劉新英，王進然，徐明宇

(山東財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東 濟南 250014)

一、引言

黨的二十大報告提出，中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化，在向下一個百年目標(biāo)奮進中，中國仍將繼續(xù)著力解決發(fā)展不平衡不充分的問題，致力于實現(xiàn)共同富裕。隨著我國農(nóng)村人口老齡化和空心化程度的加劇，相比于城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村市場和農(nóng)戶家庭面臨著更為嚴峻的消費規(guī)模不足以及收入消費兩極分化問題，實現(xiàn)共同富裕的任務(wù)在農(nóng)村地區(qū)面臨更大困難。2021 年中央一號文件提出“全面促進農(nóng)村消費”，當(dāng)年農(nóng)村消費品零售額僅占全國消費品零售額的不足16%。降低農(nóng)村地區(qū)結(jié)構(gòu)性低迷和持續(xù)消費不足問題，是刺激我國消費需求潛力，改變出口依賴型增長模式的必然選擇。探究農(nóng)村地區(qū)消費不平等的影響因素和機制，對于縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距，注重民生福利發(fā)展具有重要的政策意義。

數(shù)字經(jīng)濟在為農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展注入新的活力的同時，也為緩解農(nóng)村消費不平等現(xiàn)狀、推動共同富裕和鄉(xiāng)村振興提供了新的思路?！吨袊鴶?shù)字經(jīng)濟發(fā)展白皮書(2020 年)》顯示，中國數(shù)字經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)增加值規(guī)模已達35.8萬億元，占GDP 比重達到36.2%，自2012 年以來年均增速高達15.9%，遠高于同期GDP 增速。數(shù)字經(jīng)濟規(guī)模不斷擴張，地位日益凸顯，已成為國民經(jīng)濟進一步發(fā)展的關(guān)鍵驅(qū)動力?！稊?shù)字農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展規(guī)劃(2019—2025 年)》明確提出當(dāng)前“十四五”時期是推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展的關(guān)鍵戰(zhàn)略期，要保證農(nóng)村基礎(chǔ)數(shù)字資源及配套設(shè)施建設(shè)，促進數(shù)字化賦能農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，推動數(shù)字經(jīng)濟技術(shù)要素與農(nóng)村生產(chǎn)體系、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)營體系、管理服務(wù)等加速融合。

推動鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展，助力農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展，不應(yīng)只簡單發(fā)力于數(shù)字技術(shù)在農(nóng)業(yè)農(nóng)村的普及應(yīng)用，更應(yīng)該高度關(guān)注這一過程中數(shù)字經(jīng)濟紅利在區(qū)域之間和不同區(qū)域內(nèi)部的普及，以及對農(nóng)民群體產(chǎn)生的社會分層和收入分化效應(yīng)。關(guān)注農(nóng)村地區(qū)數(shù)字鴻溝問題，進而對宏觀政策導(dǎo)向給予有效矯正，從而更好緩解農(nóng)村地區(qū)消費規(guī)模不足以及收入消費差距矛盾，更好保證農(nóng)民享受數(shù)字經(jīng)濟普惠成果，實現(xiàn)農(nóng)村農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和鄉(xiāng)村全面振興。鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化的發(fā)展能否緩解農(nóng)村家庭消費不平等狀況? 鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化會通過哪些渠道影響農(nóng)村居民消費差距? 其影響農(nóng)村消費不平等的作用機制又存在怎樣的特點? 針對以上問題，本文從農(nóng)戶家庭消費相對剝奪視角來探討鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化對農(nóng)戶消費不平等的影響及作用機制，并利用2018 年中國家庭追蹤調(diào)查問卷數(shù)據(jù)庫(China Family Panel Studies，CFPS)與縣域級鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化指數(shù)匹配而成的截面數(shù)據(jù)定量研究其影響及傳導(dǎo)機制。

二、文獻綜述及研究假設(shè)

(一)文獻綜述

本文重點在于研究鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化能否緩解農(nóng)村消費不平等，相關(guān)文獻主要從以下幾個方面展開。

首先需要明確鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化的概念。2019 年《數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略綱要》首次提出“發(fā)展農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟”，政策要點著眼于數(shù)字農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)、農(nóng)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型、農(nóng)村流通服務(wù)體系、鄉(xiāng)村新業(yè)態(tài)四個方面。之后2020年中央網(wǎng)信辦等四部門聯(lián)合印發(fā)的《2020 年數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展工作要點》再次提出要推動農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟快速發(fā)展，實現(xiàn)鄉(xiāng)村數(shù)字普惠金融覆蓋面進一步拓展等要求。兩者雖然提法不同，但是核心內(nèi)容均強調(diào)農(nóng)村數(shù)字產(chǎn)業(yè)化和產(chǎn)業(yè)數(shù)字化兩方面。而一般意義上與鄉(xiāng)村直接相關(guān)的數(shù)字產(chǎn)業(yè)化是在信息技術(shù)服務(wù)業(yè)方面，主要體現(xiàn)在縣域數(shù)字產(chǎn)業(yè)園對鄉(xiāng)村地區(qū)的輻射作用，對于鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟本身的影響效應(yīng)應(yīng)著重關(guān)注其鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)數(shù)字化層面[1]。借鑒曾億武等[1]、崔凱和馮獻[2]以及《縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)(2020)》的定義，本文界定鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化為利用農(nóng)村現(xiàn)代信息技術(shù)網(wǎng)絡(luò)，將數(shù)字化信息、人才、技術(shù)、知識等新要素與鄉(xiāng)村傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)、制造業(yè)、服務(wù)業(yè)等產(chǎn)業(yè)有效結(jié)合，優(yōu)化資源配置，推動農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展的鄉(xiāng)村經(jīng)濟新形態(tài)，主要包含現(xiàn)代化數(shù)字農(nóng)業(yè)、農(nóng)村電商、鄉(xiāng)村數(shù)字工業(yè)、鄉(xiāng)村智慧旅游、數(shù)字金融等方面?，F(xiàn)有文獻對于鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展關(guān)注較少，絕大部分是定性研究，定量研究多集中在鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟子議題，如農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展[3]、農(nóng)業(yè)信息化[4]以及農(nóng)村數(shù)字普惠金融[5]，缺乏對于鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟這一宏觀經(jīng)濟形態(tài)的整體效應(yīng)研究。

