王永静，纪阳阳

（石河子大学经济与管理学院，新疆 石河子 832000）

0 引言

当前，中国的扶贫工作向应对和缓解多维相对贫困转变。如何提升包含脱贫人口在内的全体农村居民的生活水平，进而实现人的全面发展、加快农业农村现代化进程、转换农村经济发展动力，从而缓解农村多维相对贫困，实现共同富裕，已成为各界广泛关注的重要议题。2021年APEC数字减贫研讨会聚焦数字减贫理论与实践，指出包容性数字社会的构建在弥合“数字鸿沟”、提升贫困人口和弱势群体的数字技能、发展贫困地区数字产业与数字公共服务等方面具有显著成效，依托数字技术的数字经济将成为中国减贫事业的强劲驱动力。

在以往研究中，学者们不断加深对多维相对贫困的认知层次，并致力于改进测度标准。贾玮和黄春杰（2023）[1]根据中国实际情况构建包含经济、社会发展、生态环境、生活环境等多个方面的多维相对贫困测度指标体系。针对孰能以及如何能发挥减贫效应的现实问题，学者们展开了深入研究。艾小青和田雅敏（2022）[2]利用多重中介模型检验发现，数字经济通过增加收入、缩小收入差距发挥间接减贫效应。斯丽娟（2019）[3]认为匹配供需信息和实现信息产品价值是信息扶贫的两条重要作用路径。陈飞等（2022）[4]发现数字经济可以通过提高农业劳动生产率、提供非农就业机会、提高社会融入度，以及通过技术赋能来减缓多维相对贫困。而何宗樾等（2020）[5]研究发现，处于贫困线附近的居民会随着数字金融的发展而愈发贫困，加深了多维贫困的程度。

综上，现有研究多针对贫困程度进行测度或者关注数字经济能否有效解决绝对贫困问题，缺乏将多维相对贫困问题置于乡村数字经济发展新时代背景下的思考，能够准确反映二者关系的实证研究也相对匮乏。基于此，本文首先厘清乡村数字经济影响多维相对贫困的内在作用机理，并分别构建多维相对贫困与乡村数字经济评价指标体系；其次，深入分析乡村数字经济通过提升公平性、振兴乡村产业和优化资源配置缓解多维相对贫困的传导路径；最后，进行分样本讨论，对比分析乡村数字经济发挥直接作用和间接作用的区域异质性，以期为乡村数字经济减缓多维相对贫困提供有益参考。

1 理论分析与研究假设

1.1 乡村数字经济对多维相对贫困的直接作用

本文从乡村数字经济影响多维相对贫困的宏观和微观角度出发，分析减贫作用的直接效应。基于宏观角度，乡村数字经济依靠数字信息技术为“三农”发展提供新机遇，持续培育农村产业竞争新优势，建设集信息化、数字化、智能化于一体的现代化农村[6]。乡村数字经济引致的创新效应、普惠效应、溢出效应和协同效应有助于农村发挥自身地域特点，开辟特色发展路径，推动经济动能转换，有效缓解多维相对贫困。从乡村数字经济影响农民收入的微观层面来看，当接触互联网等信息传播途径之后，农民自身的信息接收、转化和使用能力会影响其农业行为和非农业行为。结合内生增长理论可知，在其他因素不发生变动的假设下，技术进步将对农业收入和非农收入产生正向影响，进而促进农民总收入增加[7]。因此，乡村数字经济的发展能够产生收入增长效应，对减缓农村多维相对贫困发挥直接作用。除此之外，收入的提升为农民改善居住环境、提升教育条件和医疗环境、转向高品质消费等提供资金支持，有助于抑制过度预防性储蓄和“量入为出”心理的产生，在扩大基本需求量的同时开始注重高层次、多方面的追求，从而直接有效地减缓农村多维相对贫困程度。基于此，本文提出假设1。

假设1：乡村数字经济能够直接缓解农村多维相对贫困。

1.2 乡村数字经济对多维相对贫困的间接作用

（1）公平性提升的中介机制

乡村数字经济的发展加快了以信息为代表的公共资源无成本复制和共享的进程，从而放宽对农民公共资源可及性的约束。同时在农村数字化基础设施不断完善的社会背景下，区域间最原始的“数字鸿沟”得到了弥合[8]，由此引发的生活差距扩大、公平性失衡等社会问题也在不断改善，从根本上打破了“一级数字鸿沟”的继发性。数字红利的共享机制使得社会公共资源的分配突破了地域和时间限制，深化了有限资源的普惠性，加快了居民群体之间公共权益的均等化进程，达成“渐进共享、逐步共富”共识[9]，从而有助于缓解农村居民的多维相对贫困。基于此，本文提出假设2。

