楊婧妍 ,李昱嵩

(1.東北財經(jīng)大學 工商管理學院,遼寧 大連 116025;2.東北財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院,遼寧 大連 116025)

在數(shù)字經(jīng)濟背景下,大力發(fā)展農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟、深化農(nóng)業(yè)數(shù)字化改革,對全面推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略以及徹底改革城鄉(xiāng)二元制度意義重大。城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡與城鄉(xiāng)二元化造成的結構性問題阻礙了我國的社會公平與經(jīng)濟發(fā)展。近年來,隨著面向農(nóng)村的轉(zhuǎn)移支付增加,中國城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)略微下降的趨勢[1]。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示:2012—2021 年城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比由2.88 下降至2.50。從國際比較來看,加拿大和英國等歐美發(fā)達國家的城鄉(xiāng)收入差距比接近1.0,印度等發(fā)展中國家的城鄉(xiāng)收入差距比則接近1.9,地處非洲的部分低收入國家如肯尼亞的城鄉(xiāng)收入差距比為2.3 左右。中國作為發(fā)展中國家,與大多數(shù)國家相比城鄉(xiāng)居民收入差距處于偏高位置。傳統(tǒng)經(jīng)濟發(fā)展模式的慣性造成了生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)之間的單向流動與聚集,如何推動要素的雙向流動與信息匹配成為破除發(fā)展困境的關鍵。農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展是以先進信息技術為基礎并通過農(nóng)村新基建實現(xiàn)的農(nóng)業(yè)數(shù)字化和農(nóng)村數(shù)字產(chǎn)業(yè)化的共同發(fā)展。農(nóng)村電商與數(shù)字農(nóng)業(yè)等業(yè)態(tài)在農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展驅(qū)動下,為農(nóng)村地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來了新機遇,可以促進農(nóng)村整體經(jīng)濟發(fā)展,提高農(nóng)民收入水平。2020 年中共中央和國務院出臺的《數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略綱要》指出“要發(fā)展農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟,夯實數(shù)字農(nóng)業(yè)基礎,推進農(nóng)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型”,同時還要“加快形成共建共享、互聯(lián)互通、各具特色、交相輝映的數(shù)字城鄉(xiāng)融合發(fā)展格局”。2022 年中央“一號文件”提出要“大力推進數(shù)字鄉(xiāng)村建設,加快推動數(shù)字鄉(xiāng)村標準化建設”。然而,城市與農(nóng)村發(fā)展的速度在城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)基礎等因素影響下存在一定差距。在農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的推動下,城鄉(xiāng)收入差距是否會出現(xiàn)擴大化的趨勢是推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展的關鍵因素。

黨的二十大報告指出“中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化”。如何調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡、縮小城鄉(xiāng)收入差距對促進社會公平推進全體人民共同富裕具有重要意義。由于發(fā)展載體的特殊性,數(shù)字經(jīng)濟具有突出的跨區(qū)域性特征。對此,本文著眼數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展帶來的溢出效應,基于農(nóng)村發(fā)展視角,對農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展如何影響城鄉(xiāng)收入差距以及其空間特征進行研究。以現(xiàn)有問題為導向并結合理論分析與實證檢驗對協(xié)調(diào)城鄉(xiāng)融合發(fā)展、促進區(qū)域經(jīng)濟共同增長提出相關政策建議。