其次是有關(guān)消費不平等的研究文獻。消費不平等作為經(jīng)濟不平等的一個重要表現(xiàn)，相比收入與財富不平等更能夠代表農(nóng)村家庭間的福利差距。影響消費不平等的因素較多，現(xiàn)有研究和文獻關(guān)注的主要因素包括收入不平等[6-8]、老齡化[9-10]、保險機制[11]等。目前關(guān)于數(shù)字經(jīng)濟對居民消費不平等影響的研究較少，徐蕾[12]從宏觀層面證實數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的提升對于居民消費不平等存在破解效應(yīng)，楊碧云等[13]利用微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)探討數(shù)字經(jīng)濟對于居民消費差距和共享發(fā)展的影響機制和影響效應(yīng)。部分文獻從數(shù)字經(jīng)濟細分領(lǐng)域探討數(shù)字經(jīng)濟對于居民消費的影響，研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠緩解金融約束，提升“尾部”群體收入水平，降低不同收入階層的消費差距[14-15]，同時幫助改善農(nóng)民就業(yè)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)業(yè)行為，促進消費，抑制數(shù)字鴻溝，有效促進農(nóng)村地區(qū)包容性增長[16]。在城鎮(zhèn)化率低于門檻值的情況下，互聯(lián)網(wǎng)可以通過影響家庭收入及創(chuàng)業(yè)成為縮小消費不平衡的技術(shù)支撐[17]?，F(xiàn)有關(guān)于消費不平等的研究側(cè)重于城鎮(zhèn)內(nèi)部以及城鄉(xiāng)之間群組不平等的考察[18-20]，對農(nóng)村地區(qū)消費不平等的研究少之又少。數(shù)字經(jīng)濟在挖掘農(nóng)村消費潛力[21]、促進農(nóng)村家庭消費轉(zhuǎn)型升級的同時[22-23]，能否破解地域發(fā)展差異、數(shù)字農(nóng)業(yè)工程遲滯、農(nóng)村服務(wù)階層化等“信息鴻溝”[24]，有效緩解農(nóng)村消費不平等? 對于這一問題，現(xiàn)有文獻缺乏深入研究。本文在闡釋鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)戶消費不平等作用機理的基礎(chǔ)上，運用縣域級鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化指數(shù)及家庭層面微觀數(shù)據(jù)，采用OLS、2SLS、分位數(shù)回歸模型等探究了鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化對農(nóng)戶消費不平等的影響，運用中介模型驗證了其影響機制。

本文可能的邊際貢獻有:第一，豐富了關(guān)于鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟、農(nóng)村消費不平等和“數(shù)字鴻溝”問題的研究；第二，利用微觀家庭數(shù)據(jù)定量研究了鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化對于農(nóng)戶家庭消費不平等的影響機制；第三，鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化對于緩解農(nóng)村居民消費相對剝奪在不同地區(qū)、不同群體、不同家庭層面存在明顯差異，這對政府進一步制定落實關(guān)于鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型、挖掘農(nóng)戶消費潛力、促進共同富裕，保障農(nóng)民享受數(shù)字經(jīng)濟紅利的政策具有重要的啟示意義。

(二)理論機制與研究假設(shè)

首先，從數(shù)字技術(shù)的“接入”角度，農(nóng)村地區(qū)完善普及的數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施是發(fā)展鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟的基礎(chǔ)，也是緩解消費差距的前提條件。鄉(xiāng)村數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施主要包括通信網(wǎng)絡(luò)、數(shù)據(jù)監(jiān)測、益農(nóng)信息社、數(shù)字金融服務(wù)等。政府高度重視鄉(xiāng)村地區(qū)數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。截至2021 年，移動寬帶覆蓋率在農(nóng)村地區(qū)已經(jīng)超過99%，基本實現(xiàn)全覆蓋，從客觀上緩解了中國農(nóng)村“一級數(shù)字鴻溝”[25]。而無法接觸互聯(lián)網(wǎng)或者對互聯(lián)網(wǎng)和信息技術(shù)獲取不足的農(nóng)村家庭仍然可以通過中國郵政業(yè)務(wù)以及農(nóng)業(yè)信息合作社提供的信息服務(wù)，抑制“二級數(shù)字鴻溝”，便利農(nóng)產(chǎn)品銷售、減少中間商差價，更好地享受數(shù)字紅利。這是中國特色社會主義市場經(jīng)濟制度優(yōu)勢。其次，從供給端角度，數(shù)字經(jīng)濟尤其是網(wǎng)絡(luò)商務(wù)平臺彌補了農(nóng)村地區(qū)實體零售市場的不足，豐富產(chǎn)品選擇。鄉(xiāng)村快遞網(wǎng)絡(luò)建設(shè)提高了物流效率，更好地幫助農(nóng)村不發(fā)達區(qū)域、弱勢群體克服交易障礙，降低貿(mào)易成本，促進農(nóng)戶家庭消費。最后，從需求端角度，數(shù)字技術(shù)改變了原來區(qū)域分隔、信息延遲的農(nóng)村市場，降低了信息搜索、獲得、追蹤的時間和成本，使不同地域和層次的消費者更加公平及時地獲得相同信息。同時電商平臺和社交軟件也改變了農(nóng)村居民的消費觀念，追求品牌化、多元化、更高品質(zhì)的購物體驗，消費互聯(lián)網(wǎng)平臺發(fā)掘了農(nóng)村居民消費潛力，推動了消費產(chǎn)品和服務(wù)的普惠化。數(shù)字經(jīng)濟與互聯(lián)網(wǎng)平臺結(jié)合能夠有效拓展市場邊界，滿足更多長尾群體的購物消費需求，縮小與農(nóng)村高收入群體的消費差距，緩解消費不平等，助推數(shù)字紅利共享發(fā)展。

