數(shù)字技術(shù)采納、社會網(wǎng)絡(luò)拓展與農(nóng)戶共同富裕

羅明忠 劉子玉

一、引言

進入新時代，緩解相對貧困，走向共同富裕已成社會各界的共同關(guān)切問題。習(xí)近平總書記指出，促進共同富裕，最艱巨最繁重的任務(wù)仍然在農(nóng)村。要實現(xiàn)共同富裕的遠景目標(biāo)，必須緩解農(nóng)村家庭相對貧困，筑牢扎實推進共同富裕的基石。數(shù)字技術(shù)作為助力鄉(xiāng)村振興的重要手段之一，深刻改變了農(nóng)村居民的生產(chǎn)生活方式，為農(nóng)村孕育了新的發(fā)展機會。

所謂數(shù)字技術(shù)是指嵌入在信息通信技術(shù)內(nèi)或是由信息通信技術(shù)所支撐的產(chǎn)品或服務(wù)(Nambisan，2017)，數(shù)字技術(shù)采納即為個體將上述產(chǎn)品或服務(wù)運用至生產(chǎn)生活的行為。數(shù)字技術(shù)被認為是促進發(fā)展和減輕貧困的有效方式(邢小強等，2019)，為緩解相對貧困和實現(xiàn)農(nóng)戶共同富裕提供動力支持(李麗霞等，2019)。主要表現(xiàn)在三個方面：一是數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)村居民就業(yè)產(chǎn)生積極影響，為農(nóng)民帶來增收效應(yīng)。數(shù)字技術(shù)采納能夠緩解勞動力市場的信息不對稱問題，增加農(nóng)村勞動力的就業(yè)機會，促進勞動力轉(zhuǎn)移和農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)，并在經(jīng)濟成本遞減和邊際效益遞增的雙向互動作用下，對農(nóng)戶收入有顯著的正效應(yīng)，進而促進共同富裕(Kuhn and Skuterud，2004；胡倫、陸遷，2019；袁方、史清華，2019；張永麗、李青原，2021)。二是數(shù)字技術(shù)采納通過對農(nóng)戶多層面賦能、激發(fā)自我發(fā)展的內(nèi)生動力，通過讓農(nóng)村居民具備追求美好生活的可行能力，實現(xiàn)共同富裕(王瑜、汪三貴，2020)。三是數(shù)字技術(shù)通過拓展社會網(wǎng)絡(luò)增進共同富裕。數(shù)字技術(shù)采納能夠有效打破社會網(wǎng)絡(luò)在地理位置上的固化問題，有助于農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)拓展(展進濤等，2020)，社會網(wǎng)絡(luò)中蘊含著可形成自我發(fā)展能力的社會資源(周曄馨等，2014)，能有效緩解農(nóng)戶多維相對貧困，促進農(nóng)戶共同富裕(譚燕芝、張子豪，2017)。

基于已有研究的梳理，本文將“共同富裕”不僅定義為收入層面，而且涵蓋與貨幣變量無關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施、社會福利及保障等指標(biāo)，即包括物質(zhì)生活和精神生活的富裕，綜合反映農(nóng)戶所擁有的多維共同富裕發(fā)展機會，以及對這些福利的主觀感受。聚焦數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)拓展的積極效應(yīng)，進而實現(xiàn)農(nóng)戶共同富裕，遵循“數(shù)字技術(shù)采納—社會網(wǎng)絡(luò)拓展—農(nóng)戶共同富裕”的邏輯思路，在厘清數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕影響機理基礎(chǔ)上，運用2019年中國社會狀況綜合調(diào)查(CSS2019)數(shù)據(jù)7031個農(nóng)戶樣本，基于農(nóng)戶共同富裕視角，嘗試以農(nóng)戶多維相對貧困緩解作為共同富裕的代理變量，從農(nóng)戶是否采納數(shù)字技術(shù)、數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施、不同種類數(shù)字技術(shù)采納及其使用頻率等方面，驗證數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕實現(xiàn)的影響效應(yīng)及其作用機制，并運用可解決內(nèi)生性的擴展回歸模型(ERM)和傾向得分匹配法(PSM)，克服可能存在的內(nèi)生性問題。對上述問題的分析，不僅可以在理論上豐富數(shù)字技術(shù)影響效應(yīng)的研究，而且可以為借助數(shù)字技術(shù)實現(xiàn)共同富裕提供經(jīng)驗證據(jù)，為全面推進數(shù)字鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提供實踐參考。

二、理論分析與研究假說

(一)數(shù)字技術(shù)采納與農(nóng)戶共同富裕

農(nóng)戶采納數(shù)字技術(shù)能夠顯著降低家庭陷入多維貧困的可能性，提升共同富裕水平(李麗霞等，2019)。數(shù)字技術(shù)不僅是農(nóng)戶共享數(shù)字信息技術(shù)發(fā)展紅利，緩解多維相對貧困的重要途徑，而且是推動發(fā)展成果更多更公平惠及農(nóng)村地區(qū)人民，助力共同富裕穩(wěn)步前進的有效方式。數(shù)字技術(shù)采納促進農(nóng)戶共同富裕主要表現(xiàn)在兩方面：

