題,所以本部分根據(jù)2018年CFPS數(shù)據(jù)問卷的問題“調(diào)查者對受訪者急于結(jié)束調(diào)查的程度(區(qū)間為1～7分)”來進行穩(wěn)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(jié)果?？梢钥闯?數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭收入及具體收入來源的影響與基準回歸結(jié)果一致,驗證了基準回歸的穩(wěn)健性。

表5 剔除可信度不高樣本的穩(wěn)健回歸結(jié)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(shù)字鄉(xiāng)村對農(nóng)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(wěn)健性檢驗。表6中匯報了回歸結(jié)果,與基準回歸結(jié)果基本一致,這充分說明了基準回歸的穩(wěn)健性。

表6 剔除2017年國家級貧困縣農(nóng)村家庭樣本的穩(wěn)健回歸結(jié)果

4.工具變量法

為盡量避免遺漏變量和反向因果關(guān)系而帶來的內(nèi)生性問題,本文借用工具變量法解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題;又因為本文的被解釋變量是微觀層面數(shù)據(jù),對宏觀層面的縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)影響很小,反向因果問題不大,本文只選用一個總指標即農(nóng)村家庭人均純收入使用工具變量方法。本部分擬構(gòu)建兩個工具變量。第一,選取2000—2002年地區(qū)擁有的平均固定電話數(shù)(lnpho)作為第一個工具變量。因為2000年是第1年移動電話數(shù)超過固定電話數(shù)的年份,因此,這3個年份的年均固定電話數(shù)能在一定程度上反映一個地區(qū)的信息化程度,即與一個地區(qū)的數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)相關(guān),而與2018年的農(nóng)村家庭收入肯定不相關(guān),滿足工具變量的外生性與相關(guān)性。第二,選取農(nóng)村家庭所在地級市與杭州市的球面距離(lndis),作為數(shù)字鄉(xiāng)村建設的第二個工具變量。由于數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)底層數(shù)據(jù)很多指標來源于杭州的螞蟻集團,杭州是數(shù)字經(jīng)濟高度發(fā)達地區(qū),也是物聯(lián)網(wǎng)、區(qū)塊鏈等數(shù)字技術(shù)起步最早的一批,其對數(shù)字技術(shù)的溢出和擴散效應受地理距離的影響,所以各地區(qū)的數(shù)字鄉(xiāng)村水平與其所在地級市到杭州市的地理距離呈現(xiàn)高度的相關(guān)性,但是與農(nóng)村家庭收入無關(guān),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(jié)果。從表7中(1)列可以看出,固定電話數(shù)的系數(shù)在1%的水平上呈正向顯著,說明固定電話數(shù)越多的縣域其數(shù)字經(jīng)濟水平越高;與所在地級市離杭州市的球行距離對數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)在1%的水平上呈負向顯著,說明離杭州越遠,數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)越低。表7中(2)列顯示,通過兩個工具變量控制內(nèi)生性問題之后,數(shù)字鄉(xiāng)村對農(nóng)村家庭收入的影響仍在10%的水平上顯著為正,且數(shù)字鄉(xiāng)村的系數(shù)與基準回歸結(jié)果基本一致,這也正說明了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)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(tǒng)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(jié)果

