摘 要：電子商務(wù)促進(jìn)了農(nóng)民與市場(chǎng)的有效連接，帶動(dòng)了農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)增長(zhǎng)，并弱化了低收入農(nóng)民的信息劣勢(shì)，可以同時(shí)提高農(nóng)民收入水平和縮小農(nóng)民收入差距，賦能農(nóng)民農(nóng)村共同富裕。利用我國(guó)1 996個(gè)區(qū)縣2014—2020年的面板數(shù)據(jù)以及CHIP 2018的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，基于人均可支配收入和基尼系數(shù)綜合評(píng)價(jià)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕程度，以淘寶村數(shù)量衡量農(nóng)村電商發(fā)展水平，運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型和RIF回歸分析發(fā)現(xiàn)：淘寶村數(shù)量增加提高了農(nóng)民的人均可支配收入，并降低了農(nóng)民的基尼系數(shù)，顯著促進(jìn)了農(nóng)民農(nóng)村共同富裕；電子商務(wù)主要通過(guò)促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)和經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)的路徑來(lái)增加農(nóng)民收入，而對(duì)農(nóng)民就業(yè)及其工資性收入的影響不顯著；農(nóng)村電商發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用在收入水平較低區(qū)縣、國(guó)家級(jí)貧困縣、離中心城市較遠(yuǎn)區(qū)縣、中西部區(qū)縣更強(qiáng)。因此，應(yīng)當(dāng)加快欠發(fā)達(dá)地區(qū)及偏遠(yuǎn)地區(qū)的農(nóng)村電商發(fā)展，加強(qiáng)對(duì)低收入農(nóng)民的扶持和幫助，提高電子商務(wù)的益貧性和普惠性，有效促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村電商；農(nóng)民農(nóng)村共同富裕；農(nóng)民收入；收入差距；人均可支配收入；基尼系數(shù)

中圖分類號(hào)：F126.2；F304.3? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? 文章編號(hào)：1674-8131（）0-0095-16

一、引言

共同富裕是中國(guó)特色社會(huì)主義的本質(zhì)要求，中國(guó)式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化。因此，在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中促進(jìn)共同富裕是新時(shí)代的一項(xiàng)全局性的重要任務(wù)。由于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的長(zhǎng)期存在，目前我國(guó)的城鄉(xiāng)差異依然顯著。相比城市地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對(duì)滯后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對(duì)單一，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)內(nèi)生動(dòng)力不足，導(dǎo)致農(nóng)民的收入水平相對(duì)較低且收入增長(zhǎng)受限。同時(shí)，農(nóng)村內(nèi)部的收入差距問(wèn)題甚至比城市內(nèi)部和城鄉(xiāng)之間的問(wèn)題更為嚴(yán)重，成為總體收入差距擴(kuò)大的主要原因（羅楚亮 等，2021）［1］。在此背景下，促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕成為推動(dòng)全體人民共同富裕的重點(diǎn)領(lǐng)域，如何加快推進(jìn)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕也就成為亟待深入研究和切實(shí)解決的重大課題。

數(shù)字技術(shù)的快速發(fā)展和廣泛應(yīng)用催生出新的經(jīng)濟(jì)形態(tài)——數(shù)字經(jīng)濟(jì)，而數(shù)字經(jīng)濟(jì)為實(shí)現(xiàn)共同富裕注入了新動(dòng)能。國(guó)家發(fā)展改革委和國(guó)家數(shù)據(jù)局于2023年12月印發(fā)的《數(shù)字經(jīng)濟(jì)促進(jìn)共同富裕實(shí)施方案》指出，數(shù)字經(jīng)濟(jì)有利于加快生產(chǎn)要素高效流動(dòng)、推動(dòng)優(yōu)質(zhì)資源共享、推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化，是推動(dòng)實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要力量；要推動(dòng)數(shù)字技術(shù)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)深度融合，不斷做強(qiáng)做優(yōu)做大我國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)，通過(guò)數(shù)字化手段促進(jìn)解決發(fā)展不平衡不充分問(wèn)題，推進(jìn)全體人民共享數(shù)字時(shí)代發(fā)展紅利，助力在高質(zhì)量發(fā)展中實(shí)現(xiàn)共同富裕。該方案還強(qiáng)調(diào)，要大力推進(jìn)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)，加快鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型步伐，并提出要“積極培育發(fā)展新業(yè)態(tài)新模式，深入發(fā)展‘?dāng)?shù)商興農(nóng)，實(shí)施‘互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)產(chǎn)品出村進(jìn)城工程，開(kāi)展直播電商助農(nóng)行動(dòng)，培育一批電商賦能的農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)絡(luò)品牌和特色產(chǎn)業(yè)，深化電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范”。

電子商務(wù)是數(shù)字技術(shù)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)深度融合的典型做法，也是農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的突破口。2024年中央一號(hào)文件明確提出，要“實(shí)施農(nóng)村電商高質(zhì)量發(fā)展工程，推進(jìn)縣域電商直播基地建設(shè)，發(fā)展鄉(xiāng)村土特產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)銷售”。近年來(lái)，電子商務(wù)在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的應(yīng)用范圍逐漸擴(kuò)大，應(yīng)用程度逐步加深，對(duì)農(nóng)村的產(chǎn)業(yè)發(fā)展和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)模式產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。以淘寶村為例，從2013年的20個(gè)增加到2021年的7 023個(gè)，呈現(xiàn)出指數(shù)級(jí)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)（見(jiàn)圖1）。與此同時(shí)，農(nóng)村居民人均可支配收入也逐年增加，從2013年的8 895.9元增加到2021年的18 930.9元。然而，共同富裕并不僅僅是人均收入的增長(zhǎng)，還需要縮小收入差距，而電子商務(wù)在拓寬農(nóng)民增收渠道和賦能農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，也可能帶來(lái)數(shù)字紅利分布失衡的問(wèn)題（邱澤奇 等，2016）［2］。一方面，電子商務(wù)緩解了信息不對(duì)稱，有利于低收入群體擺脫難以連接大市場(chǎng)的困境；另一方面，受教育程度高、經(jīng)濟(jì)條件較好的農(nóng)民往往有著更高的數(shù)字素養(yǎng)和技能，從而可以享受更多的數(shù)字紅利溢出，這種“數(shù)字鴻溝”會(huì)拉大收入差距（李怡 等，2021）［3］。那么，在經(jīng)濟(jì)實(shí)踐中，電子商務(wù)的發(fā)展對(duì)農(nóng)民的收入水平和收入差距產(chǎn)生了怎樣的影響，進(jìn)而對(duì)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕具有怎樣的作用，是值得深入探究的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題，也是本文關(guān)注的重點(diǎn)問(wèn)題。