一是促進“富裕”。數(shù)字技術(shù)的普及與應(yīng)用，為農(nóng)戶提供更多發(fā)展機會，促進“富?！睂崿F(xiàn)。在消除絕對貧困的減貧實踐中，“互聯(lián)網(wǎng)+精準(zhǔn)扶貧”成效顯著。數(shù)字技術(shù)幫助農(nóng)村地區(qū)突破信息瓶頸，通過信息流打通農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各環(huán)節(jié)，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈進行重構(gòu)，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營各環(huán)節(jié)的交易成本，延伸農(nóng)產(chǎn)品銷售，服務(wù)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，提高經(jīng)濟收益(趙羚雅，2019；羅明忠、劉子玉，2021)。通過提高農(nóng)戶對外部信息資源向內(nèi)生發(fā)展動能轉(zhuǎn)變的可行能力，發(fā)揮數(shù)字技術(shù)在生產(chǎn)要素配置中的優(yōu)化和集成作用，激發(fā)農(nóng)戶充分利用數(shù)字技術(shù)變革帶來的發(fā)展機會，釋放更多促進自身發(fā)展的“新動能”，從中分享數(shù)字紅利，使數(shù)字技術(shù)成為增進共同富裕的重要手段(殷俊、劉一偉，2018)。

二是實現(xiàn)“共享”。數(shù)字技術(shù)可及性大幅提升之后，對數(shù)字技術(shù)使用者的賦能程度，決定著數(shù)字技術(shù)采納發(fā)揮的成效，推進共同富裕需要跨越一系列結(jié)構(gòu)、成本和稟賦的障礙，通過賦能實踐促進農(nóng)戶共同富裕(王瑜、汪三貴，2020)。賦能視角源自阿瑪?shù)賮啞ど渲小澳堋笔侵溉藗儷@得的發(fā)展機會集合，促進農(nóng)戶共同富裕需要對獲得資源和參與決策發(fā)展活動的機會再分配，為農(nóng)戶提供參與和決策權(quán)力，從而使其真正受益(Simone and Christopher，2003)。在中國情境下，數(shù)字賦能(1)數(shù)字賦能(Digital empowerment)是指數(shù)字技術(shù)為傳統(tǒng)弱勢群體提供了分享數(shù)字紅利的機會(Simone and Christopher，2003)。的實踐場景是通過公共政策引導(dǎo)數(shù)字紅利分配公平，鄉(xiāng)村振興、脫貧攻堅、數(shù)字鄉(xiāng)村等公共政策創(chuàng)造了讓存量技能不足的弱能群體參與和分享數(shù)字紅利的有利環(huán)境，通過公共政策把公共資源轉(zhuǎn)化為市場機會，促進農(nóng)戶共同發(fā)展，實現(xiàn)共同富裕(邱澤奇、喬天宇，2021)。可見，適宜的公共政策可以引導(dǎo)數(shù)字紅利分配公平，為數(shù)字技術(shù)促進農(nóng)戶“共同”發(fā)展創(chuàng)造有利條件。由此提出本文研究假說1：

H1：數(shù)字技術(shù)采納有助于增進農(nóng)戶共同富裕。

(二)社會網(wǎng)絡(luò)拓展在數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕影響中的作用

擺脫貧困陷阱是幫助農(nóng)戶實現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵渠道。貧困陷阱來自社會固化，而社會固化源于家庭所處的社會網(wǎng)絡(luò)，即貧困人群所植根的人際網(wǎng)絡(luò)，不能提供取得成功所需的信息和機遇(馬修·杰克遜，2019)。正是由于不同社群彼此隔離，嚴重限制了信息流動，才把人們鎖定在難以擺脫貧困的固有行為模式里?，F(xiàn)實中，社會網(wǎng)絡(luò)是農(nóng)村重要信息獲取渠道，也是互動交流的主要方式，可以作為對生產(chǎn)性資產(chǎn)的補充或替代，提高農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率并增加收入，收入水平的增加又能反向加強農(nóng)村家庭的社交能力，擴大社會網(wǎng)絡(luò)。這種良性循環(huán)有助于農(nóng)戶擺脫貧困陷阱，增進共同富裕(Chantarat and Barrett，2012)。

采納數(shù)字技術(shù)能夠有效打破社群網(wǎng)絡(luò)在地理位置上的固化問題，既有利于維系已有強關(guān)系，也能夠形成新的弱關(guān)系，有助于農(nóng)戶拓展社會網(wǎng)絡(luò)(Kraut et al.，1998)。特別是以微信為代表的大眾化信息溝通工具，提升了社會網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部信息溝通的便捷性，使社會關(guān)系的建立和維護成本大幅度降低，有利于社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的擴張和社會網(wǎng)絡(luò)強度的改善(王子敏，2019)。相較于傳統(tǒng)社會網(wǎng)絡(luò)的“圈”式結(jié)構(gòu)，數(shù)字技術(shù)形成了沒有明確邊界的“鏈”式關(guān)系結(jié)構(gòu)，數(shù)字技術(shù)采納有助于增加社會網(wǎng)絡(luò)成員的接觸次數(shù)，深化社會網(wǎng)絡(luò)強度，使網(wǎng)絡(luò)成員實際互動關(guān)系數(shù)量所表征的社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模得到拓展。可見，數(shù)字技術(shù)作為促進和維系社會網(wǎng)絡(luò)的平臺，在深化社會網(wǎng)絡(luò)強度上發(fā)揮著獨特優(yōu)勢(黃榮貴等，2013)。農(nóng)戶對外部政策的強依賴和內(nèi)生動力的弱激發(fā)，阻礙共同富裕實現(xiàn)，數(shù)字技術(shù)采納通過拓展社會網(wǎng)絡(luò)為農(nóng)戶賦能，有助于破解弱能農(nóng)戶的發(fā)展困境，使更廣泛的農(nóng)戶群體把握數(shù)字技術(shù)變革帶來的發(fā)展機會，從社會網(wǎng)絡(luò)中分享數(shù)字紅利，實現(xiàn)共同富裕。由此提出研究假說2：

