張岳,易福金

(1.河北大學 管理學院/河北省鄉(xiāng)村振興研究院,保定 071002; 2.浙江大學 公共管理學院/中國農(nóng)村發(fā)展研究院,杭州 310058)

一、問題提出

長期以來,黨和政府將提升居民幸福感當作一項重要使命。盡管中國經(jīng)濟在改革開放后實現(xiàn)了快速發(fā)展,然而居民幸福感并未實現(xiàn)匹配性增長[1-2]。從世界范圍來看,近年來我國居民幸福指數(shù)排名出現(xiàn)明顯波動,甚至在2018—2020年連續(xù)下跌(1)數(shù)據(jù)來源:《全球幸福指數(shù)報告》,2016—2020年我國幸福指數(shù)排名分別位列第83、79、86、93、94位。。中國是一個農(nóng)業(yè)大國,農(nóng)村人口數(shù)量大,農(nóng)村居民幸福與否極大程度上影響著社會總體主觀福利水平。中國經(jīng)濟快速發(fā)展與居民幸福感增長緩慢的矛盾局面揭示了進一步發(fā)掘居民特別是農(nóng)村居民幸福感影響因素的現(xiàn)實意義。

伴隨著以計算機為代表的信息技術逐漸迭代更新為以大數(shù)據(jù)、云計算等為核心的數(shù)字技術,通過數(shù)字化賦能治理方式變革成為當前改革發(fā)展的重點。數(shù)字治理是當前助力國家治理體系與治理能力現(xiàn)代化的內(nèi)在要求。作為國家治理體系的基礎,鄉(xiāng)村治理也在不斷向數(shù)字化、網(wǎng)絡化、智能化轉(zhuǎn)型[3]。2022年印發(fā)的《數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展行動計劃(2022—2025)》提出要完善農(nóng)村智慧黨建體系,推動“互聯(lián)網(wǎng)+政務服務”向鄉(xiāng)村延伸。鄉(xiāng)村數(shù)字治理通過重塑公共話語體系與權力體系,推動治理模式由“權威主導”向“多元博弈”轉(zhuǎn)變,從而提升治理過程中不同主體的交互頻率,實現(xiàn)鄉(xiāng)村自主治理[4]。同時,基于數(shù)字治理信息共享優(yōu)勢構建起的基層監(jiān)督機制,可以推動主體間有效博弈,實現(xiàn)鄉(xiāng)村善治[5]。正因如此,鄉(xiāng)村數(shù)字治理深刻影響著農(nóng)村居民的日常生活,也改變著農(nóng)村居民的主觀感知,從而對農(nóng)村居民幸福感產(chǎn)生影響。然而,當前已有研究更多采用定性分析方法探討鄉(xiāng)村數(shù)字治理的難點與實現(xiàn)方式[6],鮮有研究檢驗鄉(xiāng)村數(shù)字治理帶來的經(jīng)濟或社會效果?；诖?本文對鄉(xiāng)村數(shù)字治理與農(nóng)村居民幸福感之間關系展開分析并進行實證檢驗。

幸福經(jīng)濟學認為物質(zhì)財富不是幸福感的唯一影響因素,馬斯洛需求層次理論中提及的安全、社交等高層次精神需求對幸福感亦具有顯著影響[7]。信任是典型的雙向精神需求,個體既需要外界給予信任,也需要給予外界信任,否則容易產(chǎn)生個體與外界的割裂,從而損害幸福感。其中,政治信任對居民幸福感的積極影響已被相關研究所證實[8-9]。在經(jīng)濟快速發(fā)展與轉(zhuǎn)型的關鍵期,民眾政治信任缺失成為當前應重點關注的問題,這種政治信任問題本身內(nèi)生于治理過程[10]。綜上,我們合理推測政治信任是鄉(xiāng)村數(shù)字治理影響農(nóng)村居民幸福感的可行路徑。鑒于此,本文重點從農(nóng)村居民政治信任的視角出發(fā),分析鄉(xiāng)村數(shù)字治理影響農(nóng)村居民幸福感的內(nèi)在機制。

本文圍繞鄉(xiāng)村數(shù)字治理與農(nóng)民幸福感的關系展開研究,創(chuàng)新與貢獻主要體現(xiàn)在:第一,當前少有研究關注鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)村居民幸福感的影響效果,本文以鄉(xiāng)村數(shù)字治理的幸福效應為研究主題,不僅豐富了農(nóng)民幸福感決定要素和作用機理的相關研究,同時為未來推動數(shù)字鄉(xiāng)村建設提供實證證據(jù)支持。第二,本文從基層政治信任的視角出發(fā)分析鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)村居民幸福感的影響機制,不僅有助于加深對鄉(xiāng)村數(shù)字治理與農(nóng)民幸福感關系的理解,還豐富了鄉(xiāng)村數(shù)字治理紅利效應的相關研究。此外,本文檢驗了鄉(xiāng)村數(shù)字治理的信息效應,突出了鄉(xiāng)村數(shù)字治理與鄉(xiāng)村治理的影響路徑差異。第三,作為影響機制的補充分析,本文驗證了鄉(xiāng)村數(shù)字治理具有豐富治理參與主體、促進治理權力多元化的作用,充分體現(xiàn)了數(shù)字技術嵌入對傳統(tǒng)治理模式下主體缺失、身份限制等特點的改變,通過定量分析肯定了數(shù)字技術對基層治理的積極作用。

二、理論基礎與研究假說

(一)鄉(xiāng)村數(shù)字治理的幸福效應

數(shù)字治理是指政府將數(shù)字技術應用于政府與居民、企業(yè)等主體之間以及政府內(nèi)部運行過程中,從而達到簡化公共事務處理程序、實現(xiàn)民主治理目的的治理模式[6,11]。鄉(xiāng)村數(shù)字治理發(fā)揮著信息效應與渠道效應。

