孔 星，呂劍平

（1.甘肅農業(yè)大學 財經學院，甘肅 蘭州 730070；2.甘肅省區(qū)域農業(yè)與產業(yè)組織研究中心，甘肅 蘭州 730070）

一、引言

黨的十九大首次指出：“我國社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾”[1]，這一重大論斷表明，區(qū)域發(fā)展不平衡已成為我國經濟社會發(fā)展面臨的主要問題。甘肅作為西部欠發(fā)達省份，城鄉(xiāng)發(fā)展失衡成為長期制約其經濟發(fā)展的主要因素，甘肅省統(tǒng)計局統(tǒng)計數據顯示，2017年甘肅省農村居民人均可支配收入為8 076 元，而同期甘肅省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入達27 763 元，城鎮(zhèn)居民收入是農村居民收入的3.44 倍，城鄉(xiāng)收入存在較大差距。城鄉(xiāng)收入差距與二元經濟社會結構存在緊密聯(lián)系[2]，在二元經濟社會結構背景下，城鄉(xiāng)居民信息獲取存在不對稱性[3]，而信息不對稱是造成收入差距的重要原因[4]。互聯(lián)網作為低成本、高效率的現代信息傳遞手段，在解決信息不對稱方面發(fā)揮著重要作用。因此，關注互聯(lián)網普及對城鄉(xiāng)收入差距的影響，對破解城鄉(xiāng)數字鴻溝、實現城鄉(xiāng)融合發(fā)展有重要意義。

學者們對城鄉(xiāng)收入差距及其影響因素的研究可謂汗牛充棟。已有研究分別從體制機制[5]、公共政策[6]、資源配置[7]、產業(yè)結構及城鎮(zhèn)化[8]等視角探析了產生城鄉(xiāng)收入差距的原因。Acemoglu 等[4]認為信息不對稱也是造成收入差距的重要因素，Bauer[9]認為，互聯(lián)網技術通過改變信息不對稱，對城鄉(xiāng)收入差距產生了重要影響。中國自20 世紀90年代引入互聯(lián)網以來，信息化程度得到迅速提升[10]，學者們開始關注互聯(lián)網普及對收入差距的影響。一方面，部分學者認為互聯(lián)網在破解城鄉(xiāng)數字鴻溝、縮小城鄉(xiāng)收入差距方面有積極作用[11]?；ヂ?lián)網普及可以為農村居民傳遞就業(yè)信息，增加農村居民收入[12]，特別是近年來互聯(lián)網+農業(yè)、農村電商等的發(fā)展，豐富了農民增收渠道，顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距[10]。另一些學者則認為，互聯(lián)網使用會拉大區(qū)域收入差距，從互聯(lián)網技術中受益的大多集中在經濟發(fā)達的東部沿海地區(qū)[13]，城鄉(xiāng)因互聯(lián)網普及率的不同，對收入增長的影響也存在顯著差異[3]。

從已有研究來看，首先，學者們從體制機制、公共政策、經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構及城鎮(zhèn)化等角度研究城鄉(xiāng)收入差距的較多，而從信息不對稱視角研究城鄉(xiāng)收入差距的較少。其次，互聯(lián)網普及對城鄉(xiāng)收入差距的影響，學者們尚未形成統(tǒng)一的觀點，仍需進一步討論。最后，從研究區(qū)域來看，已有研究大多關注東部經濟發(fā)達地區(qū)，而對甘肅等西部欠發(fā)達省份的研究較少。因此，本文對互聯(lián)網普及與城鄉(xiāng)收入差距之間關系的驗證，能豐富關于城鄉(xiāng)收入差距的研究，對縮小甘肅等西部欠發(fā)達省份的城鄉(xiāng)收入差距有重要政策啟示。

