数字经济赋能乡村振兴的实证研究

齐元昌，刘妍利

（贵州财经大学经济学院，贵州 贵阳 550025）

数字经济具有强大的增长潜能，已逐渐成为我国经济增长的重要动力。数字乡村建设能够充分利用数字经济红利，推动农业科技创新，充分挖掘农业发展潜力，扩大农业要素市场。因此，如何抓住数字经济发展机遇，促进其与乡村振兴融合发展成为亟待解决的关键问题。

关于乡村振兴的研究，主要聚焦于以下方面：（1）参与主体研究。 诸多学者从农民个体[1]、企业[2]、政府[3]、社会组织[4]等角度定性分析了不同参与主体在乡村振兴中的作用及定位。（2）影响路径研究。较多学者认为电子商务[5]、数字普惠金融[6]、农村创业活跃度[7]、旅游产业[8]以及科技创新[9]等是促进乡村振兴发展的重要路径。 （3）评价指标体系研究。 诸多学者从产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效和生活富裕5 个维度出发构建乡村振兴评价指标体系[10]。

数字经济的研究主要聚焦于以下方面：（1） 数字经济的特征。 诸多学者认为数字经济具有虚拟性、边际成本递减、要素化、规模经济、范围经济、成本低等显著特征。（2）数字经济的测算。诸多学者从国内外创新实践对比[11]、广义与狭义[12]、农业[13]等视角进行了测算。（3）数字经济相关实证研究。多聚焦在数字经济与产业融合、创新、绿色全要素生产率和经济高质量发展等视角。

通过文献梳理可知，对数字经济和乡村振兴的内涵、测度和影响因素的研究成果较为丰富，并取得相关学术成果， 但数字经济核算指标存在主观性，且缺乏乡村振兴研究视角，数字经济促进乡村振兴的机制、效应等问题需要进行深入的实证研究。因此，本文通过定量研究方法来考察数字经济对乡村振兴的影响，以期为数字经济促进乡村振兴发展提供经验证据。

1 理论分析与研究假设

1.1 数字经济对乡村振兴的影响

数字经济通过建立农业产业链的大数据平台，将数字技术生产、管理和经营等环节深度融合，实现产品生产精细化、智能化和集约化，促进乡村产业链升级，促进农业生产效率提升。同时，数字经济与传统产业融合，能够催生产业发展新模式，为产品流通环节提供便利，有效驱动农产品与市场对接，拓宽农产品销售渠道，促进乡村产业多元化发展，有利于产业兴旺；数字经济本身具有流通速度快、可复制性强、成本低等特性[14]，促使其具备绿色效能，数字经济赋能乡村产业可以促进其数字化转型与改造， 降低污染排放， 同时也可以利用先进防污技术优化农业资源配置，推进农业绿色化发展，进而实现乡村生态宜居；利用数字技术引领乡村治理，有利于居民利用互联网表达诉求或寻求服务， 同时便于监督乡村村务和财务，自觉参与乡村公共事务， 推进乡村治理主体多元化[15]，有助于实现乡村治理有效；数字技术通过电子商务平台可以减少农产品流通环节，实现农户与消费者直接对接，减少交易成本，提高农产品流通效率与自销能力，拓展农产品的销售市场[16]，进而提升农民富裕度；电商、直播等新型数字传播手段，以直播形式展示不同区域的风土人情、传统习俗[17]、名人事迹和民间歌谣等乡村文化[18]，有利于推动乡风文明。 基于以上分析，本文提出如下假设：

H1：数字经济能够促进乡村振兴发展。

1.2 数字经济对乡村振兴的空间溢出效应

数字经济凭借其信息跨时空传递优势，能够有效弱化乡村振兴发展过程中经济活动与空间的关联度，促使劳动、资本、人才等生产要素快速流动与整合，不同要素的流动能促进邻边地区乡村生产要素整合，有助于带动邻边地区农业技术创新与应用，从而促进周边地区乡村振兴快速发展。 既有研究中，数字经济对于经济高质量发展[19]、城乡居民收入[20]和企业发展等领域的显著空间溢出效应已得到学界的证实。 边志强[21]运用空间杜宾模型（SDM）较早论证了互联网基础设施的空间溢出效应；王军等[22]运用SDM 同样得出数字经济对共同富裕具有空间溢出效应的结论，进一步支持了数字经济具有空间溢出性的结论。 那么，在探讨数字经济对乡村振兴的影响时， 应考虑到空间特性。 因此，本文提出如下研究假设：