一方面,依托于大數(shù)據(jù)、云計算等數(shù)字技術而衍生的數(shù)字治理模式,可以有效緩解不同主體之間的信息不對稱。大數(shù)據(jù)技術本身具有高效抓取、整合信息的功能,同時互聯(lián)網(wǎng)平臺可以實現(xiàn)信息的多維呈現(xiàn)與快速共享,信息可視化理論認為將難以直接顯示的信息轉(zhuǎn)化為以圖形、視頻等方式呈現(xiàn)后,可以大大增強個體對信息的接收程度[12]。因此依托于數(shù)字治理平臺可以提升信息披露方的披露質(zhì)量,同時也增強了信息接收方的接收能力,從而緩解主體之間的信息不對稱。具體到鄉(xiāng)村治理中,基層政府通過接入數(shù)字治理平臺可以實現(xiàn)黨務、村務、財務等多種信息公開與呈現(xiàn)方式,農(nóng)村居民在此基礎上充分利用數(shù)字治理平臺獲取多樣化信息,以緩解參與治理時面臨的信息約束。近年來,越來越多的鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府乃至村委會通過建立微信公眾服務號來公開政務信息。以江蘇省句容市為例,該市下轄的8個鄉(xiāng)鎮(zhèn)均開通了微信公眾服務號,并在微信公眾服務號平臺上公開黨務、政務等信息。河北省保定市則建立了村級事務公開平臺,對村級領辦待辦事項流程、黨務、村務、財務等信息進行線上公開。

另一方面,鄉(xiāng)村數(shù)字治理發(fā)揮渠道效應,為不同主體提供便捷、多樣的交流互動方式。依托數(shù)字技術,政府形態(tài)由物理空間向數(shù)字空間轉(zhuǎn)變,治理過程也不斷呈現(xiàn)網(wǎng)絡化和無界性特點,治理的主客體可以實現(xiàn)遠程交互,大大縮短了不同主體間的時空距離[13]。此外,數(shù)字化平臺為村民發(fā)表意見、溝通交流提供相對包容的空間與可行渠道。以往在現(xiàn)實生活中沉默寡言的村民都可能在虛擬空間中積極表達自己的想法,并通過對政府(基層自治組織)的不當行為進行投訴反饋,形成有效監(jiān)督機制。江蘇省句容市白兔鎮(zhèn)微信公眾服務號“莓好白兔”設計了“有事好商量”“監(jiān)督一點通”板塊,為農(nóng)民提供多樣便捷的意見反饋渠道,讓農(nóng)民可以在線提交議題或進行監(jiān)督舉報。

幸福經(jīng)濟學在傳統(tǒng)經(jīng)濟學的基礎上,對幸福的內(nèi)涵進行了擴展[14]。除物質(zhì)財富外,幸福感還受到主體自身心理認知的影響[7]。當前農(nóng)村地區(qū)面臨著公共服務獲取不便、大眾話語式微、公眾監(jiān)督缺乏、資源統(tǒng)籌能力不足等治理困境[13]。鄉(xiāng)村數(shù)字治理通過發(fā)揮信息效應與渠道效應打破了治理過程中的信息限制與空間限制,在此基礎上破解上述困境進而對農(nóng)村居民幸福感產(chǎn)生影響。第一,基于渠道效應,數(shù)字治理突破了農(nóng)村居民獲取公共服務的地理界限,基于互聯(lián)網(wǎng)平臺為農(nóng)民購買保險、醫(yī)療報銷、參加就業(yè)培訓等提供便捷渠道,公共服務獲取的便利化將有效改善農(nóng)民生活質(zhì)量,提升農(nóng)村居民幸福感。與此同時,數(shù)字化黨建平臺為基層民眾開展黨員教育或群眾教育提供便利,促進基層黨員與干部發(fā)揮先鋒模范作用,有助于增強民眾對國家制度的認知和信心,切實提升農(nóng)民身處社會主義制度下的幸福感知。第二,基于信息效應與渠道效應,農(nóng)村居民可以便捷地獲取村務、財務等信息,鄉(xiāng)村數(shù)字治理同時激發(fā)農(nóng)村居民表達意見的主動性,打造扁平化、高效率的意見反饋渠道,為農(nóng)村居民參與治理提供主觀動力與客觀條件。一方面,在當前農(nóng)村勞動力外流現(xiàn)象逐漸加劇的背景下,基于互聯(lián)網(wǎng)平臺打破時空限制,改變傳統(tǒng)的“在場式”治理,為“離土”抑或“離鄉(xiāng)”的農(nóng)村居民表達意見與想法創(chuàng)造有效的“治理空間”。另一方面,鄉(xiāng)村數(shù)字治理促進傳統(tǒng)治理模式向多元博弈的局面轉(zhuǎn)變,實現(xiàn)權威與非權威、精英與非精英協(xié)商共治,進而實現(xiàn)公共話語體系與權力體系重塑,使全體村民共同為村莊發(fā)展建言獻策[15]。農(nóng)村居民特別是外出務工者以及普通村民通過在集體決策與公共事務中貢獻自己的智慧,將個人意見融入村莊管理,不僅增強了其對村民自治制度的感知與信心,同時有效強化其集體認同感與歸屬感,增強自身的身份認同與主人翁意識。在幸福經(jīng)濟學框架下,幸福感與身份認同帶來的效用是內(nèi)在契合的[16],來自身份認同對個體幸福感的促進作用已得到證實[17]。第三,正如前文所述,基于信息效應與渠道效應,“公共事務公眾管理”的協(xié)商共治機制將得以構建。在此基礎上,參與者可以更好地實現(xiàn)自身需求[18]。民眾是公共物品的使用者,因此他們更了解從公共物品中得到什么。借助協(xié)商、協(xié)作的治理格局,農(nóng)民可以與基層政府實現(xiàn)有效對話,將個人需求傳遞給公共物品的提供者。借此不僅可以在集中民智的基礎上優(yōu)化政府決策,通過提升資源配置效率與經(jīng)濟運行效率作用于影響幸福感的潛在經(jīng)濟因素,同時,根據(jù)馬斯洛需求層次理論與幸福經(jīng)濟學框架,個人需求的滿足必然正向作用于幸福感知。