假设2：乡村数字经济通过提升公平性从而降低多维相对贫困程度。

（2）乡村产业振兴的中介机制

乡村数字经济缓解了农业农村部门受限于第一产业的约束，由传统劳动密集型转为技术密集型的产业生产方式使农产品的深度加工与后续的销售服务环节得以实现，丰富了产业集成形式，促进产业链条系统化，转变了只供应源头产品的被动局面。乡村数字经济一方面加快了传统农业数字化转型，另一方面不断推进农村三次产业的融合发展进程，这都为乡村产业振兴提供了新动能，为农业农村增添了新活力，进而减缓多维相对贫困。第一，产业结构升级促进市场高度融合，区域市场一体化反向为产业结构升级利用时空溢出效应降低创业和再就业成本提供了社会基础，为农民提供了发展机遇，增强了农民提升生活质量的信心。第二，电子商务规模庞大，覆盖面广，且以向中西部地区渗透、扩大覆盖贫困县范围为发展趋势，产业多样化结合带来的减贫效应开始凸显。基于此，本文提出假设3。

假设3：乡村数字经济通过促进乡村产业振兴缓解多维相对贫困。

（3）资源配置优化的中介机制

农村农业部门存在资本、劳动力等初级生产要素配置扭曲的问题，乡村数字经济利用数字技术等新兴要素的边际收益递增特征优化劳动力和资本在农村的配置效率[10]。乡村数字经济渗透到劳动力、资本等要素中，规避信息不对称与有限理性风险，利用大数据支撑的互联网与物联网实现需求与供给的精准匹配，拓宽要素资源配置边界，驱动不同发展空间内的要素流动[11]。一方面，能够汇聚闲置、零散要素从而达到“增量补充”的目的；另一方面，针对现有经济活动环节的要素配置失衡和价格扭曲现象进行甄别，从而优化资源存量配置。即乡村数字经济的发展能够通过优化要素配置、释放要素结构红利来激发农村发展潜力，进而缓解多维相对贫困。基于此，本文提出假设4。

假设4：乡村数字经济能够通过优化资源配置缓解多维相对贫困。

2 研究设计

2.1 变量选取与测度

（1）被解释变量：多维相对贫困指数（MRP）

贫困问题属于社会问题范畴，包含教育、医疗、生活质量等多个方面，单一维度无法全面反映农民群体的多样化需求。因此，本文将相对贫困的测度指标拓展到多维层面，除经济生活维度外，还增添社会保障、休闲生活、发展基础和发展潜力四个维度，以构建多维相对贫困评价指标体系，见表1。

表1 多维相对贫困评价指标体系

借鉴Alkire和Foster（2010）[12]的做法，本文利用AF法测度农村多维相对贫困程度。首先，设置贫困临界值进行贫困识别，判断每个贫困指标是否超过其自身的剥夺临界值。考虑到数据的相对可比性，本文基于整个样本期设置相对剥夺临界值，以各省份、各指标样本期的均值作为贫困指标的临界值，高于该值赋值为0，否则为1，负向指标赋值方法相反，从而构建剥夺矩阵。其次，由于不同指标维度对多维相对贫困的贡献率并不相同，单纯使用等权重法可能会使测度结果与实际情况产生较大偏差，因此结合等权重法和频率加权法对各贫困指标进行赋权[13]。最后，设定剥夺得分临界值k=1/3，判定农民是否处于多维相对贫困状态，该指标数值越大表明多维相对贫困越严重。

（2）核心解释变量：乡村数字经济（RDE）

本文基于数字乡村的内涵与发展现状，并结合学者们在构建乡村数字经济发展指标体系时的共性与特性[14]，从乡村数字经济发展基础、乡村产业数字化和乡村数字产业化三个维度出发，构建包含6个要素指标、19个基础指标的乡村数字经济评价指标体系，见表2。本文利用熵权-TOPSIS法测算各省份在相应年份的乡村数字经济发展水平。首先，出于可比较各省份乡村数字经济发展水平的目的，对数据进行标准化处理；然后，计算各指标的权重，确定正、负理想解，并在此基础上计算欧氏距离；最后，得出各省份乡村数字经济综合评价指数，该指数越大表明乡村数字经济发展水平越高，反之则越低。

