數字經濟推動鄉村振興的雙重中介路徑研究

唐紅濤，陳捷

（湖南工商大學經濟與貿易學院，湖南 長沙 410205）

《中國數字經濟發展報告（2022）》指出，2021年數字經濟規模達到45.5萬億元，同比增長16.2%，占GDP比重達到39.8%，數字經濟在國民經濟中的支撐作用更加顯著。發揮數字經濟賦能效應，把握數字經濟發展新機遇，是解決現階段城鄉發展不平衡、農村發展不充分、農村產業結構單一［1］和農民收入結構單一等問題的關鍵要素?！稊底粥l村發展戰略綱要》也指出，要進一步解放和發展數字化生產力，推進農業數字化轉型。2022年中央一號文件進一步指出，大力推進數字鄉村建設，推進數字化賦能。

數字經濟賦能鄉村振興，是現階段實現我國農村經濟社會發展和鄉村產業融合發展的關鍵動力。以5G新技術、高速互聯網以及大數據平臺為代表的數字新型基礎設施建設持續向鄉村地區深化，完善鄉村地區信息化服務的供給，縮小地區之間的數字鴻溝，并進一步催生以農村電商為代表的新產業、新業態和新模式。2021年，全國農村網絡零售額達到2.05萬億元，占網絡零售總額的15.6%，農產品網絡零售規模達到 4 221億元，同比增長2.8%。為支持農村電商蓬勃發展，以“數商興農工程”“地理標志促進工程”“農村電商示范區”為代表的數字新政策，為廣闊農村搭建農產品流通的新平臺，打通鄉村物流配送的“最后一公里”，吸引一大批數字人才返鄉創新創業，推進農業電商發展，使得手機成為農戶新的“農具”，電商直播成為新的“農活”。2020年“雪亮工程”在行政村的覆蓋率達到77%，推動鄉村治理向數字化、信息化轉變，鄉村治理效能進一步提升。

發揮數字經濟的賦能效應，依托數字新基建和數字新政策，探索實現鄉村振興之路。鑒于此，課題組利用實地問卷調查數據，運用結構方程模型（SEM）進行實證分析，深入探究數字經濟促進鄉村振興的內在機制機理及其實踐路徑，以豐富現有數字經濟與鄉村振興的相關研究成果。

一 理論機理

文本基于對既有文獻的歸納厘清，可將鄉村振興的指標體系解構為產業數字化轉型、鄉村現代化治理以及居民消費升級三個層面。

（一）數字經濟推動數字新基建賦能鄉村振興

數字新基建是由數據中心、人工智能、5G網絡、工業互聯網、物聯網等新一代信息技術不斷融合、疊加和迭代所形成的基礎設施體系［2］。也有學者認為，廣義的數字新基建還應包括利用新一代數字技術對傳統基礎設施進行數字化改造［3］。

1.數字新基建技術賦能產業轉型

新基建運用新的技術通過顛覆性創新和迭代式創新，促進產業轉型升級［4］，實現對傳統產業的改造。數字新基建通過數字化技術賦能滲入鄉村各行各業：通過對鄉村公路、農田灌溉設施等鄉村傳統基礎設施進行數字化改造升級，在原有功能的基礎上實現性能的優化，提升基礎要素的價值；淘汰一批鄉村落后的產業，催生一批新的產業和新的業態。數字農業是數字技術在農業領域的綜合應用。它將物聯網、大數據和地理遙感等前沿技術應用于農業生產，通過數字技術賦能效應極大地提高了現有農業生產的效率和資源利用率，并應用大數據技術對農業生產的全過程信息進行采集分析，及時對農作物病蟲害進行防治，降低自然災害對農業生產的影響。數字技術在農業中的應用，使得更多的農戶和消費者享受到農業數字化轉型的紅利［5］，還有助于降低污染排放和提升生態效率［6］，推動鄉村產業數字化轉型。

