中国式现代化视域下数字乡村建设助力共同富裕的实现机制

中国式现代化视域下数字乡村建设助力共同富裕的实现机制一文创作于：2023-08-16 05:26:39，全文字数：35549。

中国式现代化视域下数字乡村建设助力共同富裕的实现机制

��建设对城乡居民收入差距会产生负向的抑制作用，且通过1%显著性水平检验。这表明数字乡村建设可以有效地缩小城乡居民收入差距，助力共同富裕，?理论预期一致。这一点也从客观现实得到较好佐证。近几年，浙江省大力推进数字化改革并将其作为“一号工程”，取得了很多的数字化应用场景和数字化改革成果。通过数字化赋能实现应用场景和改革成果的城乡共享，有效地打破了传统城乡之间的巨大数字鸿沟。特别是欠发达的山区26县域，原本由于地理位置、交通等客观存在的资源禀赋不足，在发展中往往面临较为不利的局面，但在数字化赋能下，以电子商务为典型代表的数字化业态及其应用场景，促进了山区农村居民创业就业，以及在乡村数字化治理等方面的跨越式发展，帮助偏远山区26县的农村居民通过电商等数字化业态将当地特色优势产业（农产品）等输送到城镇和全国各地，较好地为农村居民增收创造了有利条件，极大地缩小了城乡居民之间的收入差距，为共同富裕起到了积极的推动作用。

从数字化赋能的功能性渠道来看，数字乡村建设能够通过完善数字基础设施建设、数字化治理等方式促进山区26县农村居民实现更好的生活数字化和产业数字化。一方面，数字乡村建设通过数字化基础设施的不断夯实，可以有效地促进农产品在生产、销售和流通领域的数字化，实现降本促效的作用。譬如，农村居民通过数字化平台（电商平台等）精准快速获取农产品市场供需行情，扩大农产品的销售渠道，通过直播带货等模式售卖农产品、宣传农产品、推广农产品，帮助农村居民更好地实现农产品的销售，促进农村居民增收。在流通领域，通过数字乡村建设，不断完善数字基础设施，可以推动农村流通领域的数字化，拓宽农产品流通渠道，提升农产品流通效率，降低农产品交易成本，帮助农村居民实现增收。另一方面，数字乡村建设可以较好地缩小城乡居民收入差距助力共同富裕。数字乡村建设通过就业渠道和人力资本提升渠道促进农村居民更好地就业实现收入稳增长。具体而言，数字乡村建设有利于拓宽农村居民通过网络渠道获取就业信息的机会，不断提升农村居民就业的概率，甚至还能够创造更多的就业岗位（譬如农村电商带动农村居民就业），同时也能够基于数字化网络让农村居民更多地接触到高质量的教育资源、就业劳动培训资源等，帮助农村居民提升劳动技能，更好地助力农村居民找到更高收入的工作，享有与城镇居民同样的就业机会，促进农村居民收入水平的提升，缩小城乡居民收入差距助力共同富裕。

其他影响因素中，城乡居民收入差距与消费差距之间存在正相关关系，这也就意味着城乡居民消费差距的扩大，会进一步加剧城乡居民收入差距的扩大。这表明要实现共同富裕既要缩小收入差距，也需要缩小城乡居民之间的消费差距，而缩小城乡居民消费差距则需要更好地撬动农村居民消费活力，挖掘潜在的农村消费市场。这一结果也表明，收入决定消费，但反过来消费也能够对收入产生反哺作用，我们需要高度关注并形成有利于扩大农村居民消费和农村居民收入，推动城乡居民收入差距和消费差距同步缩小的良好环境。此外，城镇化水平、金融发展水平均有利于缩小城乡居民收入差距助力共同富裕，而对外开放水平对城乡居民收入差距的影响不存在。这一结果与理论预期基本一致，城镇化水平的提高更有利于扩大相关基础设施建设助力农村居民更好地享有城镇居民同等的各种机会，金融发展水平的提升更有利于实现农村居民对金融资源的可获得性助力农村居民生产生活继而提升收入水平，而进出口贸易对农村居民收入增长的影响显然较弱，这不仅体现在样本中的山区26县农村居民收入上，同样对于这26县域城镇居民的收入增长影响也微乎其微。