H2：數(shù)字技術(shù)采納通過社會網(wǎng)絡(luò)拓展，促進農(nóng)戶共同富裕。

三、實證設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選用中國社會狀況綜合調(diào)查(Chinese Social Survey，簡稱CSS)2019年的數(shù)據(jù)。CSS是中國社會科學(xué)院社會學(xué)研究所主持的全國大型連續(xù)抽樣調(diào)查項目，于2005年發(fā)起每兩年開展一次，采用概率抽樣的入戶訪問方式，調(diào)查內(nèi)容包括個人基礎(chǔ)信息、勞動就業(yè)、家庭經(jīng)濟情況與社會生活等內(nèi)容。調(diào)查區(qū)域覆蓋了全國31個省/自治區(qū)/直轄市，包括了151個區(qū)市縣，604個村/居委會，具有全國代表性。2019年CSS調(diào)查訪問了全國10283個家庭，通過樣本可推論全國年滿18-69周歲的住戶人口的情況。依據(jù)本文研究農(nóng)村地區(qū)家庭緩解多維相對貧困和實現(xiàn)共同富裕的需要，在全國樣本中篩選出農(nóng)戶樣本，最終獲得有效樣本7031個。

(二)變量選取

1.被解釋變量：農(nóng)戶共同富?！，F(xiàn)有研究對共同富裕的測度多從宏觀視角出發(fā)，通過國民收入水平的絕對值、與發(fā)達國家比較的相對水平、區(qū)域差距和城鄉(xiāng)差距等方面測度區(qū)域和國家的共同富裕水平(劉培林等，2021)，而共同富裕的微觀層面，在農(nóng)村體現(xiàn)為農(nóng)戶多維相對貧困的緩解(2)實現(xiàn)共同富裕和解決相對貧困恰如一枚硬幣的兩面，其本質(zhì)都是打贏脫貧攻堅戰(zhàn)以及全面建成小康社會的延續(xù)、深化、升級(謝華育、孫小雁，2021)，其最終目的都是滿足人民日益增長的美好生活需要(王一鳴，2020)。?；谏鲜鲫U釋和本文研究視角，本文選用農(nóng)戶多維相對貧困緩解對農(nóng)戶共同富裕發(fā)展機會的增進進行刻畫，作為本文實證檢驗的代理變量，如果農(nóng)戶多維相對貧困得到緩解，表明數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕實現(xiàn)有積極效應(yīng)，反之，則為負面效應(yīng)。

共同富裕既包括物質(zhì)生活層面，也包括精神生活層面。多維相對貧困既包括反映“貧”的經(jīng)濟維度，也包括反映“困”社會發(fā)展維度(王小林、馮和霞，2020)。因此，需要從收入水平，教育、醫(yī)療、養(yǎng)老、社會保障等基本公共服務(wù)均等化以及充分的就業(yè)機會等多個維度進行測量(王一鳴，2020)。本文以世界銀行的多維貧困經(jīng)典分析框架“Alkire-Foster方法”為依據(jù)(Alkire and Foster，2011)，借鑒王春超等(2014)以及楊艷琳等(2019)的研究，基于數(shù)據(jù)的可得性，選取收入、健康、教育、保障和就業(yè)五個維度(3)該指標(biāo)體系蘊含共同富裕的分配格局，初次分配體現(xiàn)在收入和就業(yè)維度，再分配體現(xiàn)在保障、教育和健康維度。但由于缺乏三次分配數(shù)據(jù)，無法將三次分配體現(xiàn)在農(nóng)戶共同富裕發(fā)展機會的指標(biāo)體系之中。，采用相關(guān)文獻普遍采用的等權(quán)重方法(郭熙保、周強，2016)，計算得出農(nóng)戶獲得共同富裕發(fā)展機會的維度數(shù)量作為被解釋變量，該變量取值為0、1、2、3、4、5，可視為連續(xù)或離散變量。詳細賦值見表1。

表1 農(nóng)戶共同富裕發(fā)展機會的維度、指標(biāo)、臨界值

2.核心解釋變量：數(shù)字技術(shù)采納。數(shù)字技術(shù)是多種數(shù)字化技術(shù)的集稱，其中，互聯(lián)網(wǎng)是農(nóng)戶最容易接觸到的數(shù)字技術(shù)，且當(dāng)前階段農(nóng)村居民對數(shù)字技術(shù)的運用以互聯(lián)網(wǎng)及其媒介為主。本文借鑒田紅宇等(2021)的研究，選取互聯(lián)網(wǎng)使用情況來表征農(nóng)戶數(shù)字技術(shù)采納，采用農(nóng)戶是否使用互聯(lián)網(wǎng)進行刻畫，依據(jù)受訪者對于問卷中“現(xiàn)在互聯(lián)網(wǎng)比較普及，大家可以用手機和電腦上網(wǎng)，您平時上網(wǎng)(比如：用電腦或者手機看新聞、用微信等活動)嗎？”的回答來度量?；卮稹吧暇W(wǎng)”的賦值為1，視為采納數(shù)字技術(shù)，回答“不上網(wǎng)”的賦值為0，視為未采納數(shù)字技術(shù)。此外，采用“數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施”作為后文穩(wěn)健性檢驗的解釋變量，選取各省(自治區(qū)/直轄市)IPv4地址數(shù)(億個)進行度量，數(shù)值越大代表農(nóng)戶所在地區(qū)的數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施越好；采用“數(shù)字技術(shù)采納頻率及其用途”作為后文異質(zhì)性分析的解釋變量，選用線上休閑娛樂、瀏覽信息、商務(wù)工作和理財投資的頻率，依據(jù)受訪者對于問卷中“您上網(wǎng)進行上述活動的頻率”的回答度量，數(shù)值越大代表農(nóng)戶采納數(shù)字技術(shù)進行某一用途的頻率越高。