2.數字新基建數據賦能治理有效

以“互聯網+黨建/政務”“數字評價系統”“鄉村數字治理接點平臺”為代表的現代鄉村治理形式，通過融合各方數據資源，并對采集的數據進行分析，創新現代治理的新模式。治理行為和治理數據處理從“線下”轉到“線上”，釋放鄉村治理效能，幫助鄉村治理升級。數字治理打破了物理空間對農村流動人口參與村民自治的限制，農村流動人口在身體缺場的情形下，通過數字設備參與村民鄉村治理［7］，有效解決了鄉村治理與村民自治之間“溝通斷層”“時空錯位”的問題，進一步營造鄉村良好的治理環境。

3.數字新基建流通賦能消費升級

數字新型基礎設施明顯弱化了鄉村經濟區位劣勢的消極影響，打破區域發展的空間阻礙邊界，進一步加速城鄉雙向經濟循環，顯著提高農村地區向外輸送農產品的效率，降低農產品在物流運輸中的損耗。農戶通過互聯網及時獲取有效信息，實現小農戶與大市場對接，拓展農產品流通渠道，提升產品附加值，促產增收，從而影響居民消費。數字技術的應用有利于實現穩定的農產品市場供給，提高農戶從事農業生產的積極性和收入，促進農村居民消費升級。

（二）數字經濟推動數字新政策賦能鄉村振興

以道路、水利、通訊和飲用水為代表的農村基礎設施建設對促進農村地區經濟發展、改善民生具有重要的現實意義，為鄉村振興戰略的實施提供重要支撐，是具有普惠性質的“輸血式”扶貧。而數字新政策不僅推動普惠性質基礎設施的持續完善，還強調貧困人口自我脫貧的內生性政策措施，培育鄉村居民自我脫貧能力、內生脫貧能力，即內生“造血”能力。

1.數字新政策撬動金融，支撐推動產業轉型

數字新政策推動數字金融助力鄉村產業，調動鄉村居民積極性，成為推動鄉村產業發展的新動能和新引擎。數字金融突破時空限制，具有開放、共享和覆蓋廣泛的優勢，能夠以較低的成本快速實現鄉村產業資金的供求匹配［8］。通過鄉村振興的政策支撐，撬動數字金融與社會資本支持鄉村產業，有效破解農村地區產業數字化轉型過程中的融資難題，為鄉村產業數字化轉型提供強大的金融支持。

2.數字新政策提供制度保障，實現治理有效

張紹合等指出，目前中國鄉村治理仍然存在村民自治弱勢、鄉政村治互相扯皮等問題，一個善治的鄉村治理需要一個合適的制度安排框架［9］，這是鄉村現代化治理的重點。數字技術豐富了鄉村治理的模式和方式，數字新政策則為實現鄉村治理現代化提供制度保障，以制度形式明確鄉村現代化治理的邊界，推動數字人才參與鄉村治理實踐，促使鄉村治理有據可依、運行有序，形成有序治理、數字化治理的新格局。

3.數字新政策推動農村電商發展，促進消費升級

數字新政策積極推動農村電商與鄉村產業融合，激發鄉村產業活力，推動鄉村居民實現消費升級。傳統農產品供應鏈環節較長，交易成本較高，推動農村電商發展，有助于將數字要素與農業生產結合起來，提高農業產出水平，促使農業生產規?；蛿底只?，同時，改變鄉村供應鏈體系，減少交易成本，從而提升農村居民收入。眾多學者論證了電子商務會對農村居民收入產生影響。李怡等研究表明，參與和未參與電子商務的農戶間收入差距明顯，參與電子商務的農戶收入更高［10］。金曉彤等也指出，農村電商通過帶動創業型經濟的發展，推動農村居民增收，且增收效應逐年增強［11］。馮富帥指出，農村電商通過提升農村居民收入，縮小城鄉收入差距，進而對農村消費升級產生影響［12］。王宸圓指出，農村電子商務通過降低農村居民消費成本、刺激農村居民消費欲望和提升農村居民收入帶動農村居民消費升級［13］。

