數(shù)字治理下農(nóng)民收入增長與收入分配效應

張 岳,張 博

(河北大學 a.管理學院;b.河北省鄉(xiāng)村振興研究院,河北 保定 071002)

一、鄉(xiāng)村數(shù)字化發(fā)展

實現(xiàn)共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求,當前實現(xiàn)共同富裕最繁重的任務依然在農(nóng)村。處理好效率與公平、發(fā)展與共享之間的關系是實現(xiàn)共同富裕的基本內(nèi)涵。從“發(fā)展”的角度來看,共同富裕的基礎是“富裕”,如何提高農(nóng)民整體收入水平依然是農(nóng)村發(fā)展過程中面臨的關鍵問題。2022年我國農(nóng)村居民可支配收入達到20133元,相比于2015年增長76.61%(1)數(shù)據(jù)來源:國家統(tǒng)計局。http://www.stats.gov.cn/sj/zxfb/202302/t20230203_1901715.html,但收入增速逐漸呈現(xiàn)放緩徘徊態(tài)勢。從“共享”的角度來看,共同富裕強調(diào)了“共同”的內(nèi)涵,農(nóng)民內(nèi)部收入不平等問題已成為我國實現(xiàn)共同富裕的制約因素[1]。據(jù)統(tǒng)計顯示,按人均可支配收入五等份分組,2020年農(nóng)村居民高收入組和低收入組的倍差達到8.23,顯著高于城鎮(zhèn)居民的6.16(2)數(shù)據(jù)來源:國務院發(fā)展研究中心作品《奮力邁上共同富裕之路》。。習近平總書記于2022年中央農(nóng)村工作會議上提出“要堅持把增加農(nóng)民收入作為‘三農(nóng)’工作的中心任務,千方百計拓寬農(nóng)民增收致富渠道”。因此,在進一步提高農(nóng)民收入的同時縮小農(nóng)民內(nèi)部收入差距是新發(fā)展階段推進鄉(xiāng)村振興、實現(xiàn)共同富裕的必然要求。

作為內(nèi)嵌于鄉(xiāng)村生活的重要方面,鄉(xiāng)村治理效能是影響農(nóng)民收入的重要因素[2]。早期的“治理(Governance)”概念接近于“統(tǒng)治(Government)”,都強調(diào)“控制、操縱”。1949年后,中國通過政黨下鄉(xiāng)自上而下建立起以互助組、人民公社為主體的權力網(wǎng)絡[3]。在持續(xù)近二十年的集體化時期,政府通過政治權力控制經(jīng)濟活動、社會活動和資源,以權威主義政治動員的方式對農(nóng)村進行管理[4]。20世紀90年代后,學術界認為治理不是單純的“控制、操縱”,而需要協(xié)調(diào)政府與社會的關系,平衡統(tǒng)合性力量與自主性力量。中國于1994年開展村民自治示范活動,并提出“四個民主”的概念。實行村民自治的目的是讓農(nóng)村居民充分參與治理,實現(xiàn)自我管理、自我服務,運用民主方式爭取和維護個人權益[5]。通過民主協(xié)商、民主管理、民主監(jiān)督等環(huán)節(jié),農(nóng)村居民可以充分表達個人意見,并約束基層干部行為進而維護自身經(jīng)濟利益,實現(xiàn)“發(fā)展”目標。農(nóng)村居民充分參與治理將有效改善鄉(xiāng)村治理樣態(tài)[6],更重要的是在此過程中能有效提升資源配置效率,促進經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)民增收[7]。

但近年來的基層治理實踐表明,中國鄉(xiāng)村治理依然存在“自治缺失”的特點,公共權力運行呈現(xiàn)自上而下的單向流動[8]。多數(shù)研究將“自治缺失”這一特點的現(xiàn)實表現(xiàn)歸納為參與治理人數(shù)不足的廣度問題上[9],忽略了中國鄉(xiāng)村治理中呈現(xiàn)出的農(nóng)民形式化參與的深度問題。事實上,中國農(nóng)民具有參與治理的積極性[10],且在政策制度的約束下,能夠保證治理參與的人數(shù)(3)CRRS數(shù)據(jù)顯示,2019年至少召開過1次村民大會的村莊,其受訪者平均到會比率為84.44%。具體見后文描述性統(tǒng)計分析。但在科層制治理模式下,“自上而下”的信息傳遞渠道與“自下而上”的信息反饋渠道不暢造成農(nóng)民形式化參與治理[11]。這種形式化參與無法真正發(fā)揮村民自治應有的效能,自然難以實現(xiàn)維護農(nóng)民權益、促進農(nóng)民增收的作用[12]。隨著互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)等技術的發(fā)展,新技術與鄉(xiāng)村治理的不斷融合形塑了新的鄉(xiāng)村治理模式,并成為變革鄉(xiāng)村公共秩序與格局的核心驅(qū)動力。數(shù)字治理是指依托于數(shù)字技術實現(xiàn)政府與社會以及政府內(nèi)部各部門便捷連接,從而優(yōu)化治理程序,提升治理效能,實現(xiàn)民主治理的治理模式[13]。數(shù)字技術構建了信息高效傳遞與反饋的渠道,避免了多層級之間信息流通被多重加工、解讀所造成的信息失真、滯后等現(xiàn)象[14]。相比于傳統(tǒng)治理模式,農(nóng)民通過參與數(shù)字治理可以提高信息獲取的及時性與有效性,為其表達意見、參與決策提供信息基礎,同時扁平化的治理模式有利于農(nóng)村居民意見直達決策者,提高政府響應基層訴求的效率與精準度。從這一角度看,農(nóng)民參與數(shù)字治理是保障自身經(jīng)濟利益,實現(xiàn)自身增收的可能路徑,但其內(nèi)在機制與實現(xiàn)效果依然有待分析與檢驗。鑒于此,本文重點回答以下問題:農(nóng)民參與數(shù)字治理是否具有收入增長效應,從而實現(xiàn)共同富裕的“發(fā)展”目標。與此同時,基于共同富裕的“共享”目標,本文進一步考察農(nóng)民參與數(shù)字治理對農(nóng)民內(nèi)部收入分配的影響。上述研究內(nèi)容具有重要的現(xiàn)實意義,從治理角度回答如何在農(nóng)村地區(qū)實現(xiàn)“做大蛋糕”的基礎上“分好蛋糕”,為未來通過促進農(nóng)民參與數(shù)字治理實現(xiàn)“發(fā)展”與“共享”雙重目標相統(tǒng)一提供實證證據(jù)支持。

