王 琴，李 敬，丁可可,3，雷 俐

（1.重慶工商大學 長江上游經(jīng)濟研究中心，重慶 400067；2.重慶財經(jīng)學院 新媒體藝術學院，重慶 401320；3.重慶第二師范學院 經(jīng)濟與工商管理學院，重慶 400065）

0 引言

數(shù)字基礎設施作為“新基建”的關鍵組成部分，可為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展提供堅實支撐。同時，數(shù)字基礎設施是統(tǒng)籌推進新型智慧城市和數(shù)字鄉(xiāng)村建設的先行官，能在城市和農(nóng)村之間搭建起一座“數(shù)字橋梁”，對彌合城鄉(xiāng)收入差距具有重要作用。深入探究數(shù)字基礎設施與城鄉(xiāng)收入差距的關系及其作用機制，對于實現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟賦能共同富裕具有重大的現(xiàn)實意義。

既有文獻大多聚焦于傳統(tǒng)基礎設施與城鄉(xiāng)居民收入之間的關系[1—3]，也有部分文獻圍繞移動電話、互聯(lián)網(wǎng)技術、電子商務的接入和使用，討論了數(shù)字基礎設施和城鄉(xiāng)居民收入之間的關系。研究表明，數(shù)字基礎設施能夠促進農(nóng)民增收[4,5]，但其是否有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距還存在爭議。一種觀點是線性論，即數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈線性變化，認為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展會進一步加劇城市居民和農(nóng)村居民之間的收入差距[6]，而且在經(jīng)濟更發(fā)達、教育水平更高的地區(qū)表現(xiàn)得更顯著[7]。另外一些研究則持相反觀點，認為互聯(lián)網(wǎng)可以通過縮小城鄉(xiāng)之間就業(yè)機會差異、促進城鄉(xiāng)之間資源優(yōu)化配置、降低城鄉(xiāng)之間空間距離和交易成本等[8,9]，有效改善城鄉(xiāng)之間收入差距的現(xiàn)狀。另一種觀點是非線性論，即數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)差距的影響呈非線性變化?；ヂ?lián)網(wǎng)對城鄉(xiāng)收入差距的作用呈現(xiàn)先升后降的“倒U”型趨勢，且該作用于2009 年已跨過拐點[10]?？梢姡瑪?shù)字基礎設施既有可能縮小，也有可能擴大城鄉(xiāng)收入差距，這主要取決于特定發(fā)展階段中城鄉(xiāng)居民誰更能從數(shù)字基礎設施承載的應用服務中獲益。

基于此，本文基于要素配置效率視角構(gòu)建理論框架，量化我國市級層面的數(shù)字基礎設施發(fā)展水平，驗證其對城鄉(xiāng)收入差距的影響及作用機制。

1 理論分析與研究假設

1.1 數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距的直接機理

隨著數(shù)字基礎設施發(fā)展的進一步完善，數(shù)字紅利向農(nóng)村地區(qū)和農(nóng)業(yè)領域不斷擴散，其可以通過以下途徑促進農(nóng)村居民收入水平較快增長。一是提升農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)收入。在生產(chǎn)環(huán)節(jié)，利用通信網(wǎng)絡、農(nóng)業(yè)物聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的信息進行采集、傳輸、儲存、挖掘，并使其和新一代信息技術共同融入“農(nóng)作物生長模型”“區(qū)域氣候模型”等，可以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源更為高效地利用和生產(chǎn)風險更為有效地預知[11]，助力農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升。在銷售環(huán)節(jié)，作為農(nóng)村信息服務基礎設施的重要構(gòu)成部分，農(nóng)村電子商務服務站憑借其中介性、協(xié)調(diào)性等特性，有利于打破傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品市場存在的“信息壁壘”，在一定程度上強化農(nóng)民的市場力量，減輕其被中間商低價收購的壓力，提高農(nóng)產(chǎn)品收購價格。在流通環(huán)節(jié)，作為推進農(nóng)產(chǎn)品流通數(shù)字化的重要支撐，流通領域數(shù)字基礎設施有助于推進農(nóng)產(chǎn)品流通模式創(chuàng)新，使深藏大山中的農(nóng)產(chǎn)品攜帶品牌價值走向全國乃至海外，有效提升農(nóng)產(chǎn)品附加值[12]。二是提升農(nóng)村居民的工資性收入。數(shù)字基礎設施能夠改進以社會網(wǎng)絡為中心的傳統(tǒng)就業(yè)信息渠道，幫助農(nóng)村勞動力從網(wǎng)絡信息平臺獲知招聘信息，降低其尋求工作的時間成本和經(jīng)濟成本，提高就業(yè)效率。同時，數(shù)字基礎設施可以通過刺激服務性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高農(nóng)村地區(qū)服務性產(chǎn)業(yè)的就業(yè)率和工資水平[13]。三是提升農(nóng)村居民的創(chuàng)業(yè)收入。數(shù)字基礎設施促使數(shù)字普惠金融在技術條件上得以實現(xiàn)，而數(shù)字普惠金融通過增加金融可得性、降低信貸門檻，幫助有創(chuàng)業(yè)精神的農(nóng)村居民自主創(chuàng)業(yè)，并提高其創(chuàng)業(yè)績效[14]。農(nóng)村居民收入長期處于相對低位，提升空間大，而數(shù)字基礎設施則通過上述途徑賦予農(nóng)村居民增收“后發(fā)優(yōu)勢”，使得農(nóng)村居民收入增長較城鎮(zhèn)居民更快，進而有利于緩解城鄉(xiāng)居民收入差距。