3.中介變量：社會網(wǎng)絡(luò)拓展。借鑒劉克春(2015)的研究，社會網(wǎng)絡(luò)拓展主要包含社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模和社會網(wǎng)絡(luò)強度兩個方面，其中社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模指網(wǎng)絡(luò)成員實際互動關(guān)系數(shù)，采用農(nóng)戶參與線上網(wǎng)絡(luò)社交群(圈)和線下團體活動的數(shù)量進行度量；社會網(wǎng)絡(luò)強度是指社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的強度或社會網(wǎng)絡(luò)成員在單位時間內(nèi)的接觸次數(shù)，也可稱為接觸深度或接觸頻率，采用家庭人情往來支出占家庭總支出的比重進行度量。

4.控制變量。主要包括個體層面、家庭層面以及社會層面的因素。借鑒羅明忠等(2021)的研究，個體層面控制性別、年齡、教育年限和在婚狀況。家庭層面控制人均耕地面積和家庭規(guī)模。社會層面控制受訪者對社會的信任水平、公平感知和社會參與。進一步納入各省(自治區(qū)/直轄市)的區(qū)域虛擬變量，以此降低由省與省之間的差異所帶來的遺漏變量問題。

(三)描述性統(tǒng)計分析

所有變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。樣本農(nóng)戶共同富裕的均值為3.540，表明樣本農(nóng)戶普遍獲得3-4個維度的共同富裕發(fā)展機會，但平均仍有1.460個維度被剝奪，這些被剝奪的需求就是未來推進共同富裕必須予以關(guān)注和重點幫扶的方面；數(shù)字技術(shù)采納的均值為0.590，表明樣本中59%的農(nóng)戶使用互聯(lián)網(wǎng)，該比例與中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心(CNNIC)最新公布的農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率相當(dāng)，再次證明樣本具有全國代表性。數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施均值為0.111，表明樣本農(nóng)戶所在地區(qū)的IPv4地址數(shù)約0.111億個。樣本農(nóng)戶運用數(shù)字技術(shù)進行娛樂休閑和瀏覽信息的頻率均值分別為3.528、3.206，表明樣本農(nóng)戶使用數(shù)字技術(shù)進行娛樂休閑和瀏覽信息的頻率為每周數(shù)次；運用數(shù)字技術(shù)進行商務(wù)工作的頻率平均為1.661，介于每年幾次至每月至少一次之間；相較于線上娛樂休閑、瀏覽信息和商務(wù)工作，農(nóng)戶運用數(shù)字技術(shù)進行投資理財頻率的頻率大幅降低，均值僅為0.211，介于從不使用至一年幾次之間。

表2 變量定義及基本統(tǒng)計量

表3顯示采納與未采納數(shù)字技術(shù)的兩類農(nóng)戶，共同富裕水平存在顯著的均值差異，與未采納數(shù)字技術(shù)的農(nóng)戶相比，采納數(shù)字技術(shù)的農(nóng)戶共同富裕水平高0.287個維度。為進一步觀察數(shù)字技術(shù)采納與農(nóng)戶共同富裕水平的潛在關(guān)聯(lián)，本文分別繪制了圖1和圖2，以期對比采納數(shù)字技術(shù)樣本與未采納數(shù)字技術(shù)樣本農(nóng)戶共同富裕的分布密度情況(圖1)，及不同共同富裕水平下農(nóng)戶數(shù)字技術(shù)采納情況的樣本數(shù)對比(圖2)?？沙醪脚袛?，數(shù)字技術(shù)在促進農(nóng)戶共同富裕方面有重要作用。當(dāng)然，要確認數(shù)字技術(shù)對農(nóng)戶共同富裕的影響效應(yīng)，還有待更為嚴謹?shù)挠嬃糠治觥?/p>

表3 農(nóng)戶是否采納數(shù)字技術(shù)的共同富裕均值差異比較

圖1 農(nóng)戶是否采納數(shù)字技術(shù)的共同富裕分布密度對比圖2 不同共同富裕水平下農(nóng)戶數(shù)字技術(shù)采納情況的樣本數(shù)對比圖

(四)模型設(shè)定

農(nóng)戶共同富裕水平是離散型排序數(shù)據(jù)(Ordered Data)，若使用普通的OLS模型會將排序視為基數(shù)來處理，可能影響估計的準(zhǔn)確性。但有學(xué)者指出，只要模型設(shè)定正確，OLS模型和Ordered Probit(簡稱“Oprobit”)模型并無優(yōu)劣之分。鑒于此，本文參照冷晨昕等(2018)的做法，構(gòu)建OLS和Oprobit模型分別進行回歸，以檢驗數(shù)字技術(shù)采納與農(nóng)戶共同富裕之間的關(guān)系。

1.OLS模型。鑒于因變量農(nóng)戶共同富裕為一個連續(xù)變量，因此本文選取OLS模型進行分析，模型公式為：

CPi=α0+α1Neti+α2Control+εi

(1)

式(1)中：CPi為因變量，表示農(nóng)戶i的共同富裕水平；Neti表示農(nóng)戶i的數(shù)字技術(shù)采納情況，Control表示一系列影響農(nóng)戶共同富裕的控制變量，包括個體、家庭、社會等層面的變量，a0為常數(shù)項，a1和a2為待估參數(shù)，εi為隨機擾動項。

2.Oprobit模型。Oprobit模型將農(nóng)戶共同富裕為排序變量看待，模型公式為

CPi*=β0+β1Neti+β2Control+εi

(2)

式(2)中：CPi*表示農(nóng)戶i共同富裕水平的潛變量，與CPi存在一定的數(shù)量關(guān)系。當(dāng)CPi*低于臨界值C1時，農(nóng)戶一維需求被滿足，處于一維共同富裕(CPi=1)；高于C1但低于C2時，農(nóng)戶處于二維共同富裕(CPi=2)；以此類推，當(dāng)CPi*高于C5時，農(nóng)戶處于五維共同富裕(CPi=5)。如式(3)所示：