（三）數字經濟直接推動鄉村振興

1.數字人才賦能鄉村振興，實現產業轉型

農村人力資本的嚴重匱乏制約了鄉村產業轉型升級和鄉村地區的經濟發展，同時，人力資本利用率不高也會對產業轉型升級產生影響［14］。隨著鄉村振興戰略的持續推進，鄉村地區對數字人才的需求急劇增長。張蘊萍等指出，數字經濟能通過政策手段培育、吸引數字人才賦能鄉村振興［15］。何雷華等也指出，數字經濟能夠帶來新的就業創業機會，激發人才需求，促進人才回流，更好地服務鄉村發展［16］。因此，要充分發揮數字人才的專業帶頭作用，通過打造鄉村數字人才隊伍，加強鄉村人力資源開發，促進各類人才投身鄉村產業，推動鄉村產業數字化轉型。

2.數字體系賦能鄉村振興，實現治理有效

陳成文等提出建設“一核多元”的治理體系，即數字技術在鄉村治理上的有效實踐，有助于走出以往鄉村治理中“碎片化”“紊亂化”“梗阻化”的實踐困境，為鄉村治理現代化和實現鄉村振興提供堅實的組織體系保障［17］。廖福崇也指出，多主體協同是數字治理的核心特征，要推動構建數字治理體系建設［18］。通過數字化手段，極大地調動多方主體參與鄉村治理，形成聚集效能，構建高效的內部協調機制，從而推動建設鄉村現代化治理體系。

3.數字產業賦能鄉村振興，實現消費升級

胡智慧等指出，數字經濟能夠推動產業結構升級，實現農村居民消費升級［19］。數字經濟將生產者和消費者連接到一起，削弱了供需錯配的可能性，縮短了產品生產到消費的周期，加速資本循環，從而降低成本，提升收入水平，進一步擴大消費規模，進而實現產業和結構的雙升級。張紅鳳等進一步指出，產業結構升級帶動經濟發展和家庭收入增長，進而促進消費水平提高，同時，互聯網發展效應、文化傳播效應和健康服務效應間接促進家庭消費結構升級［20］。

綜上所述，課題組構建了“數字經濟—數字新基建/數字新政策—鄉村振興”的中介路徑（見圖1）。

圖1 結構方程中介模型

二 研究設計與研究方法

（一）研究模型

結構方程模型分為測量模型和結構模型兩種。測量模型描述觀察變量是否適合作為潛變量。首先要建立觀察變量與其所度量潛變量之間的聯系，其次檢驗是否存在假設的因子結構。結構模型用以評估潛變量之間的相互關系。外生潛變量是指作為原因的潛在變量，而內生潛變量是指作為結果的潛在變量。

測量方程表示為：

式（1）（2）中，X是ξ的觀測變量，Y是η的觀測變量，η和ξ分別是內生潛在變量和外生潛在變量。Λx和Λy分別是內生潛在變量和外生潛在變量與觀測變量之間的關系，?、δ分別表示測量方程變量Y和變量X的誤差項。

結構方程表示為：

式（3）中，B表示某些內生潛在變量與其他內生潛在變量之間的關系，Γ表示外生潛在變量對內生潛在變量的影響，ζ表示結構方程模型變量η的誤差項。

（二）問卷設計

基于實際研究問題假設，采用李克特五級量表對問卷指標進行賦值（1=非常不認同，2=不認同，3=一般認同，4=認同，5=非常認同），設置4個一級變量：數字經濟、數字新基建、數字新政策以及鄉村振興。在設置指標問題上，充分考慮問卷調查對象認知能力的差異，問卷的內容設計在能夠滿足各指標度量的前提下，盡可能地契合農戶生活，消除理解障礙；同時，審慎考量問卷題目數量，合理把握問卷作答時長。問卷指標及問卷內容如表1所示。

表1 問卷指標及其內容

（三）數據來源與描述性統計分析

2021年6月至8月，課題組在湖南省懷化市、邵陽市、婁底市及其下轄鄉鎮實地調研并進行匿名問卷調查。本次調查共發放問卷300份，回收296份，調查對象覆蓋傳統農民、新農人、鄉村致富帶頭人以及各村委會主任、合作社主任等群體，不存在樣本有偏，不存在空白、隨意填寫等無效問卷，符合問卷研究要求，全部予以采用。

