鐘 文，鄭明貴，鐘昌標

（1.江西理工大學a.礦業(yè)發(fā)展研究中心；b.經濟管理學院，江西 贛州 341000；2.云南財經大學 商學院，昆明 650221）

0 引言

城鄉(xiāng)收入差距過大作為城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的重要表征，一直是中國社會發(fā)展面臨的突出問題[1]。相比城鎮(zhèn)居民，中國農村居民收入增長的廣度與深度仍然不足，城鄉(xiāng)收入差距遠遠高于國際平均水平[2]。如何縮小城鄉(xiāng)收入差距、破解城鄉(xiāng)鴻溝，成為共同富裕政策錨定的重要發(fā)力點。

隨著數(shù)字技術的更新迭代，數(shù)字經濟逐漸在社會經濟領域發(fā)揮越來越重要的作用，對城鄉(xiāng)收入差距產生深層次影響。一方面，由中國特殊的城鄉(xiāng)二元結構導致城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝問題日益尖銳，城鄉(xiāng)收入差距有進一步擴大的可能[3]；另一方面，數(shù)字經濟發(fā)展顯著降低了跨區(qū)域的信息不對稱程度，突破了城鄉(xiāng)之間的物理阻礙，肩負起助力農業(yè)發(fā)展、農村繁榮和農民致富的時代使命[4]。因此，在扎實推進共同富裕進程中迫切需要探索數(shù)字經濟的包容性發(fā)展舉措，促進城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展。

從已有研究來看，國外聚焦數(shù)字經濟與城鄉(xiāng)收入差距關系的相關研究主要關注以下幾個方面：一是城鄉(xiāng)居民收入水平對參與數(shù)字經濟發(fā)展的影響，以及經濟發(fā)展等因素對城鄉(xiāng)互聯(lián)網使用程度與普及力度的影響，在這個層面較多關注城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝問題[5]；二是數(shù)字經濟發(fā)展對微觀個人的增收效應及區(qū)域發(fā)展影響[6]；三是數(shù)字技術對收入分配的影響，相關研究集中在發(fā)達國家，且未達成一致認識[7]?？傮w而言，這些研究較少直接關注數(shù)字經濟對城鄉(xiāng)收入差距的影響。國內研究在探討城鄉(xiāng)收入差距影響因素上，一致認為城鎮(zhèn)化、金融發(fā)展、人口結構、交通基礎設施等是主要影響因素[8—11]?？梢园l(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有相關研究對數(shù)字經濟這一新變量的關注度不足，多數(shù)從互聯(lián)網技術發(fā)展與運用層面研究對收入分配的影響，但結論不一。一方面，互聯(lián)網普及可以通過增收效應與促進非農就業(yè)提高居民收入水平[12]；另一方面，由于數(shù)字鴻溝的客觀存在，互聯(lián)網普及擴大了城鄉(xiāng)收入差距[13]，不可否認的是，互聯(lián)網技術運用為有效解決城鄉(xiāng)信息不對稱問題提供了機遇[14]。

綜合來看，雖然學者們開始關注數(shù)字經濟與收入分配的關系，但鮮有數(shù)字經濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關系的系統(tǒng)研究，且已有研究對二者之間的關系并未形成共識。鑒于此，本文綜合運用2001—2020 年中國家庭追蹤調查微觀數(shù)據(jù)與省級面板宏觀數(shù)據(jù)，從網絡基礎設施建設和普惠金融發(fā)展視角探索數(shù)字經濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響；同時，結合宏微觀數(shù)據(jù)特點，差別化運用工具變量法與穩(wěn)健檢驗技術解決內生性問題，進一步保證研究結論的可信度，以期為數(shù)字經濟發(fā)展進程中縮小城鄉(xiāng)收入差距提供有益借鑒。

1 研究假設

在數(shù)字經濟發(fā)展初期，城鄉(xiāng)新基建投入存在差距，從而數(shù)字經濟發(fā)展對城市居民的收入溢出效應高于農村居民，這也是城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝產生的重要原因之一。隨著數(shù)字技術的不斷進步，數(shù)字經濟全面滲透至社會經濟領域，并將發(fā)展紅利惠及廣大農村地區(qū)，此時，數(shù)字經濟發(fā)展對農村居民增收效應的后發(fā)優(yōu)勢會抑制城鄉(xiāng)收入差距進一步擴大[15]。為此，本文提出：