本文的創(chuàng)新與貢獻主要體現(xiàn)在:第一,現(xiàn)有研究認為只要參與治理的人數(shù)多就能實現(xiàn)村民自治,然而中國鄉(xiāng)村治理的實踐表明上述做法并不全面。相關研究也證明了數(shù)字治理平臺具有擴展參與群體的作用[15]。鑒于此,本文從農(nóng)民形式化參與治理的現(xiàn)實問題出發(fā),以農(nóng)民參與數(shù)字治理作為分析起點,探討數(shù)字技術嵌入如何打通農(nóng)民信息獲取與信息反饋渠道,在此基礎上分析農(nóng)民參與數(shù)字治理對收入的影響機制。第二,本文基于“發(fā)展”與“共享”的雙重視角,探討農(nóng)民參與數(shù)字治理的賦能作用,同時分析農(nóng)民參與數(shù)字治理對農(nóng)民收入水平及收入分配的影響,在當前實現(xiàn)共同富裕的背景下具有較強的現(xiàn)實意義。第三,豐富了關于鄉(xiāng)村數(shù)字治理效能的研究。當前已有關于鄉(xiāng)村數(shù)字治理的研究多集中于其內(nèi)涵[16]、理論基礎[8]、現(xiàn)實困境與推進策略[17]等方面。少有研究采用實證分析法探討鄉(xiāng)村數(shù)字治理的紅利效應,本文結合當前實現(xiàn)共同富裕的目標,重點分析農(nóng)民參與數(shù)字治理的收入增長與收入分配效應,不僅豐富了關于鄉(xiāng)村數(shù)字治理的相關研究,也從經(jīng)濟角度肯定了鄉(xiāng)村數(shù)字治理的現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假說

(一)“發(fā)展”目標:農(nóng)民參與數(shù)字治理的收入增長效應分析

實現(xiàn)村民自治是基于中國農(nóng)村地域廣闊、社會封閉等現(xiàn)實特點的必然選擇。傳統(tǒng)基層治理體系下,農(nóng)民主要通過參與“四個民主”以達到表達自身訴求、解決利益爭端、實現(xiàn)自身利益等目的[18]。隨著中國市場經(jīng)濟發(fā)展,大量資源流入農(nóng)村地區(qū),農(nóng)民需要更為直接、主動地參與到鄉(xiāng)村治理過程中,充分發(fā)揮治理主體性功能,通過構建主體間的互動交流機制以實現(xiàn)利益協(xié)調(diào)與資源的有效分配[6]。具體來說,第一,作為公共物品消費者的農(nóng)民才最了解當前的公共需求,農(nóng)民參與治理能夠在充分的協(xié)商溝通、信息反饋基礎上提高資源配置效率進而促進其收入增長。第二,當發(fā)生主體之間利益沖突或者政策落實偏差時,農(nóng)民通過參與治理可以進行充分的意見表達,以維護自身利益。第三,村兩委干部兼具村莊經(jīng)營者的角色,隨著其資源獲取、資源配置等權力的膨脹,可能出現(xiàn)精英掠奪傾向[19]。農(nóng)民積極參與治理在一定程度上能夠制約村兩委干部的牟利行為,通過有效監(jiān)督對村兩委干部形成外在約束進而保障農(nóng)民的自身利益[20]。Li等認為保障村民的知情權、表達權、監(jiān)督權、決策權是農(nóng)村發(fā)展進而實現(xiàn)農(nóng)民獲益的必要條件[7]。

