数字经济推动乡村振兴的双重中介路径研究

唐红涛，陈捷

（湖南工商大学经济与贸易学院，湖南 长沙 410205）

《中国数字经济发展报告（2022）》指出，2021年数字经济规模达到45.5万亿元，同比增长16.2%，占GDP比重达到39.8%，数字经济在国民经济中的支撑作用更加显著。发挥数字经济赋能效应，把握数字经济发展新机遇，是解决现阶段城乡发展不平衡、农村发展不充分、农村产业结构单一［1］和农民收入结构单一等问题的关键要素。《数字乡村发展战略纲要》也指出，要进一步解放和发展数字化生产力，推进农业数字化转型。2022年中央一号文件进一步指出，大力推进数字乡村建设，推进数字化赋能。

数字经济赋能乡村振兴，是现阶段实现我国农村经济社会发展和乡村产业融合发展的关键动力。以5G新技术、高速互联网以及大数据平台为代表的数字新型基础设施建设持续向乡村地区深化，完善乡村地区信息化服务的供给，缩小地区之间的数字鸿沟，并进一步催生以农村电商为代表的新产业、新业态和新模式。2021年，全国农村网络零售额达到2.05万亿元，占网络零售总额的15.6%，农产品网络零售规模达到 4 221亿元，同比增长2.8%。为支持农村电商蓬勃发展，以“数商兴农工程”“地理标志促进工程”“农村电商示范区”为代表的数字新政策，为广阔农村搭建农产品流通的新平台，打通乡村物流配送的“最后一公里”，吸引一大批数字人才返乡创新创业，推进农业电商发展，使得手机成为农户新的“农具”，电商直播成为新的“农活”。2020年“雪亮工程”在行政村的覆盖率达到77%，推动乡村治理向数字化、信息化转变，乡村治理效能进一步提升。

发挥数字经济的赋能效应，依托数字新基建和数字新政策，探索实现乡村振兴之路。鉴于此，课题组利用实地问卷调查数据，运用结构方程模型（SEM）进行实证分析，深入探究数字经济促进乡村振兴的内在机制机理及其实践路径，以丰富现有数字经济与乡村振兴的相关研究成果。

一 理论机理

文本基于对既有文献的归纳厘清，可将乡村振兴的指标体系解构为产业数字化转型、乡村现代化治理以及居民消费升级三个层面。

（一）数字经济推动数字新基建赋能乡村振兴

数字新基建是由数据中心、人工智能、5G网络、工业互联网、物联网等新一代信息技术不断融合、叠加和迭代所形成的基础设施体系［2］。也有学者认为，广义的数字新基建还应包括利用新一代数字技术对传统基础设施进行数字化改造［3］。

1.数字新基建技术赋能产业转型

新基建运用新的技术通过颠覆性创新和迭代式创新，促进产业转型升级［4］，实现对传统产业的改造。数字新基建通过数字化技术赋能渗入乡村各行各业：通过对乡村公路、农田灌溉设施等乡村传统基础设施进行数字化改造升级，在原有功能的基础上实现性能的优化，提升基础要素的价值；淘汰一批乡村落后的产业，催生一批新的产业和新的业态。数字农业是数字技术在农业领域的综合应用。它将物联网、大数据和地理遥感等前沿技术应用于农业生产，通过数字技术赋能效应极大地提高了现有农业生产的效率和资源利用率，并应用大数据技术对农业生产的全过程信息进行采集分析，及时对农作物病虫害进行防治，降低自然灾害对农业生产的影响。数字技术在农业中的应用，使得更多的农户和消费者享受到农业数字化转型的红利［5］，还有助于降低污染排放和提升生态效率［6］，推动乡村产业数字化转型。

2.数字新基建数据赋能治理有效

以“互联网+党建/政务”“数字评价系统”“乡村数字治理接点平台”为代表的现代乡村治理形式，通过融合各方数据资源，并对采集的数据进行分析，创新现代治理的新模式。治理行为和治理数据处理从“线下”转到“线上”，释放乡村治理效能，帮助乡村治理升级。数字治理打破了物理空间对农村流动人口参与村民自治的限制，农村流动人口在身体缺场的情形下，通过数字设备参与村民乡村治理［7］，有效解决了乡村治理与村民自治之间“沟通断层”“时空错位”的问题，进一步营造乡村良好的治理环境。

3.数字新基建流通赋能消费升级

数字新型基础设施明显弱化了乡村经济区位劣势的消极影响，打破区域发展的空间阻碍边界，进一步加速城乡双向经济循环，显著提高农村地区向外输送农产品的效率，降低农产品在物流运输中的损耗。农户通过互联网及时获取有效信息，实现小农户与大市场对接，拓展农产品流通渠道，提升产品附加值，促产增收，从而影响居民消费。数字技术的应用有利于实现稳定的农产品市场供给，提高农户从事农业生产的积极性和收入，促进农村居民消费升级。

（二）数字经济推动数字新政策赋能乡村振兴

以道路、水利、通讯和饮用水为代表的农村基础设施建设对促进农村地区经济发展、改善民生具有重要的现实意义，为乡村振兴战略的实施提供重要支撑，是具有普惠性质的“输血式”扶贫。而数字新政策不仅推动普惠性质基础设施的持续完善，还强调贫困人口自我脱贫的内生性政策措施，培育乡村居民自我脱贫能力、内生脱贫能力，即内生“造血”能力。

1.数字新政策撬动金融，支撑推动产业转型

数字新政策推动数字金融助力乡村产业，调动乡村居民积极性，成为推动乡村产业发展的新动能和新引擎。数字金融突破时空限制，具有开放、共享和覆盖广泛的优势，能够以较低的成本快速实现乡村产业资金的供求匹配［8］。通过乡村振兴的政策支撑，撬动数字金融与社会资本支持乡村产业，有效破解农村地区产业数字化转型过程中的融资难题，为乡村产业数字化转型提供强大的金融支持。

2.数字新政策提供制度保障，实现治理有效

张绍合等指出，目前中国乡村治理仍然存在村民自治弱势、乡政村治互相扯皮等问题，一个善治的乡村治理需要一个合适的制度安排框架［9］，这是乡村现代化治理的重点。数字技术丰富了乡村治理的模式和方式，数字新政策则为实现乡村治理现代化提供制度保障，以制度形式明确乡村现代化治理的边界，推动数字人才参与乡村治理实践，促使乡村治理有据可依、运行有序，形成有序治理、数字化治理的新格局。

3.数字新政策推动农村电商发展，促进消费升级

数字新政策积极推动农村电商与乡村产业融合，激发乡村产业活力，推动乡村居民实现消费升级。传统农产品供应链环节较长，交易成本较高，推动农村电商发展，有助于将数字要素与农业生产结合起来，提高农业产出水平，促使农业生产规模化和数字化，同时，改变乡村供应链体系，减少交易成本，从而提升农村居民收入。众多学者论证了电子商务会对农村居民收入产生影响。李怡等研究表明，参与和未参与电子商务的农户间收入差距明显，参与电子商务的农户收入更高［10］。金晓彤等也指出，农村电商通过带动创业型经济的发展，推动农村居民增收，且增收效应逐年增强［11］。冯富帅指出，农村电商通过提升农村居民收入，缩小城乡收入差距，进而对农村消费升级产生影响［12］。王宸圆指出，农村电子商务通过降低农村居民消费成本、刺激农村居民消费欲望和提升农村居民收入带动农村居民消费升级［13］。

（三）数字经济直接推动乡村振兴

1.数字人才赋能乡村振兴，实现产业转型

农村人力资本的严重匮乏制约了乡村产业转型升级和乡村地区的经济发展，同时，人力资本利用率不高也会对产业转型升级产生影响［14］。随着乡村振兴战略的持续推进，乡村地区对数字人才的需求急剧增长。张蕴萍等指出，数字经济能通过政策手段培育、吸引数字人才赋能乡村振兴［15］。何雷华等也指出，数字经济能够带来新的就业创业机会，激发人才需求，促进人才回流，更好地服务乡村发展［16］。因此，要充分发挥数字人才的专业带头作用，通过打造乡村数字人才队伍，加强乡村人力资源开发，促进各类人才投身乡村产业，推动乡村产业数字化转型。

2.数字体系赋能乡村振兴，实现治理有效

陈成文等提出建设“一核多元”的治理体系，即数字技术在乡村治理上的有效实践，有助于走出以往乡村治理中“碎片化”“紊乱化”“梗阻化”的实践困境，为乡村治理现代化和实现乡村振兴提供坚实的组织体系保障［17］。廖福崇也指出，多主体协同是数字治理的核心特征，要推动构建数字治理体系建设［18］。通过数字化手段，极大地调动多方主体参与乡村治理，形成聚集效能，构建高效的内部协调机制，从而推动建设乡村现代化治理体系。

3.数字产业赋能乡村振兴，实现消费升级

胡智慧等指出，数字经济能够推动产业结构升级，实现农村居民消费升级［19］。数字经济将生产者和消费者连接到一起，削弱了供需错配的可能性，缩短了产品生产到消费的周期，加速资本循环，从而降低成本，提升收入水平，进一步扩大消费规模，进而实现产业和结构的双升级。张红凤等进一步指出，产业结构升级带动经济发展和家庭收入增长，进而促进消费水平提高，同时，互联网发展效应、文化传播效应和健康服务效应间接促进家庭消费结构升级［20］。

综上所述，课题组构建了“数字经济—数字新基建/数字新政策—乡村振兴”的中介路径（见图1）。

图1 结构方程中介模型

二 研究设计与研究方法

（一）研究模型

结构方程模型分为测量模型和结构模型两种。测量模型描述观察变量是否适合作为潜变量。首先要建立观察变量与其所度量潜变量之间的联系，其次检验是否存在假设的因子结构。结构模型用以评估潜变量之间的相互关系。外生潜变量是指作为原因的潜在变量，而内生潜变量是指作为结果的潜在变量。

测量方程表示为：

式（1）（2）中，X是ξ的观测变量，Y是η的观测变量，η和ξ分别是内生潜在变量和外生潜在变量。Λx和Λy分别是内生潜在变量和外生潜在变量与观测变量之间的关系，ϵ、δ分别表示测量方程变量Y和变量X的误差项。

结构方程表示为：

式（3）中，B表示某些内生潜在变量与其他内生潜在变量之间的关系，Γ表示外生潜在变量对内生潜在变量的影响，ζ表示结构方程模型变量η的误差项。

（二）问卷设计

基于实际研究问题假设，采用李克特五级量表对问卷指标进行赋值（1=非常不认同，2=不认同，3=一般认同，4=认同，5=非常认同），设置4个一级变量：数字经济、数字新基建、数字新政策以及乡村振兴。在设置指标问题上，充分考虑问卷调查对象认知能力的差异，问卷的内容设计在能够满足各指标度量的前提下，尽可能地契合农户生活，消除理解障碍；同时，审慎考量问卷题目数量，合理把握问卷作答时长。问卷指标及问卷内容如表1所示。

表1 问卷指标及其内容

（三）数据来源与描述性统计分析

2021年6月至8月，课题组在湖南省怀化市、邵阳市、娄底市及其下辖乡镇实地调研并进行匿名问卷调查。本次调查共发放问卷300份，回收296份，调查对象覆盖传统农民、新农人、乡村致富带头人以及各村委会主任、合作社主任等群体，不存在样本有偏，不存在空白、随意填写等无效问卷，符合问卷研究要求，全部予以采用。