(3)

假設(shè)εi～N(0,1)分布，X表示所有解釋變量，Φ(·)表示累積分布函數(shù)，則農(nóng)戶共同富裕CPi的條件概率可以表示為：

P(CPi=1)=Φ(C1-Xβ)

P(CPi=2)=Φ(C2-Xβ)-Φ(C1-Xβ)

(4)

……

P(CPi=5)=1-Φ(C5-Xβ)

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)估計

表4匯報了OLS模型和Oprobit模型的估計結(jié)果。對比回歸結(jié)果可知，無論是將農(nóng)戶共同富裕視為連續(xù)變量的OLS模型，還是考慮內(nèi)在排序的Oprobit模型，數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕均具有顯著正向影響；加入其他控制變量后，數(shù)字技術(shù)采納依然在1%的顯著性水平下對農(nóng)戶共同富裕存在正向影響，表明數(shù)字技術(shù)采納促進了農(nóng)戶共同富裕，研究假說1得到驗證。具體而言：列(1)對數(shù)字技術(shù)采納單一變量進行回歸，并控制省級區(qū)域虛擬變量，結(jié)果顯示數(shù)字技術(shù)采納在1%的顯著性水平上對農(nóng)戶共同富裕具有正向影響，回歸系數(shù)為0.290。在考慮控制變量后，列(2)結(jié)果顯示，數(shù)字技術(shù)采納在1%的顯著性水平上提升了農(nóng)戶共同富裕水平，回歸系數(shù)為0.262，采納數(shù)字技術(shù)能夠有效提升農(nóng)戶共同富裕水平，并且從列(3)和列(4)的多元線性回歸結(jié)果來看，數(shù)字技術(shù)采納對促進農(nóng)戶共同富裕的影響穩(wěn)健，列(4)的OLS回歸結(jié)果表明，在其它條件不變的情況下，采納數(shù)字技術(shù)能夠促進農(nóng)戶共同富裕提升0.253個維度。可能的原因在于，數(shù)字技術(shù)采納不僅有助于農(nóng)村家庭降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本，拓寬農(nóng)產(chǎn)品銷售市場，提升家庭收入，滿足家庭收入維度需求，還能夠在收入維度外的多個維度發(fā)揮積極作用。比如，數(shù)字技術(shù)幫助農(nóng)戶更方便地獲得關(guān)于健康醫(yī)療、教育培訓(xùn)、保險政策及就業(yè)服務(wù)等方面的信息，對多維相對貧困緩解發(fā)揮著積極作用，從而提升了農(nóng)戶共同富裕水平，可見，推進農(nóng)戶共同富裕，不是簡單地提高收入，還要努力實現(xiàn)人們能夠?qū)嶋H享有的生活和實際擁有的自由。

表4 數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕的影響

控制變量對農(nóng)戶共同富裕的影響效應(yīng)各異。其中，性別、教育年限、在婚狀態(tài)、家庭人均耕地面積、信任水平、公平感知和社會參與對于促進農(nóng)戶共同富裕的積極影響顯著。受訪者年齡對農(nóng)戶共同富裕具有負向影響，但這一影響并未通過顯著性檢驗，說明年齡越大，陷入多維相對貧困的可能性越高，在增進共同富裕的過程中，應(yīng)格外關(guān)注老年群體。家庭規(guī)模對農(nóng)戶共同富裕具有顯著的負向影響，家庭人口規(guī)模越大，家庭負擔(dān)越重，越難擺脫多維相對貧困境地，對其進入共同富裕行列可能帶來遲滯效應(yīng)。

(二)機制檢驗

從前文分析可見，數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕具有顯著正向影響，數(shù)字技術(shù)采納可能通過拓展社會網(wǎng)絡(luò)，促進農(nóng)戶共同富裕。本文借鑒Baron and Kenny(1986)的研究，采用一般通用的中介效應(yīng)模型對上述作用機制進行驗證。

1.社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模在數(shù)字技術(shù)采納影響農(nóng)戶共同富裕路徑關(guān)系中的中介效應(yīng)檢驗

如表5第(2)列的回歸結(jié)果所示，數(shù)字技術(shù)采納對社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模具有顯著正向影響，并通過1%的顯著性檢驗，表明農(nóng)戶采納數(shù)字技術(shù)有助于拓寬其社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模；表5第(3)列的回歸結(jié)果顯示，引入社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模這一變量后，數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕仍具有顯著正向影響。同時，社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模對農(nóng)戶共同富裕具有顯著的正向影響，并通過5%的顯著性檢驗，依據(jù)中介效應(yīng)模型檢驗步驟可知，社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模在數(shù)字技術(shù)采納影響農(nóng)戶共同富裕的關(guān)系中起著部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為6.18%。這是由于采納數(shù)字技術(shù)有效降低了社會網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部的信息溝通成本，以社會網(wǎng)絡(luò)成員實際互動關(guān)系數(shù)量所表征的社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模得到拓展，社會網(wǎng)絡(luò)拓展有利于為農(nóng)戶實現(xiàn)共同富裕提供非物質(zhì)資本，進而增進其物質(zhì)資本，最終改善農(nóng)戶的共同富裕狀況。