與本文密切相關(guān)的研究主要涉及電子商務(wù)對(duì)收入增長(zhǎng)和收入差距的影響兩個(gè)方面。關(guān)于電子商務(wù)發(fā)展對(duì)收入水平的影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多認(rèn)同電子商務(wù)具有顯著的增收效應(yīng)。比如，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展有助于擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品交易規(guī)模和提升銷售利潤(rùn)（汪陽(yáng)潔 等，2022）［4］，促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)和增加非農(nóng)就業(yè)，從而提升農(nóng)民收入（秦芳 等，2022）［5］。此外，農(nóng)村電商還可以刺激其他農(nóng)業(yè)主體帶動(dòng)貧困戶脫貧，進(jìn)而降低貧困發(fā)生率（趙紹陽(yáng) 等，2023）［6］。而在電子商務(wù)發(fā)展對(duì)收入差距的影響方面，已有研究的結(jié)論并不一致。比如：一些文獻(xiàn)聚焦于城鄉(xiāng)收入差距，認(rèn)為電子商務(wù)發(fā)展顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距（Yin et al.，2022；陳享光 等，2023）［7-8］，或者呈現(xiàn)出先擴(kuò)大后縮小的倒U型關(guān)系（李宏兵 等，2021）［9］；一些文獻(xiàn)則關(guān)注農(nóng)村內(nèi)部的收入不平等，有研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村電商發(fā)展擴(kuò)大了農(nóng)戶的收入差距（方師樂(lè) 等，2024）［10］，也有分析表明農(nóng)村電商發(fā)展縮小了農(nóng)村內(nèi)部的收入差距（邱子迅 等，2021）［11］。

總體上看，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多分別考察農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入水平和收入差距的影響，個(gè)別研究同時(shí)對(duì)兩者進(jìn)行了分析，但仍是分別采用收入水平指標(biāo)和收入差距指標(biāo)來(lái)進(jìn)行分析，未將收入水平指標(biāo)和收入差距指標(biāo)綜合起來(lái)考察電子商務(wù)發(fā)展對(duì)共同富裕的影響。鑒于此，本文基于社會(huì)福利函數(shù)的一般形式（Sen et al.，1997）［12］，將“收入水平—收入差距—共同富?！奔{入統(tǒng)一分析框架，探討農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕的影響及其作用機(jī)制，并采用我國(guó)1 996個(gè)區(qū)縣2014—2020年的面板數(shù)據(jù)以及CHIP 2018的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，從農(nóng)民的收入水平和收入差距兩個(gè)方面來(lái)刻畫農(nóng)民農(nóng)村共同富裕程度，運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型和RIF回歸進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。相比已有文獻(xiàn)，本文的邊際貢獻(xiàn)主要在于：一是從農(nóng)民收入增長(zhǎng)和農(nóng)民收入差距兩個(gè)方面系統(tǒng)分析農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕的影響，拓展和深化電子商務(wù)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)社會(huì)效應(yīng)研究；二是基于農(nóng)村居民的人均可支配收入和基尼系數(shù)量化區(qū)縣層面的農(nóng)民農(nóng)村共同富裕水平，并為農(nóng)村電商發(fā)展可以同時(shí)增加農(nóng)民收入和縮小農(nóng)民收入差距，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕提供新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；三是進(jìn)一步探討農(nóng)村電商促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)和縮小農(nóng)民收入差距的機(jī)制，有助于充分認(rèn)識(shí)電子商務(wù)賦能共同富裕的傳導(dǎo)機(jī)制與實(shí)現(xiàn)路徑，并為進(jìn)一步通過(guò)發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)來(lái)推動(dòng)共同富裕提供有益啟示。

二、理論分析與研究假說(shuō)

1.電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕的影響

長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)的小農(nóng)戶進(jìn)入市場(chǎng)主要通過(guò)傳統(tǒng)的“收購(gòu)—批發(fā)—零售”農(nóng)產(chǎn)品銷售模式，其依賴于收購(gòu)商從農(nóng)戶處購(gòu)買產(chǎn)品，然后通過(guò)批發(fā)商和零售商進(jìn)行銷售。然而，由于農(nóng)村地區(qū)通常遠(yuǎn)離主要的消費(fèi)市場(chǎng)，這種傳統(tǒng)銷售模式往往面臨成本高昂、物流困難以及供應(yīng)鏈不穩(wěn)定等問(wèn)題。同時(shí)，規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大可以降低單位產(chǎn)品成本，只有在農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)規(guī)模較大時(shí)才能有效降低收購(gòu)商的成本，進(jìn)而吸引收購(gòu)商上門收購(gòu)，這使得農(nóng)戶小規(guī)模生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品更難進(jìn)入市場(chǎng)。因此，在傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)模式下，農(nóng)民的收入增長(zhǎng)相對(duì)緩慢。解決這個(gè)問(wèn)題，一方面要擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，比如，在扶貧開(kāi)發(fā)過(guò)程中，各貧困地區(qū)鼓勵(lì)農(nóng)戶擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，通過(guò)“一村一品”甚至“一鄉(xiāng)一品”把產(chǎn)業(yè)做大，推動(dòng)農(nóng)民脫貧致富（張振偉，2020）［13］；另一方面要轉(zhuǎn)變農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)方式，助推農(nóng)戶的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)入市場(chǎng)，比如發(fā)展農(nóng)村電子商務(wù)。新古典增長(zhǎng)理論認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步是提高生產(chǎn)力、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿Γ˙ernard et al.，1996）［14］。電子商務(wù)正是信息技術(shù)進(jìn)步的結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)和智能手機(jī)的廣泛應(yīng)用顛覆了傳統(tǒng)的價(jià)值創(chuàng)造方式，也改變了商品交易和流動(dòng)方式。農(nóng)村電子商務(wù)的發(fā)展，能降低農(nóng)戶和消費(fèi)者的信息搜集成本、產(chǎn)品復(fù)制成本、運(yùn)輸成本、信息追蹤成本和驗(yàn)證成本等（Goldfarb et al.，2019）［15］，優(yōu)化要素和產(chǎn)品流動(dòng)通道，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而提高農(nóng)民收入，提升農(nóng)民幸福感（溫濤 等，2020）［16］。