然而需要注意的是,要真正發(fā)揮農(nóng)村居民在鄉(xiāng)村治理中的積極作用必須建立在農(nóng)民有效參與治理的基礎上。在民主意識覺醒以及制度政策的約束下,治理參與主體的廣度得到了保障,但更突出的問題是農(nóng)民形式化的無效參與現(xiàn)象,主體參與深度依然有待提升。究其原因,主要源于“自上而下”的信息傳遞與“自下而上”的信息反饋渠道受阻,導致主體間信息溝通呈現(xiàn)出失真性、滯后性與不透明性[11]。從“自上而下”的信息傳遞來看,第一,科層制體制下的等級制溝通理念使政策信息在“自上而下”的傳遞過程中被各級政府層層解讀與重重加工,導致信息傳遞存在明顯的滯后性與潛在的失真性[21];第二,受制于體制壁壘與農(nóng)村地區(qū)人群分野,部分基層政府與村兩委選擇性披露信息,加之農(nóng)村居民本身獲取信息的渠道相對有限,引發(fā)基層政府、村兩委與農(nóng)民之間信息不對稱。由于信息獲取能力不足,農(nóng)村居民在治理過程中逐漸呈現(xiàn)出“跟風”、“從眾”式的無效參與。筆者在中國河H省D村調(diào)研中發(fā)現(xiàn),雖然當?shù)亟?jīng)常召開村民代表大會、村民大會,對涉及集體經(jīng)濟發(fā)展、項目引進、資金利用等事項進行協(xié)商,但農(nóng)村居民并不了解所討論事項的相關政策與背景信息,也缺乏對市場信息的把握,大部分情況下盲目跟從選擇同意村兩委的決策。從“自下而上”的信息反饋來看,第一,傳統(tǒng)治理模式下,農(nóng)村居民意見表達與信息反饋渠道有限,農(nóng)村居民的利益訴求難以直接傳遞給決策者,造成基層政府與村兩委對農(nóng)村居民訴求回應性差、決策偏離群眾利益邏輯;第二,傳統(tǒng)治理模式下,農(nóng)村居民的利益表達呈現(xiàn)出個體性特征,難以形成集體性表達,從而無法得到?jīng)Q策者的重視,也難以形成由下至上的約束力[11]。總體來說,信息傳遞與信息反饋渠道不暢不僅使村民自治被虛置,更重要的是使農(nóng)村居民本應通過參與治理賦能自身“發(fā)展”的目標難以實現(xiàn)。

數(shù)字技術的發(fā)展重塑了鄉(xiāng)村治理的時代特征,鄉(xiāng)村數(shù)字治理已成為鄉(xiāng)村治理現(xiàn)代化的基本趨向[22]。當前中國鄉(xiāng)村數(shù)字治理的實踐形式主要包括兩種:第一,依托社交軟件建立微信群、QQ群、微博賬號等微平臺,因其成本低、受眾廣成為中國鄉(xiāng)村數(shù)字治理最主要的實踐形式;第二,部分發(fā)達地區(qū)會通過全省統(tǒng)一推動的方式建立網(wǎng)站、小程序等進行鄉(xiāng)村治理數(shù)字化轉型。但無論何種形式,都能發(fā)揮顯著的信息效應[23]。從“自上而下”的信息傳遞來看,第一,互聯(lián)網(wǎng)平臺可以實現(xiàn)信息的多維呈現(xiàn)與快速共享,通過構建扁平化的信息傳遞機制提高信息傳遞的真實性與及時性。依托于該平臺,村兩委可以及時公開黨務、村務、財務等信息,有效緩解農(nóng)村居民參與治理時面臨的信息約束,提升治理透明化程度[24]。第二,依靠數(shù)字治理平臺的穿透性、清晰性特征,能夠打破單一治理主體對信息壟斷的權利。同時,互聯(lián)網(wǎng)技術可以實現(xiàn)信息有效聚合,為農(nóng)村居民提供更多元的信息獲取渠道,降低信息搜尋成本,農(nóng)村居民基于此增強協(xié)商互動能力,提升治理參與的有效性[25]。第三,信息可視化理論認為圖片、視頻等信息展現(xiàn)方式有利于實現(xiàn)個體對信息的高效接收[26]。依托于數(shù)字設備,農(nóng)村居民可以獲取多種形式展現(xiàn)的信息,視頻、圖片、音頻等信息傳遞形式有效緩解了老年人、視障人群等在信息獲取方面的先天不足。從“自下而上”的信息反饋來看,第一,數(shù)字技術可以使農(nóng)村居民訴求精準傳導至公共權力體系,以微信群等為代表的數(shù)字治理微平臺能有效擴展農(nóng)民自下而上的需求表達路徑,扁平化的治理模式提升農(nóng)民與公共權力體系的溝通效率[27]。各級決策者在精確掌握農(nóng)民利益訴求的基礎上,能夠增強政策執(zhí)行與群眾利益之間的適配性[28]。第二,數(shù)字治理平臺可以使農(nóng)村居民信息反饋形成聚合效應,從而引起決策者重視,增強公共權力體系對基層訴求的回應性,并形成對公共權力體系的有效監(jiān)督。

總體來說,農(nóng)村居民通過參與數(shù)字治理改變了以往參與治理時的形式化、無效化參與,可以更有效獲取信息。在此基礎上,結合高效的信息反饋渠道,農(nóng)村居民可以充分表達利益訴求并發(fā)揮對公共權力體系的監(jiān)督作用,其不僅可以有效維護個人利益實現(xiàn)收入增加,同時可以達到規(guī)范基層政府或村兩委的目的,實現(xiàn)資源有效配置,在促進地方經(jīng)濟發(fā)展的基礎上實現(xiàn)農(nóng)民增收。綜上,本文提出假說H1:農(nóng)民參與數(shù)字治理具有顯著的收入增長效應,即數(shù)字治理參與促進農(nóng)民增收。

