鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)緩解多維相對貧困的理論分析與機(jī)制檢驗

王永靜，紀(jì)陽陽

（石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 石河子 832000）

0 引言

當(dāng)前，中國的扶貧工作向應(yīng)對和緩解多維相對貧困轉(zhuǎn)變。如何提升包含脫貧人口在內(nèi)的全體農(nóng)村居民的生活水平，進(jìn)而實現(xiàn)人的全面發(fā)展、加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化進(jìn)程、轉(zhuǎn)換農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力，從而緩解農(nóng)村多維相對貧困，實現(xiàn)共同富裕，已成為各界廣泛關(guān)注的重要議題。2021年APEC數(shù)字減貧研討會聚焦數(shù)字減貧理論與實踐，指出包容性數(shù)字社會的構(gòu)建在彌合“數(shù)字鴻溝”、提升貧困人口和弱勢群體的數(shù)字技能、發(fā)展貧困地區(qū)數(shù)字產(chǎn)業(yè)與數(shù)字公共服務(wù)等方面具有顯著成效，依托數(shù)字技術(shù)的數(shù)字經(jīng)濟(jì)將成為中國減貧事業(yè)的強(qiáng)勁驅(qū)動力。

在以往研究中，學(xué)者們不斷加深對多維相對貧困的認(rèn)知層次，并致力于改進(jìn)測度標(biāo)準(zhǔn)。賈瑋和黃春杰（2023）[1]根據(jù)中國實際情況構(gòu)建包含經(jīng)濟(jì)、社會發(fā)展、生態(tài)環(huán)境、生活環(huán)境等多個方面的多維相對貧困測度指標(biāo)體系。針對孰能以及如何能發(fā)揮減貧效應(yīng)的現(xiàn)實問題，學(xué)者們展開了深入研究。艾小青和田雅敏（2022）[2]利用多重中介模型檢驗發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過增加收入、縮小收入差距發(fā)揮間接減貧效應(yīng)。斯麗娟（2019）[3]認(rèn)為匹配供需信息和實現(xiàn)信息產(chǎn)品價值是信息扶貧的兩條重要作用路徑。陳飛等（2022）[4]發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)可以通過提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、提供非農(nóng)就業(yè)機(jī)會、提高社會融入度，以及通過技術(shù)賦能來減緩多維相對貧困。而何宗樾等（2020）[5]研究發(fā)現(xiàn)，處于貧困線附近的居民會隨著數(shù)字金融的發(fā)展而愈發(fā)貧困，加深了多維貧困的程度。

綜上，現(xiàn)有研究多針對貧困程度進(jìn)行測度或者關(guān)注數(shù)字經(jīng)濟(jì)能否有效解決絕對貧困問題，缺乏將多維相對貧困問題置于鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展新時代背景下的思考，能夠準(zhǔn)確反映二者關(guān)系的實證研究也相對匱乏。基于此，本文首先厘清鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響多維相對貧困的內(nèi)在作用機(jī)理，并分別構(gòu)建多維相對貧困與鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)評價指標(biāo)體系；其次，深入分析鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過提升公平性、振興鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)和優(yōu)化資源配置緩解多維相對貧困的傳導(dǎo)路徑；最后，進(jìn)行分樣本討論，對比分析鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)揮直接作用和間接作用的區(qū)域異質(zhì)性，以期為鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)減緩多維相對貧困提供有益參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)對多維相對貧困的直接作用

