數字經濟、農民創業與鄉村振興

王永芳

（昆明理工大學 管理與經濟學院，云南 昆明 650500）

一、引言

黨的十九大提出實施鄉村振興戰略，順應了億萬農民對美好生活的向往。 通過探索多種途徑促進鄉村振興的全面發展是近年來黨和政府 “三農”工作的重點內容，其中數字經濟賦能鄉村建設的數字鄉村發展戰略為促進鄉村振興提供了新的內生動力。 目前，中國數字經濟與鄉村融合發展的前期技術條件也愈發成熟，為發展鄉村經濟、服務鄉村振興奠定了堅實的基礎。 因此，如何有效釋放數字經濟推動鄉村振興的發展潛力，成為近年來社會各界廣泛討論的行動議題。

那么， 數字經濟是否驅動了鄉村振興的發展？如果是，作用機制是什么？ 對于這些問題，已有文獻關于準確評估數字經濟對鄉村振興發展作用的實證研究卻極為缺乏。 大多數文獻都是從數字經濟的角度出發研究如何影響農業生產率、農村產業轉型升級、農村醫療、農村治理、農村居民收入、農村居民消費、城鄉收入差距、城鄉消費差距等鄉村振興發展的某一方面，缺乏從總體上探索數字經濟對鄉村振興的影響效應。 而數字經濟主要通過何種機制影響鄉村振興發展，以往研究并沒有提供一個統一的框架來回答該問題。 對此問題，本文選取數字經濟對農民創業影響的視角展開研究。 積極推動農民創業是促進鄉村振興發展的有效途徑。 農民創業不僅能夠拉動農村經濟增長， 還能增加農民收入、增加農民幸福感、促進農村地區減貧。 通過該視角，本文嘗試構建一個完整框架探討數字經濟如何影響鄉村振興發展（1-28）。

具體來講， 本文基于2011—2019 年中國30 個省份的面板數據，以農民創業為中介變量，以數字經濟為調節變量， 探討中國鄉村振興發展的數字經濟和農民創業的驅動效應。與已有的文獻相比，本文可能的貢獻體現在三個方面：（1）本文理論分析數字經濟對鄉村振興的影響， 并對鄉村振興進行較為全面的測度，研究數字經濟對鄉村振興的總體影響。 （2）本文通過構建一個有調節的中介效應模型， 研究數字經濟主要通過何種機制影響鄉村振興的發展。（3）本文通過數字經濟的調節作用，為數字經濟、農民創業提供政策依據， 為新時代背景下促進鄉村振興發展提供借鑒參考。

二、影響機制與假設

（一）直接作用機制

數字經濟可以促進鄉村振興的發展。 （1）在產業興旺方面，數字技術的應用，促進了以往粗放式的農業生產向科學化、智能化轉變；推動了農村產業融合發展，有助于構建現代農業產業體系。 （2）在生態宜居方面，農民借助數字技術科學合理地進行施肥和使用農藥， 從而發展綠色農業；“互聯網+醫療”使得優質的醫療資源下沉，有助于補齊農村醫療短板。 （3）在鄉風文明方面，依托數字技術，鄉村可以充分開發地方的特色文化資源，提高鄉村文化的傳播力，擴大影響力；“互聯網+教育”使得教育資源更加公開化，讓農村地區的學生可以享受到與城市一樣的網絡教育資源。 （4）在治理有效方面，互聯網技術與鄉村治理有效結合，不僅能夠提高村民的能動性，保障鄉村治理主體的平等性，還可以擴充鄉村治理主體，提升鄉村治理的可靠性（29）。 （5）在生活富裕方面，依托強大的網絡效應，數字經濟的高速發展，增加了農民創收的渠道，改善農村居民收入和消費條件，降低城鄉收入和消費不平等。 據此，本文提出以下假說：

H1：數字經濟對鄉村振興有正向影響。

（二）數字經濟通過農民創業影響鄉村振興的中介作用機制

農民創業對鄉村振興的影響。 一方面，農民創業能夠促進鄉村振興。 創業具有外部性，農民創業活動不僅可以實現自我就業，而且能夠創造出大量工作崗位吸收農村地區閑置勞動力，提高農村居民收入和消費水平，促進農村經濟發展和減貧。 另一方面，農民創業可能不利于鄉村振興。 農民創業活動不僅存在市場風險，還會遭受自然災害等帶來的損失。 此外，農民創業者的專業素養和經驗相對不足以及人際關系或社會資本嵌入不深，導致風險防范和抵御能力較弱。 從而加大農村居民創業失敗的概率，也會加劇農村貧困，產生不利于農村居民心理健康，抑制村莊集體行動參與程度等各種負面影響，不利于鄉村振興的全面發展（30，31）。