(二)“共享”目標:農(nóng)民參與數(shù)字治理的收入分配效應分析

縮小農(nóng)民內(nèi)部收入差距的關鍵在于如何進一步提升農(nóng)村低收入群體增收能力,并逐漸擴大農(nóng)村中等收入群體范圍。數(shù)字技術憑借其產(chǎn)生的信息效應賦能數(shù)字治理參與者,通過有效提升其信息獲取與反饋能力,進而促進農(nóng)民實現(xiàn)增收。但對于不同收入水平的農(nóng)民群體而言,其參與數(shù)字治理的紅利效應存在顯著差異,從而影響農(nóng)民收入分配格局。高收入群體多為鄉(xiāng)村的政治、經(jīng)濟精英,本身擁有較強的資源稟賦,信息獲取與信息反饋渠道更為多樣,在傳統(tǒng)治理模式下也能夠為自身謀求利益[29]。低收入群體的資源稟賦特別是社會資本有限,不利于其信息獲取。在訴求表達與利益保護等方面,低收入群體往往存在反饋渠道較少、反饋問題不被重視等現(xiàn)象,從而限制了其發(fā)展機會。因此,數(shù)字技術嵌入所帶來的信息效應對低收入群體的賦能作用更為顯著,憑借其多元的信息獲取、反饋渠道與高效的問題處理機制,通過改變低收入群體弱勢地位提升其參與治理的有效性,為其表達利益訴求、進行意見反饋進而實現(xiàn)自身增收創(chuàng)造條件。綜上,相比于高收入農(nóng)民,數(shù)字治理參與可以彌補低收入與高收入農(nóng)民在信息獲取與信息反饋方面的差距,對低收入農(nóng)民具有更大的賦能空間,由此進一步縮小農(nóng)民內(nèi)部收入差距。基于此,提出假說H2:農(nóng)民參與數(shù)字治理具有顯著的收入分配效應,即數(shù)字治理參與有助于縮小農(nóng)民內(nèi)部收入差距。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)說明

本文使用的農(nóng)戶數(shù)據(jù)來自中國鄉(xiāng)村振興綜合調(diào)查(CRRS)。對數(shù)據(jù)處理說明如下:(1)由于問卷中的部分問題僅由受訪者個人回答,因此本文僅保留受訪者數(shù)據(jù)。(2)137個觀測值的核心解釋變量或被解釋變量存在缺失值,故剔除,剔除后共保留3681個觀測值。(3)對于控制變量存在缺失值的觀測值,為盡可能保證最大樣本量,本文采用均值替代法進行處理。其中,社會資本變量的缺失值最多,占總觀測值數(shù)量的4.59%。為保證穩(wěn)健性,本文將在穩(wěn)健性檢驗部分將包含缺失值的觀測值全部剔除再次進行回歸。

(二)變量定義

1.被解釋變量:農(nóng)民收入水平。本文以農(nóng)村居民家庭總收入之和+1后取自然對數(shù)度量農(nóng)民收入水平。

2.核心解釋變量:數(shù)字治理參與水平。結合當前鄉(xiāng)村數(shù)字治理的實踐來看,多數(shù)地區(qū)通過微信群進行信息宣傳、事務協(xié)商,微信群已經(jīng)成為農(nóng)民參與數(shù)字治理的有效形式[30]。通過微信群可以實現(xiàn)信息的快速共享,同時可以構建起政府與農(nóng)民便捷的交互機制,暢通政府對農(nóng)民的信息傳遞渠道與農(nóng)民對政府的信息反饋渠道。蘇嵐嵐等以“有無通過村莊微信群或QQ群等社交平臺參與有關環(huán)境衛(wèi)生、集體項目等方面的民主監(jiān)督及個人正當權益的維護”測度農(nóng)民數(shù)字治理參與水平[31]。本文以CRRS問卷中設計的如下問題度量農(nóng)民數(shù)字治理參與水平:“您是否有通過微信群與村內(nèi)就重要公共事務開展過交流?1=從未;2=很少;3=有時;4=經(jīng)常”。該題目包含兩個關鍵信息:(1)“微信群”體現(xiàn)了數(shù)字化的內(nèi)涵;(2)“就重要公共事務展開交流”體現(xiàn)了治理的內(nèi)涵。

3.控制變量。參考已有研究的做法[32],本文按照由個人到家庭再到村莊的邏輯選取控制變量,具體定義見表1。本文進行VIF檢驗以判斷變量間是否存在共線性問題,檢驗結果表明VIF最大值為1.35,遠低于經(jīng)驗臨界值10,因此可基本認為變量間不存在多重共線性問題。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計

(三)模型回歸策略

1.最小二乘法回歸(OLS)。為檢驗假說H1,即判斷農(nóng)民參與數(shù)字治理是否具有增收效應,本文構建模型如下所示:

Incomei=cons+α1×Diggovi+λ×Z+μi+εi

(1)

(1)式中,Incomei代表農(nóng)村居民個體i的收入水平,Diggovi代表農(nóng)村居民個體i的數(shù)字治理參與水平。cons為常數(shù)項,Z為控制變量集合,μi為省份虛擬變量,εi為隨機擾動項。若α1通過顯著性檢驗且為正值,意味著農(nóng)民參與數(shù)字治理有助于實現(xiàn)收入水平提升,假說H1得證。