在本次問卷調查中，男性占調查總人數的75%，并以農村戶口為主，符合樣本基本現狀；學歷覆蓋小學及以下、初中、高中和大學及以上，較低的受教育水平（高中及以下）占比接近74%，占據樣本的絕大多數，總體呈現正態分布，與調研地農村以高中及以下受教育水平為主的地區人口結構現狀相契合；參與行業以傳統農業為主，占比62.8%，也符合鄉村地區以農業為主的產業結構現狀。樣本總體能夠客觀反映調查區域的實際情況，可信度高（見表2）。

表2 樣本描述性統計

在變量描述性統計中，最小值為1，最大值為5，問卷作答具有顯著差異；各變量均值及中位數均在2.5以上，標準偏差普遍小于1。數字新基建與數字新政策變量均值和中位數的得分均高于其他變量，從側面反映了村民對目前鄉村數字新基建和數字新政策總體上是滿意的，也印證了鄉村地區數字經濟的持續發展倒逼鄉村數字新基建先行和數字新政策跟進。

三 實證分析與檢驗

（一）Person相關性檢驗

表3中Person相關性檢驗結果顯示，數字經濟（SJ）與數字新基建（SX）、數字新政策（SZ）以及鄉村振興指標體系下的產業數字化轉型（CSZ）、鄉村現代化治理（XXZ）和居民消費升級（MXS）得分呈現顯著的正相關，均達到P值小于0.01的顯著性水平。這表明數字經濟與數字新基建、數字新政策以及鄉村振興指標體系下的產業數字化轉型、鄉村現代化治理和居民消費升級都存在較強的相關性，隨著鄉村地區數字經濟發展水平的持續深化，各變量也呈現明顯的上升趨勢。

表3 相關性分析

（二）信度、效度與共同方法偏差檢驗

Cronbach’s α指數常被用于問卷的信度檢驗，本次檢驗結果如表4和表5所示。考慮到模型較復雜、樣本數量較大，各子維度變量的絕大部分KMO值大于0.6，該信度是可接受的，且在Bartlett球形檢驗中樣本總體KMO值達到0.91，P值小于0.001，模型通過信度檢驗，適合做因子分析。

表4 信度分析

表5 信度檢驗

繼而，對量表總計20個題目做主成分提取分析。結果顯示，初始值大于1的因子共有4個，累計解釋方差變異為57.91%。這表明20個題目提取至多4個因子對于原始數據的解釋度較為理想。在碎石圖中，折線于成分3及成分4以后逐漸趨于平緩，并在成分3之前急劇下降，這也表明20個題目提取3至4個公因子較為合適。本研究提取的因子數符合要求，可通過信度和效度的檢驗。

為檢驗模型的整體擬合程度，選用了X2/df、RMSEA、NFI、IFI、TLI以及CFI指標，選擇共同方法因子做驗證性因子分析。表6結果顯示，擬合指標與原模型相比變化不大，RMSEA和RMR（絕對擬合指標）變化均不超過0.05，且NFI、IFI、TLI和CFI變化也均不超過 0.1，表明原整體擬合模型無嚴重共同方法偏差。

表6 整體擬合系數

（三）雙路徑中介效應檢驗

基于現有結構方程模型，結合Bootstrap方法和PROCESS宏程序，對該中介效應進行檢驗。首先對數字經濟分別通過數字新基建和數字新政策兩條路徑進行檢驗，再對鄉村振興指標變量下產業數字化轉型、鄉村現代化治理以及居民消費升級分別進行中介檢驗，結果如表7所示。

表7 非標準化的Bootstrap潛變量中介效應檢驗

基于AMOS的實證結果，進一步對兩條中介路徑分別進行Bootstrap迭代抽樣檢驗。檢驗結果顯示，數字經濟—數字新基建—鄉村振興的非標準化中介效應檢驗在95%誤差修正檢驗中，P值小于0.05，且上下限不包含0值，通過潛變量中介效應檢驗，結果顯著。但是，在95%分位數檢驗，上下限包含0值，且P值大于0.05，結果并不顯著。這可能是因為：第一，“目前中國農村數字經濟發展水平普遍落后于鄉村振興”［21］，只有在數字經濟大幅度提升之后，二者才會迎來更快速的發展，即數字經濟對鄉村振興的間接推動力尚未完全釋放；第二，基于目前數字新基建的定位，數字新基建為鄉村振興服務，主要保障和改善民生，為鄉村產業和農村居民融入現代數字化社會創造必要條件，存在明顯的普惠傾向，在促進鄉村居民增收致富的直接感知上不如數字新政策明顯。