二、理論分析

新古典經濟理論的重要假設之一，就是市場信息是對稱的，各市場主體掌握的信息是充分而確定的。Arrow、Spence、Grossman 和Stigliz 等經濟學家對這一假定提出批判，并提出了信息不對稱理論。該理論認為，由于市場的復雜性和決策主體理性的有限性，現實中人們所獲得的信息是不均勻、不充分、不完全和不確定的。掌握信息充分的人員，往往處于有利地位；而掌握信息貧乏的人員，則處于不利地位[14]。在互聯(lián)網技術擴散的早期階段，城鎮(zhèn)居民利用地理位置、經濟條件、硬件設施及受教育程度等方面的優(yōu)勢，最先享受互聯(lián)網技術帶來的信息優(yōu)勢，城鄉(xiāng)信息不對稱導致城鎮(zhèn)居民與農村居民收入差距逐步擴大。隨著互聯(lián)網技術的進一步擴散，特別是移動互聯(lián)網技術的發(fā)展，使得農村居民逐步利用互聯(lián)網技術進行信息的傳遞和加工處理，城鄉(xiāng)信息不對稱程度逐漸縮小?；ヂ?lián)網知識作為公共物品的“外溢性”和“干中學”效應，使得農村居民在利用互聯(lián)網增加收入上逐步擁有了后發(fā)優(yōu)勢，城鄉(xiāng)收入差距進一步縮小。因此，互聯(lián)網普及對城鄉(xiāng)收入差距的影響，經歷了一個先擴大后縮小的“倒U 型”變化過程。

三、實證設計

（一）甘肅省互聯(lián)網普及與城鄉(xiāng)收入差距關系的統(tǒng)計描述

1.甘肅省城鄉(xiāng)收入差距的統(tǒng)計描述

（1）城鄉(xiāng)居民收入比值分析：借鑒陳斌開和林毅夫（2013）[15]的方法，用城鎮(zhèn)居民收入與農村居民收入之比來衡量城鄉(xiāng)收入差距，城鄉(xiāng)居民收入比值的計算公式為：

其中，UARGN 即為城鄉(xiāng)居民收入比值，Iu為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，Ir為農村居民人均可支配收入。城鄉(xiāng)居民收入比值的高低能直接反映城鄉(xiāng)收入差距的大小。如圖1 所示，2000—2017年城鄉(xiāng)居民收入比值的變化趨勢為：以2008年的峰值4.16 為界，呈現出先上升后下降的變化過程，表明同期甘肅省城鄉(xiāng)收入差距呈現“倒U 型”的發(fā)展趨勢。

圖1 2000—2017年甘肅省城鄉(xiāng)居民收入比值變動情況

（2）泰爾指數分析：作為比較，也利用泰爾指數衡量城鄉(xiāng)收入差距。借鑒王曉鴻和馬旭東（2019）[16]的方法，泰爾指數的計算公式為：

其中，Theilt即為泰爾指數。Yt、Y1t和Y2t分別表示t 時期的總收入、城鎮(zhèn)居民總收入和農村居民總收入，Pt、P1t和P2t分別表示t 時期的總人口數、城鎮(zhèn)總人口數和農村總人口數。泰爾指數的取值范圍為0 到正無窮，泰爾指數越趨近于0，表明城鄉(xiāng)收入差距越?。环粗?，泰爾指數越遠離0，則城鄉(xiāng)收入差距越大。如圖2 所示，2000—2017年甘肅省城鄉(xiāng)收入的泰爾指數在2007年達到峰值，呈現出先上升后下降的發(fā)展態(tài)勢，表明2000—2017年甘肅省城鄉(xiāng)收入差距經歷了一個先擴大后縮小的變化過程。