本文從鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響多維相對貧困的宏觀和微觀角度出發(fā)，分析減貧作用的直接效應(yīng)。基于宏觀角度，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)依靠數(shù)字信息技術(shù)為“三農(nóng)”發(fā)展提供新機(jī)遇，持續(xù)培育農(nóng)村產(chǎn)業(yè)競爭新優(yōu)勢，建設(shè)集信息化、數(shù)字化、智能化于一體的現(xiàn)代化農(nóng)村[6]。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)引致的創(chuàng)新效應(yīng)、普惠效應(yīng)、溢出效應(yīng)和協(xié)同效應(yīng)有助于農(nóng)村發(fā)揮自身地域特點，開辟特色發(fā)展路徑，推動經(jīng)濟(jì)動能轉(zhuǎn)換，有效緩解多維相對貧困。從鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響農(nóng)民收入的微觀層面來看，當(dāng)接觸互聯(lián)網(wǎng)等信息傳播途徑之后，農(nóng)民自身的信息接收、轉(zhuǎn)化和使用能力會影響其農(nóng)業(yè)行為和非農(nóng)業(yè)行為。結(jié)合內(nèi)生增長理論可知，在其他因素不發(fā)生變動的假設(shè)下，技術(shù)進(jìn)步將對農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入產(chǎn)生正向影響，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民總收入增加[7]。因此，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展能夠產(chǎn)生收入增長效應(yīng)，對減緩農(nóng)村多維相對貧困發(fā)揮直接作用。除此之外，收入的提升為農(nóng)民改善居住環(huán)境、提升教育條件和醫(yī)療環(huán)境、轉(zhuǎn)向高品質(zhì)消費等提供資金支持，有助于抑制過度預(yù)防性儲蓄和“量入為出”心理的產(chǎn)生，在擴(kuò)大基本需求量的同時開始注重高層次、多方面的追求，從而直接有效地減緩農(nóng)村多維相對貧困程度。基于此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠直接緩解農(nóng)村多維相對貧困。

1.2 鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)對多維相對貧困的間接作用

（1）公平性提升的中介機(jī)制

鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展加快了以信息為代表的公共資源無成本復(fù)制和共享的進(jìn)程，從而放寬對農(nóng)民公共資源可及性的約束。同時在農(nóng)村數(shù)字化基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善的社會背景下，區(qū)域間最原始的“數(shù)字鴻溝”得到了彌合[8]，由此引發(fā)的生活差距擴(kuò)大、公平性失衡等社會問題也在不斷改善，從根本上打破了“一級數(shù)字鴻溝”的繼發(fā)性。數(shù)字紅利的共享機(jī)制使得社會公共資源的分配突破了地域和時間限制，深化了有限資源的普惠性，加快了居民群體之間公共權(quán)益的均等化進(jìn)程，達(dá)成“漸進(jìn)共享、逐步共富”共識[9]，從而有助于緩解農(nóng)村居民的多維相對貧困?；诖?，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過提升公平性從而降低多維相對貧困程度。

（2）鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的中介機(jī)制

鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)緩解了農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門受限于第一產(chǎn)業(yè)的約束，由傳統(tǒng)勞動密集型轉(zhuǎn)為技術(shù)密集型的產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)方式使農(nóng)產(chǎn)品的深度加工與后續(xù)的銷售服務(wù)環(huán)節(jié)得以實現(xiàn)，豐富了產(chǎn)業(yè)集成形式，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)鏈條系統(tǒng)化，轉(zhuǎn)變了只供應(yīng)源頭產(chǎn)品的被動局面。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)一方面加快了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，另一方面不斷推進(jìn)農(nóng)村三次產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展進(jìn)程，這都為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興提供了新動能，為農(nóng)業(yè)農(nóng)村增添了新活力，進(jìn)而減緩多維相對貧困。第一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級促進(jìn)市場高度融合，區(qū)域市場一體化反向為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級利用時空溢出效應(yīng)降低創(chuàng)業(yè)和再就業(yè)成本提供了社會基礎(chǔ)，為農(nóng)民提供了發(fā)展機(jī)遇，增強(qiáng)了農(nóng)民提升生活質(zhì)量的信心。第二，電子商務(wù)規(guī)模龐大，覆蓋面廣，且以向中西部地區(qū)滲透、擴(kuò)大覆蓋貧困縣范圍為發(fā)展趨勢，產(chǎn)業(yè)多樣化結(jié)合帶來的減貧效應(yīng)開始凸顯?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)3。