一、理論分析與研究假設

由于缺少原始資本積累和企業(yè)家才能等生產(chǎn)要素[2],以及地域性制約導致的信息不對稱[3]等因素,農(nóng)村發(fā)展普遍長期落后于城市發(fā)展。有學者認為,數(shù)字經(jīng)濟的普惠性、非競爭與非排他性和可再生性等優(yōu)點[4],以及其所具有的外部經(jīng)濟性、邊際效益遞增和高滲透性等特點,能推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型,為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展提供助力[5-6]。部分研究認為農(nóng)村地區(qū)將比城市地區(qū)從數(shù)字化普及中受益更多[7],但有更多學者指出農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展在很大程度上加劇和擴大了原有的城鄉(xiāng)差距以及農(nóng)村內(nèi)部收入差距[8]。數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展早期依賴數(shù)據(jù)獲取、流通與利用能力,這些能力又受數(shù)字基礎設施完善程度影響。在農(nóng)村新基建全面推進落實的早期,農(nóng)村地區(qū)寬帶網(wǎng)絡接入率低,部分地區(qū)由于線路限制網(wǎng)速慢且連接不穩(wěn)定,這種情況大大降低了數(shù)字技術作為工具的有效性。數(shù)字經(jīng)濟與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟相結合衍生出的“互聯(lián)網(wǎng)+”帶來的產(chǎn)業(yè)擴張與產(chǎn)業(yè)升級極大地促進了城鎮(zhèn)居民的收入增長。同時,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的自然過程很難被數(shù)字描述,所以數(shù)字經(jīng)濟在與農(nóng)業(yè)的結合發(fā)展過程中需要較高的成本。有學者認為,具有數(shù)字素養(yǎng)的人才是促進數(shù)字經(jīng)濟與農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟融合發(fā)展的核心競爭力和基礎[9]。當前中國農(nóng)村地區(qū)的居民受職業(yè)、教育和年齡因素影響,提升數(shù)字素養(yǎng)的機會較少,數(shù)字素養(yǎng)水平與數(shù)字技術應用不匹配。綜上所述,在農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展早期,由于農(nóng)業(yè)數(shù)字化發(fā)展成本相對較高、農(nóng)村數(shù)字基礎設施建設薄弱、缺乏具有數(shù)字素養(yǎng)的人才等因素,農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距具有擴大效應。

在政策支持和信息技術快速發(fā)展的驅(qū)動下,中國農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟得到了一定程度的發(fā)展,對城鄉(xiāng)收入差距的影響也產(chǎn)生了變化。根據(jù)工信部數(shù)據(jù)統(tǒng)計,中國已經(jīng)實現(xiàn)全國所有鄉(xiāng)鎮(zhèn)的網(wǎng)絡全覆蓋,行政村的網(wǎng)絡覆蓋比率也達到了98%以上,這為農(nóng)村數(shù)字基礎設施建設奠定了堅實基礎。農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展極大拓寬了農(nóng)村居民獲取信息的渠道,并且隨著數(shù)字經(jīng)濟在農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展,農(nóng)業(yè)技術接收與推廣的成本也隨之降低,城鄉(xiāng)之間的信息差距不斷縮小。數(shù)字普惠金融、農(nóng)村電子商務、智慧農(nóng)業(yè)等新業(yè)態(tài)快速發(fā)展,通過優(yōu)化資源配置進而推動了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展[10]。未來隨著農(nóng)村數(shù)字基礎設施全覆蓋與數(shù)字人才培養(yǎng)體系的建設,農(nóng)村與城市之間數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展基礎與核心競爭力的差距將進一步縮小。綜上所述,隨著農(nóng)村數(shù)字基礎設施的全面建設、國家政策保障與新業(yè)態(tài)的融合發(fā)展、數(shù)字人才培養(yǎng)體系的完善,農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距開始具有縮小效應。農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展初期缺乏發(fā)展基礎,導致農(nóng)村居民的收入增長速度較慢,城鄉(xiāng)收入差距有擴大的趨勢。而隨著農(nóng)村數(shù)字基礎設施的完善與國家政策的保障,農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對促進農(nóng)村居民就業(yè)、提高農(nóng)村居民收入水平進而縮小城鄉(xiāng)收入差距的影響效應也越明顯。綜合考慮農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生的正負影響效應,本文認為農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)居民收入差距存在倒U 型的非線性影響。

