王志強(qiáng)，周娟美，吳云霞

（中北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，山西 太原 030051）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

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。要著力維護(hù)和促進(jìn)社會公平正義，著力促進(jìn)全體人民共同富裕，堅(jiān)決防止兩極分化?？梢?，在全面建成小康社會，實(shí)現(xiàn)黨的第一個百年奮斗目標(biāo)，齊心協(xié)力實(shí)現(xiàn)第二個百年奮斗目標(biāo)之際，共同富裕已經(jīng)成為黨、國家和人民共同關(guān)心的核心議題之一。改革開放以來，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)村生活和農(nóng)民收入取得了持續(xù)的增長和改善。但與城市收入相比，農(nóng)民收入增長依然緩慢。若以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值來衡量城鄉(xiāng)收入差距，1978—2003 年間城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)上升，城鄉(xiāng)收入比從2.6 上升到3.1；2003—2010 年穩(wěn)定在3.1 左右；2011 年開始有所下降，截至2021年，城鄉(xiāng)收入比（474 11.9 元比189 30.9 元）依然高達(dá)2.5。如何進(jìn)一步縮小貧富收入差距、區(qū)域差距和城鄉(xiāng)差距，到2035 年全體人民共同富裕取得更為明顯的實(shí)質(zhì)性進(jìn)展，亟待理論界總結(jié)經(jīng)驗(yàn)并探索新的可行路徑。另外，在全球新一輪的產(chǎn)業(yè)革命中，包括互聯(lián)網(wǎng)在內(nèi)的新一代信息通信技術(shù)（ICT）扮演著重要角色，“互聯(lián)網(wǎng)+”不僅逐步滲透到傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的各個方面，還創(chuàng)造出“眾籌”“眾包”等萬千種新業(yè)態(tài)、新模式，甚至新產(chǎn)業(yè)。那么，一個值得深思的問題就是，互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)資源的建設(shè)和應(yīng)用是否能夠賦能城鄉(xiāng)共同富裕？如果答案是肯定的，那么，作用機(jī)制和途徑是什么？這種賦能效應(yīng)是否存在區(qū)域異質(zhì)性和空間正外部性？回答這些問題，一方面有助于學(xué)術(shù)界和實(shí)業(yè)界全面深入了解互聯(lián)網(wǎng)的積極影響；另一方面，也為進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)共同富裕提供了一種可行思路，因此具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

本文主要從城鄉(xiāng)收入差距的影響因素和互聯(lián)網(wǎng)的收入分配效應(yīng)兩方面進(jìn)行文獻(xiàn)述評。在城鄉(xiāng)收入差距及其影響因素方面，不同學(xué)者從城市化、資本密集型產(chǎn)業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略、金融和數(shù)字普惠金融發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施差異、對外開放、互聯(lián)網(wǎng)普及等不同角度展開研究。陸銘和陳釗（2004）[1]、曹裕等（2010）[2]均研究發(fā)現(xiàn)城市化有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。陳斌開和林毅夫（2013）[3]研究發(fā)現(xiàn)資本密集型產(chǎn)業(yè)優(yōu)先發(fā)展政策拉大了中國城鄉(xiāng)收入差距。宋曉玲（2017）[4]、張賀和白欽先（2018）[5]、李建偉（2017）[6]均以數(shù)字經(jīng)濟(jì)為背景，研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融能顯著抑制城鄉(xiāng)收入差距，這與葉志強(qiáng)等（2011）[7]、王修華和邱兆祥（2011）[8]的結(jié)論相反。劉曉光等（2015）[9]研究發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施的改善有助于農(nóng)村剩余勞動力向城市轉(zhuǎn)移，從而加快城市和農(nóng)村的收入增長，但對農(nóng)村收入的影響更大，因而有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，而余泳澤和潘妍（2019）[10]、陳豐龍等（2018）[11]均利用高鐵開通的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)高鐵開通有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但存在一定的區(qū)域異質(zhì)性。程名望和張家平（2019）[12]研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)普及對城鄉(xiāng)收入差距的影響是“倒U 型”的，互聯(lián)網(wǎng)普及率只有達(dá)到30.37%的拐點(diǎn)后，互聯(lián)網(wǎng)才有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但賀婭萍和徐康寧（2019）[13]的研究得出相反的結(jié)論，認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)拉大了城鄉(xiāng)收入差距。