數字經濟通過農民創業促進鄉村振興的發展。（1）數字經濟釋放的普惠效應，讓能力低、資金少而無法創業的農村居民可以依靠互聯網進行創業，降低了農民創業的門檻。 （2）數字經濟具有較強的社會互動性，農民創業者不僅增加了家庭收入，帶來農村經濟的多樣化發展，還活躍了農村地區經濟和創業氛圍。 （3）數字技術多樣化通過“信息溢出”效應打破了信息的不對稱，使得農民創業者更加了解各個地方的市場需求， 可以降低農村居民在銷售、交易環節產生的一系列非生產性成本，擴大產品市場銷售范圍，有助于解決產品銷售難的問題。 據此，本文提出以下假說：

H2：數字經濟通過促進農民創業推動鄉村振興的發展。

（三）數字經濟調節農民創業對鄉村振興的影響

在信息社會里，信息擁有者分為信息富有群體和信息貧困群體。 相較于信息貧困群體，信息富有群體可以獲得更多增加財富的機會和途徑。 并且，互聯網使用的差距使得信息富有群體和信息貧困群體之間出現“數字鴻溝”，導致信息社會群體間的收入分配差距越來越大。 農民創業者相較一般就業者來說掌握的信息更多，信息使用的不平等會增加農民創業者和就業者的收入差距，即農村居民之間的差距，加劇了內部不平等，不利于鄉村振興的發展。 因此，數字經濟可能會減弱農民創業對鄉村振興的正向影響。 據此，本文提出以下假說：

H3：數字經濟的發展可以調節農民創業與鄉村振興之間的關系，即數字經濟的發展會減弱農民創業對鄉村振興的正向影響。

所謂典故，是指詩文中古代故事和有來歷出處的詞語。適當運用典故可以增加文學表現力，在有限的詞語中展現更為豐富的內涵；可以增加韻味和情趣，使文章委婉含蓄，避免平直。

綜上所述，在厘清數字經濟、農民創業與鄉村振興三者之間關系的基礎上，數字經濟與農民創業對鄉村振興的影響機制如圖1 所示。

三、模型與變量

（一）構建模型

采取如下基準模型考察數字經濟對鄉村振興的影響，以驗證假說1：

在式（1）中，i 代表省份，t 代表年份，Reiit代表鄉村振興，Digeit代表數字經濟，Controlit為控制變量，εit為隨機擾動項。 如果回歸系數α1顯著大于0，則研究假說1 成立。

為了驗證本文的研究假說2， 借鑒溫忠麟等提出的中介效應檢驗方法（32），在式（1）的基礎上構建以下回歸模型：

中介效應模型的檢驗效果如下：檢驗數字經濟、農民創業對鄉村振興的影響， 系數分別為γ1和γ2。若α1、β1和γ2都顯著，檢驗系數γ1，若顯著則部分中介效應顯著， 即農民創業是數字經濟影響鄉村振興的中介之一，中介效應占比為β1γ2/α1。若不顯著則完全中介效應顯著， 即數字經濟完全通過農民創業作用于鄉村振興。

為了驗證本文的研究假說3， 本文利用調節效應模型，分析數字經濟在農民創業與鄉村振興之間的調節作用，構建以下回歸模型：

如果式（4）相對于式（3），交互項Digeit.NCit系數顯著為負，模型的解釋程度R2變高，則研究假說3成立，即數字經濟的發展會減弱農民創業對鄉村振興的正向影響。

（二）變量選取

1.鄉村振興（Rei）。 本文借鑒葛和平等、閆周府等以及呂承超等研究（33-35），建立產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕5 個一級指標，農業生產效率、農業現代化水平、農業生產投資、農業生產污染、生活宜居、醫療保障、教育水平、文化宣傳水平、農村自治組織、農村治理成果、收入水平、消費水平、城鄉差距等15 個二級指標，26 個三級指標的鄉村振興評價體系（見表1）。

表1 鄉村振興評價指標體系

2.數字經濟（Dige）。本文借鑒趙濤等和夏杰長等的研究，構建一級指標為信息化發展、互聯網發展、數字普惠金融發展的數字經濟發展指標體系， 并采用熵值法來確定各項指標權重，見表2（36-38）。

3.農民創業（Nc）。本文在借鑒韋吉飛、古家軍等研究的基礎上，考慮農村數據的可獲得性.本文選取農村私營企業和個體戶就業人數占農村總人口數的比重作為反映農民創業情況的代理指標，用以衡量農民的創業活躍程度（22，23）。

4.其他控制變量。 政府支農（Afe），以各地財政支出中農林水支出與第一產業增加值的比重來衡量；城鎮化水平（City），選取人口城鎮化率來衡量；產業結構（Is），以第二產業占GDP 的比重來衡量；人口老齡化（Age），以老年撫養比來表示。