假設1：數(shù)字經濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間呈“倒U”型非線性關系。

網絡基礎設施建設可以提高互聯(lián)網普及率，營造良好的網絡共享環(huán)境，是影響城鄉(xiāng)居民增收的重要因素。隨著“寬帶中國”戰(zhàn)略的實施，所遴選的示范城市城鄉(xiāng)間在網絡硬件上的差距不斷縮小，一級數(shù)字鴻溝得到有效緩解。依據(jù)學習效應理論，當增加接觸互聯(lián)網頻率，互聯(lián)網用戶對互聯(lián)網的信息搜尋與處理能力均會得到持續(xù)提升，從這個層面而言，可以縮小二級數(shù)字鴻溝。進一步聚焦城鄉(xiāng)居民增收效應，研究發(fā)現(xiàn)，網絡基礎設施具有互聯(lián)互通優(yōu)勢，能夠降低勞動力市場信息不對稱，當信息獲取成本降低時，城鄉(xiāng)居民可獲得公平利用互聯(lián)網提高收入的機會，尤其對處于城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝相對劣勢的農村居民，增收效應更加明顯[16]。

基于金融自由化理論與融資約束理論，普惠金融會降低農村居民獲得信貸的門檻與成本，對長期發(fā)展而言，普惠金融會縮小城鄉(xiāng)收入差距，改善社會不公平現(xiàn)象[17]。當農村金融環(huán)境改善，農村居民信貸可得性增強，提高了創(chuàng)業(yè)積極性，進而提高整體的創(chuàng)業(yè)水平[4]。因此，普惠金融可以在數(shù)字經濟發(fā)展初期減少數(shù)字鴻溝，也可以提高數(shù)字經濟發(fā)展后期農村居民的創(chuàng)業(yè)活躍度，從而增強數(shù)字經濟發(fā)展后期縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極作用?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假設2：網絡基礎設施建設與農村地區(qū)普惠金融發(fā)展能夠調節(jié)數(shù)字經濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的“倒U”型關系。

2 研究設計

2.1 模型構建

為了檢驗研究假設，本文構建如下計量經濟模型：

其中，Gap表示城鄉(xiāng)收入差距；DEL為本文的核心解釋變量，即數(shù)字經濟發(fā)展通過構建指標體系來綜合測度數(shù)字經濟發(fā)展水平；Zit是控制變量組。參考文獻[4]的計量模型設定，本文的控制變量設置如下：（1）經濟發(fā)展水平（AGDP），用人均國內生產總值來衡量；（2）城鎮(zhèn)化水平（UR），以城鎮(zhèn)化率來刻畫；（3）產業(yè)結構，本文采用第一產業(yè)占GDP的比重（Primary）和第三產業(yè)占GDP的比重（Tertiary）來測度；（4）對外開放水平（Open），以外商直接投資額衡量；（5）政府財政支出水平（GS），采用財政支出占GDP的比重來衡量；（6）受教育程度（LE），以平均受教育年限①平均受教育年限=（文盲人數(shù)*0+小學學歷人數(shù)*6+初中學歷人數(shù)*9+高中和中專學歷人數(shù)*12+大專、本科及研究生學歷人數(shù)*16）/6歲及以上人口數(shù)。來衡量。δi表示地區(qū)固定效應，φt表示時間固定效應，μi，t為隨機擾動項，i和t分別表示省份和年份?？紤]到單純采用普通面板數(shù)據(jù)回歸方法可能對結果產生一定偏誤，因此，本文綜合運用靜態(tài)面板模型和動態(tài)面板模型進行估計[3]。

2.2 變量選取與測度

（1）數(shù)字經濟發(fā)展水平的測度

目前對數(shù)字經濟發(fā)展水平的測度并未有權威指標，本文參考已有文獻的指標選擇[17]，以及權威機構發(fā)布的相關數(shù)字經濟指數(shù)，并遵循相關性、適用性、數(shù)據(jù)可獲取性等原則，結合已有研究成果，從三個方面選取指標測度數(shù)字經濟發(fā)展水平（見表1）。本文采用綜合評價法測算數(shù)字經濟發(fā)展水平，采用0-1 標準化方法進行指標標準化處理，采用客觀賦權變異系數(shù)法確定權重，具體公式如下：

表1 數(shù)字經濟發(fā)展水平測度指標體系

其中，Pj為第j項評價指標的標準化值，Wj為第j項指標的權重。

（2）城鄉(xiāng)收入差距的測度

本文主要選擇泰爾指數(shù)測度城鄉(xiāng)收入差距，在穩(wěn)健性檢驗中進一步從城鄉(xiāng)可支配收入比值視角測算城鄉(xiāng)收入差距。泰爾指數(shù)的計算公式如下：