五、機制分析

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

(一)數(shù)字鄉(xiāng)村建設與農(nóng)村家庭工資性收入

從收入構(gòu)成來看,工資性收入是農(nóng)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(nóng)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(nóng)戶干農(nóng)活(hel)。根據(jù)2018年CFPS家庭問卷中的問題“是否幫其他農(nóng)戶干農(nóng)活”構(gòu)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(shù)字鄉(xiāng)村的系數(shù)在1%的水平上顯著為正,說明數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展增加了農(nóng)村家庭幫助其他農(nóng)戶干活的概率;表8 中(2)列結(jié)果顯示,幫其他農(nóng)戶干農(nóng)活的系數(shù)在1%的水平上顯著為正,說明中介效應存在。數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展增加了農(nóng)村家庭幫其他農(nóng)戶干農(nóng)活的概率,從而提高了農(nóng)村家庭的工資性收入。這主要是由于家庭農(nóng)場等農(nóng)業(yè)新型經(jīng)營主體的出現(xiàn),農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化規(guī)模擴大,在豐收季農(nóng)戶需要聘用其他農(nóng)戶幫忙從事采摘或包裝等農(nóng)活,從而為其他農(nóng)戶提供干農(nóng)活的機會而增加工資性收入。其二是外出打工(out)。根據(jù)2018年CFPS家庭問卷中的問題“是否外出打工”構(gòu)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(jié)果,可以看出,數(shù)字鄉(xiāng)村系數(shù)為正且統(tǒng)計上顯著,說明數(shù)字鄉(xiāng)村的發(fā)展增加了農(nóng)村家庭外出打工的機會。表8中(4)列結(jié)果顯示,外出打工的系數(shù)為4.940,在1%的水平上顯著為正,中介效應較前者大,說明數(shù)字鄉(xiāng)村通過增加農(nóng)村家庭外出打工的機會,從而增加工資性收入。可能原因如下：一方面,數(shù)字鄉(xiāng)村有助于打造農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園區(qū),為周邊的農(nóng)村居民提供就近就業(yè)機會;另一方面,數(shù)字鄉(xiāng)村建設拓展了社會資本獲取更多的就業(yè)信息,緩解了信息不對稱性,更易獲得合適的就業(yè)機會。

表8 數(shù)字鄉(xiāng)村建設與農(nóng)村家庭工資性收入的機制回歸結(jié)果

(二)數(shù)字鄉(xiāng)村建設與農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入

經(jīng)營性收入也是農(nóng)村家庭重要的收入來源之一。本部分選取家庭創(chuàng)業(yè)作為中介變量。根據(jù)2018年CFPS數(shù)據(jù)家庭問卷中的問題“是否有人從事個體私營”構(gòu)建虛擬變量(bus),是=1,否=0。表9中(1)列顯示,數(shù)字鄉(xiāng)村對家庭創(chuàng)業(yè)有正向促進作用,說明數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展增加了家庭創(chuàng)業(yè)的概率;表9中(2)列顯示,家庭創(chuàng)業(yè)的系數(shù)在1%的水平上顯著為正,表明中介效應存在,這也說明數(shù)字鄉(xiāng)村有助于農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)從而提高農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入。可能原因如下：第一,數(shù)字鄉(xiāng)村包括數(shù)字化金融,有助于農(nóng)村家庭獲得資金的支持,為家庭創(chuàng)業(yè)奠定了資金基礎;第二,數(shù)字鄉(xiāng)村通過打造電商平臺,為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化打通產(chǎn)業(yè)鏈上下游的通道,為家庭創(chuàng)業(yè)解決了銷路難題。

表9 數(shù)字鄉(xiāng)村建設與農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入的機制回歸結(jié)果

(三)數(shù)字鄉(xiāng)村建設與農(nóng)村家庭財產(chǎn)性收入

隨著農(nóng)村“三變”改革的進行,財產(chǎn)性收入在農(nóng)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(jù)2018年CFPS數(shù)據(jù)家庭問卷中的問題“是否有土地租用給別人”構(gòu)建虛擬變量,是=1,否=0。表10中(1)列可以看出,數(shù)字鄉(xiāng)村的系數(shù)顯著為正,說明數(shù)字鄉(xiāng)村的發(fā)展促進了農(nóng)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(shù)在1%的水平上也顯著為正,表明中介效應存在,這說明數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展增加農(nóng)村家庭將土地租用給別人的概率,以此增加財產(chǎn)性收入。原因如下：數(shù)字鄉(xiāng)村推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化,促進土地流轉(zhuǎn)的發(fā)生,農(nóng)村產(chǎn)業(yè)愈發(fā)活躍,更多農(nóng)村家庭選擇將土地流轉(zhuǎn)給專業(yè)大戶,然后從事其他非農(nóng)工作。第二個中介變量是根據(jù)問卷中的問題“是否持有金融產(chǎn)品”(finp)構(gòu)建虛擬變量,是=1,否=0。從表10中(3)列可以得到,數(shù)字鄉(xiāng)村系數(shù)為正,證明數(shù)字鄉(xiāng)村建設增加了農(nóng)村家庭持有金融產(chǎn)品的概率。表10中(4)列結(jié)果表明,是否持有金融產(chǎn)品的系數(shù)在1%的顯著水平上為正,中介效應存在,這意味著數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展通過增加農(nóng)村家庭持有金融產(chǎn)品的機會提高其財產(chǎn)性收入?？赡茉蛟谟冢簲?shù)字鄉(xiāng)村尤其是數(shù)字化金融的普及,農(nóng)村家庭獲得金融支持的機會變多,購買金融產(chǎn)品的機會變多,特別是一些保本型的基金受到農(nóng)村家庭的歡迎,從而使得農(nóng)村家庭財產(chǎn)性收入增加。