表2 乡村数字经济评价指标体系

（3）中介变量

公平性指数（fair）。利用农村地区内公共资源相对于上一层次区域范围内公共资源的集中程度表示公平性，并采用某一区域内农村人口占该区域1%的人口所能聚集的公共资源数量的比重来衡量。计算方法如式（1）所示：

其中，AEit为政府对农业农村部门的公共投资，TEit为全社会总公共投资，Pait与Pit分别表示某地区的农村人口与总人口数量。

乡村产业振兴指数（upgrade）。本文从乡村产业结构升级和产业融合两个方面刻画乡村产业振兴水平。一方面，利用产业结构高级化和产业结构合理化界定产业升级发展；另一方面，从农村服务业融合发展和产业功能性发挥两个层面表征乡村产业融合状况。

农业农村部门资源错配系数（rma）。本文关注的是农业农村部门内部的资源配置情况，且假设该部门的产出由资本（K）和劳动力（L）两种要素决定，以C-D齐次函数形式呈现。借鉴曹玉书和楼东玮（2012）[15]的做法，以工资w和利率r分别表示资本和劳动力的真实回报率，MPL和MPK分别表示劳动力和资本的边际产出，α表示要素产出弹性。根据利润最大化原则作出决策时，两种要素的边际收益之比可展现该部门的资源配置情况，农业农村部门和基准部门的资源配置系数分别如式（2）和式（3）所示：

若市场处于完美状态，则要素资源的流动不会存在障碍，各部门间的要素自由配置会使同一种要素的边际报酬率相等，即部门间的w/r一致，但在真正的经济活动中，难以实现资源的合理配置。本文将第一产业的就业人数与第一产业的固定资产投资作为农业农村部门的劳动力和资本要素投入，农业农村部门的劳动力产出弹性和资本产出弹性分别设为0.8和0.2；将各省份平均工资与平均利率作为基准部门数据，劳动力产出弹性和资本产出弹性分别设为0.557和0.443[16,17]。农业农村部门资源错配系数（rma）的计算公式如下：

（4）控制变量。

水土流失治理面积（ri），是指针对水土流失面积，按照综合治理原则，采取如水平梯田、谷坊、造林种草等治理措施，以及按小流域综合治理措施所治理的水土流失面积总和；农作物生产效率（axl），采用农民人均主要粮食占有量衡量；生活质量水平（env），采用太阳能热水器面积表示；农产品进出口总额（afec），由地区农产品进出口总额相加得到；农业利用外资额（awz），用外商直接对农业的投资额表示。

2.2 模型构建

为考察乡村数字经济能否直接缓解多维相对贫困，本文构建了如式（5）所示的基准回归模型：

本文在温忠麟等（2004）[18]提出的中介效应模型的基础上，构建多重中介效应模型来进一步检验乡村数字经济能否通过提升公平性、促进乡村产业振兴、优化资源配置来发挥减贫作用。在基准回归模型的基础上，构建如下模型：

其中，i为省份；t为年份；ɛt、θi、μit分别代表时间固定效应、个体固定效应、随机误差项；RDE为乡村数字经济，是本文的核心解释变量；MRP为多维相对贫困指数，是本文的被解释变量；M为中介变量，包括公平性指数、乡村产业振兴指数、农业农村部门资源错配系数；Control为一系列控制变量。

2.3 数据来源

本文选取除西藏与港澳台地区外的我国30个省份2013—2020年的数据作为研究样本。在进行区域异质性分析时，将研究样本划分为东部、中部和西部地区①东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省份；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省份；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆11个省份。。相关数据来源于历年《中国统计年鉴》、EPS数据平台、北京大学数字普惠金融指数、阿里研究院报告以及《中国进出口月度统计报告》。缺失值采用均值法进行填充。考虑到不同量纲的数据波动较大，本文对农业农村部门资源错配系数和控制变量进行了取对数处理。

3 实证分析

3.1 基准回归结果分析

乡村数字经济对多维相对贫困的基准回归结果如表3所示。通过对比模型的拟合优度可以发现，考虑控制变量最多的列（6）的拟合优度明显高于其他模型，在省份和年份双固定效应下，乡村数字经济的系数为-0.5872，在1%的水平上显著，这表明随着乡村数字经济的发展，多维相对贫困指数明显下降。原因可能是，乡村数字经济的发展加快了农业农村部门经济发展的动力转换，为农民摆脱相对落后的困境、重视自身全面发展提供了基础，有助于缓解经济、健康、教育等多个维度的相对贫困程度。由此，假设1得到验证。