假設 H1:農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距存在倒U 型的影響。

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)普及率、城鎮(zhèn)化水平、交通基礎設施、金融發(fā)展、人口結構等因素都會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響[11-13]。相關研究認為數(shù)字鴻溝、創(chuàng)業(yè)水平、城鎮(zhèn)化和產(chǎn)業(yè)結構等因素在數(shù)字經(jīng)濟影響城鄉(xiāng)收入差距的機制中存在中介效應,教育資源則對其存在調(diào)節(jié)作用[14-16]。有學者發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)收入差距存在門檻效應,研發(fā)強度越大、人均收入水平越高,數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)收入差距縮小的作用越明顯[17]。當前城市與農(nóng)村以及不同地區(qū)之間的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平都存在一定差異。因此,本文通過構建農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù),探究農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響及其空間特征。根據(jù)“地理學第一定律”[18],大多數(shù)空間數(shù)據(jù)都具有或強或弱的空間相關性?？臻g計量模型考慮了經(jīng)濟學中普遍存在的空間依賴性,即一個地區(qū)的樣本觀測值依賴其他地區(qū)的觀測值,觀測值在空間上缺乏獨立性,而且空間相關的程度和模式由地區(qū)之間的絕對和相對位置決定。有研究表明我國經(jīng)濟增長存在明顯區(qū)域集聚效應。有學者發(fā)現(xiàn)中國存在“內(nèi)核地區(qū)對外圍地區(qū)”的空間溢出效應[19];并將中國劃分成6 大經(jīng)濟區(qū),通過VAR模型分析經(jīng)濟區(qū)間的溢出效應,驗證了我國經(jīng)濟增長過程中存在空間溢出效應[20]。進一步研究驗證了我國存在全域性的正的空間相關性。有學者通過對京津冀地區(qū)、長江經(jīng)濟帶等區(qū)域的經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行空間計量分析發(fā)現(xiàn),本地經(jīng)濟積累能促進周邊地區(qū)經(jīng)濟增長,本地數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對周邊地區(qū)的城鄉(xiāng)融合具有正向的溢出效應,且存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性[21]。為探究農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的空間相關性,本文采用空間計量模型對此進行分析,具體研究假設如下。

假設H2:農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有空間溢出效應,并且其他地區(qū)的溢出效應會縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

二、模型設定、變量選取與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設定

本文的基礎模型,即式(1)采用含有被解釋變量二次項的雙固定效應模型以及結合空間矩陣的空間杜賓模型,其中Theil為被解釋變量泰爾指數(shù),HQED為農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù),Urban為城鎮(zhèn)化水平,Road表示交通條件,hum為農(nóng)村人力資本。式(2)中ρ為空間滯后回歸系數(shù),γ1、γ2分別為解釋變量的空間滯后回歸系數(shù),ω為空間權重矩陣,μi為地區(qū)效應,λt表示時間效應,εi,t是隨機干擾項。

本文采用的空間權重矩陣是經(jīng)過標準化處理后的一階地理鄰接矩陣,矩陣元素其中i=1,2,…,N;j=1,2,…,N。所有對角線元素都為0。

(二)變量選取說明

1.被解釋變量為泰爾指數(shù)(Theil)。國內(nèi)研究常用泰爾指數(shù)和城鄉(xiāng)居民可支配收入比值來衡量城鄉(xiāng)居民收入差距,本文使用考慮了人口變動因素的泰爾指數(shù),同時在穩(wěn)健性檢驗中使用城鄉(xiāng)居民可支配收入比值作為對比。

2.核心解釋變量為農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)(HQED)。根據(jù)中國信息通信學會報告(2019 年)與中國數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展報告(2022 年)分析,農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟是以農(nóng)村現(xiàn)代信息網(wǎng)絡為載體,以新一代數(shù)字技術為驅(qū)動力,將數(shù)字化的生產(chǎn)要素投入農(nóng)村產(chǎn)業(yè)中,通過推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)數(shù)字化與農(nóng)業(yè)數(shù)字化,進而促進農(nóng)村經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的經(jīng)濟形態(tài)。參考已有研究構建農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展評價指標體系[22],該指標體系中分別對農(nóng)村地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟基礎設施建設、農(nóng)業(yè)數(shù)字化與農(nóng)村數(shù)字產(chǎn)業(yè)化三個一級指標進行測度,與農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟的內(nèi)涵相符。故本文采用該指標體系并在原體系基礎上對2019—2020 年的指標數(shù)值進行測算,以此衡量農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平,指標體系如表1 所示。