假設1：數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距存在直接的縮小效應。

1.2 數(shù)字基礎設施通過要素配置效率對城鄉(xiāng)收入差距的間接機理

城鄉(xiāng)要素錯配是導致城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化滯后的重要原因[15]。為縮小城鄉(xiāng)收入差距，應逐步彌補城鄉(xiāng)要素鴻溝，提升城鄉(xiāng)要素配置效率。而數(shù)字基礎設施則通過支持城鄉(xiāng)人才雙向流動、紓解城鄉(xiāng)資本配置扭曲、優(yōu)化城鄉(xiāng)土地資源配置、引導城市現(xiàn)代化要素下鄉(xiāng)來促進要素配置效率提升，間接推動城鄉(xiāng)收入差距縮小。首先，支持城鄉(xiāng)人才雙向流動。數(shù)字基礎設施通過破除城鄉(xiāng)人才流動障礙，構(gòu)建城鄉(xiāng)一體化人力資源市場，增強城市對農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的包容性，引導各類人才帶科研成果入鄉(xiāng)轉(zhuǎn)化和回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，緩解人才從鄉(xiāng)村到城市單向流動的困局，促進城鄉(xiāng)之間人才資源良性互動。其次，紓解城鄉(xiāng)資本配置扭曲。數(shù)字基礎設施通過夯實農(nóng)村金融創(chuàng)新“數(shù)字底座”，助力農(nóng)村金融服務數(shù)字化發(fā)展，彌補原有農(nóng)村金融成本高、風控難、效率低等缺陷，推動更多金融資源向農(nóng)村地區(qū)傾斜，打破傳統(tǒng)金融的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)[16]。再次，優(yōu)化城鄉(xiāng)土地資源配置。依托通信網(wǎng)絡、算力、融合、信息安全等方面的數(shù)字基礎設施，構(gòu)建城鄉(xiāng)一體化土地資源利用數(shù)據(jù)庫，支持城鄉(xiāng)土地資源數(shù)字化動態(tài)管理，解決城市建設用地供給不足、農(nóng)村建設用地閑置浪費等突出問題，助力城鄉(xiāng)土地資源協(xié)同開發(fā)。最后，引導城市現(xiàn)代化要素下鄉(xiāng)。數(shù)字基礎設施憑借其聯(lián)結(jié)數(shù)字空間和地理空間的“超時空”特征，有助于信息、數(shù)據(jù)等新型生產(chǎn)要素融入生產(chǎn)、流通、消費、分配等各環(huán)節(jié)，推進城市的現(xiàn)代化要素更多地配置到農(nóng)業(yè)和農(nóng)村，實現(xiàn)技術、管理等要素向農(nóng)村的凈流入。

