中国农村集体经济具有独特的产权结构。从产权理论视角来看，明晰的产权界定是经济组织有效配置稀缺生产要素的基本前提，通常要求产权主体能够具体落实到个人。然而，农村集体所有制呈现出显著的成员本位特征：集体由具有成员身份的个体组成，但个体权利源于集体成员身份而非独立产权^[19]。这种制度安排使得农村集体经济组织的权利主体无法像一般法人组织那样明确界定到具体个人，形成了独特的产权模糊性。在实践中，集体经济组织承担着经济组织、政治组织和社会组织的多重功能。这种功能叠加与村级组织间的复杂关系网络，往往导致责权利边界不清，加之绝大部分兼任村级集体经济组织负责人的专业化市场运作管理水平有限^[20]，导致集体经济发展面临较大困境。

数字基础设施为农村集体经济增长注入了新动力。从新质生产力的视角来看，新质生产力以信息化、数字化和智能化为基石，符合更高效能、更高质量的发展要求^[21]。数字基础设施是培育新质生产力的技术底座^[22]，对于发展农村新生产力体系^[23]、推动农村经济高质量发展和提升农村集体经济具有重要作用。一方面，数字基础设施建设有助于打破城乡之间的信息壁垒，改善各类农业经营主体的信息获取能力，使其能够及时、准确地把握市场动态和技术知识等关键信息，有效降低因信息不对称导致的决策失误和资源错配，从而提升农业生产效率，有利于各类农业经营主体的培育与发展。此时，原本闲置的村集体仓库、厂房等资产，在市场需求的推动下，能够以更高的租金价格出租给各类经营主体，用于发展乡村旅游、农产品加工、农村电商物流等产业，直接增加了村集体的资产租赁收入。另一方面，数字治理平台通过降低信息不对称，使村集体能够更精准识别公共品需求，投入基础设施建设。完善的乡村基础设施直接提高了农业生产和农村产业的效率。同时，基础设施完善还可以吸引更多外部投资和技术支持，推动了农村产业多元化发展，最终推动了农村集体经济增长。基于此，本研究提出研究假说：数字基础设施建设有助于推动农村集体经济发展。

为检验数字基础设施建设对农村集体经济的影响，建立如下计量模型：

式中：被解释变量Income_cit为城市c的农村i在t年的人均集体经济收入；核心解释变量Dt_ct为城市c在t年的数字基础设施建设水平；X_cit为城市层面和村庄层面的控制变量；Id和Year分别为村庄个体固定效应和年份固定效应；α为常数项；β为核心解释变量系数；γ为控制变量系数；ε_cit为误差项。此外，对标准误进行城市层面的聚类调整。根据前文的理论分析，如果数字基础设施建设确实能够促进农村集体经济增长，那么系数β为正，且通过显著性检验。

本研究的被解释变量为农村集体经济发展水平。已有研究多采用村级集体经济总收入来测度村庄集体经济发展水平^[24]。为消除人口规模的影响，本研究采用人均集体经济收入来衡量农村集体经济的发展水平。

本研究的核心解释变量为数字基础设施建设。当前，政府是推进数字基础设施建设的主要力量^[25]。本研究以各省、市、自治区政府工作报告中数字基础设施相关词频的出现频率，作为衡量城市层面数字基础设施发展水平的指标。具体测算方法如下：首先，收集整理2010-2017年省级政府工作报告文本资料，并确定数字基础设施相关词汇；然后，使用Python软件对政府工作报告进行分词处理，分别统计政府报告总词汇数量和与数字基础设施相关的词汇数量，并计算数字基础设施相关词汇的占比；最后，采用地级市的信息就业人员数量占总人口的比重对数字基础设施的词频比重进行分劈处理，即用二者相乘的结果衡量各地级市数字基础设施建设情况^[26]。

根据理论分析，本研究分别选取农村集体经济的租赁收入和乡村基础设施投入作为数字基础设施影响农村集体经济的机制变量。其中，本研究以“人均出租村集体资产收入”衡量村集体资产租赁收入，以“人均农田水利基本建设支出”衡量乡村基础设施投入。

为缓解遗漏变量对本研究结果的干扰，本研究选取了一系列控制变量，包括：①村级层面控制变量。村庄离公路干线距离、村干部实际人数、村干部高中及以上学历比例、36~45岁村干部比例、年内是否发生各类民事纠纷、年内是否发生各类刑事犯罪案件、村内宽带接入户比例、村内户均耕地面积。②城市层面控制变量。市级经济发展水平、市级财政能力。表 1为主要变量的定义。