H2： 数字经济对乡村振兴的影响具有空间溢出效应。

2 研究设计

2.1 模型构建

首先，为实证检验数字经济对乡村振兴的影响机制，构建如下静态面板固定效应模型作为基准模型：

式（1）中，Xczxit为省（市、区）i 在t 年时的乡村振兴水平，Szjjit为省（市、区）i 在t 年时的数字经济发展水平，Xit代表一系列的控制变量，μi和δt分别为省（市、区）和时间固定效应，εit为随机误差项。

其次，乡村振兴发展存在动态变化的可能性，（1）式会忽略被解释变量滞后项对于自身的影响，引入乡村振兴的滞后项进行系统广义矩估计（GMM）来处理内生性问题，同时捕捉其动态效应，得到以下动态面板模型：

另外，为研究数字经济对乡村振兴的空间溢出效应，构建SDM，模型设定如下：

其中，ρ 代表空间自回归系数，W 为空间权重矩阵，φ1和φ2为核心解释变量以及控制变量空间交互项的弹性系数。 在权重矩阵设定上，选用基于各省省（市、区）省会（首府）城市或中心区经纬度计算而得的地理反距离矩阵构造空间计量模型。

2.2 变量及数据说明

2.2.1 被解释变量。 本文的被解释变量为乡村振兴。随着乡村振兴内涵不断丰富，多维度指标体系衡量乡村振兴发展水平已然成为趋势。 在借鉴贾晋等[23]的研究基础之上，结合省级层面可得数据，从5 个方面选取了共12 个二级指标构建了乡村振兴的评价指标体系，并选用熵值法进行测算，得到乡村振兴发展水平，记为Xczx，具体评价体系见表1。

表1 乡村振兴和数字经济的指标体系

2.2.2 核心解释变量。本文的核心解释变量为数字经济。 对于数字经济水平测度，借鉴杨慧梅等[24]的研究，从数字经济基础设施、数字产业化和农业数字化3 个维度，选取网页数、域名数、互联网宽带接入用户量、光缆线路长度、移动电话普及率、数字普惠金融指数、网上零售额、农村邮政网点平均服务人口、农林牧渔固定资产投资，通过熵值法，将以上9 个指标拟合为1 个指标，得到数字经济发展水平，记为Szjj（见表1）。

2.2.3 控制变量。 参考已有相关文献，本文引用潜在影响乡村振兴的控制变量，具体如下：经济发展水平（gdp），选用各省（市、区）的人均生产总值来衡量；政府扶持度（zfgy），用农林水事支出总额与地方财政支出总额的比值表示；外商投资水平（wstz），用外商直接投资额与地区生产总值的比值表示； 人力资本（rlzb），用每万人在校大学生人数表示。

2.2.4 数据来源及描述性统计。本文相关数据均来自ESP 数据库、国家统计局、《中国统计年鉴》和部分省（市、区）统计年鉴。 由于西藏与港澳台地区的数据缺失值较多，故本文以剩下30 个省（市、区）2011—2020年的面板数据作为研究样本。表2 为主要变量的描述性统计。 结果显示，乡村振兴的均值为0.336，最小值为0.052，最大值为0.713，标准差为0.164，表明不同地区乡村振兴水平有明显差异。数字经济发展水平也同样呈现均值小、误差大的特点。从控制变量看，不同省（市、区）在经济发展水平、政府扶持度、外商投资水平和人力资本等方面也存在明显差异。

表2 变量描述性统计

3 实证分析

3.1 基准回归结果

模型回归前进行了瓦尔德 （Wald） 和豪斯曼（Hausman）检验，均强烈拒绝原假设，因此，选取双向固定效应模型作为基准回归模型来考察数字经济对乡村振兴的影响。表3 为模型回归结果，第（1）列为未加入控制变量及固定效应时数字经济对乡村振兴的影响；第（2）列为加入了固定效应后数字经济对乡村振兴的影响；第（3）列中引入了控制变量未控制固定效应，可以看到，Szjj 的估计系数显著为正，表明数字经济对乡村振兴具有显著正向影响；第（4）列同时引进了控制变量和时间与地区效应，Szjj 的估计系数为0.101 4，在1%的水平上显著为正，表明数字经济对乡村振兴具有显著正向影响，假设H1 得以验证。 值得注意的是，逐渐引入控制变量后，数字经济促进乡村振兴的强度有所下降，表明在不考虑控制变量前提下分析数字经济对乡村振兴的驱动效应会被夸大。