基于以上理論分析，提出假設(shè)H1:鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化能夠降低農(nóng)戶消費不平等。

鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟通過何種路徑來影響農(nóng)戶消費不平等? 一種可能的機制在于鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟影響了農(nóng)戶的收入不平等。鄒紅等[7]利用近20 年的微觀數(shù)據(jù)分析得出結(jié)論:在不同時期或者城鎮(zhèn)內(nèi)部、鄉(xiāng)村內(nèi)部，收入不均都是影響消費不平等的最重要因素。傳統(tǒng)消費理論如絕對收入假說、生命周期假說和持久收入假說都隱含著收入分配會影響總消費這一關(guān)系。朱夢冰[26]分析中國農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，收入和財產(chǎn)是影響農(nóng)村地區(qū)家庭消費差距的重要因素。數(shù)字經(jīng)濟已經(jīng)成為促進我國消費導(dǎo)向型就業(yè)的新動能，具體表現(xiàn)為制造業(yè)和服務(wù)業(yè)非農(nóng)就業(yè)的增加[27]。傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)收入以及非農(nóng)業(yè)收入很大程度上依賴于農(nóng)戶在人力資本、社會資本、物質(zhì)資本等方面廣泛存在的異質(zhì)性，而農(nóng)業(yè)數(shù)字化技術(shù)的應(yīng)用及促進“農(nóng)產(chǎn)品上行”電子商務(wù)的發(fā)展所帶來的數(shù)字紅利能夠更好地彌補農(nóng)戶之間資源稟賦不同所帶來的機會不平等。鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化不僅促進了農(nóng)村第一二三產(chǎn)業(yè)的深度融合，而且也帶來了農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，具有低成本和低進入門檻的電子商務(wù)平臺為農(nóng)村剩余勞動力、失業(yè)殘疾人員等弱勢群體提供了良好的創(chuàng)業(yè)契機。社交網(wǎng)絡(luò)和旅游外賣平臺與本地特色產(chǎn)品、旅游資源的結(jié)合也帶動了鄉(xiāng)村農(nóng)產(chǎn)品銷售以及旅游民宿餐飲行業(yè)的發(fā)展。同時數(shù)字經(jīng)濟也催生了如農(nóng)村電商直播、鄉(xiāng)村物流配送“最后一公里”、網(wǎng)約工等新行業(yè)新崗位，為農(nóng)村弱勢人群和不富裕群體創(chuàng)造了更多的創(chuàng)業(yè)和就業(yè)機會。

據(jù)此，提出假設(shè)H2:鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化能夠通過縮小農(nóng)戶收入差距緩解農(nóng)戶消費不平等。

長久以來，在農(nóng)村傳統(tǒng)正規(guī)信貸和非正規(guī)信貸下，農(nóng)村低收入家庭和貧困群體以及小型企業(yè)面臨更強的金融約束，人們想要進行教育投資或者獲得創(chuàng)業(yè)機會往往只能依靠自身有限資產(chǎn)，小微企業(yè)發(fā)展或新成立企業(yè)只能依靠有限盈余，這會導(dǎo)致持續(xù)性收入和機會不平等、加深“貧困陷阱”、拉大收入消費差距[28]。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟尤其鄉(xiāng)村數(shù)字普惠金融的發(fā)展彌補了農(nóng)村信貸發(fā)展這一薄弱環(huán)節(jié)。首先，數(shù)字技術(shù)與正規(guī)信貸結(jié)合，運用網(wǎng)絡(luò)技術(shù)通過對農(nóng)戶的交易信息、信用記錄、利息負擔(dān)意愿等海量數(shù)據(jù)進行處理。形成的用戶信用記錄可以有效緩解農(nóng)戶與信用社、銀行等傳統(tǒng)金融機構(gòu)之間的信息不對稱問題，降低金融服務(wù)供給成本[29]，從而更加有針對性地提高弱勢群體的正規(guī)信貸的可得性，緩解貧困農(nóng)戶遭受“信貸約束”問題。其次，數(shù)字經(jīng)濟興起之前農(nóng)戶的非正規(guī)信貸主要發(fā)生在親戚、朋友，信貸來源途徑較為單一。而數(shù)字技術(shù)的發(fā)展有效緩解了信貸供給方和需求方之間的信息不對稱問題，降低農(nóng)戶金融服務(wù)使用成本，使無法滿足傳統(tǒng)信貸抵押擔(dān)保要求的貧困農(nóng)戶可以通過多樣的非正規(guī)信貸機制滿足資金借貸需求[30]，增強其抵御風(fēng)險能力[31]，創(chuàng)造更多就業(yè)創(chuàng)業(yè)及其他財富積累渠道，緩解消費顧慮，降低農(nóng)村地區(qū)消費不平等。

基于以上分析，提出假設(shè)H3:鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化能夠通過數(shù)字信貸支持降低農(nóng)戶消費不平等。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)說明