假設(shè)3：鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興緩解多維相對貧困。

（3）資源配置優(yōu)化的中介機(jī)制

農(nóng)村農(nóng)業(yè)部門存在資本、勞動力等初級生產(chǎn)要素配置扭曲的問題，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)利用數(shù)字技術(shù)等新興要素的邊際收益遞增特征優(yōu)化勞動力和資本在農(nóng)村的配置效率[10]。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)滲透到勞動力、資本等要素中，規(guī)避信息不對稱與有限理性風(fēng)險，利用大數(shù)據(jù)支撐的互聯(lián)網(wǎng)與物聯(lián)網(wǎng)實現(xiàn)需求與供給的精準(zhǔn)匹配，拓寬要素資源配置邊界，驅(qū)動不同發(fā)展空間內(nèi)的要素流動[11]。一方面，能夠匯聚閑置、零散要素從而達(dá)到“增量補(bǔ)充”的目的；另一方面，針對現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)活動環(huán)節(jié)的要素配置失衡和價格扭曲現(xiàn)象進(jìn)行甄別，從而優(yōu)化資源存量配置。即鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展能夠通過優(yōu)化要素配置、釋放要素結(jié)構(gòu)紅利來激發(fā)農(nóng)村發(fā)展?jié)摿?，進(jìn)而緩解多維相對貧困?；诖?，本文提出假設(shè)4。

假設(shè)4：鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠通過優(yōu)化資源配置緩解多維相對貧困。

2 研究設(shè)計

2.1 變量選取與測度

（1）被解釋變量：多維相對貧困指數(shù)（MRP）

貧困問題屬于社會問題范疇，包含教育、醫(yī)療、生活質(zhì)量等多個方面，單一維度無法全面反映農(nóng)民群體的多樣化需求。因此，本文將相對貧困的測度指標(biāo)拓展到多維層面，除經(jīng)濟(jì)生活維度外，還增添社會保障、休閑生活、發(fā)展基礎(chǔ)和發(fā)展?jié)摿λ膫€維度，以構(gòu)建多維相對貧困評價指標(biāo)體系，見表1。

表1 多維相對貧困評價指標(biāo)體系

借鑒Alkire和Foster（2010）[12]的做法，本文利用AF法測度農(nóng)村多維相對貧困程度。首先，設(shè)置貧困臨界值進(jìn)行貧困識別，判斷每個貧困指標(biāo)是否超過其自身的剝奪臨界值?？紤]到數(shù)據(jù)的相對可比性，本文基于整個樣本期設(shè)置相對剝奪臨界值，以各省份、各指標(biāo)樣本期的均值作為貧困指標(biāo)的臨界值，高于該值賦值為0，否則為1，負(fù)向指標(biāo)賦值方法相反，從而構(gòu)建剝奪矩陣。其次，由于不同指標(biāo)維度對多維相對貧困的貢獻(xiàn)率并不相同，單純使用等權(quán)重法可能會使測度結(jié)果與實際情況產(chǎn)生較大偏差，因此結(jié)合等權(quán)重法和頻率加權(quán)法對各貧困指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)[13]。最后，設(shè)定剝奪得分臨界值k=1/3，判定農(nóng)民是否處于多維相對貧困狀態(tài)，該指標(biāo)數(shù)值越大表明多維相對貧困越嚴(yán)重。

（2）核心解釋變量：鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)（RDE）

本文基于數(shù)字鄉(xiāng)村的內(nèi)涵與發(fā)展現(xiàn)狀，并結(jié)合學(xué)者們在構(gòu)建鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)體系時的共性與特性[14]，從鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)數(shù)字化和鄉(xiāng)村數(shù)字產(chǎn)業(yè)化三個維度出發(fā)，構(gòu)建包含6個要素指標(biāo)、19個基礎(chǔ)指標(biāo)的鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)評價指標(biāo)體系，見表2。本文利用熵權(quán)-TOPSIS法測算各省份在相應(yīng)年份的鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。首先，出于可比較各省份鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的目的，對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理；然后，計算各指標(biāo)的權(quán)重，確定正、負(fù)理想解，并在此基礎(chǔ)上計算歐氏距離；最后，得出各省份鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)綜合評價指數(shù)，該指數(shù)越大表明鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，反之則越低。