表5 數(shù)字技術(shù)對農(nóng)戶共同富裕的作用機制驗證結(jié)果

2.社會網(wǎng)絡(luò)強度在數(shù)字技術(shù)采納影響農(nóng)戶共同富裕路徑關(guān)系中的中介效應(yīng)檢驗

如表5第(4)列的回歸結(jié)果顯示，數(shù)字技術(shù)采納對社會網(wǎng)絡(luò)強度具有顯著正向影響，并通過1%的顯著性檢驗，表明數(shù)字技術(shù)采納有利于農(nóng)戶增強社會網(wǎng)絡(luò)強度；表5第(5)列的回歸結(jié)果顯示，引入社會網(wǎng)絡(luò)強度這一變量后，數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕仍具有顯著正向影響。同時，社會網(wǎng)絡(luò)強度對農(nóng)戶共同富裕具有顯著的正向影響，并通過1%的顯著性檢驗，依據(jù)中介效應(yīng)模型檢驗步驟可知，社會網(wǎng)絡(luò)強度在數(shù)字技術(shù)采納影響農(nóng)戶共同富裕的關(guān)系中起著部分中介作用，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為1.62%。原因在于具有即時通訊的數(shù)字化雙向互動工具有助于互聯(lián)網(wǎng)用戶建立、維系較大規(guī)模的社會網(wǎng)絡(luò)，數(shù)字技術(shù)在深化社會網(wǎng)絡(luò)強度上發(fā)揮著獨特優(yōu)勢，社會網(wǎng)絡(luò)能發(fā)揮風(fēng)險分擔(dān)的作用，幫助農(nóng)戶家庭抵御負向沖擊，進而緩解農(nóng)戶多維相對貧困，促進農(nóng)戶共同富裕水平提升。

綜上所述，數(shù)字技術(shù)采納通過拓寬社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模和增強社會網(wǎng)絡(luò)強度，增進農(nóng)戶共同富裕，研究假說2得到驗證。

(三)異質(zhì)性分析

1.數(shù)字技術(shù)與農(nóng)戶共同富裕：數(shù)字技術(shù)采納頻率及其用途的異質(zhì)性

前文只關(guān)注到是否采納數(shù)字技術(shù)對農(nóng)戶共同富裕的影響，但數(shù)字技術(shù)采納頻率及不同用途會導(dǎo)致數(shù)字技術(shù)的影響效應(yīng)差異。并且隨著數(shù)字技術(shù)接入率的提高，農(nóng)戶對數(shù)字技術(shù)采納的可及性大幅提升，需要對數(shù)字技術(shù)使用頻率及其不同種類數(shù)字技術(shù)采納進行詳實的刻畫，以便更好的揭示數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕的影響。為此，本文在7031個有效樣本中，選擇上一年度有數(shù)字技術(shù)采納行為的4149個農(nóng)戶樣本，進一步考察具有代表性的數(shù)字技術(shù)采納用途的使用頻率，對農(nóng)戶共同富裕影響的異質(zhì)性。

表6結(jié)果顯示，線上休閑娛樂頻率、瀏覽信息頻率、商務(wù)工作頻率和投資理財頻率均對農(nóng)戶共同富裕具有顯著的正向影響，表明采納數(shù)字技術(shù)進行上述活動均能增進農(nóng)戶共同富裕水平。其中，采納數(shù)字技術(shù)進行商務(wù)工作和投資理財?shù)娘@著性高于休閑娛樂和瀏覽信息，特別是商務(wù)工作的系數(shù)最大，為0.091，表明線上商務(wù)活動的頻率每提高一單位，能夠促進農(nóng)戶共同富裕水平提升0.091個維度?？赡艿脑蛟谟冢杉{數(shù)字技術(shù)進行商務(wù)工作和投資理財，屬于實質(zhì)性創(chuàng)造財富的數(shù)字化活動，可直接作用于改善農(nóng)戶多維相對貧困，因此對促進農(nóng)戶共同富裕產(chǎn)生更為顯著的影響。但由于農(nóng)戶運用數(shù)字技術(shù)進行投資理財?shù)念l率僅為0.211，介于從不使用至一年幾次之間，因此仍需加強對農(nóng)村居民的網(wǎng)絡(luò)投資理財風(fēng)險教育，提升農(nóng)戶信息甄別能力和網(wǎng)絡(luò)投資理財能力,提醒農(nóng)村居民在理性的前提下，選擇適合自身的投資理財產(chǎn)品。線上瀏覽信息和線上休閑娛樂可以滿足農(nóng)民的閑暇需要，拓寬農(nóng)戶的信息獲取渠道，便于獲悉發(fā)展機會和積累有效信息，從而從物質(zhì)和精神兩個層面綜合改善農(nóng)戶多維相對貧困，提升農(nóng)戶共同富裕水平。

表6 數(shù)字技術(shù)與農(nóng)戶共同富裕：數(shù)字技術(shù)用途的異質(zhì)性

2.數(shù)字技術(shù)采納與農(nóng)戶共同富裕：家庭收入的異質(zhì)性

前文分析表明，數(shù)字技術(shù)采納提升了農(nóng)戶“富?！背潭?。但是共同富裕的實質(zhì)是讓所有人公平合理地分享經(jīng)濟發(fā)展的果實。因此，需要進一步考察數(shù)字技術(shù)采納促進“共享”的分配效應(yīng)。如果采納數(shù)字技術(shù)更多地幫助了家庭收入高的農(nóng)戶群體，則會加劇農(nóng)村內(nèi)部的貧富差距，共同富裕的整體效果將會大打折扣，反之則增強了其促進“共享”的包容性，有助于實現(xiàn)共同富裕。為此，參照張勛等(2019)的做法，將農(nóng)村家庭收入進行分組，分為低收入組(中位數(shù)以下)和高收入組(中位數(shù)以上)，分別用兩組樣本進行估計OLS模型，回歸結(jié)果見表7。模型結(jié)果顯示，數(shù)字技術(shù)采納對低收入組農(nóng)戶的影響系數(shù)高于高收入組農(nóng)戶，采納數(shù)字技術(shù)幫助低收入組家庭共同富裕提高0.201，幫助高收入組家庭共同富裕提升0.129，表明數(shù)字技術(shù)采納對物資資本匱乏的農(nóng)戶更加有益，促進了原本相對不富裕的低收入群體變得更“富?！?，充分體現(xiàn)了其促進“共享”的分配效應(yīng)，可讓相對“弱勢和貧困”的農(nóng)戶群體更多分享發(fā)展成果。收入增長更快，更可能跟上“富?！鞭r(nóng)戶群體，有助于緩解農(nóng)村內(nèi)部貧富差距，幫助農(nóng)村整體實現(xiàn)共同富裕。