本研究使用的农村集体经济数据来自农业农村部全国农村固定观察点。该数据覆盖全国除港澳台外的31个省(区、市)，共360个村庄，23 000户农户。其中村庄层面的数据包括农村资源禀赋特征、村庄社会经济发展状况和农村集体经济收入、支出等信息。该数据具有稳定性高、覆盖范围广等明显优势，国内外学者利用该数据开展了广泛且具有影响力的研究^[27-29]。本研究将时间范围选定为2010-2017年，同时剔除关键变量缺失的样本，最终得到250个农村的1 774个观测值。数字基础设施建设的数据来自各省(区、市)的政府工作报告。城市层面的变量来自于《中国城市统计年鉴》以及国泰安数据库。表 2为主要变量原值的描述性统计。

表 3为数字基础设施建设对农村集体经济影响的基准回归。表 3中的列(3)加入核心解释变量，同时放入了村庄层面控制变量、城市层面控制变量以及个体固定效应和时间固定效应。列(3)的回归结果表明，数字基础设施建设的回归系数为0.007，且通过了5%的显著性检验，这意味着本研究数字基础设施建设具有普惠效应，推动了集体经济增长。从经济意义上来看，数字基础设施建设水平每提升1单位，人均集体经济收入增长约0.7%。这表明，数字基础设施建设水平提高，有助于加快形成新质生产力，为各经营主体利用数据等新型劳动对象，动态优化各类资源要素配置，减少资源闲置、错配，提高生产效率提供了保障^[30]。

本研究的核心解释变量为城市层面的数字基础设施建设，其变化主要受城市相关政策、经济发展水平等因素的影响，农村集体经济对其影响较小。因此，这种变量设定在一定程度上减少了互为因果导致的内生性问题对本研究结论的干扰。同时，在模型中引入了城市层面和村庄层面的控制变量，以及村庄个体固定效应和时间固定效应，缓解了因遗漏变量而导致的内生性问题。

在此，本研究进一步采用了替换数字基础设施建设衡量方式、加入潜在遗漏变量和倾向得分匹配法的方法，以缓解可能存在的内生性问题，增强研究结论的可靠性。首先，为了缓解测量误差导致的内生性问题，本研究还使用“政府报告中的数字基础设施建设相关的关键词总词频”作为数字基础设施建设的衡量方式，具体结果见表 4列(1)。其次，本研究加入了多个潜在遗漏变量，包括城市层面的控制变量(地方财政科学事业费支出占GDP比重、第二产业产值占GDP比重)和村庄层面的控制变量(村内硬化道路比例、村庄年内是否发生刑事犯罪)，以减少遗漏变量偏误，具体结果分别见表 4列(2)和列(3)。最后，本研究还采用了倾向得分匹配法，将数字基础设施建设水平是否大于0，生成市级数字基础设施建设的虚拟变量，采用核匹配方法平衡样本的分布特征，而后进行回归，具体结果见表 4列(4)。表 4列(1)至列(4)中，数字基础设施建设的系数、显著水平与基准回归结果一致，这表明在缓解内生性问题以后，本研究的结论依旧是稳健的。

为确保研究结论的可靠性性，本研究进行了如下稳健性检验：一是将稳健标准误的层级由城市层级调整为省级，回归结果分别见表 5列(1)。二是引入省份—年份联合固定效应。通过剥离各省份在特定时间点的时空交互异质性，缓解数字基建投资与地方政策周期的内生性关联，从而精准估计数字基础设施建设对农村集体经济的净效应，具体结果见表 5列(2)。从回归结果中可以看出，数字基础设施建设的系数大小和显著性均与基准结果保持一致。研究假说得到验证。

前文分析已经得出数字基础设施建设有助于提高农村集体经济。在此，本研究进一步分析数字基础设施建设对农村集体经济的影响是否存在异质性。

为分析不同地区的数字基础设施建设会如何影响农村集体经济，本研究将城市按其所在省份，划分为东部、中部和西部，利用分组回归予以检验，具体回归结果见表 6。表 6列(1)和列(3)中，数字基础设施建设的系数为正，且分别通过了10%和1%水平的显著性检验。这表明数字基础设施建设对东部、西部地区的农村集体经济具有明显的促进作用。东部地区经济发展水平较高，市场机制成熟，数字基础设施建设完善，能够更好地发挥数字基础设施建设对农村集体经济的促进作用。西部地区依托后发优势，通过政策倾斜强化数字基建投入，显著提升了特色农业资源与外部市场的衔接效率，提高农村集体经济。