表1 農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平指標體系

參考已有研究中指標體系的指標描述進行數(shù)據(jù)選取。農(nóng)村數(shù)字產(chǎn)業(yè)化水平指標中,數(shù)字產(chǎn)品消費水平使用農(nóng)村恩格爾系數(shù)衡量,具體指標為農(nóng)村地區(qū)居民家庭每年使用數(shù)字化產(chǎn)品和服務的消費支出占比(%);農(nóng)業(yè)物聯(lián)網(wǎng)發(fā)展程度使用郵政營業(yè)網(wǎng)點平均服務人口數(shù)(萬人)作為衡量指標;數(shù)字農(nóng)村數(shù)字基地具體指標為數(shù)字農(nóng)村創(chuàng)新基地數(shù)量(個),本文采用淘寶村數(shù)量來衡量;農(nóng)村數(shù)字普惠金融發(fā)展水平則使用農(nóng)村縣域數(shù)字普惠金融指數(shù)均值衡量。農(nóng)業(yè)數(shù)字化水平指標中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資直接利用第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(億元)衡量;農(nóng)村商品數(shù)字化交易用農(nóng)村實物商品網(wǎng)上零售額(億元)衡量;數(shù)字化農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模的測算為第一產(chǎn)業(yè)數(shù)字活動增加值(億元)。農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟基礎設施建設水平指標中,農(nóng)村地區(qū)有線廣播電視覆蓋率(%)、農(nóng)村居民移動電話普及率(個)和農(nóng)業(yè)氣象觀測站(個)等三個指標可以直接獲取;農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率則使用農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶占該地區(qū)農(nóng)村人口百分比(%)衡量。

3.控制變量具體包括如下指標:(1)農(nóng)村人力資本(hum),采用中央財經(jīng)大學公布的省級層面農(nóng)村人均人力資本計算結果作為衡量指標。(2)交通便利程度(Road),本文采用每平方公里公路里程數(shù)除以行政區(qū)域面積作為交通便利程度的衡量指標。(3) 城鎮(zhèn)化水平(Urban),本文采用城鎮(zhèn)人口數(shù)占該地區(qū)總人口數(shù)的比重衡量該地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于統(tǒng)計局官網(wǎng)、2015—2021 年《中國統(tǒng)計年鑒》、阿里研究院報告與北京大學數(shù)字普惠金融指標數(shù)據(jù)中2014—2020 年縣域數(shù)字惠普金融指標(將縣級單位的指標取均值代表各省級單位的指標水平),以及中央財經(jīng)大學發(fā)布的《中國人力資本報告》中的人力資本指標。其中對于缺失單個年份的基礎指標,根據(jù)指標情況通過插值法進行補充。

(四)空間相關性檢驗

根據(jù)莫蘭指數(shù)(Moran’s I)計算檢驗被解釋變量的空間相關性。表2 為莫蘭指數(shù)檢驗結果,從結果中可以得出被解釋變量具有顯著的空間相關性。

三、實證檢驗

(一)變量描述性統(tǒng)計

在進行實證分析前對數(shù)據(jù)進行處理并作描述性統(tǒng)計,對被解釋變量、解釋變量以及兩個控制變量取對數(shù)處理,描述性統(tǒng)計結果見表3。

表3 描述性統(tǒng)計結果

(二)空間計量回歸結果分析

LM 檢驗結果顯示本研究可選用SAR 模型和SDM 模型,且在豪斯曼檢驗中結果為負值,參考相關文獻的模擬分析結果得知主要是隨機效應模型的基本假設的漸進性假設無法得到滿足,所以在檢驗值為負的情況下應采用固定效應模型[23]。進一步進行效應檢驗,得到空間固定效應顯著且時間固定效應不顯著的結果,故可以選擇空間固定效應模型。在Wald 檢驗和LR 檢驗中結果都顯著,表明選擇SDM 模型更優(yōu)。