綜上所述,提出假說H1:鄉(xiāng)村數(shù)字治理有助于增強農(nóng)村居民幸福感。

(二)基層政治信任視角的機制分析

信任是個人價值觀念的重要體現(xiàn),作為一種心理學概念,信任反映了個體對他人承諾等行為的可信賴期望[19]。政治信任屬于公共信任的范疇,它反映了居民對政府能否有效運作的期待?；鶎幼灾谓M織名義上屬于村民自治機構,可以視為具有準政府職能的一級組織機構[20]。

基層政治信任與基層自治組織或基層政府的績效緊密相關,因此它在極大程度上取決于基層自治組織或政府行為[21]。已有研究認為官員腐敗、決策失誤、假大空話等都是造成民眾政治信任流失的重要原因[22]。長期以來,由于農(nóng)民話語權缺失、監(jiān)督機制缺位,個別基層政府與村“兩委”的行為背離人民至上的原則,損耗農(nóng)村居民政治信任。憑借數(shù)字技術的賦能作用,構建具有交互性和群結構性的數(shù)字治理模式、提升鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平與提升基層治理效能的需求相契合[23]。鄉(xiāng)村數(shù)字治理迎合了強化農(nóng)村居民基層政治信任的要求?；卩l(xiāng)村數(shù)字治理的信息效應與渠道效應,有助于政府(基層自治組織)與農(nóng)村居民之間形成雙向交互機制,從而提升農(nóng)村居民幸福感。

一方面,從“政府(基層自治組織)—農(nóng)村居民”的視角來看。數(shù)字治理平臺提高了個體信息獲取的便利性,從而彌合管理者與民眾之間的信息差,增強了基層治理的透明度。透明性本身是信任的前提,更重要的是信息約束的緩解是農(nóng)村居民參與管理村莊事務的基礎,是形成政府(基層自治組織)與農(nóng)村居民雙向交互機制,特別是農(nóng)村居民進行意見反饋、民主監(jiān)督的必要條件。

另一方面,從“農(nóng)村居民—政府(基層自治組織)”的視角來看。鄉(xiāng)村數(shù)字治理增加了農(nóng)村居民對自身利益訴求的表達機會與意見反饋投訴的便捷性。第一,有利于政府、基層自治組織更廣泛地聽取民眾意見,并對公眾訴求進行及時響應。鄉(xiāng)村數(shù)字治理平臺可以及時收集社情民意,提高政府、基層自治組織對民眾訴求的響應效率[24]。在此過程中,基層政府與自治組織在決策與行動中將優(yōu)先滿足農(nóng)村居民合理訴求,真正踐行為民服務的宗旨,提高農(nóng)民基層政治信任。第二,有利于實現(xiàn)農(nóng)民對基層政府及基層自治組織的民主監(jiān)督。鄉(xiāng)村治理數(shù)字化轉(zhuǎn)型不僅通過信息共享優(yōu)勢為構建完善的監(jiān)督機制奠定客觀基礎,而且基于互聯(lián)網(wǎng)平臺為農(nóng)村居民監(jiān)督舉報提供包容的外部環(huán)境[13]。通過構建高效的監(jiān)督機制,實現(xiàn)對基層權力的有效監(jiān)控,踐行“人民當家作主”的理念,切實提升農(nóng)民的政治信任。近年來,江蘇多地在推行鄉(xiāng)村數(shù)字治理的過程中,特別重視網(wǎng)絡監(jiān)督評估的作用。江蘇徐州梁寨鎮(zhèn)“民情信息管理網(wǎng)”開通了工作跟蹤、監(jiān)督評估等功能,通過網(wǎng)絡動態(tài)監(jiān)督、實時考核,規(guī)范了基層政府與自治組織行為,大大提高了基層治理效能,也增強了農(nóng)村居民基層政治信任。

綜上所述,提出假說H2:鄉(xiāng)村數(shù)字治理有助于提高農(nóng)村居民基層政治信任。

信任是影響個體幸福感的重要因素[25]。個體對外界的不信任往往會造成個體與其他主體的割裂,使個體呈現(xiàn)出高度自我防衛(wèi)的狀態(tài),并由此引發(fā)心理問題,損害個體幸福感。已有研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民社會信任與情感支持之間呈顯著正相關,而且情感支持有助于增強個體幸福感[26]。作為公共信任的一種重要體現(xiàn),政治信任也深刻影響著個體幸福感知。已有研究在中國情境下,探討個體政治信任對幸福感的影響,發(fā)現(xiàn)政治信任越強,越有助于增強個體幸福感知[9]。祁玲玲和賴靜萍[8]認為良好的政治信任水平有利于形成民眾與政府的良性互動,這種良性互動不僅弱化政府施策阻力,而且有利于激發(fā)民眾參與政治生活的熱情,從而形成朝氣蓬勃的政治體系,改善民眾對生活質(zhì)量的主觀評價。具體到基層政治信任,其體現(xiàn)著農(nóng)村居民對基層自治組織與基層政府工作的評價,基層政府及自治組織的公信力流失將無益于農(nóng)民幸福感提升[20]。良好的基層政治信任是農(nóng)村居民與農(nóng)村基層自治組織甚至基層政府之間關系的潤滑劑,這種良性互動過程可以有效增強農(nóng)村居民幸福感[27]。