其中，i=1和i=2 分別代表城市和農村，t表示年份，y表示可支配收入，x表示人口。需要說明的是，2013 年國家統(tǒng)計局將農村人均純收入調整為人均可支配收入，但二者差別不大，2012 年的農村人均純收入可以用農村人均可支配收入替代[4,18]。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文以我國31個省份（不含港澳臺）2001—2020年的數(shù)據(jù)為樣本。數(shù)據(jù)主要來源于歷年各省份統(tǒng)計年鑒、《中國農村統(tǒng)計年鑒》、北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)，以及中經網數(shù)據(jù)庫和EPS數(shù)據(jù)庫。為保證數(shù)據(jù)穩(wěn)定性，以及減少異方差，本文對數(shù)據(jù)做了取對數(shù)處理和平滑處理，最終獲得620個觀測值，構成平衡面板數(shù)據(jù)。

3 實證分析

3.1 基準回歸

下頁表2 匯報了數(shù)字經濟與城鄉(xiāng)收入差距關系的基準回歸結果。模型（1）至模型（3）是靜態(tài)面板系列模型，模型（4）至模型（6）是動態(tài)面板系列模型。在動態(tài)面板系列模型中，結合AIC 階數(shù)判斷準則、回歸殘差相關性檢驗結果以及Sargan檢驗結果（未列示）可知，動態(tài)面板系列模型可以加入城鄉(xiāng)收入差距的滯后一期。從核心解釋變量數(shù)字經濟發(fā)展水平來看，模型（1）和模型（4）中系數(shù)均顯著為負，表明研究期內數(shù)字經濟發(fā)展整體上對縮小城鄉(xiāng)收入差距有積極作用。而從非線性關系看，數(shù)字經濟發(fā)展水平的系數(shù)在靜態(tài)模型（3）中大于動態(tài)模型（6），說明模型（3）中的數(shù)字經濟發(fā)展系數(shù)被高估了，有必要采用動態(tài)模型進行回歸?；诖?，本文重點對模型（6）展開分析，具體如下：

在模型（6）中，數(shù)字經濟發(fā)展水平的一次項系數(shù)在1%的水平上顯著為正，平方項的系數(shù)也在1%的水平上顯著為負，表明數(shù)字經濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)“倒U”型曲線關系。通過模型（6）的估計結果可以估算出“倒U”型曲線的拐點。該結果說明在數(shù)字經濟發(fā)展初期，由于城鄉(xiāng)資源稟賦、經濟發(fā)展基礎等差異，出現(xiàn)了明顯的城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝，數(shù)字經濟發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距。而在數(shù)字經濟發(fā)展后期，國家高度重視數(shù)字經濟發(fā)展，視其為經濟高質量發(fā)展的新動力，并在農村地區(qū)加大數(shù)字基礎設施建設投入力度，將“寬帶中國”上升為重要的發(fā)展戰(zhàn)略，農村新基建得到快速發(fā)展，信息化程度得到極大提高，縮小了城鄉(xiāng)數(shù)字經濟發(fā)展水平，具體而言，數(shù)字經濟發(fā)展可能從以下幾個方面縮小了城鄉(xiāng)收入差距：第一，提高生產要素配置效率。數(shù)字經濟發(fā)展可以在降低城鄉(xiāng)信息傳輸壁壘、提升城鄉(xiāng)資源配置效率、提高農戶產品附加值、優(yōu)化農戶生產決策、促進農業(yè)身纏效率提升等方面發(fā)揮重要的資源優(yōu)化配置效應。第二，可持續(xù)地增加收入。數(shù)字經濟能夠轉變農村居民發(fā)展觀念，促進非農就業(yè)水平，提高創(chuàng)業(yè)熱情，拓寬增收來源，實現(xiàn)可持續(xù)增收。第三，數(shù)字政府建設促進了政府工作透明度和公眾社會參與度的提升，提高了政府惠農政策的精準水平，保障了三農政策實施效率，極大地縮小了城鄉(xiāng)收入差距擴大趨勢。相關控制變量的回歸結果基本符合現(xiàn)實情況，進一步說明了模型設置的科學性。至此，驗證了本文的假設1。

3.2 分區(qū)域回歸

本文依據(jù)國家統(tǒng)計年局的劃分標準，將31 個省份劃分成東、中、西三大地區(qū)，利用2001—2020 年面板數(shù)據(jù)進行估計。鑒于樣本量的大小，在區(qū)域分析時適合選取靜態(tài)面板模型，具體采用雙向固定效應模型進行估計，相關回歸結果見表3。