共同富裕包含富裕和共享兩個(gè)方面，既要大幅提高收入，也要更好地分配收入（溫濤 等，2023）［17］。相應(yīng)地，要實(shí)現(xiàn)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕，必須在提高農(nóng)民收入的同時(shí)縮小農(nóng)民收入差距，其關(guān)鍵在于促使低收入農(nóng)戶的收入增長(zhǎng)比高收入農(nóng)戶更快（王軼 等，2022；林萬(wàn)龍 等，2022）［18-19］。一方面，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展能夠促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。電子商務(wù)降低了產(chǎn)品交易門檻和成本，為農(nóng)民提供了更廣闊的市場(chǎng)機(jī)會(huì)，使其能夠直接與消費(fèi)者交流和交易，并將產(chǎn)品銷售到更遠(yuǎn)的地區(qū)和國(guó)際市場(chǎng)，從而實(shí)現(xiàn)收入的多元化和穩(wěn)定增長(zhǎng)。同時(shí)，電子商務(wù)的興起也帶動(dòng)了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，產(chǎn)生就業(yè)創(chuàng)造效應(yīng)和創(chuàng)業(yè)促進(jìn)效應(yīng)（謝文棟，2023；涂勤 等，2022）［20-21］，進(jìn)而顯著增加農(nóng)民的收入來(lái)源。另一方面，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展能夠縮小農(nóng)民收入差距。電子商務(wù)的發(fā)展以互聯(lián)網(wǎng)的廣泛使用為基礎(chǔ)，而互聯(lián)網(wǎng)的普及具有普惠性和親貧性（于樂(lè)榮 等，2023）［22］，這使得電子商務(wù)的發(fā)展會(huì)帶來(lái)益貧性增長(zhǎng)，從而縮小收入差距。電子商務(wù)活動(dòng)依賴于移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的使用，具有邊際使用成本低且開(kāi)放性高的特征，這有助于低收入農(nóng)戶以低成本獲得就業(yè)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)、拓展社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、學(xué)習(xí)技能知識(shí)，進(jìn)而為低收入農(nóng)戶帶來(lái)更為顯著的收入增長(zhǎng)（饒育蕾 等，2022）［23］。因此，電子商務(wù)的普惠性和包容性使得弱勢(shì)群體（如低技能群體）能夠從中獲得更大利益（曹增棟 等，2023）［24］，進(jìn)而為低收入群體帶來(lái)更快的收入增長(zhǎng)。農(nóng)民收入差距的縮小意味著更多農(nóng)民能夠分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果，這種改變有助于減少貧困、不平等和社會(huì)不滿等現(xiàn)象，促進(jìn)農(nóng)村內(nèi)部的均衡發(fā)展，并且能夠激發(fā)農(nóng)民發(fā)展致富的積極性和主動(dòng)性，強(qiáng)化農(nóng)民的主體作用，進(jìn)而賦能農(nóng)民農(nóng)村共同富裕（王瑞峰，2023）［25］。

據(jù)此，本文提出假說(shuō)1：農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展可以增加農(nóng)民收入，并縮小農(nóng)民收入差距，從而促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕。

2.農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的路徑

農(nóng)村電子商務(wù)的發(fā)展，不僅可以直接增加從事電子商務(wù)的農(nóng)民的收入，而且能夠通過(guò)提供非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)來(lái)增加農(nóng)民的工資性收入，還可以通過(guò)促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)來(lái)增加農(nóng)民的經(jīng)營(yíng)收入（秦芳 等，2022）［5］。從就業(yè)來(lái)看，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展離不開(kāi)電商服務(wù)站點(diǎn)建設(shè)、物流體系搭建和電子商務(wù)培訓(xùn)等活動(dòng)，這些活動(dòng)為當(dāng)?shù)鼐用裉峁┝司€上客服、銷售員、帶貨主播、物流快遞員、網(wǎng)頁(yè)設(shè)計(jì)師等就業(yè)崗位，顯著增加了鄉(xiāng)村就業(yè)崗位（Gherghina et al.，2021；Zhang et al.，2022）［26-27］。并且，農(nóng)村電子商務(wù)的發(fā)展能夠激勵(lì)農(nóng)村居民提升自身人力資本水平、拓展社會(huì)資本網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而提高農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)的質(zhì)量（王修梅 等，2023）［28］。通過(guò)就業(yè)，尤其是高質(zhì)量就業(yè)，農(nóng)民可以獲得持續(xù)穩(wěn)定的收入。從創(chuàng)業(yè)來(lái)看，電子商務(wù)能夠緩解農(nóng)戶面臨的資金約束和社會(huì)資本約束，并降低創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，從而提高農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)率和創(chuàng)業(yè)規(guī)模（涂勤 等，2022）［21］。此外，電子商務(wù)還會(huì)帶動(dòng)數(shù)字金融發(fā)展，為農(nóng)村提供普惠便捷的支付方式等金融服務(wù)，進(jìn)而通過(guò)緩解信貸約束推動(dòng)農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)發(fā)展（秦芳 等，2023；曹增棟，2024）［29-30］。創(chuàng)業(yè)的增加可以顯著提升農(nóng)民收入水平，并對(duì)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕產(chǎn)生積極影響（林嵩 等，2023）［31］。

據(jù)此，本文提出假說(shuō)2：農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展可以通過(guò)促進(jìn)農(nóng)民就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的路徑提高農(nóng)民收入。

3.農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展縮小農(nóng)民收入差距的機(jī)制

作為數(shù)字經(jīng)濟(jì)的重要部分和典型模式，電子商務(wù)同時(shí)具有“數(shù)字紅利”和“數(shù)字鴻溝”兩種效果（華中昱 等，2022）［32］，從而對(duì)農(nóng)民收入差距具有雙面影響。一方面，對(duì)于低收入群體而言，電子商務(wù)的普惠性和共享性為他們帶來(lái)了數(shù)字紅利，顯著提高了其收入水平；另一方面，高收入群體往往具有較高的數(shù)字素養(yǎng)以及數(shù)字設(shè)施可及性，因而可能獲得更大的數(shù)字紅利，即數(shù)字鴻溝的存在會(huì)拉大收入差距（周紹東 等，2022）［33］。本文認(rèn)為，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)收入較低農(nóng)民的增收效應(yīng)更為顯著，從而可以縮小農(nóng)民收入差距。信息經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，信息不對(duì)稱現(xiàn)象在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中普遍存在，且低收入群體面臨的信息不對(duì)稱問(wèn)題比高收入群體更加嚴(yán)重。這種“信息鴻溝”使得低收入群體缺乏有效的信息流通渠道，并面臨高昂的市場(chǎng)交易成本，阻礙了其收入增長(zhǎng)。電子商務(wù)的發(fā)展則為低收入群體帶來(lái)了信息環(huán)境的顯著改善，可以幫助他們接觸到更多的有效信息，使其信息環(huán)境接近甚至達(dá)到與高收入群體相同的水平。也就是說(shuō)，相比收入較高的農(nóng)民，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展給收入較低的農(nóng)民帶來(lái)了更大的信息紅利，使收入較低的農(nóng)民可以從電子商務(wù)發(fā)展中獲得更多收益，進(jìn)而帶來(lái)農(nóng)民收入差距的縮小（邱子迅 等，2021）［11］。從我國(guó)的實(shí)踐來(lái)看，電商扶貧工程被列為十大精準(zhǔn)扶貧工程之一，政府特別關(guān)注貧困群體在農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展中的受益情況，相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)，政府主導(dǎo)的電商擴(kuò)張顯著促進(jìn)了農(nóng)村家庭收入增長(zhǎng)，并且這種增收效應(yīng)對(duì)于低收入農(nóng)村家庭更為突出（Chen et al.，2024）［34］。此外，我國(guó)幅員遼闊，地區(qū)發(fā)展差異顯著，收入差距也表現(xiàn)為地區(qū)收入不平等。因此，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入差距的縮小作用，不僅體現(xiàn)在其對(duì)低收入農(nóng)民的增收效應(yīng)更強(qiáng)上，也體現(xiàn)在其對(duì)收入較低地區(qū)農(nóng)民的增收效應(yīng)更強(qiáng)上（Liu et al.，2024）［35］。