綜上所述,提出假說H3:鄉(xiāng)村數(shù)字治理通過提高農(nóng)村居民基層政治信任進而增強幸福感。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)說明

本文使用的農(nóng)戶數(shù)據(jù)來自南京農(nóng)業(yè)大學2020—2021年在江蘇省開展的中國土地經(jīng)濟調(diào)查(CLES)。本次調(diào)研問卷分為農(nóng)戶問卷與村居問卷,其中農(nóng)戶問卷包括農(nóng)戶生產(chǎn)行為、土地利用、家庭收支與資產(chǎn)、農(nóng)村金融、鄉(xiāng)村治理、個人感知等內(nèi)容,村居問卷包括村莊人口特征、土地情況、集體經(jīng)濟、外部環(huán)境等內(nèi)容。中國土地經(jīng)濟調(diào)查于2020年首次展開,調(diào)研采用PPS抽樣,在江蘇省13個地級市隨機抽取26個縣區(qū),每個縣區(qū)隨機抽取2個鄉(xiāng)鎮(zhèn),每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機抽取1個行政村。原始數(shù)據(jù)庫包含52個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、52個行政村、2628戶農(nóng)戶。2021年進行追蹤調(diào)查,追蹤樣本量1544,平均追蹤率63.8%,對未追蹤農(nóng)戶,按照數(shù)量在所在村隨機抽樣進行補充,補充樣本量876。受新冠疫情影響,2021年只完成12個地級市的追蹤調(diào)查,因此2021年總樣本量為2420。本文同時使用2020、2021年兩期數(shù)據(jù)。由于北京大學公布的縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)僅包括縣及部分縣級市數(shù)據(jù),本文在回歸前,首先刪除數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)缺失的樣本以及2021年未進行追蹤調(diào)研的城市樣本,共計剔除2633個觀測值,然后剔除被解釋變量、中介變量存在缺失值以及極端異常值的樣本,剩余樣本量為2041。

江蘇省經(jīng)濟發(fā)達、人口集中,是我國農(nóng)業(yè)大省,以其為樣本研究農(nóng)村問題具有合理性。從樣本的地區(qū)構成來看,中國土地經(jīng)濟調(diào)查覆蓋江蘇省蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)。其中,蘇北地區(qū)農(nóng)村與我國北方農(nóng)村特點相近,蘇中、蘇南地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平相對較高,能代表發(fā)達地區(qū)農(nóng)村發(fā)展現(xiàn)狀。在鄉(xiāng)村數(shù)字治理方面,與全國類似,江蘇省內(nèi)鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平也存在一定地區(qū)差異。以《縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)(2020)》為例,江蘇省內(nèi)各縣區(qū)鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平標準差為15.133,而同期全國各縣區(qū)鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平標準差為18.467。同時,考慮到江蘇省在鄉(xiāng)村治理數(shù)字化轉(zhuǎn)型方面擁有較多先進經(jīng)驗,因此,在以其為樣本驗證本文假說的基礎上,可為其他地區(qū)提供有益指導。

(二)變量定義

1.被解釋變量。主觀幸福感。幸?？煞譃樵u估幸福與體驗幸福,評估幸福是個體以期望為基礎對當前生活質(zhì)量的一種評價,體驗幸福則是情感層面對積極與消極情緒的感知[14]。關于評估幸福,已有研究主要采用受訪者生活滿意度表征[28],這一方法與評估幸福的內(nèi)涵相契合。關于體驗幸福,采用受訪者主觀幸福感進行度量,這與當前多數(shù)研究相一致[29]。CLES問卷中設計了如下問題:(1)您感覺自己幸福嗎?取值范圍由1～10,表示由最不幸福到非常幸福,受訪者根據(jù)自身的幸福感受進行選擇。(2)您對您家的生活滿意嗎?取值范圍由1～10,表示由最不滿意到非常滿意。受訪者對上述兩個問題的回答分別體現(xiàn)體驗幸福(主觀幸福感)與評估幸福(生活滿意度)。本文參考多數(shù)研究做法,以主觀幸福感作為被解釋變量進行基準回歸。在穩(wěn)健性檢驗中,將以生活滿意度作為被解釋變量再次進行回歸,以保證結果穩(wěn)健。

2.核心解釋變量。鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平。結合本文機制分析可以明確,對鄉(xiāng)村數(shù)字治理的測度不能僅從數(shù)字治理平臺建設情況展開,必須有效度量農(nóng)村居民的參與情況,只有農(nóng)村居民真正參與數(shù)字治理才能發(fā)揮其對幸福感的賦能作用。鑒于此,本文使用北京大學新農(nóng)村發(fā)展研究院和阿里研究院共同編制的縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)中的一級指標鄉(xiāng)村治理數(shù)字化指數(shù)進行度量。該指數(shù)基于鄉(xiāng)村數(shù)字治理參與者數(shù)量、鄉(xiāng)鎮(zhèn)提供數(shù)字治理平臺數(shù)量兩個維度進行編制,既能體現(xiàn)鄉(xiāng)村數(shù)字治理的可獲得性,也能體現(xiàn)在數(shù)字治理平臺接入后農(nóng)民對數(shù)字治理的利用率,因此可以準確度量縣域鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平(2)指數(shù)具體編制方法參考北京大學新農(nóng)村發(fā)展研究院數(shù)字鄉(xiāng)村項目組編寫的《縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)(2020)》。。作為一種心理感受,外界環(huán)境改變對農(nóng)民幸福感的影響可能存在一定的時滯效應。為盡可能避免內(nèi)生性問題,本文使用(t-1)期鄉(xiāng)村治理數(shù)字化指數(shù)作為解釋變量。