表10 數(shù)字鄉(xiāng)村建設與農(nóng)村家庭財產(chǎn)性收入的機制回歸結(jié)果

六、異質(zhì)性分析

隨著互聯(lián)網(wǎng)、物聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字技術(shù)的普及,不同地區(qū)、不同行業(yè)的人群從數(shù)字經(jīng)濟中獲得的福利各異,“數(shù)字鴻溝”普遍存在。結(jié)合已有文獻,下文探討不同特征的農(nóng)村家庭誰能從數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展中增收更多。

(一)地區(qū)異質(zhì)性分析

經(jīng)濟學意義上普遍把中國分成東部、中部、西部,用來表示經(jīng)濟發(fā)展水平的差異。表11展示了不同地區(qū)的實證結(jié)果。表11中(1)～(3)列顯示,數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)的系數(shù)均為正,在1%的水平上顯著,表明東部、中部和西部地區(qū)數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展都顯著增加了農(nóng)村家庭收入。但從系數(shù)上來看,東部地區(qū)系數(shù)最大,中部地區(qū)次之,西部地區(qū)系數(shù)最小,表明東部地區(qū)在數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展中農(nóng)村家庭增加收入最多,中部地區(qū)相對較少,西部地區(qū)最少。可能原因在于：“數(shù)字鴻溝”不僅存在于城鄉(xiāng)之間,地區(qū)之間也存在明顯的“數(shù)字鴻溝”。東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高,數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展適配,從而增加收入最多;西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展落后,農(nóng)村家庭對數(shù)字技術(shù)接受程度有限,未能真正利用數(shù)字技術(shù)達到增收目的,而中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展適中,數(shù)字鄉(xiāng)村建設對農(nóng)村家庭收入的作用也居中,這充分說明了經(jīng)濟發(fā)展水平越低的地區(qū),數(shù)字鄉(xiāng)村建設發(fā)揮作用越有限。

表11 數(shù)字鄉(xiāng)村建設與農(nóng)村家庭收入：地區(qū)異質(zhì)性

(二)物質(zhì)資本異質(zhì)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(zhì)資本的代理變量,將農(nóng)村家庭分為低收入組(平均數(shù)以下)和高收入組(平均數(shù)以上),分別進行回歸,回歸結(jié)果如表12。表12中(1)～(2)列結(jié)果顯示,在低收入家庭中數(shù)字鄉(xiāng)村的系數(shù)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(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展顯著促進低收入家庭增收,而在高收入家庭中數(shù)字鄉(xiāng)村增收效應不顯著。可能原因如下：數(shù)字鄉(xiāng)村拓展的新業(yè)態(tài)創(chuàng)造了送外賣、送快遞等低技術(shù)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(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展中獲得了更多就業(yè)機會,以此增加收入。

表12 數(shù)字鄉(xiāng)村建設與農(nóng)村家庭收入：物質(zhì)資本異質(zhì)性與人力資本異質(zhì)性

(三)人力資本異質(zhì)性分析

基于農(nóng)村家庭人口的學歷平均值,將結(jié)果高于3(初中)的農(nóng)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(shù)字鄉(xiāng)村的系數(shù)均顯著為正,說明數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭收入都有正向促進作用,但從系數(shù)上看,高學歷農(nóng)村家庭從數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展中獲利更多,但差異不大?？赡茉蛉缦拢合鄬τ诘蛯W歷農(nóng)村家庭來說,高學歷家庭能夠更好地利用數(shù)字技術(shù),獲得各種有助于就業(yè)和提高收入的信息,也有助于其獲得高技術(shù)含量的工作,以此實現(xiàn)收入的提升。