本文利用微觀家庭數(shù)據(jù)來衡量農(nóng)戶消費不平等情況，數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)2018 年數(shù)據(jù)庫。問卷類型包括家庭關(guān)系、家庭經(jīng)濟以及個人答卷，涵蓋經(jīng)濟、社會、人口、教育等各個方面。該問卷詳細記錄了居民家庭的收入及消費支出情況，為測量農(nóng)戶間家庭消費不平等提供了微觀數(shù)據(jù)支持。鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化水平衡量采用北大新農(nóng)村發(fā)展研究院與阿里研究院聯(lián)合發(fā)布的《縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)(2018)》中“鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化”指標(biāo)，涵蓋全國1 880 個縣區(qū)，指標(biāo)具體包括生產(chǎn)數(shù)字化指數(shù)、供應(yīng)鏈數(shù)字化指數(shù)、營銷數(shù)字化指數(shù)以及金融數(shù)字化指數(shù)。根據(jù)CFPS 數(shù)據(jù)庫中農(nóng)戶家庭所在省市，收集相應(yīng)數(shù)據(jù)，將微觀農(nóng)戶家庭數(shù)據(jù)和縣區(qū)級數(shù)字普惠金融指數(shù)數(shù)據(jù)相匹配。剔除缺失值和異常值，考慮到消費具有多重影響因素，對樣本進行1%縮尾處理，減輕極端值影響，最終篩選所得有效樣本3 751 戶，涵蓋全國21 個省市，73 個縣區(qū)。其他控制變量數(shù)據(jù)來源于CFPS 家庭經(jīng)濟、家庭關(guān)系、個人問卷數(shù)據(jù)庫，以及中國縣域統(tǒng)計年鑒。

(二)模型設(shè)計和變量選擇

1.基礎(chǔ)回歸模型

基于數(shù)據(jù)可得性，為考察鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化對農(nóng)村消費不平等的影響，將鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化指數(shù)作為核心解釋變量，通過問卷數(shù)據(jù)計算每個農(nóng)戶家庭面臨的消費不平等指數(shù)作為被解釋變量。參考易行健和周利[32]等學(xué)者對農(nóng)戶消費及消費不平等的做法，加入?yún)^(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、家庭規(guī)模、家庭保險、資產(chǎn)以及戶主年齡及受教育水平等作為控制變量，構(gòu)建基準回歸模型:

其中，IneqCi表示第i戶農(nóng)村家庭面臨的消費不平等指數(shù)，Digii代表第i戶家庭的鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化水平指數(shù)的對數(shù)，Controlsi表示其他控制變量，μ1i為殘差項。

2.變量說明

(1)被解釋變量

被解釋變量是農(nóng)戶家庭的消費不平等程度(IneqCi)，其中農(nóng)戶家庭全年總消費數(shù)據(jù)獲取自CFPS 家庭經(jīng)濟問卷。衡量消費不平等往往采用基尼系數(shù)、Kakwani、Yitzhaki、Podder 等指數(shù)，考慮到本文采用家庭層面微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，而kakwani 指數(shù)在衡量個體之間差異更適合，且具有無量綱化的優(yōu)點，所以本文參照楊碧云等[13]的做法，借鑒kakwani 指數(shù)來測算農(nóng)戶家庭的消費相對剝奪感，用以衡量農(nóng)戶家庭面臨的消費不平等程度。為消除家庭規(guī)模的影響，首先計算出家庭的人均消費情況，再代入下方計算公式，得出kakwani 消費剝奪指數(shù)。

其中，n為樣本容量，樣本消費均值為，家庭人均年消費額按照由小到大順序排列，xi為第i個農(nóng)村家庭的人均年消費額，k為從i＋1 到n的任一值，kakwani 指數(shù)越大代表該家庭面臨的消費不平等程度也就越大。

(2)解釋變量

關(guān)鍵解釋變量是鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化指數(shù)。來源于北大新農(nóng)村發(fā)展研究院與阿里研究院聯(lián)合發(fā)布的《縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)(2018)》，采用“鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化”指標(biāo)，涵蓋全國1 880 個縣區(qū)，包括生產(chǎn)數(shù)字化、供應(yīng)鏈數(shù)字化、營銷數(shù)字化以及金融數(shù)字化四個維度，具體指標(biāo)體系及權(quán)重見表1。根據(jù)表1 指標(biāo)體系可知，鄉(xiāng)村生產(chǎn)數(shù)字化主要包括運用物聯(lián)網(wǎng)、人工智能、數(shù)據(jù)技術(shù)等推動農(nóng)村傳統(tǒng)工業(yè)、農(nóng)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型；供應(yīng)鏈數(shù)字化主要代表農(nóng)村地區(qū)智慧物流對產(chǎn)品進行裝運配送；營銷數(shù)字化主要指利用淘寶天貓等電商平臺以及抖音、微信等社交網(wǎng)絡(luò)平臺進行銷售；金融數(shù)字化包括農(nóng)村移動支付、移動銀行、線上基金投資、P2P 平臺借貸等金融實踐。就全國范圍而言，鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化指數(shù)均值為40，剛跨過中等發(fā)展水平門檻，發(fā)展相對緩慢，存在較大發(fā)展空間。東、中、西和東北地區(qū)均值比為49 ∶45 ∶33 ∶40，呈現(xiàn)出明顯的東西部差異。

表1 鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟衡量指標(biāo)

(3)中介變量

中介變量為收入差距和數(shù)字信貸支持。首先，收入差距的衡量采用農(nóng)戶家庭面臨的收入不平等程度(IneqIi)。與上述衡量消費不平等方法相同，借鑒馬曉旭和耿心雨[33]、楊碧云等[13]文獻做法，同樣采取kakwani 指數(shù)來測算，用人均家庭收入相對剝奪度來衡量整個家庭的收入不平等程度，人均家庭收入越高，收入kakwani 指數(shù)越小，農(nóng)戶家庭面臨的收入不平等程度也就越低。數(shù)字信貸支持的衡量借鑒黃倩等[34]、郭華等[35]文獻中采取《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)》縣域級數(shù)字信貸服務(wù)指數(shù)來衡量農(nóng)村數(shù)字信貸支持程度。