表2 鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)評價指標(biāo)體系

（3）中介變量

公平性指數(shù)（fair）。利用農(nóng)村地區(qū)內(nèi)公共資源相對于上一層次區(qū)域范圍內(nèi)公共資源的集中程度表示公平性，并采用某一區(qū)域內(nèi)農(nóng)村人口占該區(qū)域1%的人口所能聚集的公共資源數(shù)量的比重來衡量。計算方法如式（1）所示：

其中，AEit為政府對農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門的公共投資，TEit為全社會總公共投資，Pait與Pit分別表示某地區(qū)的農(nóng)村人口與總?cè)丝跀?shù)量。

鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)（upgrade）。本文從鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和產(chǎn)業(yè)融合兩個方面刻畫鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平。一方面，利用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化界定產(chǎn)業(yè)升級發(fā)展；另一方面，從農(nóng)村服務(wù)業(yè)融合發(fā)展和產(chǎn)業(yè)功能性發(fā)揮兩個層面表征鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)融合狀況。

農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配系數(shù)（rma）。本文關(guān)注的是農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門內(nèi)部的資源配置情況，且假設(shè)該部門的產(chǎn)出由資本（K）和勞動力（L）兩種要素決定，以C-D齊次函數(shù)形式呈現(xiàn)。借鑒曹玉書和樓東瑋（2012）[15]的做法，以工資w和利率r分別表示資本和勞動力的真實回報率，MPL和MPK分別表示勞動力和資本的邊際產(chǎn)出，α表示要素產(chǎn)出彈性。根據(jù)利潤最大化原則作出決策時，兩種要素的邊際收益之比可展現(xiàn)該部門的資源配置情況，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門和基準(zhǔn)部門的資源配置系數(shù)分別如式（2）和式（3）所示：

若市場處于完美狀態(tài)，則要素資源的流動不會存在障礙，各部門間的要素自由配置會使同一種要素的邊際報酬率相等，即部門間的w/r一致，但在真正的經(jīng)濟(jì)活動中，難以實現(xiàn)資源的合理配置。本文將第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)與第一產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資作為農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門的勞動力和資本要素投入，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門的勞動力產(chǎn)出彈性和資本產(chǎn)出彈性分別設(shè)為0.8和0.2；將各省份平均工資與平均利率作為基準(zhǔn)部門數(shù)據(jù)，勞動力產(chǎn)出彈性和資本產(chǎn)出彈性分別設(shè)為0.557和0.443[16,17]。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配系數(shù)（rma）的計算公式如下：

（4）控制變量。

水土流失治理面積（ri），是指針對水土流失面積，按照綜合治理原則，采取如水平梯田、谷坊、造林種草等治理措施，以及按小流域綜合治理措施所治理的水土流失面積總和；農(nóng)作物生產(chǎn)效率（axl），采用農(nóng)民人均主要糧食占有量衡量；生活質(zhì)量水平（env），采用太陽能熱水器面積表示；農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總額（afec），由地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總額相加得到；農(nóng)業(yè)利用外資額（awz），用外商直接對農(nóng)業(yè)的投資額表示。

2.2 模型構(gòu)建

為考察鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)能否直接緩解多維相對貧困，本文構(gòu)建了如式（5）所示的基準(zhǔn)回歸模型：

本文在溫忠麟等（2004）[18]提出的中介效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建多重中介效應(yīng)模型來進(jìn)一步檢驗鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)能否通過提升公平性、促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興、優(yōu)化資源配置來發(fā)揮減貧作用。在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下模型：