表7 數(shù)字技術(shù)采納與農(nóng)戶共同富裕：家庭收入的異質(zhì)性

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)更換變量

1.更換被解釋變量

為進一步驗證基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，通過更換核心被解釋變量的方法重新進行回歸估計。借鑒王小林等(2020)和羅明忠等(2021)的研究，選取以臨界值設(shè)定為3/5的共同富裕狀態(tài)作為穩(wěn)健性檢驗的被解釋變量，即在任意3個以上維度被滿足視為該農(nóng)戶處于共同富裕狀態(tài)，賦值為1，反之為0。用“共同富裕狀態(tài)”替換基準(zhǔn)回歸模型中的“共同富裕水平”，并運用二元Probit模型進行估計。如表8列(1)的結(jié)果顯示，數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕狀態(tài)的實現(xiàn)具有正向影響，并在1%的顯著性水平下顯著。表明農(nóng)戶采納數(shù)字技術(shù)更有助于其邁入共同富裕狀態(tài)。由列(2)的邊際效應(yīng)結(jié)果可知，在控制其他變量不變的情況下，相較于未采納數(shù)字技術(shù)的農(nóng)戶處于共同富裕狀態(tài)的可能性，采納數(shù)字技術(shù)的農(nóng)戶處于共同富裕狀態(tài)的可能性將提升0.097。表明前文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

2.更換解釋變量

考慮更換被解釋變量的基礎(chǔ)上，進一步考慮更換核心解釋變量，采用“數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施”替代基準(zhǔn)回歸中“是否采納數(shù)字技術(shù)”進行重新回歸，分析數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕的影響。數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施包含由數(shù)字技術(shù)活動所需要的物質(zhì)條件、有形條件之和構(gòu)筑而成的硬件設(shè)施。其中，IPv4是網(wǎng)際協(xié)議版本4(Internet Protocol version 4)的簡稱，又稱互聯(lián)網(wǎng)通信協(xié)議第四版。鑒于IPv4是互聯(lián)網(wǎng)的核心，也是使用最廣泛的網(wǎng)際協(xié)議版本，屬于數(shù)字技術(shù)基礎(chǔ)資源中的關(guān)鍵要素，因此選取IPv4數(shù)量作為數(shù)字技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施的代理變量，從《中國社會統(tǒng)計年鑒·2019》數(shù)據(jù)獲得各省(自治區(qū)/直轄市)IPv4地址數(shù)(億個)作為數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施的度量指標(biāo)，數(shù)值越大代表農(nóng)戶所在地區(qū)的數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施越好。表8列(3)的結(jié)果顯示，數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施在10%的顯著性水平下對農(nóng)戶共同富裕存在正向影響，印證農(nóng)戶可及的數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施越好，越有利于提升農(nóng)戶共同富裕水平，即數(shù)字技術(shù)增進了農(nóng)戶共同富裕水平，表明前文研究結(jié)論穩(wěn)健。

表8 數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕的影響：穩(wěn)健性檢驗

(二)工具變量法估計

基準(zhǔn)估計可能存在互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，使得前文結(jié)論有偏。一方面，數(shù)字技術(shù)采納通過拓展農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)，對農(nóng)戶共同富裕產(chǎn)生影響；另一方面，共同富裕水平低下的極端貧困農(nóng)戶也可能因經(jīng)濟水平不足和網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用能力欠缺，導(dǎo)致無法采納數(shù)字技術(shù)，由此引發(fā)數(shù)字鴻溝問題。而擴展回歸模型(Extended regression model，ERM)能有效克服遺漏變量、反向因果等內(nèi)生性問題，由此，本文選擇可處理內(nèi)生性的ERM模型重新考察數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕的影響。鑒于被解釋變量為排序變量，使用內(nèi)生有序Probit模型(Eoprobit模型)進行估計。本文借鑒祝仲坤等(2018)的研究，選取通訊支出和互聯(lián)網(wǎng)認知作為是否采納數(shù)字技術(shù)的工具變量，分別依據(jù)受訪者對問卷中“上一年度家庭通訊支出的對數(shù)形式”和“互聯(lián)網(wǎng)上的信息不如電視、廣播、報紙上的真實可信”的回答來度量。從相關(guān)性來看，兩個工具變量與數(shù)字技術(shù)采納密切相關(guān)，并且從表9的工具變量的回歸系數(shù)顯著得到驗證；從外生性考慮，兩個工具變量很難直接影響農(nóng)戶共同富裕水平，即便對農(nóng)戶共同富裕有影響，往往也是通過數(shù)字技術(shù)采納這一渠道對農(nóng)戶共同富裕產(chǎn)生影響，因此本文選取的兩個變量符合工具變量要求。