假設2：數(shù)字基礎設施通過加速要素配置效率提升縮小城鄉(xiāng)收入差距。

1.3 要素配置效率影響城鄉(xiāng)收入差距的數(shù)字基礎設施門檻機理

要素配置效率促進城鄉(xiāng)收入差距縮小的效應離不開數(shù)字基礎設施的有力支撐。不同程度的數(shù)字基礎設施發(fā)展水平和城鄉(xiāng)要素配置效率會呈現(xiàn)較大差別，從而對城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應也有所不同。一般而言，數(shù)字基礎設施發(fā)展水平較高時，其對城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應更顯著。在這種情況下，城鄉(xiāng)數(shù)字基礎設施的布局更加均衡，能夠在城市和農(nóng)村之間搭建起一座“數(shù)字橋梁”，使城鄉(xiāng)間的地理關聯(lián)對要素流動的影響逐步弱化，阻礙城鄉(xiāng)要素流動的束縛不斷減少，進一步推動農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，撬動更多金融資源向農(nóng)村傾斜，提升農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)質(zhì)量，引導城市現(xiàn)代化要素下鄉(xiāng)，有利于城鄉(xiāng)之間形成要素雙向流動、平等交換的良好局面，有助于破解城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟體制難題，打通城鄉(xiāng)經(jīng)濟循環(huán)堵點，推動城鄉(xiāng)收入差距縮小。反之，數(shù)字基礎設施在農(nóng)村地區(qū)和農(nóng)業(yè)領域的應用不足，不能促進穩(wěn)定、透明的城鄉(xiāng)要素市場環(huán)境的有效形成，可能導致城鄉(xiāng)之間勞動、資本、土地、數(shù)據(jù)、信息等要素供需結(jié)構(gòu)性失衡，即數(shù)字基礎設施發(fā)展水平較低時會掣肘城鄉(xiāng)要素配置效率提升，增加城鄉(xiāng)要素配置過程中的不確定性和交易成本，進而影響其對城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應。

假設3：要素配置效率對城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應受到數(shù)字基礎設施發(fā)展門檻效應的影響，當數(shù)字基礎設施發(fā)展水平較低時，其縮小效應較弱，跨越門檻后，縮小效應增強。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為了考察數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文收集整理了2006—2019 年31 個省份（不含港澳臺）283 個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源如下：2006—2019年各城市要素市場發(fā)育得分來源于樊綱市場化指數(shù)（地級及以上城市部分）；2006—2019 年各省份光纜線路長度和移動電話基站數(shù)量來源于各省份的統(tǒng)計年鑒；2006—2019年各城市的經(jīng)緯度數(shù)據(jù)來源于歷年高德GPS導航地圖；其余指標數(shù)據(jù)都來源于2007—2020 年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

2.2 模型設定

為考察數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響，基于前文的理論分析，設定如下形式的基準回歸模型：

其中，Yit為第t年i城市的城鄉(xiāng)收入差距水平，Xit為第t年i城市的數(shù)字基礎設施發(fā)展水平，C＇it表示影響城鄉(xiāng)收入差距水平的控制變量集合，α1反映數(shù)字基礎設施影響城鄉(xiāng)收入差距的總效應，λi、λt分別表示城市固定效應、年份固定效應，εit表示隨機干擾項。

為了進一步探究要素配置效率在數(shù)字基礎設施與城鄉(xiāng)收入差距之間是否發(fā)揮顯著的中介效應，將模型設定如下：

其中，Mit是中介變量，其他變量含義與式（1）保持一致。需要特別說明的是，α1反映了數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距影響的總效應，ω1表示直接效應，中介效應的衡量方法為θ1ω2=α1-ω1。

為了進一步檢驗在不同數(shù)字基礎設施發(fā)展水平區(qū)間內(nèi)，要素配置效率對城鄉(xiāng)收入差距的異質(zhì)性影響，構(gòu)造如下的面板門檻模型：

其中，th為門檻變量，用數(shù)字基礎設施發(fā)展水平衡量；δ為未知門檻值；n為門檻值數(shù)量；I(·)為指示函數(shù)，若滿足括號內(nèi)的條件，則I等于1，否則I等于0。