表3 分地區(qū)回歸結果

基于表3 中模型（1）、模型（3）和模型（5）的回歸結果可知，東部、中部和西部地區(qū)數(shù)字經濟發(fā)展水平的系數(shù)分別在1%、1%和5%水平上顯著為正，且系數(shù)值依次增大；從數(shù)字經濟發(fā)展水平平方項來看，東部和西部地區(qū)分別在1%和10%水平上顯著為負，但中部地區(qū)不顯著。該結果表明，數(shù)字經濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的“倒U”型關系在經濟最發(fā)達和最不發(fā)達地區(qū)尤其明顯。進一步在模型（2）、模型（4）和模型（6）中僅考慮數(shù)字經濟發(fā)展水平的一次項對城鄉(xiāng)收入差距的影響，結果發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經濟發(fā)展水平的系數(shù)在東部地區(qū)顯著為負，而在中部地區(qū)顯著為正，在西部地區(qū)不顯著，表明在研究階段內數(shù)字經濟發(fā)展主要對東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距起到縮小作用。可能的原因有：一是東部地區(qū)經濟發(fā)展較快，數(shù)字經濟發(fā)展處于全國領頭羊地位，較早地越過了拐點；二是東部地區(qū)相對中西部地區(qū)而言，其城鄉(xiāng)發(fā)展差距較小，區(qū)域內協(xié)調水平較高。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

在穩(wěn)健性檢驗方面，本文做了以下工作：一是替換核心解釋變量，采用城鄉(xiāng)可支配收入比值衡量城鄉(xiāng)收入差距（Gap），重新進行回歸；二是采用兩階段工具變量法（2SLS）緩解模型的內生性問題，選取同年度其他省份的數(shù)字經濟發(fā)展水平均值及其平方項作為工具變量，選取原因是其他省份數(shù)字經濟發(fā)展水平與本省份數(shù)字經濟發(fā)展水平相關，但與本省份城鄉(xiāng)收入差距沒有實質性聯(lián)系，符合工具變量的遴選規(guī)則[4]。相關回歸結果見表4。從穩(wěn)健性檢驗結果來看，兩種方法的回歸結果都保持了與前文的相對一致性，很好地驗證了回歸結果的可靠性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

4 數(shù)字經濟發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的微觀數(shù)據(jù)檢驗

4.1 數(shù)據(jù)說明

本文采用中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)（CFPS 2018）從微觀層面分析城鄉(xiāng)數(shù)字經濟發(fā)展對其收入水平影響的差異，具體以數(shù)據(jù)庫中的家庭庫為樣本數(shù)據(jù)，運用數(shù)據(jù)匹配技術實現(xiàn)宏微觀數(shù)據(jù)的有效匹配，最終獲得13667 個樣本觀測值。

4.2 模型設定

本文構建如下基準計量模型分析數(shù)字經濟發(fā)展對城市居民和農村居民的收入效應：

其中，Income代表家庭收入水平；i、c、j分別代表家庭、村莊、地區(qū)，DEI代表數(shù)字經濟發(fā)展水平；Z代表控制變量組，包括個體層面、家庭層面與區(qū)域層面的控制變量；φi，c，j和μj分別表示隨機擾動項和地區(qū)固定效應。

家庭收入水平（Income）為解釋變量，采用家庭純收入和人均家庭純收入衡量，數(shù)字經濟發(fā)展水平（DEI）與前文一致。參照文獻[19]的做法，從個體特征、家庭特征和區(qū)域特征出發(fā)分別選取控制變量。個體特征主要選取戶主年齡、是否黨員身份和理解能力三個變量；家庭特征選取家庭人口規(guī)模、金融資產價值和土地資產價值三個變量；區(qū)域特征選取小區(qū)公共設施狀況來衡量，取值為1～5，1表示很好，5 表示很差。為了降低異方差的影響，對部分變量做了取對數(shù)處理。

4.3 結果分析

表5 是數(shù)字經濟發(fā)展對家庭收入影響的基準回歸結果。結果顯示，數(shù)字經濟發(fā)展無論對家庭純收入還是家庭人均純收入均具有顯著的正向效應，表明數(shù)字經濟發(fā)展整體上產生了增收作用，這一回歸結果在引入系列控制變量和雙向固定檢驗下具有相對穩(wěn)健性。