在互聯(lián)網(wǎng)的收入與分配效應(yīng)方面，發(fā)達(dá)國家對互聯(lián)網(wǎng)作用的研究主要集中在微觀個體收入的影響，Krueger（1993）[14]、Dimaggio 和Bonikowski（2008）[15]研究發(fā)現(xiàn)無論在家使用還是在工作中使用，互聯(lián)網(wǎng)的使用均有助于提高收入水平。國內(nèi)文獻(xiàn)中，劉志龍和靳文杰（2015）[16]、劉曉倩和韓青（2018）[17]同樣證實(shí)了互聯(lián)網(wǎng)的工資溢價效應(yīng)。但關(guān)于收入分配效應(yīng)的研究結(jié)論并不一致。劉曉倩和韓青（2018）[17]認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)的使用擴(kuò)大了居民收入差距。Bauer（2018）[18]認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)將和其他經(jīng)濟(jì)、政治和技術(shù)因素相結(jié)合共同影響收入分配，綜合影響的方向并不確定。Liu（2017）[19]使用跨國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)普及有助于縮小收入差距，李雅楠和謝倩蕓（2017）[20]、Yin 和Choi（2023）[21]的研究均支持這一結(jié)論。

由此可見，目前學(xué)界對互聯(lián)網(wǎng)綜合應(yīng)用對城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制、空間效應(yīng)的研究依然較為稀缺。區(qū)別于已有相關(guān)文獻(xiàn)，本文的拓展之處包括三個方面：第一，在研究指標(biāo)上，從互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)資源和互聯(lián)網(wǎng)資源應(yīng)用兩個維度出發(fā)，構(gòu)建衡量互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平的指標(biāo)——互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)，為互聯(lián)網(wǎng)的后續(xù)研究提供更全面、更可操作的指標(biāo)體系；第二，在研究視角上，立足于共同富裕的時代要求，基于城鄉(xiāng)收入差距的視角評估了互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展的影響，豐富了有關(guān)城鄉(xiāng)收入差距、共同富裕和區(qū)域協(xié)調(diào)的研究；第三，在研究內(nèi)容上，探索了互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展賦能城鄉(xiāng)共同富裕的可能機(jī)制、異質(zhì)性影響以及空間溢出效應(yīng)，一定程度上彌補(bǔ)了當(dāng)前研究在這些方面的缺失。

二、理論分析與研究假說

伴隨著互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的大規(guī)模建設(shè)和經(jīng)濟(jì)主體對互聯(lián)網(wǎng)的深度應(yīng)用，傳統(tǒng)的生產(chǎn)和生活方式已經(jīng)發(fā)生了深刻變革。互聯(lián)網(wǎng)在傳播信息時所具有的即時性、傳播路徑的網(wǎng)絡(luò)性、信息獲取近乎零成本、超大體量等特征一定程度上緩解了生產(chǎn)要素市場和產(chǎn)品市場的供需矛盾。這里將重點(diǎn)闡釋互聯(lián)網(wǎng)縮小城鄉(xiāng)收入差距，賦能共同富裕的兩條傳導(dǎo)機(jī)制，進(jìn)而提出三個研究假說。