表3 基准回归结果

3.2 稳健性检验

（1）内生性检验

为了避免内生性问题导致基准回归结果出现偏误，本文采用两种工具变量进行估计，分别将乡村数字经济的滞后一期与上一年互联网宽带接入端口数的交互项和1984年各省份固定电话年末数量与上一年农村互联网上网人数的交互项作为乡村数字经济的工具变量，并均利用两阶段最小二乘法进行稳健性检验。结果显示，第一阶段的F统计量显著大于检验法则的临界值，说明工具变量对乡村数字经济具有较强的解释力。同时，两种工具变量的Kleibergen-Paaprk LM统计量分别为18.027、21.661，均在1%的水平上显著；Cragg-Donald Wald F统计量分别为6998.548、44.543，大于10%水平上的Stock-Yogo临界值16.38，表明这两种工具变量的选取都是合理的，能够有效解决模型的内生性问题。第二阶段回归结果中，乡村数字经济的系数显著为负（限于篇幅，未列示），与表3中的结果保持一致，表明结果具有稳健性。

（2）更改被解释变量的测度界限

利用AF法测度农民的多维相对贫困程度需要设置贫困临界值和k值双重界限，不同的设置方法可能会导致测度结果存在差异，本文通过更改多维相对贫困的测度界限来进行稳健性检验。以2020年各指标均值的70%作为贫困指标的临界值，同时设定剥夺得分临界值k=1/5，得到更改测度界限后的多维相对贫困指数（NMRP）。回归结果如表4列（1）所示，乡村数字经济仍然能够有效缓解多维相对贫困，表明前文的结果具有稳健性。

表4 稳健性检验结果

（3）替代核心解释变量

本文进一步利用北京大学测算的数字普惠金融指数（DIF）作为乡村数字经济的代理变量，检验结果如表4列（2）所示，数字普惠金融指数的系数在1%的水平上显著为负，验证了结果具有稳健性。

（4）分时间段估计

本文以乡村振兴战略提出的年份作为划分依据，分别对2013—2016年和2017—2020年两个阶段进行估计，结果分别如表4列（3）和列（4）所示。乡村数字经济的系数分别为-0.4548和-0.6680，且均在5%的水平上显著。整体比较第一阶段和第二阶段的系数可以发现，后一阶段的作用效果更大，乡村数字经济发展水平越高，对多维相对贫困的作用程度越大，这说明乡村数字经济的减贫效应能够持续稳定发挥，验证了结果具有稳健性。

4 进一步分析

4.1 区域异质性分析

不同地理位置的省份在数字基础设施建设、乡村产业数字化外延、政策支持等方面存在时空差异。乡村数字经济发展的空间异质性可能导致减贫作用存在区域异质性。因此，本文将研究样本划分为东部、中部和西部地区，回归结果如表5所示。乡村数字经济的减贫作用在中部地区最为显著，其次是西部地区，最后是东部地区。可能的原因有：一方面，在中部崛起战略、西部大开发战略等长期针对性政策的支持作用下，中西部地区社会各方面发展迅猛，尤其是数字经济作为新兴经济形态备受关注，形成积极发展态势；而东部地区经济基础扎实，自身发展条件优势明显，多维相对贫困的影响因素颇多，因此乡村数字经济的减贫效应相对不突出。另一方面，全国贫困县和贫困村主要分布在中西部地区，是反贫困的主要集中地，乡村数字经济作为巩固脱贫攻坚成果的有力抓手，具有较高的边际减贫作用。乡村数字经济的快速发展极大地消弭了“数字鸿沟”以及由此衍生的社会非公平性问题，充分展现了数字经济的包容性，中西部地区的受益程度明显高于本就相对发达的东部地区，这与相关学者的研究结论[19]一致。

表5 区域异质性检验结果

4.2 中介机制检验

在验证乡村数字经济能够明显减缓多维相对贫困的基础上，本文进一步考察乡村数字经济对多维相对贫困的作用机制，结果如表6所示。表6列（1）显示，乡村数字经济的系数为0.1368且在5%的水平上显著；列（2）增添公平性指数这一中介变量，结果显示乡村数字经济与公平性指数的系数分别在1%和5%的水平上显著为负，说明公平性指数存在中介效应，且表现为部分中介效应。得益于数字政府、数字社会平台、“一网通办”“一网统管”等服务管理新模式，农民享受优质政务与公共服务的可能性变大，乡村数字经济通过降低“一级数字鸿沟”的继发性、提升政务与公共服务效率、增加资源匹配公平性进而缓解多维相对贫困。验证了假设2。