圖2 2000—2017年甘肅省城鄉(xiāng)收入的泰爾指數

2.甘肅省互聯(lián)網普及狀況的統(tǒng)計描述

互聯(lián)網普及狀況通常用互聯(lián)網普及率來衡量，其計算公式為：

其中，INT 為互聯(lián)網普及率，Pn表示互聯(lián)網使用人數，Pt表示總人口數。如圖3 所示，2000—2017年甘肅省互聯(lián)網使用人數由9.2 萬人增加至1 294 萬人，同期甘肅省互聯(lián)網普及率由0.36%上升至49.28%，互聯(lián)網使用人數與互聯(lián)網普及率均實現快速增長，甘肅省信息化程度顯著提升。但是，甘肅省城鄉(xiāng)互聯(lián)網發(fā)展仍存在較大差異。以2017年細分數據為例，全省城鎮(zhèn)互聯(lián)網普及率為65.93%，而農村互聯(lián)網普及率僅為34.07%。從互聯(lián)網硬件設施來看，全省互聯(lián)網寬帶接入576.4萬戶，其中城鎮(zhèn)互聯(lián)網寬帶接入380 萬戶，農村互聯(lián)網寬帶僅接入196.4 萬戶。全省城鎮(zhèn)居民家庭平均每百戶計算機與移動手機擁有量分別為70.8臺和240.1 部，而農村居民家庭平均每百戶計算機與移動手機擁有量分別只有16.8 臺和190 部。

圖3 2000—2017年甘肅省互聯(lián)網使用人數與互聯(lián)網普及率

3.甘肅省互聯(lián)網普及與城鄉(xiāng)收入差距關系的統(tǒng)計描述

如圖4 所示，2000—2017年甘肅省互聯(lián)網普及率與城鄉(xiāng)居民收入之間存在正向關系。由圖5可見，2000—2017年甘肅省互聯(lián)網普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系表現為：隨著互聯(lián)網普及率的提高，城鄉(xiāng)居民收入比和泰爾指數均呈現出先擴大后縮小的變化趨勢，表明互聯(lián)網普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U 型”關系。但是，這種關系僅僅是描述性的，二者之間這一特殊的關系究竟是偶然的，還是真實存在的，需要進一步通過實證驗證。

（二）變量選擇

本文的被解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距，衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標有城鄉(xiāng)居民收入比值、泰爾指數和基尼系數等。城鄉(xiāng)居民收入比值的高低能直接反映城鄉(xiāng)收入差距的大小[15]，因此，文章采用城鄉(xiāng)居民收入比值來衡量城鄉(xiāng)收入差距，記為UARGN。解釋變量選擇互聯(lián)網普及率、經濟發(fā)展水平和產業(yè)結構?；ヂ?lián)網普及率用INT 表示；Kuznets（1962）[17]認為，經濟發(fā)展水平與收入差距之間存在“倒U 型”曲線關系，即隨著經濟發(fā)展水平的提高，收入分配差距會經歷一個先擴大后縮小的變化過程。經濟發(fā)展水平一般用國內或地區(qū)生產總值來衡量，記為GDP；熊素宜和周婷（2018）[18]認為產業(yè)結構升級能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，特別是第三產業(yè)的發(fā)展，在吸納勞動力就業(yè)及縮小城鄉(xiāng)收入差距方面發(fā)揮著重要作用，因此本文選擇第三產業(yè)增加值占生產總值的比重來衡量產業(yè)結構，記為IS。

（三）模型構建

為了驗證甘肅省互聯(lián)網普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間是否存在“倒U 型”曲線關系，需擴展Cobb-Douglas 生產函數，將該函數變形為：

對（4）式兩邊取自然對數可得：

式子（5）中C 為常數，因此該式可進一步變形為：

其中，i 為觀測次數，ε 為隨機干擾項。

（四）數據來源

本文采用甘肅省2000—2017年的時間序列數據。其中甘肅省生產總值、第三產業(yè)增加值、城鄉(xiāng)人口數、城鄉(xiāng)居民人均可支配收入來自2001—2018年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《甘肅發(fā)展年鑒》和《甘肅農村年鑒》，甘肅省互聯(lián)網使用人數來自國家統(tǒng)計局統(tǒng)計數據庫、知網中國經濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數據庫和中國互聯(lián)網絡信息中心（CNNIC）。

四、實證檢驗與結果

（一）平穩(wěn)性檢驗

本文涉及的變量均屬于時間序列數據，為了避免時間序列變量的非平穩(wěn)性造成“偽回歸”結果，必須對相關數據做平穩(wěn)性檢驗。因此，本文采用Augmented Dickey-Fuller 檢驗（簡稱ADF 檢驗）來檢測相關數據的平穩(wěn)性。檢測結果如表1 所示。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗結果