據(jù)此，本文提出假說(shuō)3：農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)收入水平較低的農(nóng)民具有更強(qiáng)的增收效應(yīng)，從而可以縮小農(nóng)民收入差距。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

1.基準(zhǔn)模型設(shè)定與變量說(shuō)明

為檢驗(yàn)電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕以及農(nóng)民收入水平和收入差距的影響，本文分別構(gòu)建反映農(nóng)民農(nóng)村共同富裕水平、農(nóng)民收入水平、農(nóng)民收入差距的評(píng)價(jià)指標(biāo)做為被解釋變量，采用以下3個(gè)基準(zhǔn)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

Yit=α0+α1Ecommerceit+Xi×δt+λi+δt+εit（1）

Incomeit=α0+α2Ecommerceit+Xi×δt+λi+δt+εit（2）

RIF{Incomeit，vGini（FY）} =α0+α3Ecommerceit+Xi×δt+λi+δt+εit（3）

模型（1）和模型（2）為雙向固定效應(yīng)模型（TWFE）。被解釋變量Yit（“共同富?！保閰^(qū)縣i第t年的農(nóng)民農(nóng)村共同富裕指數(shù)，Incomeit（“收入水平”）為區(qū)縣i第t年農(nóng)村居民的人均可支配收入。共同富裕包含收入消費(fèi)、醫(yī)療健康、教育文化、社會(huì)保障和生態(tài)環(huán)境等多個(gè)方面（徐鵬杰 等，2023）［36］，但由于本文的研究對(duì)象是縣域，相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性和指標(biāo)的可量化性較低。已有文獻(xiàn)大多基于絕對(duì)收入和收入差距兩個(gè)方面來(lái)構(gòu)建共同富裕指數(shù)（萬(wàn)海遠(yuǎn) 等，2021）［37］，本文借鑒萬(wàn)廣華等（2022）的做法［38］，將農(nóng)民農(nóng)村共同富裕定義為絕對(duì)收入和收入差距的復(fù)合函數(shù)，即Yit=Incomeit×exp（-Giniit）。其中，Incomeit為農(nóng)村居民人均可支配收入，代表農(nóng)民的“富?！背潭龋彩悄Ｐ停?）的被解釋變量；Giniit為區(qū)縣i第t年農(nóng)村居民的基尼系數(shù)，采用重聚影響函數(shù)回歸（RIF）來(lái)進(jìn)行計(jì)算；exp（-Giniit）表示尼系數(shù)相反數(shù)的指數(shù)函數(shù)，反映富裕的“共同”程度。

模型（3）為依據(jù)基尼系數(shù)建立的RIF回歸模型，等式左側(cè)（被解釋變量）為基尼系數(shù)的RIF值。RIF方法廣泛運(yùn)用于對(duì)分配不平等構(gòu)成因素的分析（Firpo et al.，2018）［39］，本文采用RIF回歸模型而不采用常規(guī)雙向固定效應(yīng)模型的原因在于：區(qū)縣層面的收入不平等指標(biāo)（比如基尼系數(shù)），必須根據(jù)區(qū)縣以下層級(jí)的收入（如村鎮(zhèn)收入或者家庭收入）來(lái)計(jì)算，盡管可以通過(guò)一些微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)獲取家庭收入數(shù)據(jù)，但這些調(diào)查抽樣的區(qū)縣數(shù)量較少，很難得到各樣本區(qū)縣各年的收入不平等指標(biāo)。RIF回歸可以基于影響函數(shù)（IF）獲得分位距、方差、基尼系數(shù)等收入分布統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)而可反映解釋變量（如電子商務(wù)發(fā)展）的總體均值變化對(duì)總體收入不平等（如基尼系數(shù)）的影響。鑒于基尼系數(shù)是衡量收入差距的常用指標(biāo)（陳斌開(kāi) 等，2020）［40］，本文采用依據(jù)基尼系數(shù)建立的RIF回歸模型進(jìn)行基準(zhǔn)檢驗(yàn)，同時(shí)，采用依據(jù)阿特金森指數(shù)建立的RIF回歸模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3個(gè)模型的核心解釋變量Ecommerceit（“電子商務(wù)”）均為區(qū)縣i第t年的電子商務(wù)發(fā)展水平，采用樣本區(qū)縣的淘寶村數(shù)量作為代理變量。由于本文的研究對(duì)象是農(nóng)民農(nóng)村共同富裕，所以電子商務(wù)發(fā)展是指農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展，已有相關(guān)文獻(xiàn)在實(shí)證分析中對(duì)區(qū)縣層面電子商務(wù)發(fā)展水平的測(cè)度方法主要有3種：一是采用阿里巴巴公司發(fā)布的縣域電子商務(wù)發(fā)展指數(shù)，該指數(shù)反映了縣域電子商務(wù)發(fā)展水平，有一定的客觀性和科學(xué)性，但其刻畫的是縣域整體電子商務(wù)發(fā)展水平，不能衡量農(nóng)村電子商務(wù)的發(fā)展水平；二是基于政府促進(jìn)農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展的相關(guān)政策（如電子商務(wù)進(jìn)農(nóng)村綜合示范縣）構(gòu)建政策虛擬變量（趙紹陽(yáng) 等，2023）［6］，但政策只能反映政府的推動(dòng)作用，而實(shí)際的農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展是政府推動(dòng)、需求拉動(dòng)、市場(chǎng)運(yùn)作、多元參與等多種因素共同作用的結(jié)果；三是采用淘寶村數(shù)量作為農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展水平的代理變量（李宏兵 等，2021；Gao et al.，2024）［9］［41］。淘寶村是指經(jīng)營(yíng)場(chǎng)所在農(nóng)村的活躍網(wǎng)店數(shù)量超過(guò)100家或達(dá)到當(dāng)?shù)丶彝魯?shù)10%以上，且電子商務(wù)年交易額達(dá)到1 000萬(wàn)元以上的村莊。淘寶村的出現(xiàn)不僅需要政府電商扶持政策的支持，還需要市場(chǎng)需求的增長(zhǎng)和農(nóng)民從事電商交易的內(nèi)生動(dòng)力，可以綜合反映農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展水平。因此，本文也采用淘寶村數(shù)量作為核心解釋變量“電子商務(wù)”的代理變量。