（二）稳健性检验

本文采用替换解释变量测度方法和替换被解释变量的方式对模型（1）的估计进行稳健性检验。首先替换解释变量的测度方法，采用专家打分法对主要解释变量数字乡村建设变量各指标进行打分确定权重系数，重新测算山区26县各县域数字乡村建设指数基础上，对模型（1）进行重新估计得到的结果如表3。其次是参照韩立岩和杜春越（2012）?0?2［12］、周国富和陈菡彬（2021）［13］等采用泰尔指数测算城乡居民收入差距替换城镇居民收入与农村居民收入之比，重新估计模型（1）得到结果如表3。从检验结果可知，无论是替换解释变量，还是替换被解释变量，数字乡村建设对城乡居民收入差距衡量的共同富裕变量在1%和5%显著性水平仍产生显著的负向影响，表明基准模型估计结果具有较强的稳健性。

为进一步克服模型估计可能存在的内生性问题，采用加入工具变量的方法对基准模型（1）进行重新估计，选取被解释变量（城乡居民收入差距）滞后一期作为工具变量，并对工具变量的有效性进行识别表明城乡居民收入差距滞后一期变量符合工具变量选取的要求。纳入工具变量后进行重新估计得到的结果同样如表3所示。从检验结果可以发现，在消除内生性问题之后，数字乡村建设对城乡居民收入差距的影响仍然在1%显著性水平显著，表明数字乡村建设对共同富裕的影响效应存在且具有较好的稳健性。

（三）中介效应检验

上述研究已然表明数字乡村建设对城乡居民收入差距衡量的共同富裕会产生显著影响，但对于如何影响仍有待于进一步探讨。因此，本文基于产业结构升级渠道就产业结构升级是否存在中介效应对模型（2）和模型（3）进行进一步的机制检验，得到检验（估计）结果如表4所示。

表4的中介效应（机制）检验结果发现，数字乡村建设对产业结构升级的影响效应估计系数（θ）显著为正，而产业结构对城乡居民收入差距衡量的共同富裕变量的影响系数（σ）同样显著，表明产业结构升级的中介效应存在。同时，数字乡村建设对城乡居民收入差距衡量的共同富裕变量的影响系数（ω）依然显著，这表明产业结构升级变量存在部分中介效应，其中介效应为-0029②。中介效应（机制）检验表明，数字乡村建设对共同富裕既存在直接效应，同时又能够通过产业结构升级渠道影响共同富裕而存在部分中介效应。具体而言，数字乡村建设能够通过优化产业结构升级缩小城乡居民收入差距继而助力共同富裕。这一点也比较容易理解，数字乡村建设凭借数字化赋能有利于以服务业为代表的第三产业发展，优化改善县域产业结构并创造更多的就业机会，帮助农村居民实现更高质量的就业创业，提升收入水平，不断缩小城乡居民收入差距，助力共同富裕。

（四）区域异质性检验

进一步地，为考虑数字乡村建设对共同富裕的影响效应可能存在区域异质性，本文根据浙江省山区26县域人均GDP排序，分成两组（人均GDP高水平组和低水平组），每组13个县域，再次进行实证模型估计（双向固定效应），得到区域异质性估计结果如表5所示。

由表5的估计结果可知，数字乡村建设对城乡居民收入差距的影响仍然为负数，且在统计上显著，与前文基准模型估计结论一致。这表明数字乡村建设有利于缩小城乡居民收入差距助力共同富裕实践的结论依然成立。但比较浙江省山区26县域不同经济发展水平的两个子样本估计结果可以发现，数字乡村建设对人均GDP低水平组城乡居民收入差距的影响效应更强（其估计系数绝对值更大）。具体而言，对于人均GDP低水平组的13个县域，数字乡村建设每提升1个百分点，将会缩小城乡居民收入差距0153个百分点，而对

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