其一，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率方面。（1）互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用擴(kuò)大了農(nóng)產(chǎn)品的市場規(guī)模，提高了農(nóng)業(yè)收益?；ヂ?lián)網(wǎng)的應(yīng)用和電商平臺的出現(xiàn)，使農(nóng)民可以通過電商平臺將產(chǎn)品賣給更大市場范圍內(nèi)的消費(fèi)者，而不再局限于本地市場。（2）互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用有助于優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和管理。余泳澤和曹瑞（2023）[22]認(rèn)為通過互聯(lián)網(wǎng)，農(nóng)戶可以低成本、快速度、大規(guī)模地獲取關(guān)于育種、播種、施肥、灌溉、收割、病蟲害防治等全流程的技術(shù)信息，也可以快速了解其他地區(qū)的管理經(jīng)驗(yàn)和諸多先進(jìn)做法。（3）基于互聯(lián)網(wǎng)的數(shù)字普惠金融和供應(yīng)鏈金融的發(fā)展，降低了金融服務(wù)的門檻。數(shù)字普惠金融和供應(yīng)鏈金融基于過往合作中產(chǎn)生的交易數(shù)據(jù)和上下游供應(yīng)關(guān)系，形成新的信用信息報告，提高了農(nóng)民融資的可得性。（4）互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用強(qiáng)化了農(nóng)產(chǎn)品市場競爭。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者不僅面對本地生產(chǎn)者的競爭，還面對來自其他省市，甚至國外生產(chǎn)者的競爭。（5）互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用有助于提升農(nóng)村人口的人力資本水平。近年來，黨和政府高度重視包括云課堂、學(xué)習(xí)強(qiáng)國等在內(nèi)的開放性服務(wù)平臺的作用。通過這些免費(fèi)平臺，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者可以更加便捷、低成本地獲得生產(chǎn)和生活方面的資訊，甚至系統(tǒng)性的教育課程。

其二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級方面。（1）互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用有助于農(nóng)村剩余勞動力向城市第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。借助于互聯(lián)網(wǎng)上的求職、房產(chǎn)等信息平臺，農(nóng)村剩余勞動人口可以更加快速、低成本地找到合適的城市工作崗位，提升了供需匹配效率。（2）互聯(lián)網(wǎng)的廣泛應(yīng)用創(chuàng)造了新的工作崗位。田鴿和張勛（2022）[23]發(fā)現(xiàn)基于互聯(lián)網(wǎng)的數(shù)字經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造了大量新型崗位，例如網(wǎng)絡(luò)主播、快遞員、外賣騎手、網(wǎng)約車司機(jī)等，拓寬了勞動市場容量。（3）互聯(lián)網(wǎng)的廣泛應(yīng)用降低了勞動密集型服務(wù)業(yè)的創(chuàng)業(yè)門檻?；ヂ?lián)網(wǎng)的廣泛應(yīng)用使創(chuàng)業(yè)者能夠快速發(fā)現(xiàn)市場需求、拓寬營銷渠道，快速發(fā)現(xiàn)和組織富余勞動力等生產(chǎn)要素。綜合以上三點(diǎn)，互聯(lián)網(wǎng)的廣泛應(yīng)用加快了農(nóng)村剩余勞動力向第二產(chǎn)業(yè)和勞動密集型的第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的進(jìn)程，從而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級。

本地互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)資源的完善和廣泛應(yīng)用，不僅可以縮小本地城鄉(xiāng)收入差距，而且還可以通過為周邊地區(qū)生產(chǎn)者提供本地銷售市場、創(chuàng)造工作崗位吸引周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)剩余勞動力向本地遷移、為周邊低效率地區(qū)提供示范效應(yīng)等途徑帶動周邊地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平提升和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升。因此，本地互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展具有顯著的空間正外部性。

根據(jù)上述理論分析，本文提出如下研究假說：

假說1：互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展能夠賦能城鄉(xiāng)共同富裕?；ヂ?lián)網(wǎng)的賦能效應(yīng)存在區(qū)域異質(zhì)性，對中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的影響大于對東部發(fā)達(dá)地區(qū)的影響。

假說2：互聯(lián)網(wǎng)的綜合發(fā)展可以通過提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率和促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級兩條路徑賦能城鄉(xiāng)共同富裕。

假說3：本地互聯(lián)網(wǎng)的綜合發(fā)展還具有空間正外部性，不僅可以賦能本地城鄉(xiāng)共同富裕，還有助于促進(jìn)周邊地區(qū)加快實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)共同富裕目標(biāo)。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