其中，i為省份；t為年份；?t、θi、μit分別代表時間固定效應(yīng)、個體固定效應(yīng)、隨機(jī)誤差項；RDE為鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)，是本文的核心解釋變量；MRP為多維相對貧困指數(shù)，是本文的被解釋變量；M為中介變量，包括公平性指數(shù)、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配系數(shù)；Control為一系列控制變量。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取除西藏與港澳臺地區(qū)外的我國30個省份2013—2020年的數(shù)據(jù)作為研究樣本。在進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性分析時，將研究樣本劃分為東部、中部和西部地區(qū)①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省份；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省份；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆11個省份。。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、EPS數(shù)據(jù)平臺、北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)、阿里研究院報告以及《中國進(jìn)出口月度統(tǒng)計報告》。缺失值采用均值法進(jìn)行填充?？紤]到不同量綱的數(shù)據(jù)波動較大，本文對農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配系數(shù)和控制變量進(jìn)行了取對數(shù)處理。

3 實證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)對多維相對貧困的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示。通過對比模型的擬合優(yōu)度可以發(fā)現(xiàn)，考慮控制變量最多的列（6）的擬合優(yōu)度明顯高于其他模型，在省份和年份雙固定效應(yīng)下，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的系數(shù)為-0.5872，在1%的水平上顯著，這表明隨著鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，多維相對貧困指數(shù)明顯下降。原因可能是，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展加快了農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力轉(zhuǎn)換，為農(nóng)民擺脫相對落后的困境、重視自身全面發(fā)展提供了基礎(chǔ)，有助于緩解經(jīng)濟(jì)、健康、教育等多個維度的相對貧困程度。由此，假設(shè)1得到驗證。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.2 穩(wěn)健性檢驗

（1）內(nèi)生性檢驗

為了避免內(nèi)生性問題導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤，本文采用兩種工具變量進(jìn)行估計，分別將鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的滯后一期與上一年互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)的交互項和1984年各省份固定電話年末數(shù)量與上一年農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)人數(shù)的交互項作為鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的工具變量，并均利用兩階段最小二乘法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果顯示，第一階段的F統(tǒng)計量顯著大于檢驗法則的臨界值，說明工具變量對鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)具有較強(qiáng)的解釋力。同時，兩種工具變量的Kleibergen-Paaprk LM統(tǒng)計量分別為18.027、21.661，均在1%的水平上顯著；Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量分別為6998.548、44.543，大于10%水平上的Stock-Yogo臨界值16.38，表明這兩種工具變量的選取都是合理的，能夠有效解決模型的內(nèi)生性問題。第二階段回歸結(jié)果中，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的系數(shù)顯著為負(fù)（限于篇幅，未列示），與表3中的結(jié)果保持一致，表明結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（2）更改被解釋變量的測度界限

利用AF法測度農(nóng)民的多維相對貧困程度需要設(shè)置貧困臨界值和k值雙重界限，不同的設(shè)置方法可能會導(dǎo)致測度結(jié)果存在差異，本文通過更改多維相對貧困的測度界限來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。以2020年各指標(biāo)均值的70%作為貧困指標(biāo)的臨界值，同時設(shè)定剝奪得分臨界值k=1/5，得到更改測度界限后的多維相對貧困指數(shù)（NMRP）?；貧w結(jié)果如表4列（1）所示，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)仍然能夠有效緩解多維相對貧困，表明前文的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（3）替代核心解釋變量

本文進(jìn)一步利用北京大學(xué)測算的數(shù)字普惠金融指數(shù)（DIF）作為鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的代理變量，檢驗結(jié)果如表4列（2）所示，數(shù)字普惠金融指數(shù)的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，驗證了結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（4）分時間段估計

本文以鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出的年份作為劃分依據(jù)，分別對2013—2016年和2017—2020年兩個階段進(jìn)行估計，結(jié)果分別如表4列（3）和列（4）所示。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的系數(shù)分別為-0.4548和-0.6680，且均在5%的水平上顯著。整體比較第一階段和第二階段的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，后一階段的作用效果更大，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，對多維相對貧困的作用程度越大，這說明鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的減貧效應(yīng)能夠持續(xù)穩(wěn)定發(fā)揮，驗證了結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4 進(jìn)一步分析