在數字經濟—數字新政策—鄉村振興的路徑上，95%的修正誤差檢驗和分位數檢驗中的P值小于0.001，且上下限均不包含0值，說明該中介效應顯著?？梢?，在某種程度上調查的樣本對象在數字新政策中的獲益要明顯強于數字新基建，也進一步表明，在現階段數字新政策是實現鄉村振興的關鍵中介路徑，是推動鄉村振興的重要推動力。

最后，將性別、戶口、學歷和行業這些控制變量納入中介檢驗，將檢驗路徑細化到鄉村振興的二階因子路徑上，結果發現，學歷在數字經濟對促進產業數字化轉型的中介路徑影響上具有顯著的正向影響（標準化估計下P值小于0.01），表現為學歷越高，促進作用越強。除此之外，其他控制變量對各路徑顯著性均不產生影響。結果進一步揭示，數字經濟能夠通過數字新基建、數字新政策兩條路徑推動鄉村振興，且中介效應顯著，顯著性水平高（P值小于0.001）。

四 結構方程模型分析與結論

通過AMOS 26.0軟件構建結構方程模型，并對結構模型的路徑進行擬合。

（一）模型未進行MI路徑修正

在對模型路徑MI進行修正前，路徑擬合系數如表8所示。直接路徑上因子載荷系數表明，數字經濟對鄉村振興存在正向的相關關系，在中介路徑上，數字經濟與數字新基建、數字新政策再到鄉村振興均呈現正向相關關系。但是路徑擬合系數不夠理想，需執行下一步MI路徑修正（對殘差e進行路徑修正）。

表8 模型修正前后的擬合系數

（二）對模型進行MI路徑修正

基于結構方程模型的修正規范進行MI路徑修正［22-23］，修正次數不超過3次為合理修正（本次必要修正為兩處：e9—e20，e15—e21），修正模型符合要求。修正后的模型擬合系數結果如表8所示，X2/df的值小于3，RMSEA的值小于0.08，且其他系數均大于0.8，修正后的模型整體系數都要優于修正前，說明修正后的模型擬合系數總體上較為理想，模型的可接受程度較高。

對于修正路徑的解釋，在e9—e20的修正中，扶貧產業對農戶收入的提升與調動社會資源促進農戶經營之間存在著一定的相關關系，在農戶經營過程中存在由初級向中級乃至高級的鄉村經營形態轉變的現象。對從事簡單勞動的村民進行技能培訓，使其參與農村電商等產業脫貧實踐，并通過習得的技能實現增收。并不是所有的村民都能在一次或者幾次的學習中掌握新技能，通過數字新政策實現富裕也并非一勞永逸，實現增收的村民有可能再度返貧，也有可能實現經營形態躍升，徹底實現脫貧致富。二者之間存在一定的關聯性，存在修正的現實可能。在e15—e21的修正中，數字新基建與鄉村生態環境之間存在相關關系。數字新基建程度較高的地區，經濟發展水平也較高，更愿意加大鄉村生態環境治理投入；而生態環境優美的鄉村地區，擁有更多機會發展鄉村生態旅游，吸引城鄉游客，倒逼基礎設施進一步完善。修正后的結構方程模型見圖2。

圖2 修正后結構方程模型估計

在圖2中，中心單箭頭表示實現路徑，雙箭頭表示相關性，二級和三級潛變量單箭頭表示衡量指標、問題設置及殘差項（統一賦值為1）。圖2的實證結果進一步揭示，數字經濟每提升1個單位，帶動鄉村振興提升0.22個單位，通過數字新基建該路徑能夠提升0.020個單位，通過數字新政策該路徑能夠提升0.186個單位，且通過直接效應和中介效應檢驗，路徑成立。