在本次问卷调查中，男性占调查总人数的75%，并以农村户口为主，符合样本基本现状；学历覆盖小学及以下、初中、高中和大学及以上，较低的受教育水平（高中及以下）占比接近74%，占据样本的绝大多数，总体呈现正态分布，与调研地农村以高中及以下受教育水平为主的地区人口结构现状相契合；参与行业以传统农业为主，占比62.8%，也符合乡村地区以农业为主的产业结构现状。样本总体能够客观反映调查区域的实际情况，可信度高（见表2）。

表2 样本描述性统计

在变量描述性统计中，最小值为1，最大值为5，问卷作答具有显著差异；各变量均值及中位数均在2.5以上，标准偏差普遍小于1。数字新基建与数字新政策变量均值和中位数的得分均高于其他变量，从侧面反映了村民对目前乡村数字新基建和数字新政策总体上是满意的，也印证了乡村地区数字经济的持续发展倒逼乡村数字新基建先行和数字新政策跟进。

三 实证分析与检验

（一）Person相关性检验

表3中Person相关性检验结果显示，数字经济（SJ）与数字新基建（SX）、数字新政策（SZ）以及乡村振兴指标体系下的产业数字化转型（CSZ）、乡村现代化治理（XXZ）和居民消费升级（MXS）得分呈现显著的正相关，均达到P值小于0.01的显著性水平。这表明数字经济与数字新基建、数字新政策以及乡村振兴指标体系下的产业数字化转型、乡村现代化治理和居民消费升级都存在较强的相关性，随着乡村地区数字经济发展水平的持续深化，各变量也呈现明显的上升趋势。

表3 相关性分析

（二）信度、效度与共同方法偏差检验

Cronbach’s α指数常被用于问卷的信度检验，本次检验结果如表4和表5所示。考虑到模型较复杂、样本数量较大，各子维度变量的绝大部分KMO值大于0.6，该信度是可接受的，且在Bartlett球形检验中样本总体KMO值达到0.91，P值小于0.001，模型通过信度检验，适合做因子分析。

表4 信度分析

表5 信度检验

继而，对量表总计20个题目做主成分提取分析。结果显示，初始值大于1的因子共有4个，累计解释方差变异为57.91%。这表明20个题目提取至多4个因子对于原始数据的解释度较为理想。在碎石图中，折线于成分3及成分4以后逐渐趋于平缓，并在成分3之前急剧下降，这也表明20个题目提取3至4个公因子较为合适。本研究提取的因子数符合要求，可通过信度和效度的检验。

为检验模型的整体拟合程度，选用了X2/df、RMSEA、NFI、IFI、TLI以及CFI指标，选择共同方法因子做验证性因子分析。表6结果显示，拟合指标与原模型相比变化不大，RMSEA和RMR（绝对拟合指标）变化均不超过0.05，且NFI、IFI、TLI和CFI变化也均不超过 0.1，表明原整体拟合模型无严重共同方法偏差。

表6 整体拟合系数

（三）双路径中介效应检验

基于现有结构方程模型，结合Bootstrap方法和PROCESS宏程序，对该中介效应进行检验。首先对数字经济分别通过数字新基建和数字新政策两条路径进行检验，再对乡村振兴指标变量下产业数字化转型、乡村现代化治理以及居民消费升级分别进行中介检验，结果如表7所示。