(4)控制變量

在對控制變量的甄別篩選中，主要參照易行健和周利[32]在測度居民家庭消費影響因素中的做法，選取四類變量。第一，在家庭特征層面考慮到收入與其他控制變量可能存在雙向因果關(guān)系，選取家庭現(xiàn)金存款來代替家庭資產(chǎn)與收入變量。由于部分農(nóng)戶家庭現(xiàn)金存款為0 會影響模型回歸結(jié)果，選擇對現(xiàn)金存款數(shù)據(jù)加1 后取對數(shù)。一般來說金融財富越多，農(nóng)戶家庭消費能力越強，面臨的消費不平等程度也就越低。除此之外，為控制家庭人口規(guī)模對消費的影響，對家庭人口規(guī)模變量也進行控制。第二，戶主個人特征層面，處于不同生命周期的農(nóng)戶消費情況會呈現(xiàn)差異性。戶主年齡可以反映一個家庭的老齡化程度，戶主受教育程度也能體現(xiàn)一個家庭擁有人力資本的情況。所以選取戶主年齡、受教育程度作為戶主個人特征層面變量，其中戶主受教育程度采用受教育年限來衡量。第三，不確定性層面，參考沈坤榮和謝勇[36]的研究內(nèi)容，選擇農(nóng)戶家庭對于社會保險的參與情況來衡量，賦值為“是＝1，否＝0”。第四，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平采用縣區(qū)人均GDP 來進行衡量。

(5)變量描述性統(tǒng)計分析

參照大多數(shù)文獻對于樣本的篩選，將戶主年齡設(shè)定在22～80 歲之間，剔除不符合條件的樣本數(shù)據(jù)，最后篩選出農(nóng)戶家庭3 751 戶，主要變量描述統(tǒng)計如表2 所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

(一)基準回歸結(jié)果

1.鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化對消費不平等的影響:OLS 估計法

根據(jù)前文設(shè)定的基準回歸模型，表3 展示了鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟水平對于農(nóng)戶家庭消費不平等回歸的結(jié)果。首先采用OLS 基準回歸模型，考慮到所采用的是2018 年的截面數(shù)據(jù)，為保證回歸結(jié)果穩(wěn)健，采用逐步加入控制變量方法進行回歸。其中(1)列只加入鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟指數(shù)變量，自變量系數(shù)為-0.113，在1%的水平上顯著。在(2)列加入縣域經(jīng)濟水平特征及家庭特征變量以及不確定性特征，估計結(jié)果顯示鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟變量系數(shù)為-0.038，在5%的水平上顯著。(3)列再加入戶主特征變量，結(jié)果對前者無影響。實證結(jié)果顯示，在逐步加入控制變量的過程中，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)村消費不平等的影響始終為負，回歸結(jié)果保持顯著水平。這意味著鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能夠顯著縮小我國農(nóng)村的消費不平等程度，研究假說H1 得以驗證。

表3 基準回歸結(jié)果

表4 分位數(shù)回歸結(jié)果

表3 中(4)～(7)列分別顯示了鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化四維度對農(nóng)戶家庭消費不平等的回歸影響。結(jié)果顯示，生產(chǎn)數(shù)字化和金融數(shù)字化通過了顯著性檢驗，而且金融數(shù)字化回歸指數(shù)為-1.219，影響效果明顯高于經(jīng)濟數(shù)字化總體回歸指數(shù)-0.038。這表明鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化主要通過生產(chǎn)和金融領(lǐng)域數(shù)字化來緩解消費不平等現(xiàn)象。農(nóng)業(yè)數(shù)字技術(shù)的應(yīng)用和工業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型很好地彌補農(nóng)戶之間資源稟賦不同所帶來的機會不平等，數(shù)字金融所帶來的金融服務(wù)門檻的降低也使得以前受到金融約束的農(nóng)村低收入群體享受到更多的金融服務(wù)，促進家庭消費，降低家庭消費剝奪感。供應(yīng)鏈數(shù)字化和營銷數(shù)字化緩解作用并不顯著，可能是因為智慧物流等供應(yīng)鏈條作為“輔助型”環(huán)節(jié)主要作用在于為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型助力升級[37]，普惠作用不明顯。而且根據(jù)表2 數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示，鄉(xiāng)村生產(chǎn)和營銷數(shù)字化發(fā)展水平相對來說比較緩慢，普惠作用還未充分顯現(xiàn)。

2.鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化對消費不平等的影響:分位數(shù)回歸

上述OLS 回歸方法為均值回歸，易受極端值影響，考慮到分位數(shù)回歸可以更加全面刻畫不同消費水平家庭受數(shù)字化影響大小，進一步進行分位數(shù)回歸分析。同樣以農(nóng)戶家庭消費不平等為因變量，自變量采用鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化指數(shù)及各維度指數(shù)，選取0.10～0.90 分位數(shù)對應(yīng)不同消費剝奪度即不同消費層級的農(nóng)戶家庭。旨在揭示當(dāng)前我國鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化對廣大農(nóng)民不同消費群體的異質(zhì)性影響，探究農(nóng)村經(jīng)濟數(shù)字化推動共同富裕過程中應(yīng)重點關(guān)注哪些群體以及數(shù)字化與宏觀政策協(xié)調(diào)配合問題。