2.分位數(shù)回歸(QR)。為檢驗假說H2,即判斷農(nóng)民參與數(shù)字治理是否能縮小農(nóng)民內(nèi)部收入差距,本文參考郭君平等[33]做法,采用分位數(shù)回歸的方法進行檢驗。構建分位數(shù)回歸模型如下所示:

Quantθ(Incomei|Xi)=cons+α1θ×Diggoviθ+λθ×Zθ+μiθ+εiθ

(2)

(2)式中,θ表示不同分位點,Quantθ(Incomei|Xi)表示農(nóng)民收入水平Incomei在給定X的情況下與分位點θ對應的分位數(shù),其它符號含義同(1)式。

3.再中心化影響函數(shù)回歸(RIF)。為進一步驗證農(nóng)民參與數(shù)字治理對農(nóng)民內(nèi)部收入差距的影響,本文采用Firpo等提出的再中心化影響函數(shù)回歸方法,該方法能夠有效克服因遺漏變量導致的內(nèi)生性問題[34]。本文參考Montecino and Gerald,采用基尼系數(shù)測度農(nóng)民內(nèi)部收入差距,構建RIF模型如下[35]:

RIF(incomei,vGini(Fincomei))=cons+α2×Diggovi+λ×Z+μi+εi

(3)

(3)式中,vGini(Fincomei)是農(nóng)村居民收入水平定義在分布函數(shù)F上的基尼系數(shù),其它符號含義同上式。本文重點關注α2的顯著性水平與符號,若其通過顯著性檢驗且為負值,假說H2得證。同時,為保證穩(wěn)健性,本文參考已有研究的做法,采用75%分位數(shù)與25%分位數(shù)農(nóng)民收入水平的比率構成的RIF作為衡量收入不平等的補充指標[36]。

(四)描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結果見表1。農(nóng)民收入水平(對數(shù)化前)的均值為86726.62,標準差為259713.8,表明農(nóng)民內(nèi)部收入差距確實比較明顯。數(shù)字治理參與水平均值為2.259,選擇從未、很少、有時、經(jīng)常的觀測值占比分別為42.60%、13.39%、19.53%、24.48%,表明當前中國農(nóng)民數(shù)字治理參與行為有待加強。數(shù)字治理平臺缺失、農(nóng)民數(shù)字素養(yǎng)不足、農(nóng)民本身參與治理的積極性差、缺乏對新治理模式的適應性等均可能造成農(nóng)民數(shù)字治理參與不足。CRRS調(diào)研數(shù)據(jù)顯示,96.18%的受訪者所在村莊建立了全村性的村莊事務交流群,因此數(shù)字治理平臺缺失并非農(nóng)民數(shù)字治理參與不足的原因。進一步統(tǒng)計受訪者參與村民大會的情況,數(shù)據(jù)顯示2019年至少召開過1次村民大會的村莊,其受訪者平均到會比率為84.44%,這說明農(nóng)民本身具有參與治理的積極性,與Zweig論述基本一致[10]。因此,農(nóng)民參與數(shù)字治理不足更有可能是因為數(shù)字素養(yǎng)不足或缺乏對新治理模式的適應性。此外,上述結果充分說明當前中國“自治缺失”并非主要表現(xiàn)為治理參與人數(shù)不足,更多體現(xiàn)為農(nóng)民參與治理的有效性不夠,由此也證明本文理論分析的科學性。為驗證假說H1,計算了不同數(shù)字治理參與水平下受訪者收入水平均值,圖1表明隨著數(shù)字治理參與水平提升,農(nóng)民收入水平不斷增加。這初步證明了數(shù)字治理能夠緩解傳統(tǒng)治理參與過程中由于信息傳遞與反饋渠道不暢而造成的農(nóng)民無效化參與,從而促進收入增加。

圖1 不同數(shù)字治理水平下農(nóng)民平均收入

四、“發(fā)展”目標:農(nóng)民參與數(shù)字治理的收入增長效應檢驗

(一)基準回歸結果

本文首先對假說H1進行檢驗,采用式(1)對全樣本回歸的結果如表2所示。本文在回歸時逐步加入省份、個人特征、家庭特征、村莊特征控制變量,同時采用穩(wěn)健標準誤以克服異方差問題。

表2 數(shù)字治理參與對農(nóng)民收入水平的影響

表2中,F檢驗結果表明模型通過顯著性檢驗。(1)列未加入省份及其它控制變量,回歸結果顯示數(shù)字治理參與水平在1%水平上顯著,且系數(shù)值為0.253,由此證明農(nóng)民參與數(shù)字治理確實具有顯著的收入增長效應,能夠有效提升其收入水平。(2)-(5)列結果表明數(shù)字治理參與水平的系數(shù)均顯著為正。以(5)列為例,數(shù)字治理參與水平的系數(shù)為0.124,表明農(nóng)民參與數(shù)字治理的水平每提升1個單位,其收入水平增加13.20%(e0.124-1)。上述結果表明,農(nóng)民參與數(shù)字治理能有效促進其收入水平提升,本文假說H1得證。“發(fā)展”是實現(xiàn)共同富裕的基礎,本文結論表明農(nóng)民參與數(shù)字治理有助于實現(xiàn)共同富裕的“發(fā)展”目標。