为进一步探究不同地形条件下，数字基础设施建设对农村集体经济的影响异质性，本研究将农村地形划分为“平原、丘陵和山区”，并利用分组回归予以检验。具体结果见表 7。表 7列(2)中的结果显示，在丘陵地区，数字基础设施建设的系数为0.016，且通过1%水平的显著性检验。这表明，数字基础设施建设显著提高了丘陵地区的农村集体经济水平。可能的原因是，丘陵地区凭借独特的地理过渡带特征，其“小规模分散经营+特色资源禀赋”的产业结构与数字基础设施建设产生协同效应，即数字物流网络有效降低多品类农产品集配成本，电商平台重构丘陵特色农产品价值链，从而提高了丘陵地区的农村集体经济。

为分析不同村庄发展水平下数字基础设施建设对农村集体经济影响的异质性，本研究将村庄根据其所在县的水平，划分为发展水平较好、中等、较差3个等级，利用分组回归予以检验，具体结果见表 8。表 8中列(2)的结果显示，数字基础设施建设的系数为0.009，通过了5%水平的显著性检验。这表明数字基础设施建设对发展水平中等的农村集体经济具有明显的提升作用。可能的原因是，相较于发展水平较好村庄的边际效应递减，中等发展水平村庄正处于规模收益递增阶段，数字基础设施建设的边际效用更为显著。

前文分析表明，数字基础设施建设对农村集体经济具有显著的提升作用，且这种提升作用存在着明显的异质性。在此，本研究进一步分析数字基础设施建设影响农村集体经济的内在机制。具体结果见表 9。

理论分析表明，数字基础设施建设有助于提高农村的市场活力，激发各类经营主体创业和扩大经营规模，提高集体资产的租赁价格和流转频次，最终提高农村集体经济收入。具体实证检验结果见表 9列(1)。在列(1)中，数字基础设施建设的系数为0.009，且在5%的水平上通过了显著性检验。这表明，数字基础设施建设通过提高农村市场活跃度，提高了农村集体资产的租赁价格和租赁收入，最终提高了农村集体经济。因此，尽管农村集体经济具有独特的产权模糊性，但在集体资产与经营主体的租赁关系中，集体经济组织(出租方)与新型经营主体(承租方)通过契约形式明确界定了资产使用权、收益权与处置权，契合了产权制度从模糊共有向排他性权利演进的方向。这种契约治理模式通过降低交易成本、提升履约效率，成为当前农村集体经济转型的重要路径选择。

为检验数字基础设施建设通过提高乡村基础设施建设，进而提高农村集体经济的逻辑，本研究选取“农田水利基本建设支出”作为农村集体经济组织投资基础设施的代理变量。具体回归结果见表 9列(2)。在列(2)中，数字基础设施建设的系数为0.008，且通过了5%的显著性检验。这表明数字基础设施建设通过提高农村集体经济的基础设施投资，进而提高了农村集体经济。

数字基础设施建设是推动数字技术创新与应用，加快培育新质生产力的重要前提。本研究在阐述农村集体经济组织独特性的基础上，利用2010-2017年全国农村固定观察点的村级面板数据，深入分析了数字基础设施建设对农村集体经济的影响。研究发现，数字基础设施建设明显推动了农村集体经济增长。从经济意义上来看，数字基础设施建设水平每提升1单位，人均集体经济收入增长约0.7%。这一结论经过一系列稳健性和内生性检验以后依然成立。异质性检验表明，在丘陵地区、经济发展程度中等的村庄以及西部地区，数字基础设施建设对农村集体经济的促进作用更明显。机制检验表明，数字基础设施建设通过提高集体资产的租赁收入，提升农村基础设施投资，从而推动了集体经济的增长。

基于以上研究结论，本研究提出如下政策建议。一是加快推进数字基础设施建设。政府应重点加大对农村地区，特别是丘陵地区和经济发展中等水平村庄的网络基础设施建设投资力度，为农村集体经济发展构建高速、稳定、安全的数字化基础设施环境。二是构建政府与农村集体经济组织数据协同治理机制。建立健全数据资源共享与协同治理体系，推动政府部门与农村集体经济组织在数据采集、整合与应用方面的深度合作。通过搭建数据共享平台，运用大数据分析和人工智能技术，为农村集体经济组织提供精准的市场预测、产业规划等决策支持服务。