3.機制檢驗中的變量?；鶎诱涡湃巍Ｔ趶V大農(nóng)村地區(qū),村干部長期工作于農(nóng)村一線,不僅在基層自治組織內(nèi)擔任重要角色,更是黨和政府聯(lián)系農(nóng)民最直接的紐帶。管睿等[30]采用農(nóng)村居民對村干部的信任程度作為基層政治信任的代理變量。本文參考其做法,通過CLES問卷中向受訪者詢問的對村干部信任度來表征基層政治信任。取值范圍為1～5,分別表示很不信任、比較不信任、一般、比較信任、很信任。

4.控制變量。本文基于幸福經(jīng)濟學框架,按照個人—家庭—村莊的邏輯選取控制變量。參考現(xiàn)有研究的做法[28-29],在個人特征層面,首先,納入人口統(tǒng)計學特征如性別、年齡、受教育程度作為控制變量。其次,選擇體現(xiàn)個人身份的因素,如黨員身份和經(jīng)濟地位作為控制變量。最后,已有研究證明社會關系會影響個體幸福感,鑒于此,本文將其視為影響幸福感的潛在因素并進行控制。在家庭及村莊特征層面,家庭收入、家庭宗教信仰、重大負面事件、居住條件都可能影響個體幸福感知,農(nóng)民生活環(huán)境也是影響幸福感的重要因素,惡劣的村居環(huán)境可能對農(nóng)民幸福感產(chǎn)生負面影響。鑒于此,本文將家庭收入、家庭宗教信仰、家庭重大負面事件、家庭居住條件、村居環(huán)境視為控制變量。變量具體定義如表1所示。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計

(三)模型設定

為檢驗本文假說H1,判斷鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)村居民幸福感的影響,構建模型如下所示:

Happy=α×DigGov+λZ+region+year+ε

(1)

(1)式中,Happy代表主觀幸福感,DigGov代表鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平,Z為控制變量集合,ε為服從標準正態(tài)分布的隨機誤差項。year為年度虛擬變量,用于控制時間趨勢。此外,考慮到江蘇省內(nèi)不同區(qū)域(蘇南、蘇中、蘇北)之間存在明顯的經(jīng)濟社會發(fā)展差距,本文參考黃俊輝等[31]的做法,在模型中加入?yún)^(qū)域虛擬變量region(以蘇南為對照組),用以控制不同區(qū)域之間的經(jīng)濟社會發(fā)展差異。本文關注的是DigGov的顯著性與α的符號,若α通過顯著性檢驗且為正值,則說明鄉(xiāng)村數(shù)字治理有助于提高農(nóng)村居民幸福感。

為檢驗假說H2、H3,分析鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)村居民幸福感的影響機制,構建模型如下所示:

Trust=β×DigGov+λZ+region+year+ε

(2)

Happy=γ×DigGov+η×Trust+λZ+region+year+ε

(3)

(2)(3)式中,Trust代表農(nóng)村居民基層政治信任,其他符號含義同(1)式。本文首先利用(2)式對全樣本進行回歸,若(2)式中β通過顯著性檢驗且為正值,則證明鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)村居民基層政治信任具有促進作用。之后利用(3)式對全樣本進行回歸,若η通過顯著性檢驗且為正值,則證明基層政治信任提升有助于增強農(nóng)村居民幸福感,由此說明鄉(xiāng)村數(shù)字治理通過影響農(nóng)村居民基層政治信任進而作用于個人幸福感。

四、鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)村居民幸福感的影響效果

(一)鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)村居民幸福感的影響

為檢驗本文假說H1,利用(1)式對全樣本進行回歸。需要說明的是:第一,被解釋變量屬于有序離散變量,因此使用Oprobit模型進行回歸。第二,為保證結果穩(wěn)健,本文在回歸時逐步加入地區(qū)與年度控制變量、個人特征控制變量、家庭及村莊特征控制變量。第三,采用聚類至個體層面的穩(wěn)健標準誤進行估計,以盡可能克服異方差問題。具體回歸結果見表2。

表2 鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)村居民幸福感的影響 (N=2041)

表2為檢驗鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平與農(nóng)村居民幸福感關系的回歸結果。Wald檢驗結果表明模型通過顯著性檢驗。(1)列未加入地區(qū)與年度及其他控制變量,鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平的系數(shù)顯著為正,可以證明鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平的提升增強了農(nóng)村居民幸福感。(2)列控制了地區(qū)與年度變量,鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平的系數(shù)依然顯著為正。(3)(4)列在控制地區(qū)與年度變量的基礎上,逐步加入個人特征、家庭及村莊特征控制變量,可以發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平系數(shù)依然顯著為正,證明鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平與農(nóng)村居民幸福感之間的正相關關系。上述結果表明,鄉(xiāng)村數(shù)字治理具有顯著的幸福效應,本文假說H1得證。