2.3 變量選取與說明

被解釋變量：城鄉(xiāng)收入差距。為了確保回歸結(jié)果的可靠性，本文采用泰爾指數(shù)衡量的城鄉(xiāng)收入差距進行穩(wěn)健性檢驗。具體計算方式為。其中，i=1，2，分別表示市域內(nèi)的城鎮(zhèn)、鄉(xiāng)村，zi代表市域內(nèi)的城鎮(zhèn)或鄉(xiāng)村人口數(shù)量，pi代表縣域內(nèi)的城鎮(zhèn)或鄉(xiāng)村的總收入，z、p分別代表縣域內(nèi)的總?cè)丝?、總收入?/p>

解釋變量：數(shù)字基礎設施。數(shù)字基礎設施是一個涉及多方面、多層次的系統(tǒng)工程，僅用單一指標不能全面地測算其真實發(fā)展水平。鑒于市級層面數(shù)據(jù)的可獲得性，參考趙星（2022）[17]的研究，本文從數(shù)字基礎設施投入和數(shù)字基礎設施產(chǎn)出兩個方面選取6 項指標構(gòu)建了數(shù)字基礎設施評價指標體系（見表1）。

中介變量：要素配置效率。先借鑒林伯強等學者的研究思路，得到各城市要素市場扭曲程度，再將所求的要素市場扭曲指標逆向化，得到各城市的要素配置效率。

影響城鄉(xiāng)收入差距的因素十分復雜，為了控制其他因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文還設置了以下控制變量：政府參與程度，采用地方財政支出與名義GDP之比表征；經(jīng)濟發(fā)展水平，采用人均GDP表征；金融發(fā)展水平，采用金融機構(gòu)貸款余額與名義GDP 之比表征；對外開放水平，采用外商直接投資額度與名義GDP之比表征；城鎮(zhèn)化水平，采用城鎮(zhèn)常住人口占比表征；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占比表征。

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 主要變量的度量方法及描述性統(tǒng)計

3 估計結(jié)果及分析

3.1 基準回歸檢驗

3.1.1 整體樣本回歸

數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應的回歸結(jié)果如表3所示。在表3中，列（1）報告了在控制城市固定效應和年份固定效應的條件下，僅將數(shù)字基礎設施作為解釋變量的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距有顯著的負向影響。為了驗證該關系，本文在列（2）至列（7）中依次加入了控制變量?？梢园l(fā)現(xiàn)，數(shù)字基礎設施仍然有顯著的負向影響，即其對城鄉(xiāng)收入差距存在直接的縮小效應，假設1得到驗證。

表3 基準回歸結(jié)果

此外，就控制變量而言，列（2）至列（7）的估計結(jié)果基本穩(wěn)定。政府參與程度與城鄉(xiāng)收入差距顯著負相關，說明自2003 年以來政府持續(xù)加大對“三農(nóng)”的財政傾斜，助力改善農(nóng)村生產(chǎn)生活條件，使農(nóng)村居民收入水平穩(wěn)步提高，對彌合城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了積極作用。經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距顯著負相關，說明現(xiàn)階段經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)較強的益貧性，其對城鄉(xiāng)收入差距的影響跨越了庫茲涅茨關于二者“倒U”型曲線理論的拐點。金融發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距的關系不顯著，原因可能在于金融資源長期具有“城市偏向型”特征，在一定程度上制約了農(nóng)村基礎設施建設、公共服務提升、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，故未能有效促進城鄉(xiāng)收入差距的縮小。對外開放水平與城鄉(xiāng)收入差距顯著負相關，說明貿(mào)易產(chǎn)業(yè)主要依賴于低技能勞動力，外貿(mào)擴張給予了農(nóng)村勞動力更多創(chuàng)業(yè)和就業(yè)的發(fā)展機會，進而對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了收斂作用。城鎮(zhèn)化水平與城鄉(xiāng)收入差距顯著負相關，說明城鎮(zhèn)化建設能通過發(fā)揮人才和資源的集聚效應，提高農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)比例，同時減少農(nóng)村富余勞動力，提升農(nóng)村勞動力生產(chǎn)效率，為緩解城鄉(xiāng)收入差距奠定了基礎[18]。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與城鄉(xiāng)收入差距顯著負相關，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型能通過促進農(nóng)村勞動力向邊際效率更高的非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，助力進入非農(nóng)部門工作的農(nóng)村勞動力獲得更高的報酬，從而有效縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