本文所設(shè)定的基準(zhǔn)模型為地區(qū)和年份雙固定的面板回歸模型，表達(dá)式見公式（1）：

式（1）中，dispa 表示城鄉(xiāng)收入差距，是城鄉(xiāng)共同富裕程度的反向指標(biāo)；城鄉(xiāng)收入差距越大，共同富裕程度越低；nettsr 表示互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)；X 表示一系列控制變量，具體包括地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp）、地區(qū)對外開放程度（open）、地區(qū)財政支出力度（govp）、地區(qū)工業(yè)化程度（ind）、地區(qū)城市化水平（urban）和地區(qū)交通便捷度（proad），θ 和δ 分別表示年份固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)；ε 表示隨機(jī)干擾項(xiàng)；α、β 和γ 均為待估參數(shù)。為緩解異方差所帶來的估計(jì)偏誤，回歸時所有變量均取自然對數(shù)。

（二）變量定義及處理

1.被解釋變量。被解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距（dispa）。借鑒余泳澤和曹瑞（2023）[22]、盛鵬飛（2017）[24]的做法，本文采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入的比值來衡量。從測算結(jié)果（見圖1）可以看出，無論全國還是東、中、西和東北地區(qū)，2003—2021 年以來城鄉(xiāng)收入差距均存在顯著下降趨勢；截至2021 年，城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域排序從低到高為東北（2.05）、東部（2.19）、中部（2.30）和西部（2.65），這個排序和2003 年基本一致。

圖1 2003—2021 年中國各區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距

2.核心解釋變量。核心解釋變量為互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)（nettsr）。韓先鋒等（2019）[25]認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)是一個較為復(fù)雜的系統(tǒng)工程，因此有必要構(gòu)建一個涵蓋互聯(lián)網(wǎng)更多維度和指標(biāo)的指數(shù)，以此反映地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平。本文嘗試從互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)資源和互聯(lián)網(wǎng)資源應(yīng)用兩個維度，共選擇七個具體指標(biāo)構(gòu)建地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)。具體指標(biāo)體系如表1所示。

表1 互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平測度指標(biāo)體系

使用熵值法為七個二級指標(biāo)賦權(quán)，得到互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)。測算發(fā)現(xiàn)：無論全國還是東、中、西和東北地區(qū)，2003—2021 年以來互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平均存在顯著上升趨勢；截至2021 年，互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平的區(qū)域排序從高到低分別為東部（26.40）、東北（10.83）、西部（10.40）和中部（9.87）。2003—2021 年，互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平的區(qū)域差異在不斷縮小，變異系數(shù)從2003 年的1.69 下降到1.10。圖2 包含了城鄉(xiāng)收入比對數(shù)和互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平指數(shù)對數(shù)的散點(diǎn)圖和線性擬合線。從圖2 中可以發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平和城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，但這僅僅是一種相關(guān)關(guān)系，而非因果關(guān)系。

圖2 城鄉(xiāng)收入比和互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)的散點(diǎn)圖

3.控制變量。為了避免基于可觀測變量的選擇性偏誤，需要選取關(guān)鍵控制變量，這些變量既需要和核心解釋變量互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)相關(guān)，同時又必須是被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距的重要影響因素。基于這一原則，同時借鑒相關(guān)文獻(xiàn)的研究成果，本文選擇如下控制變量。（1）地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp），采用地區(qū)人均GDP 來衡量；（2）對外開放度（open），采用地區(qū)進(jìn)出口總額在GDP 中的占比來衡量；（3）政府財政支出（govp），采用政府財政支出在GDP 中的占比來衡量；（4）交通便捷度（proad），采用人均公路營運(yùn)里程來衡量；（5）城市化水平（urban），采用城鎮(zhèn)人口在總?cè)丝谥械恼急葋砗饬?；?）工業(yè)化水平（ind），采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比重來衡量。所有相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2 所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

本文的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為面板結(jié)構(gòu)，時間范圍為2003—2021 年共19 年，地區(qū)為中國大陸31 個省級行政區(qū)。GDP 和收入數(shù)據(jù)分別采用GDP 平減指數(shù)和居民消費(fèi)價格指數(shù)轉(zhuǎn)換為2003 年可比價值；進(jìn)出口數(shù)據(jù)按照《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中公布的人民幣對美元的匯率進(jìn)行轉(zhuǎn)換。本文所使用的數(shù)據(jù)來源包括歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》、中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（CNNIC）的歷年《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報告》和EPS 統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸

根據(jù)公式（1）運(yùn)用Stata 16.0 軟件進(jìn)行了基準(zhǔn)回歸，估計(jì)結(jié)果如表3 所示。表3 模型1 中估計(jì)系數(shù)為-0.087，且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)。這說明互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；模型2 中加入了互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)的平方項(xiàng)，平方項(xiàng)并未通過顯著性檢驗(yàn)，這說明2003—2021 年互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距之間并不存在顯著的“正U”或“倒U”型關(guān)系。模型3 在模型2 的基礎(chǔ)上加入雙固定效應(yīng)，擬合優(yōu)度（R2）上升，這說明地區(qū)特征因素和年份趨勢因素解釋了部分城鄉(xiāng)收入差距的變動，因此模型中應(yīng)該加入雙固定效應(yīng)。為了進(jìn)一步降低內(nèi)生性偏誤，盡可能滿足因果推斷所要求的識別假設(shè)，在模型3 的基礎(chǔ)上加入關(guān)鍵控制變量，得到互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)的估計(jì)系數(shù)為-0.046，且通過10%顯著性水平的檢驗(yàn)。這說明，互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平的提高可以顯著降低城鄉(xiāng)收入差距；估計(jì)系數(shù)絕對值從0.073 下降到0.046，說明控制變量的加入消除了部分基于可觀測變量的內(nèi)生性偏誤，此外，擬合優(yōu)度也有所提高，因此加入這些控制變量是必要的。在經(jīng)濟(jì)意義方面，-0.046意味著互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)每提高1%，將促使城鄉(xiāng)收入差距下降0.046%。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）工具變量回歸

為了緩解由于遺漏不可觀測的關(guān)鍵控制變量和可能的雙向因果關(guān)系所導(dǎo)致的內(nèi)生性偏誤，本文采用工具變量法進(jìn)行估計(jì)。借鑒黃群慧等（2019）[26]、楊慧梅和江璐（2021）[27]的做法，采用1984 年每百人固定電話數(shù)量作為互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)的工具變量。借鑒Nunn 和Qian（2014）[28]的做法，將1984 年每百人固定電話數(shù)與上一年移動電話普及率進(jìn)行交乘，得到一個隨時間隨地區(qū)變化的工具變量（iv1）。本文還嘗試采用1984 年各地郵政局（所）的數(shù)量（iv2）、離婚率（iv3）作為工具變量[12]。

表4 報告了使用工具變量和2SLS 估計(jì)法的回歸結(jié)果，模型5、模型6 和模型7 的區(qū)別在于使用了不同的工具變量。在模型5～模型7 中，第一階段的回歸結(jié)果均顯示，在加入控制變量和雙固定效應(yīng)后，內(nèi)生變量nettsr 和工具變量iv 之間依然存在顯著正相關(guān)關(guān)系。在第二階段回歸匯總，Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的p 值均小于0.05，因此，拒絕工具變量識別不足的原假設(shè)；Kleibergen-Paap rk Wald F 統(tǒng)計(jì)量均大于10%顯著性水平下的臨界值16.38，因此可以拒絕工具變量為弱工具變量的原假設(shè)。第二階段的回歸結(jié)果表明：互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)的參數(shù)估計(jì)值均為負(fù)值，模型7 中通過了15%顯著性水平檢驗(yàn)。模型5～模型7 的結(jié)果說明互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平的提高能夠有效縮小城鄉(xiāng)收入差距。

表4 工具變量回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了增強(qiáng)研究結(jié)論的可信度，本文設(shè)計(jì)了三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)，使用不同的核心解釋變量、使用不用的工具變量、使用2005 年以后的樣本。實(shí)證結(jié)果如表5 所示。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

首先，使用不同的核心解釋變量。借鑒王小魯?shù)龋?019）[29]構(gòu)建市場化指數(shù)時的平均賦權(quán)法賦權(quán)，得到新的核心解釋變量（netwfr）。

其次，使用不同的工具變量。考慮到文獻(xiàn)通常也是使用核心解釋變量的滯后一期和滯后兩期代替核心解釋變量，或用滯后一期或兩期變量作為工具變量[27]，因此，本文設(shè)定了模型9～模型12。模型9和模型10 使用了核心解釋變量的滯后一期和滯后兩期；模型11 和模型12 使用核心解釋變量的滯后一期和兩期作為工具變量。

最后，由于核心解釋變量在計(jì)算時有個別指標(biāo)的2003—2005 年數(shù)據(jù)為推算值，可能存在測量誤差問題。穩(wěn)健起見，模型13 去掉了2006 年以前的樣本。

（四）異質(zhì)性分析

表6 報告了異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果。通過對三個模型兩兩進(jìn)行基于似無相關(guān)模型的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)，P 值均大于0.1，說明模型間系數(shù)不存在顯著差異，即區(qū)域異質(zhì)性并不顯著。主要原因是即使是經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的東部地區(qū)，城鄉(xiāng)之間的信息不對稱、要素的空間配置障礙依然較大，互聯(lián)網(wǎng)的綜合發(fā)展對東部發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)村收入水平依然存在快速提升作用。至此，假說1 得到驗(yàn)證。

表6 異質(zhì)性檢驗(yàn)和機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

五、進(jìn)一步分析：影響機(jī)制與空間效應(yīng)

（一）影響機(jī)制分析

為了進(jìn)一步揭示互聯(lián)網(wǎng)對城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制，針對理論機(jī)制分析和假說2，進(jìn)行如下影響機(jī)制檢驗(yàn)。借鑒楊慧梅和江璐（2021）[27]的檢驗(yàn)方法，構(gòu)建如下回歸方程，如公式（2）和公式（3）。

其中，ageff 為農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，serv 為地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)占GDP 比重。其他變量含義與公式（1）保持一致。正式回歸時，所有變量均取自然對數(shù)。

借鑒韓海彬和趙麗芬（2013）[30]、高帆（2015）[31]所使用的農(nóng)業(yè)投入與產(chǎn)出指標(biāo)，利用基于松弛測度的SBM-DEA 方法，測算了中國各省級行政區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。表6 模型17 報告了對公式（2）的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的綜合發(fā)展有助于地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。表6 模型18 和模型19 報告了對公式（3）的回歸結(jié)果。模型18 使用第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)作為農(nóng)業(yè)勞動投入的代理變量；模型19 使用鄉(xiāng)村人口總數(shù)作為農(nóng)業(yè)勞動投入的代理變量。綜合兩個模型的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的綜合發(fā)展有助于提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。至此，假說2 得到一定程度的驗(yàn)證。

（二）空間效應(yīng)分析

為了檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展的空間效應(yīng)，需要設(shè)置空間權(quán)重矩陣、檢驗(yàn)關(guān)鍵變量的空間相關(guān)性、進(jìn)行空間計(jì)量回歸。

首先，構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。考慮到互聯(lián)網(wǎng)所帶來的要素流動、資源優(yōu)化配置更多發(fā)生在空間上的相鄰地區(qū)之間，因此使用0～1 空間矩陣。同時本文還使用兩個地區(qū)省會城市之間的高速公路距離倒數(shù)作為權(quán)重矩陣。

其次，檢驗(yàn)關(guān)鍵變量的空間相關(guān)性。本文檢驗(yàn)了城鄉(xiāng)收入差距（dispa）、互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)（nettsr）和每萬人互聯(lián)網(wǎng)接入端口數(shù)（win）的全局莫蘭指數(shù)。結(jié)果表明，多數(shù)年份莫蘭指數(shù)顯著為正。

最后，建立空間計(jì)量模型，檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)。建立空間杜賓模型進(jìn)行空間計(jì)量分析，模型如公式（4）所示。