表9匯報了利用ERM中的內(nèi)生有序Probit模型(Eoprobit)重新估計的結(jié)果。Eoprobit將進行主回歸和內(nèi)生變量回歸，主回歸是以“農(nóng)戶共同富?！睘橐蜃兞康腛probit回歸，內(nèi)生變量回歸是以“數(shù)字技術(shù)采納”為因變量，以工具變量為自變量的二元Probit模型，并采用誤差項相關(guān)系數(shù)進行內(nèi)生性檢驗，當(dāng)誤差項相關(guān)系數(shù)顯著時則說明存在內(nèi)生性。本文參照李國正等(2021)的做法，對工具變量的有效性進行檢驗：采用工具變量進行內(nèi)生性檢驗發(fā)現(xiàn)，表9模型(2)的誤差相關(guān)性系數(shù)均顯著，表明數(shù)字技術(shù)采納存在內(nèi)生性；內(nèi)生變量回歸結(jié)果顯示，工具變量與內(nèi)生變量存在均顯著相關(guān)，不存在弱工具變量問題，表明本文選定的工具變量是一個有效的工具變量。在內(nèi)生性處理后，發(fā)現(xiàn)數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕的影響是穩(wěn)定的，無論是以通訊支出作為工具變量的結(jié)果列(1)，還是以互聯(lián)網(wǎng)認知作為工具變量的結(jié)果列(2)，數(shù)字技術(shù)采納均顯著促進了農(nóng)戶共同富裕，前文研究結(jié)論具有可靠性。

表9 數(shù)字技術(shù)采納與農(nóng)戶共同富裕的ERM回歸結(jié)果

(三)更換估計方法

考慮到農(nóng)戶是否采納數(shù)字技術(shù)是“自選擇”行為，農(nóng)戶共同富裕的結(jié)果差異不能完全判定是由數(shù)字技術(shù)采納所引起的，也可能是個人、家庭特性等其他因素所引起的，使得上述研究結(jié)論可能存在自選擇偏差，從而導(dǎo)致內(nèi)生性問題。因此，運用傾向得分匹配法(PSM)探討數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕的影響是必要的。表10匯報了數(shù)字技術(shù)采納增進農(nóng)戶共同富裕的匹配結(jié)果，包括最近鄰匹配法和卡尺匹配法兩種估計方法。結(jié)果顯示，不論使用哪種匹配方法，數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕均具有顯著正向影響，并通過1%的顯著性檢驗。通過進一步匹配分析，本文認為數(shù)字技術(shù)采納有利于促進農(nóng)戶共同富裕，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，表明前文研究結(jié)論可靠。

表10 數(shù)字技術(shù)采納與農(nóng)戶共同富裕的PSM估計結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

基于CSS2019數(shù)據(jù)庫7031戶農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，通過多維相對貧困緩解程度刻畫農(nóng)戶共同富裕水平，實證檢驗了數(shù)字技術(shù)采納對農(nóng)戶共同富裕的影響，并得出以下結(jié)論：第一，不論是運用Oprobit模型還是OLS模型進行估計，數(shù)字技術(shù)采納均顯著提升了農(nóng)戶共同富裕水平；運用共同富裕狀態(tài)作為被解釋變量、數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施作為解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗，PSM、ERM模型進行內(nèi)生性檢驗后，結(jié)果仍然成立。第二，通過機制驗證發(fā)現(xiàn)，數(shù)字技術(shù)采納通過拓展社會網(wǎng)絡(luò)增進農(nóng)戶共同富裕，社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模和社會網(wǎng)絡(luò)強度是其主要的傳導(dǎo)機制。第三，異質(zhì)性分析表明，數(shù)字技術(shù)采納對低收入組農(nóng)戶的共同富裕促進效應(yīng)強于高收入組，有助于緩解農(nóng)村內(nèi)部貧富差距，發(fā)揮著實現(xiàn)“共享”的分配效應(yīng)；采納數(shù)字技術(shù)進行商務(wù)工作，對農(nóng)戶共同富裕水平的提升效應(yīng)最大。

中國已開啟奔向共同富裕的全面建設(shè)現(xiàn)代化新征程，數(shù)字化信息技術(shù)革命日新月異，影響農(nóng)戶家庭生產(chǎn)生活方式，帶動農(nóng)戶家庭構(gòu)建和維系社會網(wǎng)絡(luò)的方式正發(fā)生變革，以數(shù)字技術(shù)采納增進共同富裕，成為新發(fā)展階段的重要選擇。由此，得出以下啟示：第一，繼續(xù)完善農(nóng)村數(shù)字硬件設(shè)施和軟件基礎(chǔ)，提高數(shù)字技術(shù)普及率。以實施鄉(xiāng)村建設(shè)行動為契機，繼續(xù)將鄉(xiāng)村信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)作為全面推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的重要內(nèi)容，積極鋪就數(shù)字硬件設(shè)施和軟件基礎(chǔ)，為實施數(shù)字鄉(xiāng)村戰(zhàn)略提供必要保障。第二，持續(xù)提升農(nóng)戶采納數(shù)字技術(shù)的意識和能力，共享數(shù)字化發(fā)展紅利。正如2019年諾貝爾經(jīng)濟學(xué)獎得主阿比吉特·班納吉(Abhijit V.Banerjee)與埃斯特·迪弗洛(Esther Duflo)所著《貧窮的本質(zhì)》一書中所言，在諸多致貧因素中，排在首位的是：窮人因缺乏正確的信息來源，而往往選擇相信錯誤的事情。只有突破“信息孤島”，打破“信息繭房”，對數(shù)字信息技術(shù)加以正確運用，才能幫助農(nóng)戶擺脫多維相對貧困，真正實現(xiàn)脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興的有效銜接，扎實推動共同富裕。第三，深度挖掘數(shù)字技術(shù)功能，激發(fā)數(shù)字技術(shù)釋放更多共同富?！靶聞幽堋薄３浞职l(fā)揮數(shù)字技術(shù)在農(nóng)村地區(qū)資源配置中的作用，進一步優(yōu)化有利中國鄉(xiāng)村內(nèi)部的社會環(huán)境，消除數(shù)字技術(shù)變革的消極影響，為數(shù)字技能弱勢農(nóng)戶提供發(fā)展機會(邱澤奇、喬天宇，2021)，推動發(fā)展要素匯入農(nóng)村地區(qū)，使農(nóng)村地區(qū)在高質(zhì)量發(fā)展中促進共同富裕。