3.1.2 分樣本回歸

為考察不同區(qū)域數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距影響的差異性，本文依據(jù)我國區(qū)域規(guī)劃的實際標準，將283 個地級及以上城市劃分為東、中、西三大地區(qū)，然后分別對三大地區(qū)進行回歸，結(jié)果如表4所示。本文選擇加入了控制變量的列（2）、列（4）和列（6）進行解釋。綜合核心解釋變量的估計系數(shù)來看，在東部、中部和西部地區(qū)，數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著縮小作用，且縮小作用呈現(xiàn)“東部地區(qū)強于西部地區(qū)、西部地區(qū)強于中部地區(qū)”的特征。據(jù)此可以推出，數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在區(qū)域差異。

表4 區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果

從我國各地區(qū)數(shù)字基礎設施發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距的實際情況來看，城鄉(xiāng)收入差距的均值，西部地區(qū)最高，為2.9074；中部地區(qū)次之，為2.4865；東部地區(qū)最低，為2.2555。與此同時，樣本期間數(shù)字基礎設施發(fā)展均值，東部地區(qū)最大，為1.5223；西部地區(qū)居第二位，為1.1315；中部地區(qū)位列第三，為1.1119。可見數(shù)字基礎設施發(fā)展更發(fā)達的地區(qū)，其對城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應更強。為此，中央和地方政府應進一步加大數(shù)字基礎設施建設的投入力度，強化數(shù)字基礎設施重點領域，補齊數(shù)字基礎設施短板，破解制約東部、中部和西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距擴大的瓶頸。同時，要切實發(fā)揮東部地區(qū)的輻射帶動作用，促進區(qū)域數(shù)字基礎設施協(xié)調(diào)發(fā)展，致力于滿足數(shù)字基礎設施建設新要求，提升數(shù)字基礎設施建設質(zhì)量，全面促進城鄉(xiāng)收入差距縮小。

3.2 作用機制檢驗

本文進一步檢驗數(shù)字基礎設施發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的內(nèi)在機制，即數(shù)字基礎設施發(fā)展是否通過加速要素配置效率提升來縮小城鄉(xiāng)收入差距。為此，本文根據(jù)式（1）至式（3）對要素配置效率的中介效應進行檢驗，詳細結(jié)果如表5 所示。同樣選擇加入了控制變量的列（2）、列（4）和列（6）進行解釋。

表5 中介效應估計結(jié)果

由表5 可以看出，列（2）中數(shù)字基礎設施的回歸系數(shù)為-0.1418，在1%的水平上顯著，說明數(shù)字基礎設施發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的總效應顯著為負。列（4）中數(shù)字基礎設施系數(shù)值為0.0710，通過了1%水平上的顯著性檢驗，說明數(shù)字基礎設施發(fā)展顯著提高了要素配置效率。列（6）中數(shù)字基礎設施發(fā)展系數(shù)為-0.0726，且與列（2）相比其系數(shù)絕對值明顯變小，證明要素配置效率扮演了中介效應的角色，進一步計算可得中介效應大小為0.0694，在總效應中所占比重為48.98%，意味著數(shù)字基礎設施發(fā)展不僅對城鄉(xiāng)收入差距具有直接縮小作用，還通過要素配置效率產(chǎn)生了間接縮小作用。此外，Sobel 檢驗和Bootstrap 檢驗均拒絕了不存在中介效應的原假設，表明其中介效應是顯著的。因此，假設2得到驗證。

3.3 門檻效應檢驗

3.3.1 門檻模型檢驗如下頁表6所示，要素配置效率對城鄉(xiāng)收入差距的作用受到數(shù)字基礎設施發(fā)展的雙重門檻的影響，兩個門檻值依次為0.5890和0.7035。根據(jù)門檻值分布，把要素配置效率分為th＜-0.5890、0.5890≤th＜0.7035、th≥0.7035三個區(qū)間。