表6 中介机制检验结果

列（3）中，乡村数字经济与乡村产业振兴指数之间存在明显的正相关关系；列（4）中，乡村产业振兴指数的系数显著为负，同时乡村数字经济的系数在1%的水平上显著为负，表明存在乡村产业振兴的中介效应，且表现为部分中介效应。乡村数字经济既加快了传统农业迈向中高端发展阶段的步伐，又促进了实体经济和信息产业的深刻融合，形成农业农村部门多个产业集群相互依存、相互促进的新格局。农村经济新业态提高了边际生产率，也催生农村“大众创业、万众创新”的局面，使农民过上“有钱又有闲”的生活成为可能，充分发挥了减贫带头作用。验证了假设3。

列（5）中，乡村数字经济的系数为3.9871，在1%的水平上显著；列（6）中，乡村数字经济与农业农村部门资源错配系数的系数至少在5%的水平上显著为负，说明存在农业农村部门资源错配的中介效应，且表现为部分中介效应。乡村数字经济发挥数字、信息、技术等要素的独特优势，改善传统农业农村部门中资本、劳动力等初级生产要素配置扭曲的现象，从而释放要素结构红利，激发农村地区发展潜力，缓解多维相对贫困。验证了假设4。

4.3 中介机制的区域异质性检验

下页表7为东、中、西部地区中介机制的检验结果，限于篇幅，表7中仅汇报了主要变量及中介机制显著的结果。列（1）和列（2）是东部地区农业农村部门资源错配的中介机制检验结果。乡村数字经济的发展可以通过优化资源配置来缓解农村多维相对贫困，并且该路径起完全中介作用，但无法通过提升公平性和促进乡村产业振兴这两条路径来发挥减贫作用。列（3）至列（6）为中部地区乡村产业振兴和农业农村部门资源错配的中介机制检验结果。乡村数字经济可以通过促进乡村产业振兴以及优化资源配置这两条路径减缓地区内的多维相对贫困程度，且这两条作用路径均起部分中介作用。列（7）至列（10）为西部地区公平性和农业农村部门资源错配的中介机制检验结果。乡村数字经济既可以将提升公平性作为减缓多维相对贫困的作用途径，又可以通过改善资源错配现象发挥减贫作用。

表7 中介机制的区域异质性检验结果

对比分析东、中、西部地区的中介机制可以发现：农业农村部门资源错配系数在全国范围内都起到了显著的中介作用。相比较而言，在东部地区乡村数字经济通过优化资源配置减缓多维相对贫困的中介效应属于完全中介；在中部地区该路径的中介效应占总效应的比例为13.54%，在西部该比例达到了17.65%，两者均属于部分中介效应，且在西部地区该效应的发挥强于中部地区。乡村产业振兴路径只在中部地区显著，中介效应占总效应的比例为8.97%。公平性路径只在西部地区显著，中介效应占总效应的比例为3.53%。

5 结论

数字化浪潮迅速渗透到农业农村部门的各个领域，将数字经济下沉到“三农”领域，大力推进农业农村数字化是发展数字中国的必然要求，也为缓解多维相对贫困问题提供了全新动力与可行路径。本文分别构建多维相对贫困和乡村数字经济评价指标体系，利用基准回归就乡村数字经济对多维相对贫困的直接影响进行实证分析，随后探讨了公平性、乡村产业振兴、农业农村部门资源错配的中介机制，并在此基础上进一步探究直接作用与中介机制的区域异质性。得到如下结论：（1）乡村数字经济能够直接有效缓解多维相对贫困，反映出农民在生活保障、自身发展、日常休闲等多个维度的相对剥夺程度逐步降低；且在进行区域异质性分析后发现，乡村数字经济对多维相对贫困的减缓程度在中西部地区明显大于东部地区。（2）公平性、乡村产业振兴、农业农村部门资源错配在全国范围内均发挥了中介效应。这说明乡村数字经济能够促进公平与效率统一、赋能农业现代化发展、优化资源配置，进而缓解多维相对贫困。（3）中介机制的区域异质性特征明显。农业农村部门资源错配在东部地区起到了完全中介效应，而在中部、西部地区均为部分中介效应，且在西部地区该效应的发挥强于中部地区；公平性和乡村产业振兴分别在西部和中部地区发挥了部分中介效应。