淘寶村的出現(xiàn)并不是隨機(jī)的，往往與人口規(guī)模、政府作用、金融發(fā)展水平等因素相關(guān)，為控制這些原有差異在時(shí)間趨勢(shì)上對(duì)回歸結(jié)果的干擾，參考馬彪等（2023）［42］的做法，在模型中納入各區(qū)縣特征變量2014年水平（Xi，2014，即前定控制變量）與年份固定效應(yīng)（δt）的交互項(xiàng)Xi，2014×δt。同時(shí)，考慮到電子商務(wù)發(fā)展會(huì)通過(guò)隨時(shí)間變化的區(qū)縣特征影響被解釋變量，為了避免“壞控制”（Bad Controls）造成的估計(jì)偏誤，模型中不控制隨年份變化的區(qū)縣特征變量。參考郭峰和熊瑞祥（2018）［43］、伍駿騫和張星民（2023）［44］的研究，并結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，選取以下前定控制變量：一是“人口規(guī)?！?，采用年末總?cè)丝跀?shù)的自然對(duì)數(shù)值來(lái)衡量；二是“農(nóng)業(yè)發(fā)展水平”，采用第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來(lái)衡量；三是“政府作用”，采用地方財(cái)政一般預(yù)算支出與GDP之比來(lái)衡量；四是“金融發(fā)展水平”，采用年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額與GDP之比來(lái)衡量；五是“投資水平”，采用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資與GDP之比來(lái)衡量；六是“人力資源”，采用普通中學(xué)在校學(xué)生數(shù)占年末總?cè)丝跀?shù)之比來(lái)衡量。此外，考慮到時(shí)間趨勢(shì)以及不隨時(shí)間變化的區(qū)縣特征（如地理、歷史、文化等）會(huì)對(duì)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕產(chǎn)生影響，本文模型還控制了年份固定效應(yīng)（δt）和區(qū)縣固定效應(yīng)（λi），模型中的εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.機(jī)制檢驗(yàn)方法

（1）農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的機(jī)制檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展能否通過(guò)促進(jìn)農(nóng)民就業(yè)和創(chuàng)業(yè)提高農(nóng)民收入，參照江艇（2022）［45］提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)思路，本文主要檢驗(yàn)農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民就業(yè)和農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響。

第一，檢驗(yàn)農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民就業(yè)的影響。采用“鄉(xiāng)村人員就業(yè)率”（鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)占鄉(xiāng)村總?cè)丝诘谋戎兀┳鳛橹薪樽兞浚‥mployit），基于區(qū)縣面板數(shù)據(jù)構(gòu)建計(jì)量模型（4）：

Employit=α0+θEcommerceit+Xi×δt+λi+δt+εit（4）

第二，檢驗(yàn)農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響。由于缺少區(qū)縣層面的農(nóng)民創(chuàng)業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，本文使用中國(guó)家庭收入調(diào)查（Chinese Household Income Project，CHIP）2018年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)，設(shè)置兩個(gè)中介變量：一是“創(chuàng)業(yè)活動(dòng)”，為農(nóng)戶是否從事自我經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的虛擬變量（從事賦值為1，否則賦值為0）；二是“創(chuàng)業(yè)績(jī)效”，通過(guò)“自我經(jīng)營(yíng)活動(dòng)總收入減去生產(chǎn)費(fèi)用和雇工費(fèi)用”計(jì)算得到。繼而基于農(nóng)戶截面數(shù)據(jù)構(gòu)建計(jì)量模型（5）：

Mhi=α0+θEcommercei+Xhiφ+σ+εhi（5）

其中，Mhi為中介變量（“創(chuàng)業(yè)活動(dòng)”和“創(chuàng)業(yè)績(jī)效”），解釋變量Ecommercei（“電子商務(wù)”）為區(qū)縣i的農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展水平（采用2017年的淘寶村數(shù)量來(lái)衡量），Xhi代表控制變量集，σ為省份固定效應(yīng)?？刂谱兞烤唧w包括：“家庭規(guī)?！保彝コ蓡T人數(shù)）、“戶主年齡”及其平方項(xiàng)、“戶主性別”（男=1，女=0）、“戶主健康狀況”（1～5，分值越高健康狀況越好）、“戶主受教育年限”以及前述區(qū)縣層面的前定控制變量（采用2017年數(shù)據(jù)）。

此外，為了進(jìn)一步明確電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民不同來(lái)源收入的影響，本文還分別以樣本農(nóng)戶的“可支配收入”“工資性收入”“經(jīng)營(yíng)凈收入”“財(cái)產(chǎn)凈收入”“轉(zhuǎn)移凈收入”為被解釋變量，運(yùn)用模型（5）進(jìn)行了檢驗(yàn)。

（2）農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展縮小農(nóng)民收入差距的機(jī)制檢驗(yàn)

共同富裕的重點(diǎn)與難點(diǎn)是讓經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果更多地惠及低收入群體，即實(shí)現(xiàn)“益貧式增長(zhǎng)”（范從來(lái)，2017）［46］?！耙尕毷皆鲩L(zhǎng)”的核心在于，較低收入群體的收入增長(zhǎng)快于較高收入群體的收入增長(zhǎng)，從而縮小群體和個(gè)體間的收入差距?；诖耍疚牟捎脜^(qū)縣層面的數(shù)據(jù)，通過(guò)分位數(shù)回歸和分組檢驗(yàn)來(lái)考察農(nóng)村電子商務(wù)對(duì)不同地區(qū)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響是否存在顯著差異。具體來(lái)講，進(jìn)行以下4種檢驗(yàn)：

第一，人均可支配收入的分位數(shù)回歸。借鑒向栩等（2024）的做法［47］，選取“收入水平”的5個(gè)分位點(diǎn)（10、25、50、75、90），采用無(wú)條件分位數(shù)回歸檢驗(yàn)在人均可支配收入的不同分位點(diǎn)上，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響。若農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展的農(nóng)民增收效應(yīng)在低分位點(diǎn)上比在高分位點(diǎn)上更強(qiáng)，則表明電子商務(wù)發(fā)展對(duì)收入水平較低地區(qū)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更大，從而可以縮小農(nóng)民收入差距。

第二，貧困縣與非貧困縣的分組檢驗(yàn)。根據(jù)是否屬于國(guó)家級(jí)貧困縣將樣本分為“貧困縣”和“非貧困縣”兩組，分別考察農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)其農(nóng)民收入水平的影響。若農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展的農(nóng)民增收效應(yīng)在“貧困縣”組比“非貧困縣”組更為顯著，則表明電子商務(wù)發(fā)展具有顯著的“益貧性”，從而能夠通過(guò)扶貧作用來(lái)縮小農(nóng)民收入差距。