從控制變量來看,年齡對農(nóng)民收入水平的影響顯著為負,伴隨年齡的增長,農(nóng)民勞動能力以及相應的收入水平都會有所降低。受教育程度的系數(shù)顯著為正,較高的人力資本是實現(xiàn)農(nóng)民增收的關鍵因素。社會資本的系數(shù)顯著為正,農(nóng)民豐富的社會資本有助于實現(xiàn)增收,這一結論與已有研究相符[37]。婚姻狀況的系數(shù)顯著為正,已婚家庭收入水平高于未婚家庭。家庭耕地總面積的系數(shù)通過顯著性檢驗,且數(shù)值為正,農(nóng)民擁有越多的耕地越有利于提升經(jīng)營性收入。貧困特征的系數(shù)顯著為負,曾經(jīng)為貧困戶的農(nóng)民雖然已經(jīng)脫貧,但因先天稟賦不足,收入水平顯著低于非貧困戶,這一結論符合常識。村莊與縣城距離的系數(shù)顯著為負,縣城是縣域范圍內(nèi)的經(jīng)濟中心,村莊距離縣城越遠,經(jīng)濟發(fā)展相對落后,農(nóng)民收入也會相對較低。

(二)內(nèi)生性問題處理

前文基準回歸重點分析農(nóng)民參與數(shù)字治理是否會影響其收入水平,但高收入農(nóng)民可能參與數(shù)字治理的意愿也更強,即解釋變量與被解釋變量之間存在互為因果的關系。從遺漏變量來看,盡管本文在基準回歸中加入了省份及其它控制變量,但依然可能遺漏影響農(nóng)民收入的潛在因素。測量誤差可能導致隨機擾動項納入了解釋變量未能被觀測的部分,從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。此外,農(nóng)民是否參與數(shù)字治理可能并不滿足隨機抽樣,而是由個體特征決定的自選擇過程,因此基準回歸可能存在選擇性偏誤。為解決內(nèi)生性問題,本文采用如下處理方式:

1.廣義傾向得分匹配(GPSM)(4)傾向得分匹配法(PSM)通過構造反事實框架能夠有效糾正選擇性偏誤問題,但傳統(tǒng)的傾向得分匹配法只適用于處理變量為0-1變量的情形,廣義傾向得分匹配法則能夠評估處理變量為多元變量或連續(xù)變量的處理效應。。第一步,估計處理變量的條件分布,計算廣義傾向得分值(gpscore)。估計結果顯示除村莊與縣城距離外,其它控制變量系數(shù)均通過顯著性檢驗(至少在5%統(tǒng)計水平上顯著)。

第二步,設定結果變量的條件期望模型如下,在函數(shù)的具體形式上,本文采用三階多項式進行擬合以得到更為穩(wěn)健的結果。

(4)

第三步,根據(jù)第二步所得到的估計系數(shù),將處理強度值D更改為處理變量d,根據(jù)下式可以得到不同治理參與水平下農(nóng)民收入水平的不同期望值。

(5)

圖2 農(nóng)民參與數(shù)字治理對收入水平的影響作用估計

2.工具變量法(5)工具變量法可以有效解決因互為因果、遺漏變量、測量誤差導致的內(nèi)生性問題。。本文選擇以下工具變量:(1)村莊數(shù)字治理平臺建設水平。數(shù)字治理平臺為農(nóng)民參與數(shù)字治理提供基礎,同時數(shù)字治理平臺建設是一種外在環(huán)境的改變,只有農(nóng)民真正利用數(shù)字治理平臺、參與數(shù)字治理,才能實現(xiàn)對自身的賦能作用。從理論上看,數(shù)字治理平臺建設水平滿足工具變量的相關性與外生性要求。CRRS村莊問卷設計如下問題:“您所在村是否通過微信等建立全村性信息發(fā)布和交流群?1=是;2=否。”(2)同村其它村民的數(shù)字治理參與水平。數(shù)字治理參與行為具有明顯的同群效應,基于社交軟件構建的數(shù)字治理平臺也具有社交軟件正網(wǎng)絡外部性的特點,即身邊人在村莊公共事務群內(nèi)越活躍,越能帶動本人利用該群參與治理。但其它村民的數(shù)字治理參與水平不會直接影響本人的收入。因此該工具變量滿足相關性與外生性要求。

第一階段回歸結果顯示兩個工具變量的系數(shù)均顯著,且符號符合預期。F統(tǒng)計量為55.97,大于經(jīng)驗臨界值10,表明本文選取的工具變量符合相關性要求。不可識別、弱工具變量檢驗顯示Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量為104.042,Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量為55.970,由此拒絕了識別不足假設與弱工具變量假設。工具變量過度識別檢驗結果顯示Hansen J統(tǒng)計量為1.269,對應概率值為0.260,本文選取的工具變量滿足外生性。第二階段回歸結果顯示數(shù)字治理參與水平的系數(shù)顯著為正,由此表明在控制內(nèi)生性問題的基礎上,本文假說H1依然成立,農(nóng)民參與數(shù)字治理有助于促進其增收。

(三)穩(wěn)健性檢驗(6) 由于篇幅所限,不再以表格形式列示回歸結果,若有需要,可向作者索取。

1.替換被解釋變量。本文在此使用農(nóng)民家庭人均收入+1取自然對數(shù)衡量農(nóng)民收入水平并再次進行回歸,結果顯示,數(shù)字治理參與水平的系數(shù)通過顯著性檢驗,且數(shù)值為正,再次證明假說H1成立。