七、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文使用2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù),從微觀層面分析了數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對農(nóng)村家庭收入的影響。研究發(fā)現(xiàn)：數(shù)字鄉(xiāng)村建設總體上增加農(nóng)村家庭純收入。從收入構(gòu)成來看,數(shù)字鄉(xiāng)村建設促進農(nóng)村家庭工資性收入、經(jīng)營性收入和財產(chǎn)性收入的增長,但顯著降低轉(zhuǎn)移性收入?；谵r(nóng)村家庭收入構(gòu)成,數(shù)字鄉(xiāng)村建設通過促進農(nóng)村居民幫干農(nóng)活和外出打工的概率增加農(nóng)村家庭工資性收入;通過促進家庭創(chuàng)業(yè)增加農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入;通過加快土地租用和持有金融產(chǎn)品的概率,加快農(nóng)村資源變資產(chǎn)增加農(nóng)村家庭財產(chǎn)性收入。進一步研究發(fā)現(xiàn),數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展對于不同特征的農(nóng)村家庭存在異質(zhì)性。從結(jié)果看,經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的農(nóng)村家庭、低收入的農(nóng)村家庭及高學歷的農(nóng)村家庭從數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展中獲利更多。

(二)政策建議

農(nóng)民農(nóng)村共同富裕是實現(xiàn)全社會共同富裕的關(guān)鍵組成部分,促進農(nóng)民增收是實現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵舉措。國家不斷推進“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”,深入實施數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展行動,擴大農(nóng)業(yè)物聯(lián)網(wǎng)示范應用,著力推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展,促進農(nóng)村居民高質(zhì)量就業(yè)。第一,當前中國農(nóng)村居民工資性收入占比超過40%,是農(nóng)民增收的“壓艙石”。大力推廣互聯(lián)網(wǎng)學習平臺,為廣大的農(nóng)村居民加強就業(yè)創(chuàng)業(yè)指導服務,吸引更多農(nóng)村居民實現(xiàn)高質(zhì)量就業(yè)、返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè);深入開展電子商務進農(nóng)村綜合示范,實施“互聯(lián)網(wǎng)+”農(nóng)產(chǎn)品出村進城工程,挖掘農(nóng)村內(nèi)部就業(yè)潛力,增加農(nóng)村家庭工資性收入。第二,推進重要農(nóng)產(chǎn)品全產(chǎn)業(yè)鏈大數(shù)據(jù)建設,發(fā)揮規(guī)模經(jīng)營優(yōu)勢,支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化,讓龍頭企業(yè)帶動農(nóng)民發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品初加工、精深加工,促進農(nóng)村“三產(chǎn)”融合發(fā)展,增加農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入。第三,財產(chǎn)性收入成為農(nóng)村家庭增收的最大潛力之一。通過數(shù)字化建設暢通城鄉(xiāng)要素流動通道,激活農(nóng)村大量的資源轉(zhuǎn)化為資產(chǎn),引導農(nóng)民以多種形式流轉(zhuǎn)土地承包經(jīng)營權(quán),盤活閑置的農(nóng)房與宅基地,拓寬財產(chǎn)性收入增收渠道;持續(xù)推進數(shù)字普惠金融,提升農(nóng)村地區(qū)金融服務的覆蓋廣度和深度,創(chuàng)新金融產(chǎn)品,為農(nóng)村家庭開發(fā)更多、更安全的投資渠道,增加其財產(chǎn)性收入。第四,鑒于不同特征的農(nóng)村家庭從數(shù)字鄉(xiāng)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(fā)達地區(qū)的數(shù)字鄉(xiāng)村建設,為實現(xiàn)全社會共同富裕奠定數(shù)字化基礎。