第三，距離中心城市遠(yuǎn)近的分組檢驗(yàn)。在新型城鎮(zhèn)化過(guò)程中，中心城市的快速發(fā)展為其周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展帶來(lái)了更多機(jī)會(huì)和紅利，距離中心城市較近的區(qū)縣往往具有較快的經(jīng)濟(jì)和收入增長(zhǎng)速度。根據(jù)樣本區(qū)縣與中心城市距離（區(qū)縣行政中心到其所在地級(jí)市或直轄市行政中心的距離）的中位數(shù)，將樣本分為“離中心城市遠(yuǎn)”和“離中心城市近”兩組，分別考察農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)其農(nóng)民收入水平的影響。若農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展的農(nóng)民增收效應(yīng)在“離中心城市遠(yuǎn)”組比“離中心城市近”組更為顯著，則表明電子商務(wù)發(fā)展能夠一定程度上彌補(bǔ)偏遠(yuǎn)區(qū)縣的區(qū)位劣勢(shì)，從而能夠通過(guò)促進(jìn)偏遠(yuǎn)地區(qū)農(nóng)民收入更快增長(zhǎng)來(lái)縮小農(nóng)民收入差距。

第四，東部地區(qū)與中西部地區(qū)的分組檢驗(yàn)。目前，我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡依然顯著存在，中西部地區(qū)的收入水平整體上明顯低于東部地區(qū)。將樣本區(qū)縣劃分為“東部地區(qū)”和“中西部地區(qū)”兩組，分別考察農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)其農(nóng)民收入水平的影響。若農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展的農(nóng)民增收效應(yīng)在“中西部地區(qū)”組比“東部地區(qū)”組更為顯著，則表明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后的中西部地區(qū)，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更大，即電子商務(wù)發(fā)展能夠通過(guò)促進(jìn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)民收入更快增長(zhǎng)來(lái)縮小農(nóng)民收入差距。

3.樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文以我國(guó)縣域?yàn)檠芯繉?duì)象，基準(zhǔn)模型的樣本區(qū)間為2014—2020年。以2014年為樣本起始年是由于：一方面從2014年開(kāi)始國(guó)家統(tǒng)計(jì)局將農(nóng)民人均純收入調(diào)整為農(nóng)民人均可支配收入，另一方面2014年前的淘寶村數(shù)量太少（2013年只有20個(gè)）。區(qū)縣層面的數(shù)據(jù)主要來(lái)自相應(yīng)年度的《中國(guó)縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》，利用農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)消除農(nóng)村居民收入變量的價(jià)格因素影響（以2014年為基期），并對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行前后1%的縮尾處理；同時(shí)，根據(jù)阿里研究院發(fā)布的《中國(guó)淘寶村研究報(bào)告》，整理出區(qū)縣層面的淘寶村數(shù)量；最終獲得1 996個(gè)區(qū)縣2014—2020年的非平衡面板數(shù)據(jù)，共計(jì)13 960個(gè)觀測(cè)值。農(nóng)戶層面的數(shù)據(jù)來(lái)自CHIP 2018，僅使用農(nóng)村問(wèn)卷樣本，將CHIP微觀數(shù)據(jù)與2017年的區(qū)縣特征數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，并對(duì)所有連續(xù)變量做1%縮尾處理，剔除變量數(shù)據(jù)缺失或“不知道”的樣本，最終獲得15個(gè)省份128個(gè)區(qū)縣的7 017個(gè)農(nóng)戶樣本。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

1.基準(zhǔn)模型回歸

表2為3個(gè)基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：無(wú)論是否納入前定控制變量，淘寶村數(shù)量增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕指數(shù)都產(chǎn)生了顯著的正向影響，表明發(fā)展農(nóng)村電子商務(wù)有利于提高農(nóng)民農(nóng)村共同富裕程度。同時(shí)，淘寶村數(shù)量增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民人均可支配收入具有顯著的正向影響，而對(duì)農(nóng)村居民基尼系數(shù)具有顯著的負(fù)向影響，表明發(fā)展農(nóng)村電子商務(wù)不僅可以提高農(nóng)民收入水平，而且能夠縮小農(nóng)民收入差距，即電子商務(wù)發(fā)展在農(nóng)民的“富?！背潭群透辉５摹肮餐背潭葍蓚€(gè)方面都對(duì)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用。由此，本文提出的假說(shuō)1得到驗(yàn)證。

2.內(nèi)生性處理

共同富裕水平較高的區(qū)縣通常具備較好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和較高的市場(chǎng)化水平，為淘寶村的形成和發(fā)展提供了有利的條件，同時(shí)，影響電子商務(wù)發(fā)展和共同富裕的因素有很多，因而基準(zhǔn)模型可能存在反向因果關(guān)系、遺漏變量等內(nèi)生性問(wèn)題。對(duì)此，本文進(jìn)行以下內(nèi)生性處理：

第一，增加前定控制變量?？紤]到數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施是電子商務(wù)發(fā)展的前提條件，且數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施可以通過(guò)縮小數(shù)字鴻溝等渠道來(lái)影響共同富裕，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，進(jìn)一步增加“移動(dòng)電話用戶數(shù)”和“寬帶接入用戶數(shù)”兩個(gè)前定控制變量 在基準(zhǔn)模型中未控制這兩個(gè)變量的原因在于，其缺失值過(guò)多，若納入回歸會(huì)損失大量樣本。，重新進(jìn)行模型檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表3的Panel A。與基準(zhǔn)模型分析結(jié)果一樣，“電子商務(wù)”對(duì)“共同富?！焙汀笆杖胨健钡幕貧w系數(shù)顯著為正，而對(duì)“收入差距”的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。

第二，采用工具變量法進(jìn)行2SLS檢驗(yàn)。信息基礎(chǔ)設(shè)施是電子商務(wù)發(fā)展的基本條件，農(nóng)民從事電子商務(wù)與其所在區(qū)縣距離“八縱八橫”光纜傳輸骨干網(wǎng)節(jié)點(diǎn)城市的遠(yuǎn)近有一定相關(guān)性；而建設(shè)“八縱八橫”光纜傳輸骨干網(wǎng)是在1994年制定的《全國(guó)郵電九五計(jì)劃綱要》中提出的，其目的是解決長(zhǎng)途通信緊張問(wèn)題，節(jié)點(diǎn)城市的選擇更多依據(jù)地理因素而不是經(jīng)濟(jì)因素，因而區(qū)縣到“八縱八橫”節(jié)點(diǎn)城市的距離與其農(nóng)民農(nóng)村共同富裕程度無(wú)直接相關(guān)性。因此，本文基于樣本區(qū)縣到“八縱八橫”光纜骨干網(wǎng)節(jié)點(diǎn)城市的最短球面距離構(gòu)建工具變量，由于該變量不隨時(shí)間變化，將其除以當(dāng)年全國(guó)互聯(lián)網(wǎng)普及率并取自然對(duì)數(shù)作為“電子商務(wù)”的工具變量。2SLS檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3的Panel B，第一階段的回歸結(jié)果顯示，工具變量與“電子商務(wù)”顯著負(fù)相關(guān)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量表明工具變量滿足相關(guān)性條件；第二階段的回歸結(jié)果顯示，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上拒絕“工具變量識(shí)別不足”的原假設(shè)，“電子商務(wù)”對(duì)“共同富?！焙汀笆杖胨健钡幕貧w系數(shù)依然顯著為正，對(duì)“收入差距”的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，表明在緩解內(nèi)生性問(wèn)題后，基準(zhǔn)模型的分析結(jié)論依然成立。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證基準(zhǔn)模型分析結(jié)果的可靠性，進(jìn)行以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是替換解釋變量。以區(qū)縣的淘寶村密度（淘寶村數(shù)量占行政村總數(shù)的比重）衡量“電子商務(wù)1”，將其作為解釋變量重新進(jìn)行模型檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表4的Panel A。二是改變控制變量形式。在基準(zhǔn)回歸中，為了避免“壞控制”帶來(lái)的估計(jì)偏誤，本文控制變量采用前定控制變量與年份固定效應(yīng)的交互項(xiàng)形式，將其改為時(shí)變控制變量形式，重新進(jìn)行模型檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表4的Panel B。此外，考慮到衡量收入差距的指標(biāo)較多，采用阿特金森指數(shù)替代基尼系數(shù)得到“收入差距1”，以其為被解釋變量重新進(jìn)行模型檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表4的Panel C。上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)模型一致，表明本文的分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