表7 非标准化的Bootstrap潜变量中介效应检验

基于AMOS的实证结果，进一步对两条中介路径分别进行Bootstrap迭代抽样检验。检验结果显示，数字经济—数字新基建—乡村振兴的非标准化中介效应检验在95%误差修正检验中，P值小于0.05，且上下限不包含0值，通过潜变量中介效应检验，结果显著。但是，在95%分位数检验，上下限包含0值，且P值大于0.05，结果并不显著。这可能是因为：第一，“目前中国农村数字经济发展水平普遍落后于乡村振兴”［21］，只有在数字经济大幅度提升之后，二者才会迎来更快速的发展，即数字经济对乡村振兴的间接推动力尚未完全释放；第二，基于目前数字新基建的定位，数字新基建为乡村振兴服务，主要保障和改善民生，为乡村产业和农村居民融入现代数字化社会创造必要条件，存在明显的普惠倾向，在促进乡村居民增收致富的直接感知上不如数字新政策明显。

在数字经济—数字新政策—乡村振兴的路径上，95%的修正误差检验和分位数检验中的P值小于0.001，且上下限均不包含0值，说明该中介效应显著。可见，在某种程度上调查的样本对象在数字新政策中的获益要明显强于数字新基建，也进一步表明，在现阶段数字新政策是实现乡村振兴的关键中介路径，是推动乡村振兴的重要推动力。

最后，将性别、户口、学历和行业这些控制变量纳入中介检验，将检验路径细化到乡村振兴的二阶因子路径上，结果发现，学历在数字经济对促进产业数字化转型的中介路径影响上具有显著的正向影响（标准化估计下P值小于0.01），表现为学历越高，促进作用越强。除此之外，其他控制变量对各路径显著性均不产生影响。结果进一步揭示，数字经济能够通过数字新基建、数字新政策两条路径推动乡村振兴，且中介效应显著，显著性水平高（P值小于0.001）。

四 结构方程模型分析与结论

通过AMOS 26.0软件构建结构方程模型，并对结构模型的路径进行拟合。

（一）模型未进行MI路径修正

在对模型路径MI进行修正前，路径拟合系数如表8所示。直接路径上因子载荷系数表明，数字经济对乡村振兴存在正向的相关关系，在中介路径上，数字经济与数字新基建、数字新政策再到乡村振兴均呈现正向相关关系。但是路径拟合系数不够理想，需执行下一步MI路径修正（对残差e进行路径修正）。

表8 模型修正前后的拟合系数

（二）对模型进行MI路径修正

基于结构方程模型的修正规范进行MI路径修正［22-23］，修正次数不超过3次为合理修正（本次必要修正为两处：e9—e20，e15—e21），修正模型符合要求。修正后的模型拟合系数结果如表8所示，X2/df的值小于3，RMSEA的值小于0.08，且其他系数均大于0.8，修正后的模型整体系数都要优于修正前，说明修正后的模型拟合系数总体上较为理想，模型的可接受程度较高。

对于修正路径的解释，在e9—e20的修正中，扶贫产业对农户收入的提升与调动社会资源促进农户经营之间存在着一定的相关关系，在农户经营过程中存在由初级向中级乃至高级的乡村经营形态转变的现象。对从事简单劳动的村民进行技能培训，使其参与农村电商等产业脱贫实践，并通过习得的技能实现增收。并不是所有的村民都能在一次或者几次的学习中掌握新技能，通过数字新政策实现富裕也并非一劳永逸，实现增收的村民有可能再度返贫，也有可能实现经营形态跃升，彻底实现脱贫致富。二者之间存在一定的关联性，存在修正的现实可能。在e15—e21的修正中，数字新基建与乡村生态环境之间存在相关关系。数字新基建程度较高的地区，经济发展水平也较高，更愿意加大乡村生态环境治理投入；而生态环境优美的乡村地区，拥有更多机会发展乡村生态旅游，吸引城乡游客，倒逼基础设施进一步完善。修正后的结构方程模型见图2。

图2 修正后结构方程模型估计

在图2中，中心单箭头表示实现路径，双箭头表示相关性，二级和三级潜变量单箭头表示衡量指标、问题设置及残差项（统一赋值为1）。图2的实证结果进一步揭示，数字经济每提升1个单位，带动乡村振兴提升0.22个单位，通过数字新基建该路径能够提升0.020个单位，通过数字新政策该路径能够提升0.186个单位，且通过直接效应和中介效应检验，路径成立。