5.本文對2011—2019 文獻數據中的缺失值采用插值法修正，得出描述性統計，見表31本文數據來源于《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國社會統計年鑒》等。 其中，西藏及港澳臺地區數據缺失，故舍棄。。

表3 主要指標的描述性統計

四、實證結果分析

（一）基準回歸

在基準模型中，本文分析數字經濟對鄉村振興的影響。 經Hausman 檢驗，基準回歸模型選用固定效應（FE）。根據表4 第一列數據，在1%的水平上回歸結果為正。 因此，本文的研究假說1 得以驗證。

表4 數字經濟、農民創業對鄉村振興的影響

在控制變量方面，財政支農（Afe）的回歸也同樣為1%， 這表明財政支農能夠有效促進鄉村振興的發展。 這說明此財政支農政策可以促進鄉村各方面的發展，如鄉村農業體系建設、鄉村醫療保險、農村教育、鄉村基礎設施建設等。 城鎮化率（City）的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 表明城鎮化程度與鄉村振興呈正相關關系。 這說明隨著中國新型城鎮化水平的不斷提高，城鎮輻射帶動農村的能力進一步增強，從而有助于鄉村振興的發展。 人口老齡化（Age）的回歸系數在10%的水平上顯著為正，表明人口老齡化對鄉村振興呈顯著正相關關系。 可能的原因是數字經濟的快速發展給農村低齡老人提供就業創業的平臺和機會，從而促進了鄉村發展。 產業結構（Is）的估計系數為正，但并不顯著，這說明推動鄉村振興要優化產業結構，并且單一型經濟的發展空間越來越受限，鄉村產業的發展必須走多元化道路。

（二）機制檢驗

1.根據中介效應檢驗程序：首先驗證數字經濟與鄉村振興兩者之間的關系。 其次，檢驗數字經濟對農民創業的影響， 在1%水平上顯著。 表4 中第（2）列顯示，數字經濟系數為0.0847，在5%水平上顯著，說明數字經濟的發展促進了農民創業。 因此，本文的研究假說2 得以驗證。

2.數字經濟在農民創業與鄉村振興之間的調節作用。 由表4 第（3）列數字經濟在1%水平上顯著。表4 第（4）列，檢驗數字經濟發展對于農民創業與鄉村振興之間的調節作用。 結果顯示：農民創業對鄉村振興的回歸系數為0.534， 數字經濟對鄉村振興的回歸系數為0.345， 農民創業與鄉村振興兩者的交互項對鄉村振興的影響回歸系數為-0.266，三者均在1%的水平上顯著， 模型的解釋程度也得以提升。 這說明數字經濟發展在農民創業與鄉村振興之間存在調節作用，即數字經濟的發展弱化了農民創業對鄉村振興的正面影響，本文的研究假說3 得以驗證。

（三）異質性分析

中國東部、中西部地區的經濟、社會發展程度等存在較大的差異，數字經濟對鄉村振興的影響也可能存在區域異質性差異。 因此，本文將中國30 個省市劃分為東、 中西部二個區域進行異質性分析（表5）。 由表5 第（1）列和第（5）列可知，數字經濟（Dige） 系數在東部地區和中西部地區分別為0.482和0.109，分別在1%和5%水平上顯著。 因此，數字經濟對鄉村振興的促進作用在東部地區更明顯。 原因可能是，相較于中西部地區，東部地區的數字經濟發展程度更高，數字基礎設施更加完善，數字化專業人才也更加充足。 因此，鄉村的數字化水平也更高，數字經濟對東部地區鄉村振興的促進作用更加顯著。

表5 區域異質性檢驗

數字經濟的發展通過促進農民創業推動鄉村振興發展，弱化農民創業對鄉村振興的正面影響是否存在地區差異？ 根據上文分析，在表5 中根據第（1）—（3）列和第（5）—（7）列對東部地區和中西部地區進行中介效應檢驗，在第（3）—（4）列和第（7）—（8）列對東部地區和中西部地區進行調節效應檢驗。 均顯著為正或顯著，說明在東部地區數字經濟通過農民創業影響鄉村振興的中介作用機制存在，并且中介效應占比為5.43%。同理，在表（6）—（7）列中， 數字經濟和農民創業的估計系數都不顯著，所以數字經濟通過農民創業影響鄉村振興的中介作用機制在中西部地區不存在。 由表5 的（3）和（7）列可知，中西部地區數字經濟的系數顯著為正，農民創業的系數不顯著。 根據表5 第（4）列和第（8）列可知，交互項在東部地區中顯著為負，說明數字經濟在農民創業與鄉村振興之間的調節作用機制存在；在中西部地區，交互項為負，但不顯著，說明數字經濟在農民創業與鄉村振興之間的調節作用機制不存在。