從控制變量來看。(4)列中,受教育程度的系數(shù)通過顯著性檢驗,且為正值,表明受教育水平越高越容易獲得滿足感和幸福感。黨員身份的系數(shù)顯著為正,表明個體身份影響著個體主觀感知,身份經(jīng)濟學強調(diào)身份認同對幸福感的影響,魯元平等[17]也發(fā)現(xiàn)黨員身份確實具有幸福效應。經(jīng)濟地位的系數(shù)顯著為正,表明個人幸福不僅來自絕對獲得感,而且來自與他人的比較,當受訪者認為自己的經(jīng)濟地位高于村內(nèi)其他人時,將顯著增強自身幸福感。社會關系的系數(shù)顯著為正,說明當個體擁有良好的社會關系時,將顯著增強個人幸福感。家庭收入正向影響居民幸福感,幸福經(jīng)濟學認為物質(zhì)財富是影響個體幸福感的重要因素。家庭重大負面事件、家庭居住條件的系數(shù)均顯著為負,當家庭面臨負面沖擊或家庭居住條件較差時,會損害受訪者幸福感知。村居環(huán)境系數(shù)顯著為負,該變量數(shù)值越大表示環(huán)境污染越嚴重,外在環(huán)境對居民幸福感產(chǎn)生顯著影響,鄭沃林等[28]也發(fā)現(xiàn)生態(tài)環(huán)境改善有助于提升農(nóng)民幸福感。

(二)內(nèi)生性處理

本文使用縣級層面的鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平解釋農(nóng)戶層面的幸福感知,可在一定程度上減少反向因果的干擾。但遺漏變量、測量誤差帶來的內(nèi)生性問題依然不容忽視,內(nèi)生性問題會導致估計結果的不一致。鑒于此,本文采用工具變量法再次進行回歸。

本文參考韋莊禹[32]的做法,結合數(shù)據(jù)可獲得性,選擇各縣區(qū)1993年人均郵電業(yè)務量、1993年人均固定電話擁有量作為鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平的工具變量。其內(nèi)在邏輯在于:(1)最初互聯(lián)網(wǎng)采用電話撥號方式接入,因此可以認為互聯(lián)網(wǎng)、數(shù)字技術的應用始于固定電話[33];(2)郵局是固定電話的鋪設部門,1993年郵電業(yè)務量反映出早期的電信基礎設施建設水平。因此,人均固定電話擁有量、人均郵電業(yè)務量與鄉(xiāng)村數(shù)字治理緊密相關,滿足工具變量的相關性要求。同時,1993年人均固定電話擁有量、人均郵電業(yè)務量對當前農(nóng)民的主觀感受基本沒有影響,因此工具變量滿足外生性要求。但考慮到本文使用的是面板數(shù)據(jù),1993年人均固定電話擁有量、人均郵電業(yè)務量屬于截面數(shù)據(jù),因此本文采用1993年縣區(qū)人均固定電話擁有量×縣區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率滯后一期值、1993年縣區(qū)人均郵電業(yè)務量×縣區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率滯后一期值作為鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平的工具變量。

本文選取的被解釋變量屬于有序離散數(shù)據(jù),因此采用條件混合過程估計方法(Conditional Mixed Process,CMP)進行回歸,以解決模型的內(nèi)生性問題。一階段回歸結果顯示本文選取的工具變量滿足相關性要求,基于OLS模型進行工具變量過度識別檢驗,發(fā)現(xiàn)工具變量滿足外生性要求。二階段回歸結果如表3第(1)列所示。atanhrho_12未通過顯著性檢驗,表明基準模型估計結果更可信,但出于穩(wěn)健性考慮,本文依然匯報了使用CMP方法估計的結果,結果顯示鄉(xiāng)村數(shù)字治理顯著促進農(nóng)村居民幸福感提升,前文結論依然成立。

表3 內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗

(三)穩(wěn)健性檢驗

在上述回歸中,本文逐步加入地區(qū)與年度、個人特征控制變量、家庭及村莊特征控制變量,以確保結果穩(wěn)健。在此,本文采用其他方法再次進行回歸:

1.OLS回歸。本文在此使用OLS回歸以確保前文結論穩(wěn)健?；貧w結果見表3。由表3中第(2)列結果可知,本文假說H1依然成立。

2.更改被解釋變量。從評估幸福的視角出發(fā),以農(nóng)村居民生活滿意度作為被解釋變量再次進行回歸。結果見表3(3)列。回歸結果顯示,當以生活滿意度作為被解釋變量時,前文結論依然成立。

3.更改解釋變量。在回歸中,以北京大學鄉(xiāng)村治理數(shù)字化指數(shù)作為解釋變量。CLES村居問卷中詢問了村委會成員關于本村“互聯(lián)網(wǎng)+黨建”“互聯(lián)網(wǎng)+政務服務”平臺的接入情況?！稊?shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展行動計劃(2022—2025)》《數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略綱要》均圍繞“互聯(lián)網(wǎng)+黨建”“互聯(lián)網(wǎng)+政務服務”向鄉(xiāng)村延伸提出具體要求。其中,完善“互聯(lián)網(wǎng)+黨建”體系的內(nèi)涵包括推動黨務、村務、財務信息公開,擴寬黨群溝通渠道,暢通社情民意,在江蘇省實踐過程中,還特別提出推動“互聯(lián)網(wǎng)+黨建+群建”,實現(xiàn)各類信息網(wǎng)絡公開(3)資料來源:江蘇省出臺的《關于高質(zhì)量推進數(shù)字鄉(xiāng)村建設的實施意見》。?！盎ヂ?lián)網(wǎng)+政務服務”也強調(diào)要實現(xiàn)政務信息共享以及涉農(nóng)事項的網(wǎng)絡辦理,同時暢通網(wǎng)上信訪渠道。在此本文界定鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平為樣本所在村接入數(shù)字治理平臺數(shù)量。如果樣本所在村同時接入“互聯(lián)網(wǎng)+黨建”“互聯(lián)網(wǎng)+政務服務”平臺,則鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平值取2;若只接入其中之一,則鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平值取1;否則取值為0。需要注意的是,對鄉(xiāng)村數(shù)字治理情況的調(diào)查為2021年CLES問卷中新加入的內(nèi)容,因此,本文在此剔除2020年數(shù)據(jù)及存在缺失值的數(shù)據(jù),回歸結果見表3(4)列,假說H1依然成立。