從表1 中ADF 檢驗結果可以看出，在5%的顯著性水平下，城鄉(xiāng)居民收入比、生產總值、產業(yè)結構、互聯(lián)網普及率的原始水平序列和一階差分序列均存在單位根，是非平穩(wěn)序列。所有序列在經過二階差分后，ADF 統(tǒng)計值均小于臨界值，不存在單位根，表明所有序列滿足二階單整。

（二）協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是為了考察變量之間是否存在長期的均衡關系。由于所有序列都是二階單整，因此需構建VAR 模型，利用AIC 和LR 準則得到VAR模型的滯后期數為2。協(xié)整檢驗的方法有單一方程的EG 兩步法、頻域非參數譜回歸法和基于回歸系數完全信息的Johansen 檢驗法。由于樣本容量較小，本文采用Johansen 檢驗法來進行協(xié)整檢驗，檢驗結果如表2 所示。

表2 Johansen 協(xié)整檢驗結果

從表2 中Johansen 協(xié)整檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，明顯拒絕不存在協(xié)整關系的假定，但無法拒絕至多存在一個、至多存在兩個及至多存在三個協(xié)整關系的假定，表明這些變量間存在長期的均衡關系。

（三）格蘭杰因果檢驗

通過平穩(wěn)性及協(xié)整檢驗可以發(fā)現，城鄉(xiāng)居民收入比、生產總值、產業(yè)結構、互聯(lián)網普及率之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，但是無法確定這些變量之間是否存在因果關系，因此需要對這些變量進行格蘭杰因果檢驗。檢驗結果如表3 所示。

表3 格蘭杰因果檢驗

從表3 格蘭杰因果檢驗結果可見，在5%的顯著性水平下，生產總值是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰成因，但城鄉(xiāng)收入差距卻不是生產總值的格蘭杰成因；產業(yè)結構不是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰成因，城鄉(xiāng)收入差距也不是產業(yè)結構的格蘭杰成因；互聯(lián)網普及率是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰成因，但城鄉(xiāng)收入差距卻不是互聯(lián)網普及率的格蘭杰成因。也就是說，經濟發(fā)展水平和互聯(lián)網普及率是甘肅省城鄉(xiāng)收入差距變化的主要原因。但是，統(tǒng)計意義上的格蘭杰因果關系并不等于實際因果關系，因此，產業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系還需借助回歸分析做進一步研究。

（四）實證結果

為了驗證甘肅省互聯(lián)網普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間是否存在“倒U 型”曲線關系，需引入互聯(lián)網普及率的平方項，但引入平方項并兩邊取自然對數后，自變量之間存在嚴重的多重共線性。針對這一問題，此處的做法是剔除變量互聯(lián)網普及率，而保留其平方項。將模型（7）修正如下：

根據前文理論分析可知，自變量互聯(lián)網普及率對因變量的邊際效應是可變的，因此引入平方項，由于的取值取決于INTi，符合普通最小二乘法（OLS）線性模型的假定，因此可以利用OLS 法對模型（8）進行參數估計，估計結果如表4所示。

表4 回歸結果

由表4 的回歸結果可知，R2=0.644486，模型對樣本的擬合較好。在α=5%的顯著性水平下，針對原假設H0：βj=0（j=1，2，3，4）。從F 檢驗來看，F=8.459854＞Fα（3，15）=5.20，應拒絕原假設H0，表明回歸方程顯著；從t 檢驗來看，對應的t 統(tǒng)計量分別為4.248 604、-2.508 756、-2.554 876、-2.617 717，其絕對值均大于（15）=2.131，這說明Ln（GDP）、Ln（IS）、Ln（INT2）三個自變量對Ln（UARGN）有顯著影響。根據表4 回歸結果，模型估計的結果可寫為：

為了保證模型估計的正確性，本文分別利用White 檢驗和LM 檢驗來判斷模型是否存在異方差和自相關，檢驗結果如表5 和表6 所示。White檢驗首先要構造方差σ2與解釋變量之間的輔助回歸函數，得到模型（9）的輔助回歸共有9 個解釋變量，所以自由度為9，由表5 中White 檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，，表明模型不存在異方差；由表6 中LM 檢驗結果可知，LM=TR2=7.696455，其對應p 值為0.051 3，在5%的顯著性水平下并不存在自相關。