4.機(jī)制分析

（1）農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響

模型（4）的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5的Panel A，“電子商務(wù)”對(duì)“鄉(xiāng)村人員就業(yè)率”的回歸系數(shù)為正但不顯著，表明淘寶村數(shù)量的增加并未顯著促進(jìn)農(nóng)民的就業(yè)增長(zhǎng)。雖然電子商務(wù)發(fā)展增加了物流、客服、銷售等關(guān)聯(lián)崗位的勞動(dòng)力需求，為農(nóng)村居民提供了更多就業(yè)機(jī)會(huì)，但農(nóng)民的就業(yè)增長(zhǎng)在現(xiàn)實(shí)中還存在諸多阻礙，比如：與電子商務(wù)相關(guān)的工作并非門檻很低的工作，電商發(fā)展會(huì)促使其他行業(yè)的部分勞動(dòng)力向電商相關(guān)行業(yè)流動(dòng)，并不一定會(huì)帶動(dòng)未就業(yè)者進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)；農(nóng)村居民的數(shù)字技能和電子商務(wù)知識(shí)較為缺乏，限制了其參與電子商務(wù)活動(dòng)的機(jī)會(huì)；隨著電子商務(wù)規(guī)模的擴(kuò)大，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)不斷加劇，許多小規(guī)模電商難以在競(jìng)爭(zhēng)中獲得優(yōu)勢(shì)，也難以創(chuàng)造出更多的就業(yè)崗位（Tang et al.，2020）［48］。因此，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)于提高農(nóng)村就業(yè)率的作用較為有限。

模型（5）的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5的Panel B，“電子商務(wù)”對(duì)“創(chuàng)業(yè)活動(dòng)”和“創(chuàng)業(yè)績(jī)效”的回歸系數(shù)均顯著為正，表明農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展不僅顯著提高了農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的概率，還促進(jìn)了農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)收益的增長(zhǎng)。進(jìn)一步分別以樣本農(nóng)戶的“可支配收入”“工資性收入”“經(jīng)營(yíng)凈收入”“財(cái)產(chǎn)凈收入”“轉(zhuǎn)移凈收入”為被解釋變量，分析農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)戶不同來(lái)源收入的影響，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6。淘寶村數(shù)量增加對(duì)農(nóng)戶可支配收入具有顯著的正向影響，表明采用家庭層面的數(shù)據(jù)同樣能得到電子商務(wù)發(fā)展提高了農(nóng)民收入的結(jié)論，這也為本文提供了補(bǔ)充性證據(jù)；淘寶村數(shù)量增加對(duì)農(nóng)戶工資性收入沒(méi)有顯著影響，這與前文電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民就業(yè)沒(méi)有顯著影響的結(jié)論相契合；淘寶村數(shù)量增加對(duì)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)凈收入具有顯著的正向影響，表明電子商務(wù)發(fā)展顯著提高了農(nóng)戶的經(jīng)營(yíng)凈收入，而經(jīng)營(yíng)收入主要來(lái)自創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，這也進(jìn)一步印證了電子商務(wù)發(fā)展能夠促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)；淘寶村數(shù)量增加對(duì)農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)凈收入沒(méi)有顯著影響，財(cái)產(chǎn)收入主要來(lái)自投資或土地和房屋出租，受電子商務(wù)的直接影響不大；淘寶村數(shù)量增加對(duì)農(nóng)戶轉(zhuǎn)移凈收入具有顯著負(fù)向影響，這是因?yàn)殡娮由虅?wù)帶動(dòng)農(nóng)民致富，導(dǎo)致農(nóng)戶獲得的撫恤金和救濟(jì)金等減少，同時(shí)農(nóng)戶的人情禮等支出也會(huì)增加，從而降低了農(nóng)戶的轉(zhuǎn)移收入。

綜上所述，本文提出的假說(shuō)2得到部分驗(yàn)證，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展的農(nóng)民增收效應(yīng)主要是通過(guò)促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，進(jìn)而提高其經(jīng)營(yíng)性收入的路徑來(lái)實(shí)現(xiàn)。

（2）農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展縮小農(nóng)民收入差距的機(jī)制

分位數(shù)回歸結(jié)果見(jiàn)表7。當(dāng)“收入水平”處于10分位點(diǎn)上時(shí)，“電子商務(wù)”的回歸系數(shù)最大，且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)“收入水平”處于25分位點(diǎn)上時(shí)，“電子商務(wù)”的回歸系數(shù)依然顯著，但明顯減?。浑S著分位點(diǎn)的上升，“電子商務(wù)”的回歸系數(shù)不再顯著。上述結(jié)果表明，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展的農(nóng)民增收效應(yīng)在農(nóng)村居民人均可支配收入較低的區(qū)縣更為顯著。3種分組檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表8，可以發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是從回歸系數(shù)的顯著性還是絕對(duì)值來(lái)看，淘寶村數(shù)量增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民人均可支配收入的正向影響都是“貧困縣”大于“非貧困縣”、“離中心城市遠(yuǎn)”大于“離中心城市近”、“中西部地區(qū)”大于“東部地區(qū)”，進(jìn)一步表明農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展有助于“益貧式增長(zhǎng)”，對(duì)相對(duì)貧困地區(qū)、偏遠(yuǎn)地區(qū)、經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)民收入增長(zhǎng)具有更強(qiáng)的促進(jìn)作用，從而有利于農(nóng)民收入差距的縮小。由此，本文提出的假說(shuō)3得到驗(yàn)證。