4.1 區(qū)域異質(zhì)性分析

不同地理位置的省份在數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)數(shù)字化外延、政策支持等方面存在時空差異。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間異質(zhì)性可能導(dǎo)致減貧作用存在區(qū)域異質(zhì)性。因此，本文將研究樣本劃分為東部、中部和西部地區(qū)，回歸結(jié)果如表5所示。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的減貧作用在中部地區(qū)最為顯著，其次是西部地區(qū)，最后是東部地區(qū)?？赡艿脑蛴校阂环矫妫谥胁酷绕饝?zhàn)略、西部大開發(fā)戰(zhàn)略等長期針對性政策的支持作用下，中西部地區(qū)社會各方面發(fā)展迅猛，尤其是數(shù)字經(jīng)濟(jì)作為新興經(jīng)濟(jì)形態(tài)備受關(guān)注，形成積極發(fā)展態(tài)勢；而東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)扎實，自身發(fā)展條件優(yōu)勢明顯，多維相對貧困的影響因素頗多，因此鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的減貧效應(yīng)相對不突出。另一方面，全國貧困縣和貧困村主要分布在中西部地區(qū)，是反貧困的主要集中地，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)作為鞏固脫貧攻堅成果的有力抓手，具有較高的邊際減貧作用。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展極大地消弭了“數(shù)字鴻溝”以及由此衍生的社會非公平性問題，充分展現(xiàn)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)的包容性，中西部地區(qū)的受益程度明顯高于本就相對發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，這與相關(guān)學(xué)者的研究結(jié)論[19]一致。

表5 區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果

4.2 中介機(jī)制檢驗

在驗證鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠明顯減緩多維相對貧困的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步考察鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)對多維相對貧困的作用機(jī)制，結(jié)果如表6所示。表6列（1）顯示，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的系數(shù)為0.1368且在5%的水平上顯著；列（2）增添公平性指數(shù)這一中介變量，結(jié)果顯示鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)與公平性指數(shù)的系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為負(fù)，說明公平性指數(shù)存在中介效應(yīng)，且表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)。得益于數(shù)字政府、數(shù)字社會平臺、“一網(wǎng)通辦”“一網(wǎng)統(tǒng)管”等服務(wù)管理新模式，農(nóng)民享受優(yōu)質(zhì)政務(wù)與公共服務(wù)的可能性變大，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過降低“一級數(shù)字鴻溝”的繼發(fā)性、提升政務(wù)與公共服務(wù)效率、增加資源匹配公平性進(jìn)而緩解多維相對貧困。驗證了假設(shè)2。

表6 中介機(jī)制檢驗結(jié)果

列（3）中，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)之間存在明顯的正相關(guān)關(guān)系；列（4）中，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)的系數(shù)顯著為負(fù)，同時鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明存在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的中介效應(yīng)，且表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)既加快了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)邁向中高端發(fā)展階段的步伐，又促進(jìn)了實體經(jīng)濟(jì)和信息產(chǎn)業(yè)的深刻融合，形成農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門多個產(chǎn)業(yè)集群相互依存、相互促進(jìn)的新格局。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)新業(yè)態(tài)提高了邊際生產(chǎn)率，也催生農(nóng)村“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的局面，使農(nóng)民過上“有錢又有閑”的生活成為可能，充分發(fā)揮了減貧帶頭作用。驗證了假設(shè)3。

列（5）中，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的系數(shù)為3.9871，在1%的水平上顯著；列（6）中，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)與農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配系數(shù)的系數(shù)至少在5%的水平上顯著為負(fù)，說明存在農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配的中介效應(yīng)，且表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)揮數(shù)字、信息、技術(shù)等要素的獨特優(yōu)勢，改善傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門中資本、勞動力等初級生產(chǎn)要素配置扭曲的現(xiàn)象，從而釋放要素結(jié)構(gòu)紅利，激發(fā)農(nóng)村地區(qū)發(fā)展?jié)摿?，緩解多維相對貧困。驗證了假設(shè)4。