表5 White檢驗結果

表6 LM 檢驗結果

五、結論與政策啟示

（一）結論

本文在理論分析的基礎之上，提出互聯(lián)網普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U 型”關系的假定，并選用甘肅省2000—2017年的相關數據，對互聯(lián)網普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間這種特殊的關系進行了實證檢驗。結果發(fā)現，經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構及互聯(lián)網普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長期穩(wěn)定的關系。具體表現為：甘肅省經濟發(fā)展水平和產業(yè)結構與城鄉(xiāng)收入差距之間存在明顯的負相關關系，隨著經濟發(fā)展水平的提高和產業(yè)結構的優(yōu)化，甘肅省城鄉(xiāng)收入差距會進一步縮??；互聯(lián)網普及率與甘肅省城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U 型”曲線關系，并且已進入互聯(lián)網普及促進城鄉(xiāng)收入差距縮小的階段。

（二）政策啟示

根據理論分析和實證結果，針對甘肅省城鄉(xiāng)收入差距仍然較大的現實困境，本文提出以下政策啟示。

1.加快農村信息化建設，逐步改善城鄉(xiāng)信息不對稱現象。針對農村地區(qū)信息化進程滯后，互聯(lián)網技術服務體系不健全等問題，應借助“一帶一路”建設紅利和“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”發(fā)展機遇，利用財政扶持、城鎮(zhèn)化建設、對外開放、農村電商及“互聯(lián)網+農業(yè)”等多種舉措，完善農村地區(qū)互聯(lián)網寬帶網絡和第四代移動通信網絡的全覆蓋，加快推進農村信息化進程，建設一條覆蓋面廣、成本低廉、方便快捷和功能齊全的互聯(lián)網技術利用通道，逐步改善城鄉(xiāng)信息不對稱現象。

2.推進城鄉(xiāng)基本公共服務均等化，從源頭上治理城鄉(xiāng)數字鴻溝。城鄉(xiāng)互聯(lián)網普及率的差異及信息不對稱現象，歸根到底是城鄉(xiāng)經濟發(fā)展水平、人口素質、基礎設施、公共服務等方面發(fā)展“二元化”造成的數字鴻溝。因此，必須從源頭上消減城鄉(xiāng)數字鴻溝。為此，首先要完善再分配機制，加大對農村居民的轉移支付力度；其次，重視城鄉(xiāng)基礎設施建設、教育資源配置、公共服務供給的均等化，逐步建立健全全民覆蓋、普惠共享、城鄉(xiāng)一體的基本公共服務體系，推進城鄉(xiāng)基本公共服務均等化。

3.注重區(qū)域經濟發(fā)展的質量和協(xié)調性，進一步優(yōu)化產業(yè)結構。從實證結果的分析中可見，現階段經濟發(fā)展水平的提高和產業(yè)結構的優(yōu)化對甘肅省城鄉(xiāng)收入差距縮小起到了積極的促進作用。因此，針對城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡、農村發(fā)展不充分的矛盾，要更加注重區(qū)域經濟發(fā)展的質量和協(xié)調性。一方面，要以農業(yè)轉型升級和農村產業(yè)融合為契機，增強農村內部發(fā)展動力；另一方面，構建“以工帶農”和“以城促鄉(xiāng)”的新型城鄉(xiāng)關系，加快城鄉(xiāng)融合發(fā)展，為農村發(fā)展營造良好的外部環(huán)境。此外，要進一步優(yōu)化區(qū)域產業(yè)結構，推動產業(yè)結構向高級化、服務化方向發(fā)展，在實現產業(yè)增值的同時擴大就業(yè)規(guī)模、提升就業(yè)質量。同時，要因地制宜，充分發(fā)掘地方特色，對優(yōu)勢農產品進行深加工，打造農業(yè)產供銷加一體化產業(yè)鏈，充分吸納農村剩余勞動力就業(yè)。