2.控制縣區(qū)效應。本文在此將基準回歸模型中省份虛擬變量替換為縣區(qū)虛擬變量以從更小層面上控制地區(qū)差異,結果顯示,數(shù)字治理參與水平的系數(shù)為0.107,盡管系數(shù)值相比于表2中第(5)列有所降低,但依然顯著為正,表明本文假說H1依然成立。

3.剔除控制變量存在缺失值的觀測值。前文為保證最大樣本量,本文對存在缺失值的控制變量采用均值替代法進行處理,為保證穩(wěn)健性,本文在此剔除控制變量存在缺失值的觀測值,剩余觀測值數(shù)量3310,結果表明本文假說H1依然成立。

五、“共享”目標:農(nóng)民參與數(shù)字治理的收入分配效應檢驗

前文檢驗結果表明農(nóng)民參與數(shù)字治理能有效促進自身增收,但實現(xiàn)共同富裕不僅要達到“發(fā)展”目標,還面臨著能否實現(xiàn)發(fā)展“共享”的問題。本文接下來檢驗農(nóng)民參與數(shù)字治理對農(nóng)民內(nèi)部收入分配關系的影響,即判斷本文假說H2是否成立。

(一)分位數(shù)回歸

本文采用分位數(shù)回歸方法分析數(shù)字治理參與對不同水平農(nóng)民的收入的差異化影響,選取0.10、0.25、0.50、0.75、0.90五個分位點,分別代表低收入組、中低收入組、中等收入組、中高收入組、高收入組。表3所示為采用分位數(shù)回歸的檢驗結果,本文采用自助抽樣法(重復抽樣400次)計算標準誤,削弱誤差項的未知干擾,增強估計有效性。

表3 數(shù)字治理參與對農(nóng)民收入水平影響的分位數(shù)回歸結果

表3結果顯示,在不同分位數(shù)水平上,數(shù)字治理參與對農(nóng)民收入水平均有顯著促進作用,這一結果印證了前文結論,再次證明農(nóng)民參與數(shù)字治理能夠有效促進其增收,實現(xiàn)了共同富裕的“發(fā)展”目標。進一步對比回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn),隨著農(nóng)民收入水平分位數(shù)上升,數(shù)字治理參與水平對農(nóng)民收入水平影響的邊際效應總體上保持下降趨勢(僅0.10分位點到0.25分位點,數(shù)字治理參與的回歸系數(shù)出現(xiàn)上升)。由低收入到高收入組,數(shù)字治理參與水平每增加一個單位,農(nóng)民收入水平增長的變化趨勢為11.52%→15.49%→13.20%→9.64%→8.22%。上述結果表明,數(shù)字治理參與對高收入組的農(nóng)民收入促進作用相對較小,對低收入組的農(nóng)民收入促進作用相對較大。因此,農(nóng)民參與數(shù)字治理具有收入分配效應,有助于縮小農(nóng)民內(nèi)部收入差距。本文假說H2得證。

(二)再中心化影響函數(shù)回歸

表4列示了基于基尼系數(shù)和收入分位比的RIF回歸結果。其中,第(1)、(3)列為未加入任何控制變量的回歸結果,可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字治理參與水平的系數(shù)均通過顯著性檢驗,且數(shù)值為負,農(nóng)民參與數(shù)字治理有效降低了農(nóng)民內(nèi)部收入差距。第(2)、(4)列加入其它控制變量與省份虛擬變量,(2)列結果顯示,數(shù)字治理參與水平的系數(shù)為負,通過5%顯著性水平的檢驗,(4)列結果顯示,數(shù)字治理參與水平的系數(shù)在1%水平下顯著為負。由此證明,農(nóng)民參與數(shù)字治理將降低農(nóng)民內(nèi)部收入差距,實現(xiàn)共同富裕的“共享”目標,本文假說H2成立。

表4 數(shù)字治理參與對農(nóng)民內(nèi)部收入差距的影響

六、進一步分析——影響機制檢驗

(一)信息效應視角的影響機制檢驗

前文機制分析認為農(nóng)民參與數(shù)字治理能夠有效提升信息獲取能力,突破信息不足對農(nóng)民參與治理的阻礙,從而使農(nóng)民能夠充分表達個體訴求,維護個人利益,實現(xiàn)增收。鑒于此,本文檢驗農(nóng)民參與數(shù)字治理對其信息獲取能力的影響,以信息獲取及時性衡量農(nóng)民信息獲取能力。CRRS問卷設計如下問題:“對于您重點關注的信息,獲取的及時性如何?”1～3分別表示都不夠及時、僅部分及時、都很及時。由于該變量為有序離散數(shù)據(jù),因此本文采用Oprobit模型進行回歸,結果如表5所示。表5第(1)列結果顯示農(nóng)民參與數(shù)字治理程度越高,其信息獲取及時性越強。