通過普通最小二乘回歸分別對解釋變量有二次方和沒有二次方的方程進行分析,結果如表4中列(1)、列(2)所示。解釋變量二次方結果顯著且為負值,表明農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距之間確實存在倒U 型關系。通過引入空間矩陣進行空間計量分析,根據(jù)表4 中列(3)～列(5)結果顯示省份固定效應與雙固定效應模型空間溢出系數(shù)顯著性較好,二次項空間溢出系數(shù)約為-0.07。這表明其他省份的農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對本地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的空間溢出效應影響程度約為-7%。年份固定效應模型二次項空間溢出系數(shù)不顯著,可能由樣本年份較短導致。綜上,普通面板回歸結果與空間計量回歸結果分別驗證了兩個假設。

表4 普通面板和空間計量回歸結果

進一步根據(jù)空間計量回歸結果分析中的結論對雙固定效應下的回歸結果進行溢出效應分析。由表5 結果中直接效應、間接效應和總效應結果的系數(shù)正負符號都相同,可以得出結論,假設H2對于空間溢出效應正向影響的假設是成立的,這說明空間鄰近的地區(qū)間農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展會對彼此產(chǎn)生影響,且這個影響有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距(泰爾系數(shù)越小城鄉(xiāng)收入差距越小)。進一步分析,間接效應反映了周邊區(qū)域的解釋變量變化一個單位對本區(qū)域被解釋變量的影響程度,間接效應下各系數(shù)絕對值大于直接效應反映了空間溢出效應是主要影響因素。其他變量中城鎮(zhèn)化率(lnurban)的情況與解釋變量基本一致,公路密度(Road)變量結果中間接效應與直接效應符號相反,說明鄰近地區(qū)公路密度的提升會縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。公路密度在一定程度上反映了一個地區(qū)的流通速度,流通速度較高的區(qū)域?qū)ζ渌貐^(qū)的生產(chǎn)要素具有一定的吸引力。如經(jīng)濟不發(fā)達省份的農(nóng)民進入東南沿海地區(qū)的城市打工,經(jīng)濟發(fā)達的城市提供了更多就業(yè)機會的同時也提高了農(nóng)民收入,進而起到了縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。農(nóng)村人均人力資本(lnhum)溢出效應的結果不顯著,即鄰近地區(qū)的農(nóng)村人力資本高低對本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距變化沒有顯著影響,這一結果體現(xiàn)了基礎設施與產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟的重要性,基本與理論假設一致。

表5 空間溢出效應結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

基于空間計量分析的特點,本文選擇替換空間矩陣進行穩(wěn)健性檢驗,結果如表6 所示。表6列(1)～列(3)為選取經(jīng)濟地理距離矩陣作為替換矩陣的回歸結果,省份固定效應與雙固定效應模型結果仍然顯著且二次項的空間溢出效應系數(shù)分別為-0.084 0 與-0.088 4,與表4 中列(3)與列(5)結果接近。進一步檢驗,將被解釋變量替換為城鄉(xiāng)居民可支配收入比(Pcid),計算方式為城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民可支配收入的比值,替換變量后得到表6 列(4)的回歸結果,二次項的空間溢出效應系數(shù)為-0.056 9,與表4 中列(5)結果接近。通過變換空間矩陣與被解釋變量,結果中二次項空間溢出效應系數(shù)方向未發(fā)生變換且系數(shù)取值大小較為穩(wěn)定,由此表明原回歸結果是穩(wěn)健的。