表3 基准回归结果

从控制变量来看， 经济发展水平的系数显著为0.002 7， 表明经济发展水平对乡村振兴具有显著正向影响，说明经济发展水平是推进乡村振兴的重要经济基础；政府支持度的系数在1%的置信水平下显著为正，表明政府支持有利于乡村振兴推进，政策、资金等因素有利于乡村产业快速发展，引导社会资本形成支持乡村振兴的合力，进而有利推动乡村振兴；外商投资水平的估计系数并不显著，表明其对乡村振兴发展的影响并不明显； 人力资本的估计系数也显著为正，说明人力资本能够促进乡村振兴发展，人力资本积累通过引进创新型农业管理人才，提高农业科技成果转化效率，推动农业发展，进而促进乡村振兴。

3.2 异质性分析

由于区域间的资源禀赋差异性，乡村振兴发展受数字经济的影响应具有区域异质性。 为此，本文将样本划分为西、中、东3 部分进行分样本回归来考察数字经济对乡村振兴发展影响的区域异质性。表4 为分样本估计结果，可以看到，第（1）列中数字经济估计系数在1%的置信水平下显著为正，这表明，在西部地区，数字经济能够促进乡村振兴发展；从第（2）和（3）列可以看到，数字经济的系数分别为0.190 3和0.081，并均在1%的置信水平下显著为正，说明在中西地区，数字经济对乡村振兴具有显著正向影响。 总体来看，在东、中、西部地区，数字经济均会对乡村振兴产生积极作用，但作用强度从东向西逐渐增强。原因可能在于，数据作为重要的生产要素，新兴的电商平台在线上直接将农村资源呈现给消费者，极大拓宽了农产品销售渠道，激发了农村消费市场活力。

表4 异质性分析结果

3.3 稳健性检验及内生性处理

3.3.1 稳健性检验。 为确保结果的稳健性，本文进行了模型替换，用规范审查回归模型（Tobit）同样对控制时间和地区效应进行检验，表5 第（1）列的估计结果显示， 替换模型后数字经济的估计系数在1%的置信水平下显著为正， 与基准回归结果保持一致。

表5 稳健性检验及内生性处理

3.3.2 内生性处理。虽然本文构建了多维度的指标评价体系并加入了一系列控制变量，但仍然可能遗漏一些影响乡村振兴发展的因素，从而使得估计结果产生偏误。 为缓解内生性问题，本文构建了动态面板模型进行广义矩估计 （GMM）。 相较于差分GMM， 系统GMM 更具有系统性和科学性。 因此， 本文采用系统GMM 的估计方法进行内生性处理。 为确保估计结果的稳健性， 本文将2 种估计方法的回归结果进行对比。 表5 中第（3）列为系统GMM 估计结果，AR（1）的P 值小于0.05，AR（2）的P 值大于0.1，因此不存在二阶序列相关问题， 说明模型能很好地克服内生性问题，在考虑内生性问题后，Szjj 的估计系数仍在1%的置信水平下显著为正，表明数字经济促进乡村振兴的结论仍然成立。

4 空间溢出效应分析

本文采用全局莫兰指数（Moran'I）检验地理反距离矩阵下， 数字经济和乡村振兴是否存在空间相关性。 莫兰指数介于-1~1，小于0 表示相邻区域间存在空间负相关； 大于0 表示相邻区域间存在空间正相关；若该指数接近0，表明不存在空间自相关。

表6 为我国30 个省（市、区）的数字经济和乡村振兴在地理反距离矩阵下的全局莫兰指数检验结果，可以看到，大部分年份的乡村振兴与数字经济的莫兰指数均显著为正，这表明，我国乡村振兴和数字经济均存在明显的空间自相关。

表6 莫兰指数检验结果

在空间计量分析前，为选择合适的模型对样本进行分析，本文用拉格朗日乘子检验来判断。 表7 检验结果显示， 空间误差模型 （SEM） 和空间滞后模型（SAR）均通过了LM 和稳健LM 检验，经过LR 检验后，发现SDM 模型不能退化为SEM 和SAR 模型，因此，SDM 模型要优于其他2 种模型。 最后， 通过Hausman 检验和效应类别检验，确定了时间和地区双固定的SDM 模型为最优选择。 为确保估计结果的稳健性，本文将时间和地区双固定的SAR 和SEM 模型估计结果列出作为对比。

表7 模型相关检验

表8 为3 种模型的估计结果，可以看到第（1）和（2）列中，Szjj 的估计系数均在1%的置信水平下显著为正， 表明数字经济对乡村振兴具有显著正向影响；第（3）列的SDM 模型回归结果显示，权重矩阵与数字经济的交互项的系数为0.629 2， 且在1%的置信水平下显著为正，这表明，本地区数字经济的发展可以突破地理距离对资金、技术、人才等要素的空间限制，实现跨区域流通与合作，提高资源配置效率，从而推动邻近地区乡村振兴。

表8 空间模型回归结果

但仅凭点估计结果分析区域间的空间溢出效应可能会出现错误估计。 因此，为确保上文结论的可靠性，要将模型中的变量作偏微分解，要用直接效应和间接效应来刻画某地区的数字经济变动对本地区或邻近地区乡村振兴发展的影响。表9 为基于地理反距离矩阵下SDM 模型的空间效应分解结果。其中，间接效应是指本地区数字经济发展对近邻地区的乡村振兴效应，直接效应是指数字经济发展对本地区的乡村振兴效应，总效应是以上2 种效应之和。可以看到，数字经济对乡村振兴的直接效应为0.096， 在1%的置信水平下显著为正，说明数字经济发展对本地区的乡村振兴发展具有促进作用，进一步验证了假设H1；间接效应为0.345 3 且在5%的置信水平下显著为正，表明数字经济可对邻边地区乡村振兴产生积极作用，总效应也显著为正。 总体上看，数字经济可促进本地区与邻边地区乡村振兴发展，即数字经济对乡村振兴具有空间溢出效应。 至此，假设H2 得以验证。

表9 效应分解结果

5 结论与政策建议

本文主要研究结论如下：（1） 数字经济对乡村振兴具有显著促进作用，这一结论在进行替换模型的稳健性检验和相关内生性处理后仍然成立。 （2） 在东、中、西部地区，数字经济均会对乡村振兴产生积极作用，但作用强度从东向西逐渐增强，应采取差异化的数字经济战略。 （3）基于SDM 模型发现，数字经济发展对乡村振兴的影响具有空间溢出效应，表明数字经济不仅能促进本地区乡村振兴发展也能带动邻边地区乡村振兴发展，形成区域协调发展格局。

基于上述研究结论有以下政策启示：

（1）基于数字经济能够促进乡村振兴的事实，加大对乡村农业数字基础设施投资力度，积极推进建立农业大数据库、强化农业科技创新，通过数字技术赋能，对传统乡村产业链进行全方位、全过程数字化，加速数字经济与农业深度融合，同时在乡村治理数字化等领域持续发力，为乡村振兴带来更多边际红利优势。

（2）数字经济对乡村振兴发展具有区域异质性，各地要立足农业资源禀赋、政策等，精准把握本地发展薄弱环节与潜在发展优势，制定科学有效的数字经济发展政策，形成优势互补的乡村振兴发展格局。 中西部地区应抓住数字经济发展机遇，缩小区域间“数字鸿沟”，充分挖掘当地特色乡村产业，拓宽产品销售渠道，激发农村市场活力。

（3）数字经济对乡村振兴具有空间溢出效应，应加大对中西部地区数字经济扶持力度，制定优惠政策吸引和培育数字专业人才， 提升乡村产业创新活力，东部地区应利用现有优势，通过与其他地区建立信息交流平台、数字农业科技示范园等方式，增强区域间基础设施建设的协调度和联动性，为其他地区提供技术与经验支持，充分释放数字经济对乡村振兴的空间贡献力。