（三）路徑分析

研究結果顯示，數字經濟顯著促進了數字新基建和數字新政策的發展。在數字經濟推動鄉村振興的路徑檢驗上，P值小于0.05，該路徑顯著；在數字新政策推動鄉村振興的路徑上，P值也小于0.05，該路徑也顯著。

表9 修正后的路徑估計

基于此，在數字經濟促進鄉村振興的路徑中，進一步對二階指標因子（產業數字化轉型、鄉村現代化治理和居民消費升級）的具體中介效應進行分析，中介效應檢驗仍基于Bootstrap迭代抽樣，解構其中介占比。

根據表10實證結果發現，在數字經濟—數字新基建/數字新政策—產業數字化轉型路徑上，置信區間上下限均不包含0值，通過中介效應檢驗。在此路徑中，數字新政策的中介效應占比遠高于數字新基建的中介效應占比，達到34.85%，同時，數字經濟對產業數字化轉型的直接效應占比達到47.43%。

表10 數字經濟對產業數字化轉型的中介效應檢驗結果

根據表11實證結果發現，在數字經濟—數字新基建/數字新政策—鄉村現代化治理路徑中，置信區間上下限均不包含0值，通過中介效應檢驗。在此路徑中，數字新基建所發揮的中介效應略高于數字新政策，而數字經濟對鄉村現代化治理的直接效應占比達到了62.53%，為三個路徑中最高。

表11 數字經濟對鄉村現代化治理的中介效應檢驗結果

根據表12實證結果發現，在數字經濟—數字新基建/數字新政策—居民消費升級的路徑中，置信區間上下限也均不包含0值，通過中介效應檢驗。在此路徑中，數字新政策的中介效應占比遠高于數字新基建，約為33%，此時，數字經濟對居民消費升級的直接效應占比達到58.08%。實證結果再次證明，數字經濟在農村地區的持續推進，能夠通過數字新基建和數字新政策兩條路徑實現鄉村振興，且數字新政策對于實現產業數字化轉型與居民消費升級的中介作用要強于數字新基建。

表12 數字經濟對居民消費升級的中介效應檢驗結果

五 結論與政策啟示

上述實證路徑檢驗結果揭示了鄉村地區數字經濟發展路徑，有利于推動數字新基建持續升級，在實證層面數字新基建也展現出促進鄉村振興的顯著正向作用。在一定程度上，數字經濟也能夠通過數字新基建助力鄉村振興，但是該作用力表現并不充分，原因可以歸結于：在數字經濟通過數字新基建推動鄉村振興的中介路徑中，數字新基建尚處在持續完善的過程中，其中介作用尚未完全發揮；數字新基建存在普惠性質的傾向，在促進鄉村居民增收致富的直接感知上較弱，更側重基礎保障作用。在數字經濟通過數字新政策促進鄉村振興的路徑上，中介效應顯著，這說明數字新政策是推動鄉村振興的主要動力，有利于促進鄉村產業數字化轉型、鄉村現代化治理和居民消費升級。鑒于此，提出如下建議。

第一，持續深化鄉村數字新基建的完善升級，構建鄉村振興強有力的支撐體系。統籌推進鄉村數字新基建的建設，補齊鄉村地區基礎設施短板，發揮鄉村現代化治理的支撐作用，善于引導鄉村居民向數字新基建完善地區聚集，權衡鄉村經濟效益與鄉村發展潛力，充分發揮數字新基建的集聚效能。

第二，加強數字新政策頂層設計，既要“授民以魚”又要“授民以漁”。數字新政策應當著力培育鄉村振興內生發展動力，充分發揮“數字+鄉村”的數字化賦能效能，因地制宜地推動鄉村產業與數字技術相結合，積極引導鄉村傳統產業走綠色轉型升級之路，把鄉村地區的要素資源優勢轉化為鄉村內生發展優勢，鼓勵數字人才回流鄉村致力鄉村振興，充分發揮數字新政策在培育鄉村數字人才方面的效力，最終實現鄉村振興。