(四)異質(zhì)性分析

進一步分析,由于數(shù)字經(jīng)濟本身的特性以及數(shù)字基礎設施對其發(fā)展速度的影響,本文進一步將30個省份2014—2020 年平均的農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)劃分為高中低三個部分,分別對其進行空間計量回歸。由于本文使用空間杜賓模型進行分析,采用傳統(tǒng)的東中西部區(qū)域劃分時部分省份距離較遠,且個別省份相鄰卻被劃分為不同區(qū)域,所以參考已有研究中的做法對農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平進行劃分并進行異質(zhì)性分析[24]。表7 中列(1)～列(3)結果展示了農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平較高、水平居中和水平較低的地區(qū)分別進行空間計量回歸的結果?？梢钥闯?農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)溢出效應顯著且溢出效應系數(shù)絕對值高于總體樣本回歸結果,表明農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)都存在較強的空間溢出效應。根據(jù)劃分的地區(qū)來看,農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展也呈現(xiàn)出了集聚效應,處在相同發(fā)展水平的地區(qū)大多是鄰近地區(qū),如東南沿海地區(qū)。水平中、低的地區(qū)溢出效應不顯著,但農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平低的地區(qū)內(nèi)部效應顯著,并且二者系數(shù)反映的關系也都為倒U 型關系。這說明當前在我國大部分地區(qū)農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的空間聯(lián)動性較差,這一部分地區(qū)農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與地區(qū)聯(lián)動亟待加強。農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)應對發(fā)展水平較低的地區(qū)提供進一步的支持,同時農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)也需要采取一些相關發(fā)展策略。

表7 異質(zhì)性分析結果

四、結論與建議

本文基于30 個省份2014—2020 年的面板數(shù)據(jù),對農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響及其空間溢出效應進行研究。結果表明:農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響趨勢為倒U型;該影響在不同地區(qū)間存在顯著的溢出效應,并且其他地區(qū)的溢出效應會縮小本地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距;農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在異質(zhì)性特征,其中農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平高的省份溢出效應顯著,發(fā)展水平中等和較低省份的溢出效應不顯著,但在農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平較低的省份,內(nèi)部溢出效應顯著。據(jù)此提出如下政策建議。

1.加強農(nóng)村數(shù)字基礎設施建設,提高農(nóng)村基礎設施維護水平。基礎設施建設的差距是城鄉(xiāng)收入產(chǎn)生差距的主要原因,加強農(nóng)村基礎設施建設不只是加大農(nóng)村數(shù)字基礎設施的投資力度,還應對現(xiàn)有基礎設施進行積極維護來保持其良好的運營狀態(tài),為農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展奠定良好基礎,并以此推動數(shù)據(jù)要素與實物商品的雙向流通,由此增強農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟對收入差距的正向影響效應。

2.引育結合建立農(nóng)村數(shù)字化人才體系,提升農(nóng)村居民數(shù)字經(jīng)濟素養(yǎng)。農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟的快速發(fā)展,對數(shù)字化技術與知識的需求強度加大,提高農(nóng)村居民數(shù)字化技能與數(shù)字經(jīng)濟素養(yǎng),縮小城鄉(xiāng)在數(shù)字人力資源方面的差距,培養(yǎng)數(shù)字經(jīng)濟時代的新農(nóng)人至關重要。一方面,通過提高農(nóng)村地區(qū)數(shù)字技術人才待遇、提供創(chuàng)業(yè)補貼等政策措施,吸引更多具有數(shù)字技術及其應用能力的人才到農(nóng)村地區(qū)發(fā)展;另一方面,通過線上與線下等多種形式與渠道對數(shù)字化人才所需知識與培養(yǎng)途徑進行積極宣傳。采用以點帶面的方式進行相關知識與技術推廣,先選拔各村集體適應培養(yǎng)體系的居民,再配合推廣人員進行廣泛培養(yǎng)。

3.加強農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的區(qū)域聯(lián)動,緩解地區(qū)發(fā)展不平衡。一方面,地方政府部門應加強不同區(qū)域間優(yōu)勢互補合作,通過農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)的輻射帶動效應,結合不同地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)特色,實現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的有效融合;另一方面,借助農(nóng)村數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展形成的數(shù)字化產(chǎn)業(yè)鏈優(yōu)勢,通過區(qū)域間開放合作的利好政策,以及產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟、招商引資等方式增強數(shù)智農(nóng)業(yè)發(fā)展的企業(yè)跨區(qū)域發(fā)展,為數(shù)字化優(yōu)勢企業(yè)提供更廣闊的農(nóng)村市場。