五、結(jié)論與啟示

促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕是推動(dòng)全體人民共同富裕的重點(diǎn)領(lǐng)域之一，必須在加快農(nóng)民可支配收入增長(zhǎng)的同時(shí)，有效控制并不斷縮小農(nóng)民收入差距，實(shí)現(xiàn)兼顧增長(zhǎng)和分配的包容性增長(zhǎng)。電子商務(wù)的發(fā)展，推動(dòng)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型，促進(jìn)了農(nóng)民與市場(chǎng)的有效連接，帶動(dòng)了農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)增長(zhǎng)，并顯著弱化了低收入農(nóng)民的信息劣勢(shì)，進(jìn)而通過(guò)增加農(nóng)民可支配收入和縮小農(nóng)民收入差距賦能農(nóng)民農(nóng)村共同富裕。本文將農(nóng)民農(nóng)村共同富裕設(shè)定為農(nóng)民收入水平與收入差距的復(fù)合函數(shù)，基于農(nóng)村居民的人均可支配收入和基尼系數(shù)綜合評(píng)價(jià)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕程度，以淘寶村數(shù)量衡量農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展水平，利用我國(guó)1 996個(gè)區(qū)縣2014—2020年的面板數(shù)據(jù)以及CHIP 2018的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型和RIF回歸等

方法

實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展顯著促進(jìn)了農(nóng)民農(nóng)村共同富裕，而且既提高了農(nóng)村居民的人均可支配收入，也降低了農(nóng)村居民的基尼系數(shù)；（2）農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展顯著促進(jìn)了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，并顯著提高了農(nóng)民的經(jīng)營(yíng)凈收入，但對(duì)農(nóng)民就業(yè)及其工資性收入的影響不顯著，表明促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)和經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)是電子商務(wù)產(chǎn)生農(nóng)民增收效應(yīng)的主要路徑；（3）相對(duì)來(lái)講，在收入水平較低的區(qū)縣、相對(duì)貧困的區(qū)縣、離中心城市較遠(yuǎn)的區(qū)縣、中西部地區(qū)的區(qū)縣，農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更強(qiáng)，表明農(nóng)村電子商務(wù)的發(fā)展可以縮小農(nóng)民收入差距，有助于實(shí)現(xiàn)“益貧式增長(zhǎng)”。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下啟示：第一，加大對(duì)農(nóng)村電子商務(wù)發(fā)展的支持力度，尤其要加快欠發(fā)達(dá)地區(qū)及偏遠(yuǎn)地區(qū)的農(nóng)村電商發(fā)展。地方政府應(yīng)當(dāng)完善互聯(lián)網(wǎng)和物流體系等電子商務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施，激勵(lì)和支持電商平臺(tái)的有序發(fā)展，為農(nóng)民提供電商平臺(tái)入駐、培訓(xùn)、技術(shù)支持等服務(wù)，并提高電商平臺(tái)的穩(wěn)定性和用戶體驗(yàn)。在此基礎(chǔ)上，積極推進(jìn)“淘寶村”建設(shè)，形成電商產(chǎn)業(yè)集聚，進(jìn)而有效帶動(dòng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。第二，重視電子商務(wù)發(fā)展的就業(yè)創(chuàng)造和創(chuàng)業(yè)促進(jìn)效應(yīng)，讓農(nóng)民獲取更多數(shù)字紅利。在鼓勵(lì)、支持和引導(dǎo)電商新模式、新業(yè)態(tài)和新職業(yè)發(fā)展的同時(shí)，有針對(duì)性地開(kāi)展各種形式的電商培訓(xùn)，幫助農(nóng)民提高在電子商務(wù)領(lǐng)域就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的能力，并為有創(chuàng)業(yè)意愿的農(nóng)民提供一定的資金支持、創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)和創(chuàng)業(yè)咨詢，不斷縮小農(nóng)民的數(shù)字鴻溝，從而促使農(nóng)民更好地融入數(shù)字經(jīng)濟(jì)，更充分地分享數(shù)字紅利。第三，加大對(duì)低收入農(nóng)民的保障和幫扶力度，使其充分享受電子商務(wù)發(fā)展的各種紅利。一方面，要規(guī)范電商平臺(tái)的運(yùn)營(yíng)行為，防止市場(chǎng)壟斷和不正當(dāng)競(jìng)爭(zhēng)行為，營(yíng)造機(jī)會(huì)公平的市場(chǎng)環(huán)境，并有效保障低收入群體的權(quán)益。另一方面，要加強(qiáng)對(duì)低收入群體的扶持和幫助，為其參與電子商務(wù)提供更多的機(jī)會(huì)和支持，確保其在數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展中實(shí)現(xiàn)收入更快增長(zhǎng)，進(jìn)而縮小收入差距，促進(jìn)共同富裕。

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Has E-commerce Promoted Common Prosperity for

Farmers and Rural Areas： Based on the Dual Perspectives

of Income Growth and Disparity Reduction

Abstract：

Promoting common prosperity for farmers and rural areas is one of the key tasks in achieving common prosperity for everyone. Its main focus lies in increasing farmers disposable income while rationally controlling and continuously narrowing the disparity between farmers incomes， taking into account the inclusiveness of growth and distribution. E-commerce has driven comprehensive transformation in rural economic and social development， offering new opportunities for achieving common prosperity for farmers and rural areas. However， e-commerce has both positive and negative impacts， known as “digital dividends” and “digital divide，” respectively. Little literature has systematically analyzed the impact of e-commerce development on the common prosperity of farmers and rural areas.

Based on the general form of social welfare functions， this study decomposes common prosperity for farmers and rural areas into two aspects： income growth and disparity reduction. Using panel data from 1，996 counties in China from 2014 to 2020 and China Household Income Project data， this paper employs a two-way fixed effects model and RIF regression to analyze the impact of e-commerce development on common prosperity for farmers and rural areas and its mechanisms. The research findings indicate that e-commerce development has promoted common prosperity for farmers and rural areas by increasing per capita disposable income and reducing income disparities among farmers. Mechanism analysis shows that e-commerce development mainly enhances total income by promoting farmer entrepreneurship and increasing their operational income， with limited effects on wage income and property income. Moreover， the income growth effect of e-commerce development is more significant in low-income counties， national-level poverty-stricken counties， counties far from central cities， and counties in central and western regions， reflecting a “pro-poor growth” characteristic， which contributes to narrowing income disparities among farmers.

This study makes contributions?in two aspects： firstly， it quantifies the achievement of common prosperity for farmers and rural areas and comprehensively analyzes the impact of e-commerce development on common prosperity， enriching the literature on e-commerce and common prosperity themes. Secondly， by adopting the general form of social welfare functions， this study decomposes the effects of e-commerce development on common prosperity for farmers and rural areas into income growth effects and income disparity reduction effects， empirically testing these effects to enhance understanding of the transmission mechanisms and realization pathways of e-commerce in aiding common prosperity for farmers and rural areas.

This research explains the income growth effects and disparity reduction effects of e-commerce development for rural residents， providing insights for the government in promoting digital rural strategies， rural revitalization strategies， and achieving common prosperity for farmers and rural areas.

Key words：

rural e-commerce; common prosperity of farmers and rural areas; income of farmers; income disparities; per capita disposable income; Gini coefficient