式（4）中，W 表示空間權(quán)重矩陣，Wdispa 為空間滯后項(xiàng)，ρ 表示空間自回歸系數(shù)，反映了不同地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的空間自相關(guān)性，Wnetit表示互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平的空間滯后項(xiàng)。其他變量的含義與公式（1）保持一致。

借鑒LeSage 和Pace（2009）[32]的做法，把互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。表7 模型20～模型23 報告了空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果。

表7 空間計(jì)量回歸結(jié)果

由表7 可知，本地互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為負(fù)，這說明，本地互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平的提高，不僅有效縮小了本地城鄉(xiāng)收入差距，還有助于縮小鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。本地互聯(lián)網(wǎng)的綜合發(fā)展具有顯著的空間正外部性，假說3 得到驗(yàn)證。

六、研究結(jié)論與政策啟示

本文從互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)資源和互聯(lián)網(wǎng)資源應(yīng)用兩個維度出發(fā)，選取七個二級指標(biāo)測算了反映互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平的互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)，在此基礎(chǔ)上利用2003—2021 年省級面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展對城鄉(xiāng)共同富裕的賦能效應(yīng)、異質(zhì)性影響、賦能機(jī)制和空間效應(yīng)。得到的研究結(jié)論主要有四點(diǎn)：第一，2003 年以來中國互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展指數(shù)呈顯著上升趨勢，各區(qū)域發(fā)展雖存在明顯差異，但區(qū)際差異在不斷縮小，截至2021 年，互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展水平的區(qū)域排序從高到低分別為東部（26.40）、東北（10.83）、西部（10.40）和中部（9.87）；第二，互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展能夠賦能城鄉(xiāng)共同富裕目標(biāo)，但這種賦能效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性并不明顯，這意味著無論是發(fā)達(dá)的東部，還是欠發(fā)達(dá)的中西部，都可以通過促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展來降低城鄉(xiāng)收入差距；第三，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提升和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是互聯(lián)網(wǎng)賦能城鄉(xiāng)共同富裕的重要傳導(dǎo)機(jī)制；第四，互聯(lián)網(wǎng)綜合發(fā)展還存在顯著的空間正外部性，能夠有效改善相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

本文的研究結(jié)論具有四點(diǎn)政策啟示：第一，強(qiáng)化互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，縮小城鄉(xiāng)之間、區(qū)域之間的數(shù)字鴻溝。不同區(qū)域方面，尤其需要加大中西部地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)力度，為未來增加互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用內(nèi)容，提升互聯(lián)網(wǎng)內(nèi)容質(zhì)量奠定基礎(chǔ)；進(jìn)一步降低互聯(lián)網(wǎng)使用資費(fèi)，從而降低市場主體的使用成本。第二，發(fā)揮政府的引導(dǎo)作用和企業(yè)的主體功能。政府要強(qiáng)化頂層設(shè)計(jì)，完善互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施和產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃，建立必要的互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)與產(chǎn)業(yè)扶持資金，鼓勵科技企業(yè)孵化器和加速器吸納更多互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)企業(yè)，引導(dǎo)社會資本和企業(yè)積極投資互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)，開發(fā)和推廣高質(zhì)量互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用服務(wù)，鼓勵利用互聯(lián)網(wǎng)改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和業(yè)務(wù)流程，提升傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率。第三，破除地方保護(hù)主義。互聯(lián)網(wǎng)發(fā)揮降低城鄉(xiāng)收入差距作用的途徑之一是使中小企業(yè)的市場規(guī)模突破本地，開始走向國內(nèi)其他地區(qū)。這也意味著競爭不再局限于本地，還存在于地區(qū)與地區(qū)之間，因此，需要防范新的、更隱蔽的地方保護(hù)行為，強(qiáng)化市場競爭和全國統(tǒng)一大市場建設(shè)。第四，強(qiáng)化互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展規(guī)劃的區(qū)域協(xié)調(diào)?；ヂ?lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施和資源的建設(shè)具有較強(qiáng)的空間正外部性，因此需要相鄰地區(qū)共同規(guī)劃，綜合研判，協(xié)調(diào)推進(jìn)，避免過度投資，產(chǎn)生資源浪費(fèi)。