（三）路径分析

研究结果显示，数字经济显著促进了数字新基建和数字新政策的发展。在数字经济推动乡村振兴的路径检验上，P值小于0.05，该路径显著；在数字新政策推动乡村振兴的路径上，P值也小于0.05，该路径也显著。

表9 修正后的路径估计

基于此，在数字经济促进乡村振兴的路径中，进一步对二阶指标因子（产业数字化转型、乡村现代化治理和居民消费升级）的具体中介效应进行分析，中介效应检验仍基于Bootstrap迭代抽样，解构其中介占比。

根据表10实证结果发现，在数字经济—数字新基建/数字新政策—产业数字化转型路径上，置信区间上下限均不包含0值，通过中介效应检验。在此路径中，数字新政策的中介效应占比远高于数字新基建的中介效应占比，达到34.85%，同时，数字经济对产业数字化转型的直接效应占比达到47.43%。

表10 数字经济对产业数字化转型的中介效应检验结果

根据表11实证结果发现，在数字经济—数字新基建/数字新政策—乡村现代化治理路径中，置信区间上下限均不包含0值，通过中介效应检验。在此路径中，数字新基建所发挥的中介效应略高于数字新政策，而数字经济对乡村现代化治理的直接效应占比达到了62.53%，为三个路径中最高。

表11 数字经济对乡村现代化治理的中介效应检验结果

根据表12实证结果发现，在数字经济—数字新基建/数字新政策—居民消费升级的路径中，置信区间上下限也均不包含0值，通过中介效应检验。在此路径中，数字新政策的中介效应占比远高于数字新基建，约为33%，此时，数字经济对居民消费升级的直接效应占比达到58.08%。实证结果再次证明，数字经济在农村地区的持续推进，能够通过数字新基建和数字新政策两条路径实现乡村振兴，且数字新政策对于实现产业数字化转型与居民消费升级的中介作用要强于数字新基建。

表12 数字经济对居民消费升级的中介效应检验结果

五 结论与政策启示

上述实证路径检验结果揭示了乡村地区数字经济发展路径，有利于推动数字新基建持续升级，在实证层面数字新基建也展现出促进乡村振兴的显著正向作用。在一定程度上，数字经济也能够通过数字新基建助力乡村振兴，但是该作用力表现并不充分，原因可以归结于：在数字经济通过数字新基建推动乡村振兴的中介路径中，数字新基建尚处在持续完善的过程中，其中介作用尚未完全发挥；数字新基建存在普惠性质的倾向，在促进乡村居民增收致富的直接感知上较弱，更侧重基础保障作用。在数字经济通过数字新政策促进乡村振兴的路径上，中介效应显著，这说明数字新政策是推动乡村振兴的主要动力，有利于促进乡村产业数字化转型、乡村现代化治理和居民消费升级。鉴于此，提出如下建议。

第一，持续深化乡村数字新基建的完善升级，构建乡村振兴强有力的支撑体系。统筹推进乡村数字新基建的建设，补齐乡村地区基础设施短板，发挥乡村现代化治理的支撑作用，善于引导乡村居民向数字新基建完善地区聚集，权衡乡村经济效益与乡村发展潜力，充分发挥数字新基建的集聚效能。

第二，加强数字新政策顶层设计，既要“授民以鱼”又要“授民以渔”。数字新政策应当着力培育乡村振兴内生发展动力，充分发挥“数字+乡村”的数字化赋能效能，因地制宜地推动乡村产业与数字技术相结合，积极引导乡村传统产业走绿色转型升级之路，把乡村地区的要素资源优势转化为乡村内生发展优势，鼓励数字人才回流乡村致力乡村振兴，充分发挥数字新政策在培育乡村数字人才方面的效力，最终实现乡村振兴。