回歸結(jié)果顯示，鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化指數(shù)的彈性系數(shù)在各分位點均為負，在0.50～0.80 分位點之間最為顯著。隨著分位數(shù)條件分布不斷提高，其彈性系數(shù)絕對值中間值大于兩側(cè)，而且生產(chǎn)數(shù)字化、金融數(shù)字化兩個分維度指數(shù)的影響系數(shù)變化趨勢大體一致。上述結(jié)果意味著面臨中等消費剝奪度的家庭的彈性系數(shù)要大于高消費剝奪度和低剝奪度家庭的系數(shù)，即中等消費農(nóng)村家庭群體的消費不平等程度受鄉(xiāng)村數(shù)字化的緩解作用更加明顯，原因可以從兩個中間機制來考慮:首先，對于低消費群體而言，雖然數(shù)字金融降低了小微工商戶、養(yǎng)殖戶、貧困農(nóng)戶的融資借貸門檻，但是一些貧困農(nóng)戶獲得了貸款，可能還是難以達到最低投資生產(chǎn)所需的資金規(guī)模。這說明貧困農(nóng)戶仍面臨嚴重的金融信貸約束，而且貧困戶存在明顯的“數(shù)字鴻溝”和工具排斥，難以有效發(fā)揮數(shù)字信貸作用、進行平滑消費和要素積累[38]，收入增長有限。除此以外，低消費農(nóng)戶群體往往收入也低，生存和發(fā)展型消費占比大，消費慣性強且消費觀念落后，對于高消費群體而言，消費市場物質(zhì)豐富，接觸過更多新鮮事物，消費習(xí)慣比較穩(wěn)定，經(jīng)濟數(shù)字化對于其消費促進作用有限。中等消費層群體處于快速成長期，有一定的收入基礎(chǔ)和更大的消費欲望，對于數(shù)字工具的接受和運用更為靈活，隨著收入增加，其消費規(guī)模也會大大增加。這印證了農(nóng)村中等消費群體是鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化促進共同富裕的主要受益群體。

(二)內(nèi)在機制檢驗

1.縮小收入差距渠道

為檢驗上文提出的研究假設(shè)H2，進一步探討鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟對于農(nóng)戶消費不平等的影響機理。采用逐步回歸檢驗法，重新構(gòu)建模型(2)(3)，其中控制變量與模型(1)相同，Medium為中介變量。

將農(nóng)戶家庭間收入不平等作為中介變量分別對(1)～(3)模型進行回歸檢驗，實證結(jié)果如表5 所示。表5中的(1)列匯報了鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟對消費不平等的回歸結(jié)果，(2)列匯報了鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟對收入不平等的回歸結(jié)果。鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟對收入不平等的影響顯著為負，且在1%的水平上顯著。(3)列的回歸結(jié)果可以看出，農(nóng)戶家庭的收入不平等程度對消費不平等的影響顯著為正，影響系數(shù)為0.107，在1%的水平上顯著，表明了收入不平等作為中介機制能夠合理解釋鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟對消費不平等的縮減作用，研究假說H2 得以驗證。

表5 中介效應(yīng)檢驗

2.數(shù)字信貸支持渠道

將農(nóng)戶家庭數(shù)字信貸水平作為中介變量代入(2)(3)模型，模型中的β2、γ3在表中5(4)(5)列中對應(yīng)的系數(shù)是顯著的，表明中介效應(yīng)存在，H3 假說得以驗證。這意味著隨著數(shù)字經(jīng)濟在鄉(xiāng)村地區(qū)的發(fā)展，農(nóng)村低收入居民、家庭以及小微企業(yè)等“長尾”群體能夠更加公平、低成本地享受金融服務(wù)，滿足其生產(chǎn)型信貸和消費理財型信貸需求，提高產(chǎn)出促進消費。

(三)異質(zhì)性分析

1.分區(qū)域異質(zhì)性討論

我國區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展的失衡，不同地區(qū)居民的收入水平和消費能力都存在顯著的差異。為進一步驗證鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展是否會對不同地區(qū)農(nóng)戶家庭消費不平等的影響存在差異，本文將全體樣本根據(jù)戶主個體所在省市分為東部、中部和西部三組子樣本，在此基礎(chǔ)上做不同地理區(qū)域間的異質(zhì)性分析，回歸結(jié)果如表6 所示。結(jié)果顯示鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟對于消費不平等的緩解作用在東部和中部顯著，而西部不顯著，東部回歸系數(shù)為-0.144，中部回歸系數(shù)-0.109，進一步進行組間系數(shù)差異檢驗，suest 檢驗結(jié)果顯示東、中部與西部之間主要解釋變量的回歸系數(shù)之間存在明顯差異(Chi2 ＝4.70，p ＝0.03；Chi2 ＝4.33，p ＝0.04)，這可能是因為東、中部地區(qū)經(jīng)濟更發(fā)達，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)和數(shù)字信息要素普及度較高，相關(guān)宏觀支持政策和地區(qū)人力資本等更完善。在此基礎(chǔ)上發(fā)展的鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟則能更好地為農(nóng)戶家庭提供就業(yè)創(chuàng)業(yè)機會和收入渠道，以及更完善的消費支持，進而縮小消費不平等。此外，西部家庭的收入水平較低，缺乏一定的經(jīng)濟保障，而且地方經(jīng)濟水平和數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施都未完善，因此鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟對西部地區(qū)農(nóng)戶家庭消費水平提升效用不顯著。

表6 分區(qū)域分消費類型異質(zhì)性回歸

2.不同消費類型異質(zhì)性討論

考慮到消費的結(jié)構(gòu)性差異，參考程名望和張家平[39]劃分標(biāo)準，將農(nóng)戶家庭消費不平等進一步劃分為生存型消費(包括食品、衣著與居住支出)不平等、享受型消費(包括文教娛樂和醫(yī)療保健支出)不平等以及發(fā)展型消費(包括交通通信、家庭設(shè)備和其他支出)不平等，作為被解釋變量帶入回歸模型，結(jié)果如表6所示。

鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化降低消費不平等主要是通過緩解生存型和享受型消費不平等，而對發(fā)展型消費不平等的影響系數(shù)符號并不符合預(yù)期也不顯著，原因可能在于農(nóng)村低收入弱勢群體往往具有多維相對貧困、消費觀念落后、棘輪效應(yīng)明顯[40]等特征，影響數(shù)字化對于其消費結(jié)構(gòu)的改善作用的有效發(fā)揮。

3.基于家庭特征的異質(zhì)性討論

(1)人力資本異質(zhì)性分析

以往學(xué)者和機構(gòu)從“接入”和“利用”兩個維度來定義數(shù)字鴻溝，不僅包含數(shù)字信息技術(shù)的覆蓋和可接入性問題，還包括了用戶能否有效利用數(shù)字信息技術(shù)的問題[41-42]。《中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》提出個人互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用領(lǐng)域包括基礎(chǔ)應(yīng)用、商務(wù)交易、網(wǎng)絡(luò)金融、網(wǎng)絡(luò)娛樂以及公共服務(wù)五大類。即時通信、網(wǎng)絡(luò)娛樂、簡單檢索等屬于互聯(lián)網(wǎng)信息低門檻應(yīng)用層面，而商務(wù)貿(mào)易、網(wǎng)上支付理財、新聞資訊解讀等深度應(yīng)用則要求人們具備更高的信息知能和較高教育文化水平[43]。農(nóng)村居民的人力資本稟賦和信息應(yīng)用深度是影響其分享數(shù)字紅利的關(guān)鍵因素，本文選取戶主受教育年限作為人力資本稟賦，考慮到我國基礎(chǔ)義務(wù)教育包括初中及初中以前的教育，結(jié)合樣本受教育年限均值，將“初中”作為劃分為高教育水平家庭和低教育水平家庭的劃分界點(初中及以上為高水平，其他為低水平)?；貧w結(jié)果如表7 中(1)(2)列所示?？梢钥闯鲟l(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟水平對于緩解高教育水平家庭消費相對剝奪感的效果更強。高教育水平家庭具備更高的數(shù)字信息認知和應(yīng)用能力，從而緩解消費不平等作用更為明顯。

表7 不同家庭特征異質(zhì)性回歸

(2)物質(zhì)資本異質(zhì)性回歸

進一步分析鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟如何緩解具有不同特征的農(nóng)戶家庭的消費相對剝奪，農(nóng)戶消費往往與家庭稟賦以及消費偏好等因素相關(guān)。而物質(zhì)資本作為農(nóng)戶稟賦中的有價資源，往往通過影響收入水平結(jié)構(gòu)以及消費習(xí)慣進而深刻影響農(nóng)戶家庭消費行為。本文參考論文中用家庭純收入水平刻畫農(nóng)戶家庭物質(zhì)資本情況[44]，按照中位數(shù)劃分低收入組和高收入組，回歸結(jié)果如表7 中(3)(4)列所示，農(nóng)村低收入家庭受到數(shù)字經(jīng)濟緩解消費不平等的作用更加顯著，這進一步佐證了本文鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化有利于緩解消費不平等的核心觀點。

(3)戶主年齡異質(zhì)性分析

在農(nóng)村人口中，老齡化比例不斷升高，相比中青年群體，年長者對于信息的感知和數(shù)字工具的應(yīng)用技能退化，出現(xiàn)“代際數(shù)字鴻溝”。本文通過劃分戶主年齡階段來衡量數(shù)字紅利的生命周期效應(yīng)[45]，異質(zhì)性檢驗結(jié)果如表7(5)～(7)列所示，鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化對于緩解戶主年齡在39 歲以下的家庭消費相對剝奪系數(shù)為-0.153，在1%的水平上顯著，而戶主年齡在39 歲以上的家庭降低作用并不明顯，證實了“代際數(shù)字鴻溝”的存在。

(四)內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗

考慮到鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化與消費不平等可能存在反向因果或者遺漏關(guān)鍵變量等內(nèi)生性問題，采用IV-2SLS模型進行檢驗。參照現(xiàn)有文獻[46]做法，選擇“縣區(qū)到杭州市的球面距離(distance-IV)”作為工具變量，回歸結(jié)果如表8 中(2)(3)列所示。首先，hausman 檢驗p 值為0.000 4，表明解釋變量為內(nèi)生解釋變量，IV-2SLS 比OLS 的估計結(jié)果更可信。其次，一階段F 統(tǒng)計值遠大于10，Wald 統(tǒng)計量對應(yīng)P 值小于0.1，表明工具變量不存在弱工具變量問題。從一階段估計結(jié)果來看，工具變量對鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化的影響系數(shù)為負，在1%的水平上顯著，與預(yù)期相符，意味著縣區(qū)距離杭州市越遠，其數(shù)字化水平越低。第二階段回歸結(jié)果與原OLS 估計結(jié)果相比，鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化的系數(shù)顯著性提高，且影響系數(shù)變?yōu)?0.125，可見鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化對于緩解消費不平等的作用具有穩(wěn)健性。

表8 內(nèi)生性檢驗

2.穩(wěn)健性檢驗

為驗證鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟對于緩解農(nóng)村家庭消費不平等結(jié)論的穩(wěn)健性，采用如下四種方法進行檢驗:第一，借鑒張海洋和韓曉[15]穩(wěn)健性檢驗中替換被解釋變量的做法，采用耐用品消費的kakwani 指數(shù)(IneqCd)來測算農(nóng)戶家庭消費不平等程度。因為耐用品相對于食品等非耐用品來說，在家庭消費中占很大比例，而且長時間內(nèi)不會輕易變化，更具穩(wěn)定性。第二，衡量消費相對剝奪感，除了常用的kakwani 指數(shù)外，還可以用podder 指數(shù)來衡量農(nóng)戶家庭消費不平等。第三，借鑒李曉飛和臧旭恒[47]，采用“消費相對剝奪等級”來代替消費不平等變量，將農(nóng)戶家庭分為遭受極端剝奪(0.8，1]，嚴重剝奪(0.6，0.8]，較高剝奪(0.4，0.6]，一定剝奪(0.2，0.4]，較輕剝奪(0，0.2]，分別賦值“5、4、3、2、1”，采用Ordered-Logit 模型進行回歸。第四，考慮到因變量kakwani 指數(shù)限定在0～1 之間，數(shù)據(jù)具有截斷特征，采用tobit 模型進行回歸。四種穩(wěn)健檢驗回歸結(jié)果如表9 所示，鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化的系數(shù)影響顯著為負，說明本文核心結(jié)論穩(wěn)健可信。