表6 門檻值估計結(jié)果

3.3.2 面板門檻模型回歸結(jié)果

在線性回歸中，要素配置效率的系數(shù)估計值為負值，表明要素配置效率的提高在縮小城鄉(xiāng)收入差距。在面板門檻模型中，數(shù)字基礎設施的三個區(qū)間中要素配置效率的回歸系數(shù)是有差異的，表明要素配置效率與城鄉(xiāng)收入差距之間不是簡單的線性關系。具體而言，當th＜-0.5890 時，要素配置效率對城鄉(xiāng)收入差距的作用系數(shù)為-0.1461，不顯著；當0.5890≤th＜0.7035 時，要素配置效率對城鄉(xiāng)收入差距的作用系數(shù)為-0.6837，通過1%水平上的顯著性檢驗；當th≥0.7035 時，要素配置效率對城鄉(xiāng)收入差距的作用系數(shù)為-0.9424，通過1%水平上的顯著性檢驗?？梢?，當數(shù)字基礎設施發(fā)展水平越高時，要素配置效率對城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用越明顯，該結(jié)論證實了假設3。同時，采用泰爾指數(shù)重新衡量城鄉(xiāng)收入差距，結(jié)果匯報在表7列（2）。另外，考慮到門檻變量的內(nèi)生性問題，選取數(shù)字基礎設施的滯后1 期作為新的門檻變量，結(jié)果匯報在表7 列（3）。表7 列（2）和列（3）的結(jié)果均顯示，相較于低數(shù)字基礎設施發(fā)展水平而言，高數(shù)字基礎設施發(fā)展水平下，要素配置效率對城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應更強，這與上述結(jié)論一致，說明估計結(jié)果較為穩(wěn)健。

表7 面板門檻模型回歸結(jié)果

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

為探究數(shù)字基礎設施與城鄉(xiāng)收入差距的關系及其影響機制，本文采用2006—2019年我國283個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)，利用多種面板計量模型進行了大量且系統(tǒng)的分析。研究結(jié)果表明，數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距具有直接縮小效應，且這種效應主要體現(xiàn)在數(shù)字基礎設施發(fā)展水平更高的東部地區(qū)；要素配置效率在數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距影響過程中扮演了中介變量的角色，其在總效應中所占比重為48.98%；此外，要素配置效率對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用受到數(shù)字基礎設施門檻效應的影響，相較于低數(shù)字基礎設施發(fā)展水平而言，高數(shù)字基礎設施發(fā)展水平下要素配置效率對城鄉(xiāng)收入差距的負向抑制效應更強。

4.2 啟示

首先，推動數(shù)字基礎設施建設下沉，促進數(shù)字紅利更加惠及農(nóng)村農(nóng)民。本文的研究結(jié)果顯示，數(shù)字基礎設施能夠顯著縮小市域?qū)用娴某青l(xiāng)收入差距。但目前數(shù)字基礎設施發(fā)展不平衡不充分的問題仍然較為突出，特別是在偏遠落后地區(qū)更為明顯。因此，要進一步加大對農(nóng)村地區(qū)特別是偏遠落后地區(qū)數(shù)字基礎設施建設的支持力度，讓數(shù)字紅利真正惠及廣大農(nóng)村農(nóng)民，進而縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距，助力實現(xiàn)共同富裕。

其次，推動數(shù)字基礎設施逐步彌補城鄉(xiāng)要素鴻溝，縮小城鄉(xiāng)收入差距。除了直接縮小作用，數(shù)字基礎設施還可以通過加速要素配置效率提升間接推動城鄉(xiāng)收入差距縮小。所以，要進一步發(fā)揮數(shù)字基礎設施的互聯(lián)互通特征，逐步弱化傳統(tǒng)時空距離對城鄉(xiāng)之間要素流動的影響，實現(xiàn)人才、資本、土地、技術、信息等要素在城鄉(xiāng)之間雙向流動、平等交換的良好局面，從而助推城鄉(xiāng)居民收入?yún)f(xié)調(diào)增長。

最后，推動區(qū)域間的數(shù)字基礎設施平衡發(fā)展，以釋放城鄉(xiāng)融合新動能。本文的研究結(jié)果顯示，數(shù)字基礎設施對城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應存在區(qū)域異質(zhì)性，即這種效應主要體現(xiàn)在數(shù)字基礎設施發(fā)展更發(fā)達的東部地區(qū)。據(jù)此，為進一步縮小區(qū)域間的城鄉(xiāng)發(fā)展差距，要積極制定向中西部地區(qū)傾斜的相關政策，重點扶持和鼓勵中西部欠發(fā)達地區(qū)的數(shù)字基礎設施建設，以達到平衡數(shù)字基礎設施發(fā)展的目的。