4.3 中介機(jī)制的區(qū)域異質(zhì)性檢驗

下頁表7為東、中、西部地區(qū)中介機(jī)制的檢驗結(jié)果，限于篇幅，表7中僅匯報了主要變量及中介機(jī)制顯著的結(jié)果。列（1）和列（2）是東部地區(qū)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配的中介機(jī)制檢驗結(jié)果。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展可以通過優(yōu)化資源配置來緩解農(nóng)村多維相對貧困，并且該路徑起完全中介作用，但無法通過提升公平性和促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興這兩條路徑來發(fā)揮減貧作用。列（3）至列（6）為中部地區(qū)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興和農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配的中介機(jī)制檢驗結(jié)果。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)可以通過促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興以及優(yōu)化資源配置這兩條路徑減緩地區(qū)內(nèi)的多維相對貧困程度，且這兩條作用路徑均起部分中介作用。列（7）至列（10）為西部地區(qū)公平性和農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配的中介機(jī)制檢驗結(jié)果。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)既可以將提升公平性作為減緩多維相對貧困的作用途徑，又可以通過改善資源錯配現(xiàn)象發(fā)揮減貧作用。

表7 中介機(jī)制的區(qū)域異質(zhì)性檢驗結(jié)果

對比分析東、中、西部地區(qū)的中介機(jī)制可以發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配系數(shù)在全國范圍內(nèi)都起到了顯著的中介作用。相比較而言，在東部地區(qū)鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)通過優(yōu)化資源配置減緩多維相對貧困的中介效應(yīng)屬于完全中介；在中部地區(qū)該路徑的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為13.54%，在西部該比例達(dá)到了17.65%，兩者均屬于部分中介效應(yīng)，且在西部地區(qū)該效應(yīng)的發(fā)揮強(qiáng)于中部地區(qū)。鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興路徑只在中部地區(qū)顯著，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為8.97%。公平性路徑只在西部地區(qū)顯著，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為3.53%。

5 結(jié)論

數(shù)字化浪潮迅速滲透到農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門的各個領(lǐng)域，將數(shù)字經(jīng)濟(jì)下沉到“三農(nóng)”領(lǐng)域，大力推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村數(shù)字化是發(fā)展數(shù)字中國的必然要求，也為緩解多維相對貧困問題提供了全新動力與可行路徑。本文分別構(gòu)建多維相對貧困和鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)評價指標(biāo)體系，利用基準(zhǔn)回歸就鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)對多維相對貧困的直接影響進(jìn)行實證分析，隨后探討了公平性、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配的中介機(jī)制，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步探究直接作用與中介機(jī)制的區(qū)域異質(zhì)性。得到如下結(jié)論：（1）鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠直接有效緩解多維相對貧困，反映出農(nóng)民在生活保障、自身發(fā)展、日常休閑等多個維度的相對剝奪程度逐步降低；且在進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性分析后發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)對多維相對貧困的減緩程度在中西部地區(qū)明顯大于東部地區(qū)。（2）公平性、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配在全國范圍內(nèi)均發(fā)揮了中介效應(yīng)。這說明鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)能夠促進(jìn)公平與效率統(tǒng)一、賦能農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展、優(yōu)化資源配置，進(jìn)而緩解多維相對貧困。（3）中介機(jī)制的區(qū)域異質(zhì)性特征明顯。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門資源錯配在東部地區(qū)起到了完全中介效應(yīng)，而在中部、西部地區(qū)均為部分中介效應(yīng)，且在西部地區(qū)該效應(yīng)的發(fā)揮強(qiáng)于中部地區(qū)；公平性和鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興分別在西部和中部地區(qū)發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。