表9 穩(wěn)健性檢驗

五、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文從理論和實證兩個角度論證了鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化發(fā)展對緩解農(nóng)村消費不平等、促進鄉(xiāng)村共同富裕的影響效果和作用機制?；诂F(xiàn)有文獻，從理論層面梳理了發(fā)展鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟對促進農(nóng)村消費、縮小消費差距，促進農(nóng)村居民數(shù)字紅利共享的作用機制。通過微觀層面數(shù)據(jù)庫CFPS 農(nóng)戶家庭調(diào)查問卷以及縣域級鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟指數(shù)來構(gòu)建模型進行實證分析，主要結(jié)論如下:

第一，鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展尤其是生產(chǎn)、金融領(lǐng)域數(shù)字化能夠有效緩解農(nóng)村家庭消費不平等現(xiàn)象。通過對作用機理的進一步剖析發(fā)現(xiàn)，有效縮小農(nóng)村地區(qū)家庭收入不平等、強化數(shù)字信貸支持是鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟緩解農(nóng)村消費不平等的主要路徑。

第二，對鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化緩解農(nóng)村消費不平等的作用進行分地區(qū)、分消費類型以及分不同家庭特征群體的異質(zhì)性檢驗，發(fā)現(xiàn)東中部地區(qū)的緩解效果明顯，而對西部地區(qū)農(nóng)村家庭消費差異的降低作用并不顯著。將農(nóng)戶家庭按照高低教育水平、高低物質(zhì)資本以及戶主年齡進行分組，分別進行回歸檢驗發(fā)現(xiàn)，高教育水平、低物質(zhì)資本家庭更能夠享受鄉(xiāng)村數(shù)字化所帶來的數(shù)字紅利，縮小消費差距。而且戶主年齡在39 歲以下的家庭受益更明顯，也從側(cè)面顯示了代際數(shù)字鴻溝的存在。針對不同的消費類型而言，數(shù)字經(jīng)濟對于緩解生存型和享受型消費不平等作用較強，而對發(fā)展型消費作用不顯著。

第三，分位數(shù)結(jié)果表明數(shù)字化普惠效應(yīng)對于緩解中等消費群體相對剝奪效果最強，最后通過工具變量內(nèi)生性分析以及替換被解釋變量、改變回歸模型等方式證明本文核心觀點的穩(wěn)健性。

(二)政策建議

本文核心觀點為鄉(xiāng)村數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展可以緩解農(nóng)村消費不平等程度。此結(jié)論有著重要的政策啟示:在緩解“不平衡不充分發(fā)展”的背景下，鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化可以為推動共同富裕提供新的思路，為緩解社會矛盾做出積極貢獻，同時有效挖掘農(nóng)村消費增長潛力，推動鄉(xiāng)村全面振興。

首先，要重視農(nóng)村消費市場的需求，堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，充分發(fā)揮數(shù)字化對于鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(fā)展不平衡的調(diào)節(jié)作用。嚴格貫徹落實數(shù)字鄉(xiāng)村經(jīng)濟建設(shè)指南，完善鄉(xiāng)村生產(chǎn)數(shù)字化、金融數(shù)字化、供應(yīng)鏈數(shù)字化以及營銷數(shù)字化等全產(chǎn)業(yè)鏈數(shù)字轉(zhuǎn)型。著重加強智慧農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)村物流、農(nóng)村電子商務(wù)、農(nóng)村數(shù)字金融等多個業(yè)務(wù)發(fā)展，鼓勵農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，平滑農(nóng)村消費，實現(xiàn)農(nóng)村農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和鄉(xiāng)村全面振興。

其次，著重驅(qū)動中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。中西部和欠發(fā)達地區(qū)鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化對于消費不平等的緩和作用不明顯，沒有充分發(fā)揮數(shù)字化的普惠性和促進經(jīng)濟包容性增長優(yōu)勢。因此，要注重這些地區(qū)的數(shù)字化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及利好政策推進實施，并且完善普惠金融服務(wù)，推動數(shù)字技術(shù)與農(nóng)業(yè)農(nóng)村加速融合[48]，真正實現(xiàn)數(shù)字化紅利在全國全區(qū)域范圍的覆蓋。

最后，要注重鄉(xiāng)村經(jīng)濟數(shù)字化的普惠推行。人力資本對于緩解消費不平等產(chǎn)生了積極作用。政府要注意加強對農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)教育和數(shù)字普及教育，提高農(nóng)民群眾的數(shù)字素養(yǎng)，增強農(nóng)民家庭對于數(shù)字化技術(shù)的接受意愿和能力，提高教育質(zhì)量，引導(dǎo)農(nóng)戶群體增加對教育投資等發(fā)展型消費投入。同時注意對中老年農(nóng)戶群體的互聯(lián)網(wǎng)工具應(yīng)用的普及教育，緩解教育“數(shù)字鴻溝”以及代際數(shù)字鴻溝，穩(wěn)定農(nóng)戶家庭收入，拓展收入來源，有效促進農(nóng)戶消費能力提升，縮小農(nóng)村消費不平等程度。