表5 影響機制檢驗

為保證穩(wěn)健性,緩解因內(nèi)生性問題導致的估計偏誤,本文在此使用工具變量法再次檢驗農(nóng)民參與數(shù)字治理對信息獲取能力的影響。采用條件混合過程估計方法(conditional mixed process,CMP)進行回歸,結果列示于表5第(2)列,結果表明在控制內(nèi)生問題的基礎上,數(shù)字治理參與能夠有效提升農(nóng)民信息獲取能力,破解傳統(tǒng)治理模式下“自上而下”信息傳遞的阻礙(7)由于數(shù)據(jù)受限,無法檢驗第二章中提出的“數(shù)字治理能夠暢通‘自下而上’的信息反饋渠道”這一機制,這也是未來有待進一步探索的內(nèi)容。。

(二)社會資本異質(zhì)性分析

本文機制分析認為數(shù)字治理參與之所以對高收入組農(nóng)民收入水平賦能作用較小,部分原因在于高收入組農(nóng)民本身擁有較好的社會資本,在傳統(tǒng)治理模式下也具有豐富的信息獲取與反饋渠道,數(shù)字治理更多賦能于原本缺乏社會資本的低收入群體。鑒于此,本文按照社會資本均值進行分組,探討數(shù)字治理參與對擁有不同社會資本水平的群體收入的影響異質(zhì)性,以佐證本文的機制分析,回歸結果見表5。第(3)列結果顯示數(shù)字治理參與水平的系數(shù)為0.097,第(4)列結果顯示數(shù)字治理參與水平的系數(shù)為0.120,均通過1%顯著性水平的檢驗。對比系數(shù)值可知,數(shù)字治理參與對社會資本較低的農(nóng)民具有更強的賦能作用,這與本文機制分析相一致,印證本文關于農(nóng)民參與數(shù)字治理的收入分配效應的機制分析。

七、結論與建議

隨著數(shù)字技術在農(nóng)村地區(qū)的下沉,依托大數(shù)據(jù)、云計算等新技術實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)民生活與鄉(xiāng)村治理變革已成為當前改革發(fā)展的重點。實現(xiàn)共同富裕是新發(fā)展階段的重要任務,農(nóng)民參與數(shù)字治理能否實現(xiàn)共同富裕所要求的“發(fā)展”與“共享”的雙重目標,本文基于CRRS數(shù)據(jù)進行實證分析,結論表明:農(nóng)民參與數(shù)字治理具有收入增長效應,能有效促進農(nóng)民增收,實現(xiàn)共同富裕所要求的“發(fā)展”目標,這一結論在廣義傾向得分匹配、工具變量法等一系列穩(wěn)健性處理下依然成立。從農(nóng)民內(nèi)部收入差距的視角來看,分位數(shù)回歸與再中心化影響函數(shù)回歸結果均表明農(nóng)民參與數(shù)字治理具有收入分配效應,能夠縮小農(nóng)民內(nèi)部收入差距,實現(xiàn)共同富裕所要求的“共享”目標。影響機制檢驗表明,農(nóng)民參與數(shù)字治理將顯著提高其信息獲取能力,同時數(shù)字治理參與對具有較低社會資本群體賦能作用更明顯。

上述結論表明農(nóng)民參與數(shù)字治理能夠?qū)崿F(xiàn)“發(fā)展”與“共享”雙重目標的統(tǒng)一,是推動中國農(nóng)村發(fā)展進而實現(xiàn)共同富裕的有效路徑。鑒于此,本文提出如下建議:

第一,數(shù)字治理平臺建設既是鄉(xiāng)村治理數(shù)字化轉型的起點,也是農(nóng)民參與數(shù)字治理的基礎。未來應在構建微信群、QQ群等微平臺的同時,豐富數(shù)字治理的實踐形式,如推廣微信公眾號、論壇、專用APP。中央政府和地方政府應形成合力,共同推動數(shù)字治理平臺建設。地方政府應加強各部門間的統(tǒng)籌協(xié)調(diào),破除由多頭管理、職權重疊導致的推諉扯皮,加快治理方式的數(shù)字化轉型。

第二,未來應在數(shù)字治理平臺建設的基礎上采取多種措施鼓勵農(nóng)民參與數(shù)字治理。農(nóng)民數(shù)字素養(yǎng)不足是限制其參與的重要因素,未來應積極培育農(nóng)民數(shù)字素養(yǎng),突破農(nóng)民參與數(shù)字治理的能力瓶頸。培育形式方面,除了傳統(tǒng)的培訓形式,還可以以直播、宣傳視頻、圖文解讀等形式向農(nóng)民講解數(shù)字治理新模式。培育主體方面,在政府推動農(nóng)民數(shù)字素養(yǎng)培育的基礎上,鼓勵學校、培訓機構等不同組織發(fā)揮提升農(nóng)民數(shù)字素養(yǎng)的作用。

第三,本文分析表明數(shù)字治理參與能夠提升農(nóng)民信息獲取能力進而對收入產(chǎn)生賦能作用,也因此證明信息要素是制約農(nóng)民參與治理的關鍵因素。因此未來各級政府與自治組織應保證信息披露的及時性、主動性、真實性,加強治理透明度。同時,基層政府要建立對基層訴求的有效響應機制以及對民眾監(jiān)督的有效應對機制,提高回應時效。重點關注對因渠道匱乏而信息獲取與意見表達受阻的人群,廣開言路,拓寬黨群溝通渠道,暢通社情民意,聽取民眾特別是非精英群體的意見,使各類村民都有表達意見的渠道,真正實現(xiàn)村莊事務協(xié)商共治。