表5 基準回歸結果

本文區(qū)分城市樣本與農村樣本，進一步考察數(shù)字經濟增收效應的城鄉(xiāng)異質性效果，回歸結果見表5 列（5）和列（6）。結果顯示，數(shù)字經濟發(fā)展對城市家庭和農村家庭均具有顯著的增收效應，這與基準回歸相吻合，不同的是，在研究期內農村樣本的數(shù)字經濟發(fā)展系數(shù)明顯大于城市樣本，表明數(shù)字經濟發(fā)展對農村家庭的增收效應大于城市家庭，數(shù)字經濟發(fā)展起到了縮減城鄉(xiāng)收入差距的作用。

5 調節(jié)效應分析

5.1 網絡基礎設施建設的調節(jié)作用

本文在式（1）的基礎上構建如下調節(jié)效應檢驗模型：

其中，Gap和DEL為本文的核心變量，分別代表城鄉(xiāng)收入差距和數(shù)字經濟發(fā)展水平；NIC代表網絡基礎設施建設，采用“寬帶中國”戰(zhàn)略示范城市衡量，屬于示范城市賦值為1，反之賦值為0；戰(zhàn)略實施當年及之后年份賦值為1，反之賦值為0，本文基于中國工業(yè)和信息化部網站上的數(shù)據(jù)整理賦值。Zit是控制變量組，與式（1）一致。δi表示地區(qū)固定效應，φt表示時間固定效應，μi，t是隨機擾動項，i和t分別表示省份和年份。為了緩解可能存在的內生性問題，本文控制了地區(qū)固定效應和時間固定效應。本文重點關注系數(shù)θ2，預估θ2為正值。

下頁表6列（1）是網絡基礎設施建設對數(shù)字經濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關系的影響回歸結果，結果顯示DEI2*NIC的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，這表明：一方面，網絡基礎設施建設使得數(shù)字經濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距“倒U”型關系拐點左移，加速數(shù)字經濟發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距時點的到來；另一方面，網絡基礎設施建設可以緩解數(shù)字經濟發(fā)展初期加大城鄉(xiāng)收入差距的消極影響，強化數(shù)字經濟發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極作用。

表6 調節(jié)效應檢驗結果

5.2 農村地區(qū)普惠金融發(fā)展的調節(jié)作用

本文在式（5）基礎上替換網絡基礎設施建設（NIC）這一調節(jié)變量，變換為農村地區(qū)普惠金融發(fā)展（DFI），數(shù)據(jù)來源于北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)。回歸結果見表6。

表6列（2）為農村地區(qū)普惠金融發(fā)展對數(shù)字經濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關系的影響回歸結果，結果顯示DEI2*DFI的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，這表明：一方面，農村地區(qū)普惠金融發(fā)展使得數(shù)字經濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距“倒U”型關系拐點左移，加速數(shù)字經濟發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距時點的到來；另一方面，農村地區(qū)普惠金融發(fā)展可以緩解數(shù)字經濟發(fā)展初期加大城鄉(xiāng)收入差距的消極影響，強化數(shù)字經濟發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極作用。至此，本文的假設2得到證實。

6 結論

本文在理論分析基礎上，利用2001—2020 年省級面板數(shù)據(jù)考察了數(shù)字經濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的非線性關系。研究發(fā)現(xiàn)：總體而言，數(shù)字經濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響并非簡單的線性關系，而是呈現(xiàn)明顯的“倒U”型曲線關系。現(xiàn)階段，中國處于“倒U”型曲線關系的右半部分，即處于數(shù)字技術運用持續(xù)縮小城鄉(xiāng)收入差距的紅利期。與此同時，本文進一步基于2018 年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)（CFPS）從微觀層面剖析了數(shù)字經濟發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的直接原因，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)階段微觀視角下數(shù)字經濟發(fā)展可以縮小城鄉(xiāng)收入差距的直接原因在于數(shù)字經濟發(fā)展對農村家庭的增收效應大于城市家庭。調節(jié)效應檢驗發(fā)現(xiàn)，網絡基礎設施建設與農村地區(qū)普惠金融發(fā)展能夠調節(jié)數(shù)字經濟與城鄉(xiāng)收入差距“倒U”型關系，即較高的網絡基礎設施建設與農村地區(qū)普惠金融水平降低了數(shù)字經濟發(fā)展初期對城鄉(xiāng)收入差距的拉大作用，強化了數(shù)字經濟發(fā)展后期縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極作用。因此，因地制宜地推進數(shù)字經濟技術進步，特別是提高廣大農村地區(qū)數(shù)字經濟發(fā)展水平，有利于縮小中國城鄉(xiāng)發(fā)展差距與城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝。