數字鄉村建設賦能鄉村振興的內在機理及實證檢驗

摘要：數字鄉村建設是數字中國建設的重要突破口，在推動鄉村全面振興的戰略方向中占主導地位。為了探究數字鄉村建設對鄉村振興的影響及其作用機制，文章依托2018-2020年間中國28個省份（不包括北京、上海、天津以及港澳臺地區）的面板數據，深入研究了數字鄉村建設在推動鄉村振興過程中的重要影響，并分析了其具體作用機制。研究發現：數字鄉村建設在推動鄉村振興水平全面提升方面作用顯著。經過多重檢驗后，得出的結論依然穩健；具體而言，數字鄉村建設主要通過促進數字普惠金融的發展來推動鄉村振興水平的提高；不同區域間受地理位置和經濟發展水平的影響，其數字鄉村建設對鄉村振興的影響也存在差異；數字鄉村建設明顯推動了中西部地區的鄉村振興，然而，這種推動作用在東部地區則表現得并不明顯。

關鍵詞：數字鄉村建設；鄉村振興；中介效應

在加快數字中國建設的進程中，加強數字鄉村建設，不僅有助于全面利用信息化手段促進鄉村全面發展，而且能夠充分發揮其驅動和引領作用。對現有文獻進行綜合梳理后，發現多數研究主要圍繞數字鄉村建設本身展開，只有少數研究集中探討了數字鄉村建設如何助力鄉村振興，以及如何讓農民成為這個過程中的主動參與者和最大受益者。鑒于數字鄉村建設當下處于初級階段，在探討數字鄉村與鄉村振興之間的內在聯系時，定量分析的視角尚顯稀缺。綜上所述，本文將從定量角度深入探討兩者之間的作用機制，以期為提升鄉村振興水平提供政策建議。

一、理論機制與研究假設

（一）直接影響

基于賦能理論，數字賦能應運而生。數字鄉村賦能鄉村振興是借助大數據和人工智能的算法優勢，集物聯網、智能管理、農業自動化等于一體的新型賦能農業農村發展模式。數字鄉村既是鄉村產業融合的內在動力，又是鄉村綜合治理的解決方案，有助于縮小數字鴻溝提升鄉村數據價值，構筑鄉村治理體系和治理效能現代化。

基于此，本文提出假說H1：數字鄉村建設能夠推動鄉村全面振興。

（二）影響機制

為深入探討數字鄉村與鄉村振興的相互作用關系，本文借鑒相關研究，認為數字鄉村建設主要通過推動數字普惠金融的發展和提高農業全要素生產率，進而助力鄉村振興水平的提升。故本文的假設如下：

H2：數字鄉村建設通過提高農業的全要素生產率，進而推動鄉村振興水平的整體提升。

H3：數字鄉村建設通過推動數字普惠金融的蓬勃發展，從而進一步促進鄉村振興的整體水平提升。

二、指標體系構建

鄉村振興水平的測度。參考相關學術研究，本文圍繞五個二級指標：鄉風文明、生活富裕、生態宜居、產業興旺和治理有效，建立起鄉村振興的評價指標體系。本文運用熵權法TOPSIS測度與評估鄉村振興水平。文中的數據均來源于統計年鑒。

三、影響效應

（一）變量選取

1. 被解釋變量

鄉村振興為本文的被解釋變量，鄉村振興水平的測度是依托于上文熵權法所得的鄉村振興指數。

2. 解釋變量

本文的解釋變量是數字鄉村建設，由北大新農村發展研究院和阿里研究院聯合發布的數字鄉村指數來測度數字鄉村建設。

3. 中介變量

中介變量包括農業全要素生產率與數字普惠金融。本文運用數據包絡分析（DEA）的方法，對2010-2020年間中國28個省市（不包括北京、上海、天津及港澳臺地區）的農業全要素生產率進行了測量。在查閱文獻的基礎上，參考《北京大學數字普惠金融指數（2011—2020）》中的數據，對我國數字普惠金融的發展水平進行測度。

4. 控制變量

為確保研究的準確性，必須對一些潛在影響因素進行有效控制。通過查閱相關文獻，確定以下控制變量：外貿依存度、財政支出占比、公路通達強度、經濟發展水平、金融存貸款占比、產業結構。同時，本文還考慮了省份和年度，對這兩個因素也進行了相應的控制。

（二）實證分析

1. 基準回歸分析

表2列（1）展示了數字鄉村建設對鄉村振興的回歸分析結果，列（2）進一步納入了控制變量。根據列（1）和列（2）所顯示的回歸分析結果，數字鄉村建設Digital的系數分別在1%和10%的顯著性水平上為正，說明了本文的解釋變量對鄉村振興有積極的推動作用。列（3）-（7）為數字鄉村建設對鄉村振興的五個二級指標的回歸結果，結果均顯著，可以得到數字鄉村建設Digital對鄉村振興Rural的五個二級指標都有正面的推動作用，假設1得到驗證。

另外，控制變量中，外貿依存度、金融存貸款占比、公路通達強度也能夠對鄉村振興起到促進作用，說明本文控制變量的選取是科學有效的。

2. 影響機制檢驗

根據前文所述，農業全要素生產率和數字普惠金融在解釋變量和被解釋變量中起中介作用。表3列（2）和列（5）分別呈現了數字鄉村建設Digital與農業全要素生產率TFP以及數字普惠金融Fin之間的關系。數字鄉村建設Digital對農業全要素生產率TFP的回歸系數為0.009，并且在10%的顯著性水平下通過了檢驗，這表明數字鄉村建設Digital對提升農業全要素生產率TFP具有積極的影響。列（3）進一步探究農業全要素生產率TFP對鄉村振興Rural的影響，農業全要素生產率TFP與鄉村振興Rural的回歸系數僅為2.183，不能通過顯著性檢驗，換言之，農業全要素生產率TFP并未在解釋變量和被解釋變量之間起中介作用。基于此，否定假說H2。同理，綜合列（5）和列（6）的實證結果，可以得出：數字普惠金融Fin在解釋變量和被解釋變量之間起中介作用。因此，假設3得到驗證。

3. 內生性與穩健性檢驗

（1）內生性檢驗

本文采用工具變量法，以數字鄉村建設Digital的滯后一期數據作為工具變量，以規避內生性問題。運用最小二乘法（2SLS）對上述滯后變量進行回歸分析，獲得的回歸系數為1.268，并且在1%的顯著性水平上通過了檢驗。這一結果與基準回歸分析的結果基本一致，充分說明在考慮內生性問題的影響后，本文的結論依然成立。

（2）穩健性檢驗

為了驗證結果的穩健性，本文采用縮尾處理、最小二乘回歸、滯后一期解釋變量對基準回歸的結果進行檢驗。表4列（2）-（4）展示了回歸分析的結果。結果顯示無論通過哪種方法，數字鄉村建設Digital的回歸系數均顯著為正，這充分表明了基準回歸結果具有穩健性。

四、深入研究

（一）區域異質性分析

為了檢驗數字鄉村的地區異質性，本文將樣本劃分為東、中、西三個組別，并對各組分別進行回歸分析。其中，中部地區數字鄉村Digital的回歸系數為0.464，西部地區數字鄉村Digital的回歸系數為0.327，都達到了5%的顯著水平。但列（1）的結果并不顯著，數據充分顯示，中部地區與西部地區的數字鄉村建設Digital對鄉村振興Rural產生了顯著影響，而在東部地區，這種影響則不明顯。

（二）數字鄉村建設結構異質性分析

數字鄉村建設Digital涵蓋四個二級指標。深入探究各個二級指標對鄉村振興的促進作用的重大意義。對這四個二級指標分別進行回歸分析，得到了如表6所示的結果。四個維度的回歸系數全部為正，并且均通過了顯著性檢驗。研究表明，數字鄉村建設Digital中的四個二級指標對鄉村振興Rural均產生了顯著的推動作用。其中，鄉村生活數字化Digital4的回歸系數最高，說明鄉村生活的數字化Digital4在推動鄉村振興Rural方面的效果尤為顯著。

五、結論與啟示

（一）結論

推進鄉村全面振興的戰略方向中，數字鄉村建設的地位至關重要，同時，它也是實現數字中國戰略不可或缺的一環。本文采用2018-2020年間28個省份（不包括北上天津以及港澳臺地區）的面板數據，深入分析了數字鄉村建設賦能鄉村振興的機制。得出以下結論：第一，數字鄉村建設可以有效推動鄉村的全面振興，這一結論在經過多重檢驗后依然穩健。第二，數字鄉村建設主要是通過促進數字普惠金融的發展，從而提升鄉村振興的水平；第三，在中部地區與西部地區，數字鄉村建設對鄉村振興有明顯的促進作用，而東部地區這種促進作用則表現得并不明顯；第四，數字鄉村建設的四個二級指標在提升鄉村振興水平方面作用顯著，特別是數字化鄉村生活在促進鄉村振興水平的提升方面成效最為顯著。

（二）啟示

首先，數字鄉村建設在提升鄉村振興水平方面作用顯著，因此，可以通過提升數字鄉村建設的水平來提升鄉村振興的水平。基于此，應當進一步增加對數字鄉村建設的投入，確保其穩步發展，從而有效提高鄉村振興的整體水平。

其次，各地區由于地理區位以及經濟發展水平的差異，鄉村振興水平在空間上存在一定的差異性。為縮小各地區鄉村振興水平的差距，在制定戰略時，應優先重點關注鄉村振興水平落后地區，要因地制宜，實施差別化的管理。進一步加大對鄉村振興水平落后地區的扶持力度，打破地區發展的不平衡。

最后，由于中部和西部地區的數字鄉村建設在推動鄉村振興方面發揮了顯著作用，東部地區的數字鄉村建設對于鄉村振興的推動作用卻并不明顯。這將進一步加大各地區之間的差距。因此，為縮小各地區間鄉村振興水平的差距，應加強各地區的往來交流，以先進帶動落后，最終實現各區域之間的協調發展。

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（作者單位：長安大學人文學院）