（四）穩健性檢驗

1.穩健性檢驗一：從表6 式（1）到式（4）可以看出，借鑒已有文獻，在將核心解釋變量作為工具解決內生性問題后， 一個有調節的中介效應仍存在，因此前文的研究結論是穩健的。

表6 穩健性變量：工具變量、增加變量的回歸結果

2.穩健性檢驗二：增加控制變量。 參考相關文獻，本文添加貿易開放度作為控制變量，選取進出口貿易總額占GDP 的比重來衡量。 從表6 式（5）到式（8）可以看出，在增加控制變量后，數字經濟（Dige）的估計結果穩定。

3.穩健性檢驗三：排除異常值。 從表7 式（5）到式（8）可以看出，經過1%雙截、雙縮尾處理，數字經濟（Dige）的系數符號并未發生改變，均通過顯著性檢驗，并且一個有調節的中介效應仍存在，因此前文的研究結論是穩健的。

表7 穩健性檢驗：排除異常值的回歸結果

（五）門檻效應

前文已驗證農民創業的中介和調節作用以及數字經濟能有效促進鄉村振興的發展，本文將進一步研究這種促進作用是否為線性關系。 因此，設定如下面板門檻：

式（5）中，Digeit為數字經濟門檻變量，I(·)為取值1 或0 的指示函數，滿足括號內條件為1，否則為0。 式（5）考慮的是單門檻情形，可以根據樣本數據的計量檢驗等步驟擴充至多門檻情形。 將數字經濟作為門檻變量進行門檻效應分析，測算出不同區間水平下數字經濟對鄉村振興發展的作用。 經過Bootstrap 自助法1000 次反復抽樣后， 結果表明數字經濟發展指數門檻變量顯著通過了單門檻檢驗，未通過雙門檻和三門檻檢驗，如表8 所示。

表8 門檻值檢驗結果

根據表9 面板門檻回歸結果可知， 當0.7033時，數字經濟對鄉村振興的回歸系數為0.5274 并在1%水平上顯著。 當為0.733 時，數字經濟對鄉村振興的回歸系數變為0.3824，在1%水平上顯著，即數字經濟對鄉村振興的影響在變小。 原因可能是，在鄉村振興開始階段，數字經濟憑借自身的優勢能較快促進鄉村振興的發展。 但是隨著數字經濟的發展，鄉村振興要想獲得持續的進展應該結合自身的資源稟賦、經濟文化，挖掘自身有別于他人的特色，走有自身特色的發展道路。

表9 面板門檻回歸結果

五、結論與政策建議

本文首先從理論方面系統闡釋了數字經濟、農民創業對鄉村振興影響的直接作用機制、中介作用機制和調節作用機制，然后運用有調節的中介效應模型檢驗影響機制。 研究發現：（1）數字經濟對鄉村振興存在顯著的正向影響，對東部地區鄉村振興的促進作用更顯著。 （2）數字經濟通過促進農民創業推動了鄉村振興的發展，農民創業的中介效應在東部地區顯著，而在中西部地區不顯著。 （3）數字經濟的發展會減弱農民創業對鄉村振興的正向影響，數字經濟的調節效應在東部地區顯著，而在中西部地區不顯著。 （4）數字經濟與鄉村振興二者之間存在非線性關系，數字經濟跨過門檻值后，對鄉村振興的促進作用在變小。

基于上述研究結論， 本文提出以下政策建議：（1）加強中國數字鄉村建設。 對于欠發達的中西部地區，加大農村地區數字基礎設施建設投入，制定完善的農村寬帶設施建設計劃。 利用互聯網、智慧物流等信息技術改變產品的流通與營銷模式，推動農副產品銷售線上線下結合，促進數字技術與農業農村的深度融合。 （2）提升農民創業積極性。 首先，支持農村居民自主創業，給予農民創業群體相應的資金支持，要進一步擴寬農民創業融資渠道。 其次，對農民創業群體提供專業的創業指導和精準培訓。最后搭建農民創業的資源共享平臺，增強預防和抵御風險的能力。（3）填補“數字鴻溝”。發揮數字經濟相對發達地區對周邊地區的信息輻射帶動效應，引進數字技術人才，提高農村的互聯網普及率，從而減少農民接觸信息的交易成本。 加強對農民數字經濟基礎知識培訓，培養農民的互聯網思維，進一步提高農村居民的信息應用能力。 （4）走有自身特色的鄉村振興發展道路，避免盲目跟風，要因地制宜，結合自身的資源條件、經濟文化背景，走有自己特色的道路。