4.Ologit模型。前文回歸中,采用Oprobit模型回歸,在此為保證穩(wěn)健性,本文使用Ologit模型再次回歸,結果見表4(1)列。結果顯示前文結論依然穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗

5.分年度回歸。由于本文為兩年期數(shù)據(jù),也可采用分年度回歸的方式,回歸結果見表4(2)(3)列。其中,(2)列為2020年數(shù)據(jù)回歸結果,(3)列為2021年數(shù)據(jù)回歸結果,結果表明本文假說H1依然成立。

五、鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)村居民幸福感的影響機制

(一)基層政治信任視角的機制檢驗

本文接下來從基層政治信任的視角出發(fā),探討鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)村居民幸福感的影響機制。首先使用模型(2)對全樣本進行回歸,以檢驗本文假說H2是否成立。由于基層政治信任是有序離散數(shù)據(jù),使用Oprobit模型進行回歸,結果見表5。

表5 鄉(xiāng)村數(shù)字治理對基層政治信任的影響 (N=2041)

表5中,(1)列未加入控制變量,回歸結果顯示鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平在1%水平上顯著,且系數(shù)值為正,證明鄉(xiāng)村數(shù)字治理有助于提高農(nóng)村居民基層政治信任。(2)—(4)列逐步加入地區(qū)與年度、個人特征、家庭與村莊特征控制變量,可以發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平系數(shù)均通過顯著性檢驗,且符號為正。上述結論說明鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平與農(nóng)村居民基層政治信任之間具有顯著正相關關系。鄉(xiāng)村數(shù)字治理的最大優(yōu)勢在于實現(xiàn)各類信息的公開共享,同時為農(nóng)村居民表達觀點提供具有包容性的輿論環(huán)境。在此基礎上形成的基層政府、自治組織與農(nóng)村居民之間有效的雙向交互機制,在加強基層政府、自治組織對農(nóng)民訴求響應效率的同時,形成有效的外在制約與監(jiān)督,防止村干部行為邏輯偏離群眾利益訴求,從而增強農(nóng)村居民對基層政治的信任程度。綜上所述,本文假說H2得證。

接下來,本文使用模型(3)對全樣本進行回歸,結果如表6所示。

表6 基層政治信任視角的機制檢驗 (N=2041)

表6中,(1)—(4)列逐步加入地區(qū)與年度、個人特征、家庭與村莊特征一系列控制變量,結果證明鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平、基層政治信任系數(shù)均通過顯著性檢驗,系數(shù)值均為正,表明基層政治信任是鄉(xiāng)村數(shù)字治理影響農(nóng)村居民幸福感的內(nèi)在機制。綜上所述。本文假說H3得證。為保證結果穩(wěn)健性,本文在驗證假說H2、H3時同樣使用工具變量法再次回歸,對(2)式采用工具變量法回歸時,atanhrho_12系數(shù)為0.042,對應概率值為0.459,對(3)式采用工具變量法回歸時,atanhrho_12系數(shù)為0.035,對應概率值為0.517,結果顯示基準模型不存在內(nèi)生性問題(4)由于篇幅所限,且考慮到atanhrho_12表示模型不存在內(nèi)生性問題,本文不再以表格形式列示工具變量法回歸結果。。

(二)關于影響機制的補充分析

1.鄉(xiāng)村數(shù)字治理的信息效應。信息效應與渠道效應是數(shù)字技術賦能鄉(xiāng)村治理的重要體現(xiàn),也是鄉(xiāng)村數(shù)字治理提升農(nóng)民幸福感的重要原因。前文基于基層政治信任視角檢驗鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)民幸福感的影響機制,在一定程度上證明了上述分析的合理性。但為了進一步完善證據(jù)鏈,結合數(shù)據(jù)可獲得性,本文在此對鄉(xiāng)村數(shù)字治理的信息效應進行檢驗(5)本文也嘗試對鄉(xiāng)村數(shù)字治理的渠道效應進行檢驗,但囿于數(shù)據(jù)可獲得性未能完成。這也是未來研究有待進一步探索的內(nèi)容。。

鄉(xiāng)村數(shù)字治理信息效應的內(nèi)涵在于增強農(nóng)戶信息可得性。對于信息可得性,何婧和李慶海[33]通過詢問受訪者是否關注經(jīng)營方面的信息進行度量。彭澎和徐志剛[34]以農(nóng)戶平時是否關注經(jīng)濟、金融等方面的信息作為農(nóng)戶信息可得性的代理變量。根據(jù)CLES問卷設計,以受訪者對“您平常對經(jīng)濟、金融方面的信息關注程度”這一問題的回答度量農(nóng)戶信息可得性,該問題選項包括非常關注、很關注、一般、很少關注、從不關注,分別以數(shù)值1—5表示。對信息關注程度的回答事實上既包含受訪者對信息關注的主觀意愿,也包含信息獲取渠道的通暢程度,因為只有當農(nóng)戶有獲取信息的客觀條件時,才會關注相關信息[35]。具體回歸結果如表7所示。

表7 影響機制補充檢驗

表7中(1)列結果顯示,鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平在5%水平上顯著,且系數(shù)值為負。被解釋變量信息可得性為負指標,即數(shù)值越大表示信息可得性越差,因此上述結果證明鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平越高,農(nóng)戶信息可得性越強,鄉(xiāng)村數(shù)字治理具有信息效應。

2.鄉(xiāng)村數(shù)字治理能否實現(xiàn)治理權力多元化。本文機制分析認為鄉(xiāng)村數(shù)字治理能夠打破身份界限,在信息共享的基礎上實現(xiàn)村莊事務的全員協(xié)商共治,進而實現(xiàn)公共話語體系與權力體系重塑,從而增強農(nóng)村居民歸屬感和幸福感。按照這一分析邏輯,鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)村居民幸福感的促進作用應該在原本并未充分參與治理的群體中表現(xiàn)得更明顯。本文按受訪者是否具有精英家庭背景為標準將全樣本劃分為兩個子樣本(6)鄉(xiāng)村精英按照影響力來源可以分為體制內(nèi)精英與體制外精英,結合本文的分析邏輯,本文重點關注體制內(nèi)精英家庭背景。若受訪者家庭成員擔任政府或村兩委干部,則認為受訪者具有精英家庭背景;反之,則認為不具有精英家庭背景。。對于原本具有精英家庭背景的受訪者,他們參與治理的積極性更強,渠道也更加多樣,因此新治理模式對其幸福感的影響可能較小甚至不顯著。分樣本回歸結果如表7所示。

表7(2)列為具有精英家庭背景的子樣本回歸結果,結果顯示,鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平的系數(shù)未通過顯著性檢驗,表明對于具有精英家庭背景的受訪者而言,鄉(xiāng)村數(shù)字治理并不具有幸福效應。(3)列為不具有精英家庭背景的子樣本回歸結果,結果顯示,鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平在1%的水平上顯著,為正,說明鄉(xiāng)村數(shù)字治理能夠顯著提升這類群體的幸福感。鄉(xiāng)村數(shù)字治理基于信息公開與數(shù)字空間下寬松的輿論環(huán)境,推動多元主體參與鄉(xiāng)村治理,加強普通村民話語權與訴求表達的主動性,有助于改變權威、精英主導的治理模式,實現(xiàn)公共話語體系重塑,提升農(nóng)村居民在治理過程中的參與度,切實增強農(nóng)民的幸福感。鄉(xiāng)村數(shù)字治理對具有精英家庭背景的受訪者幸福感影響不顯著,這一結果印證了本文的機制分析。對于不具有精英家庭背景的子樣本,依靠數(shù)字治理這一新模式,增強了他們的歸屬感、公平感,并滿足自身需求,切實提高他們的幸福感知。綜上所述,鄉(xiāng)村數(shù)字治理確實具有豐富治理參與主體、促進治理權力多元化的作用。

六、結論與討論

本文從理論層面分析鄉(xiāng)村數(shù)字治理所帶來的信息效應與渠道效應,在此基礎上,梳理鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)民幸福感的影響機制。其中尤為關鍵的是,鄉(xiāng)村數(shù)字治理基于信息效應與渠道效應促進傳統(tǒng)治理模式向多元博弈的局面轉(zhuǎn)變,豐富了治理參與主體,從而構建起“公共事務公眾管理”的協(xié)商共治機制。政府統(tǒng)合性力量與社會自主性力量的有效交互增強了農(nóng)村居民的基層政治信任,也因此成為提升農(nóng)村居民幸福感的重要路徑。

本文結合2020—2021年中國土地經(jīng)濟調(diào)查(CLES)數(shù)據(jù)進行實證檢驗,結果表明鄉(xiāng)村數(shù)字治理具有顯著的幸福效應,鄉(xiāng)村數(shù)字治理水平提升有助于增強農(nóng)村居民幸福感。機制檢驗結果證明基層政治信任是鄉(xiāng)村數(shù)字治理影響農(nóng)村居民幸福感的可行路徑,鄉(xiāng)村數(shù)字治理通過增強農(nóng)村居民基層政治信任進而提升其幸福感。作為機制檢驗的補充,本文對鄉(xiāng)村數(shù)字治理所具有的信息效應進行驗證,發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村數(shù)字治理能顯著提升農(nóng)村居民信息可得性,該結論充分體現(xiàn)了數(shù)字技術對鄉(xiāng)村治理的賦能作用。同時,鄉(xiāng)村數(shù)字治理對農(nóng)村居民幸福感的促進效果在不具有精英家庭背景的子樣本中更顯著,證明鄉(xiāng)村數(shù)字治理能夠打破身份界限,具有豐富治理參與主體、促進治理權力多元化的作用。

上述結論從治理的角度肯定了數(shù)字鄉(xiāng)村建設的必要性。正因如此,未來應在加強頂層設計的基礎上鼓勵地方政府制定差異化的行動方案,加強數(shù)字技術在鄉(xiāng)村治理中的嵌入,充分發(fā)揮數(shù)字技術對鄉(xiāng)村治理效能的賦能作用。但不可否認的是,作為鄉(xiāng)村治理數(shù)字化轉(zhuǎn)型的基礎,農(nóng)村地區(qū)數(shù)字基礎設施因其“公共品”屬性面臨市場供給不足的問題?；鶎诱畱l(fā)揮資源統(tǒng)籌作用,加大數(shù)字基礎設施建設投入力度,通過合理措施有效引入社會資本,以進一步補足鄉(xiāng)村數(shù)字治理的運營基礎,加快“互聯(lián)網(wǎng)+治理”平臺等向鄉(xiāng)村延伸,擴展數(shù)字化治理平臺覆蓋面。本文機制檢驗證實了提升基層政治信任對農(nóng)村居民幸福感的積極作用,因此在實現(xiàn)鄉(xiāng)村治理數(shù)字化轉(zhuǎn)型的同時,政府也應主動加強黨務、政務、村務、財務四公開,形成高效的回應機制,樹立良好的政府形象,密切干群關系,增強基層政府以及基層自治組織公信力。