鄉村振興背景下數字經濟發展與城鄉收入差距

■李豫新，李枝軒

一、引言與文獻綜述

改革開放以來，中國經濟發展迅速，然而城鄉收入差距過大的問題也隨之出現。中共十八屆五中全會提出實施“國家大數據戰略”，此后我國推動數字化轉型和數字經濟發展的政策不斷深化落地，我國數字經濟規模不斷擴大，貢獻率不斷提高。《中國數字經濟發展白皮書（2021年）》顯示，2020年中國數字經濟增加值占GDP比重為38.6%，達到39.2 萬億元。那么，發展勢頭迅猛的數字經濟能否成為縮小城鄉收入差距鴻溝的重要舉措？影響路徑如何？這些問題值得進一步深入研究。

目前，數字經濟的測度方法大致分為兩種：一種是直接測度，即在一定范圍內，對特定區域內數字經濟的總量和規模進行估計或統計（如許憲春和張美慧，2020）；另一種是對比測度，基于綜合評價指標，對各區域數字經濟發展水平進行對比和分析，得出各區域數字經濟相對發展情況（如Wei，2020）。對城鄉收入差距及其影響因素的討論一直是學術界經久不衰的研究主題，對外開放程度（劉軍等，2015；李紅等，2019）、產業結構（吳萬宗等，2018）、城鎮化（陶源，2020）和基礎設施（楊茜和石大千，2019）等影響因素都是近幾年學術界研究的重點。目前學術界關于數字經濟能夠促進收入增加的觀點基本已達成共識（張莉娜等，2021），但關于數字經濟與城鄉收入差距的關系還存在分歧。李怡和柯杰升（2021）認為，盡管數字經濟增加了農民的收入，但同時由于農村居民缺乏數字技術應用技能，在物質、社會和人力資本等方面存在異質性，數字經濟的發展反而擴大了城鄉收入差距（Correa et al.，2018）。而張勛等（2019）持相反意見，認為由于數字經濟帶來了互聯網教育和數字普惠金融新模式、信息共享與傳播機制、就業和創業機會等等，農村居民將比城鎮居民更多地受益于數字經濟帶來的紅利，從而縮小了城鄉居民收入差距（Parker，2011）。還有部分學者認為數字經濟與城鄉收入差距不是簡單的線性關系，有可能呈“U”型關系（王軍和肖華堂，2021），還有可能呈“倒U型”關系（李曉鐘和李俊雨，2022）。

與已有研究相比，本文差異性探索如下：一是在對數字經濟進行對比測度時，根據中國信息通信研究院對數字經濟內涵的界定，結合數字經濟所屬產業，從ICT 初級應用、數字基礎設施、數字產業化、產業數字化四個維度構建數字經濟評價指標體系。二是從人力資本、創新活力、城鎮化三個視角探究數字經濟與城鄉收入差距的非線性關系，對數字經濟與城鄉收入差距非線性關系的研究做了理論與實證方面的補充。三是利用并行多重中介效應模型分析數字經濟通過人力資本、創新活力、城鎮化影響城鄉收入差距的三條路徑，豐富了數字經濟對城鄉收入差距的影響路徑研究。

二、理論分析

（一）數字經濟有利于推動鄉村振興戰略實施，縮小城鄉收入差距

做好“三農”工作是鄉村振興戰略的重要落腳點（楊暉，2019）。農村地區由于地理位置較為偏僻、道路交通不夠便利、教育資源落后等一系列問題，無論是經濟、文化還是生態，與城鎮地區都大相徑庭。數字經濟的發展為農村地區帶來了先進的數字技術、眾多的工作崗位、優質的教育資源和充滿前景的創業機會。農村地區互聯網和移動設備的普及率逐年增加，家家有電村村通網，農村居民ICT初級應用能力快速提高。農村青少年通過網課就能受到和城鎮同等質量的教育。部分農村居民加入了農村電商的行列，盡管地理位置偏僻，農產品銷售價格和銷量仍能保持穩定增長。在數字經濟的發展帶動下，鄉村不但文化振興、教育振興、科技振興，經濟也得到了振興，農村居民收入增加且更加穩定，城鄉收入差距不斷縮小。

（二）數字經濟發展與城鄉收入差距呈非線性關系

在數字經濟起步階段，由于城鄉人力資本差距和數字鴻溝的存在，再加上創新產生的效益會優先被城鎮少數高收入者享有，農村大量剩余勞動力沒有更多合適的就業和創業機會，農村居民與城鎮相比不能充分利用數字經濟資源提高收入，此階段數字經濟將擴大城鄉收入差距。長期來看，隨著數字經濟發展進入成熟階段，數字經濟將更加“普惠”，無論城鎮還是農村都將享受到數字經濟發展帶來的紅利。科技的發展促使農村人力資本水平提高，創新溢出效應使農村居民也能享受到創新產生的效益，數字經濟發展為農村剩余勞動力帶來大量的就業創業機會。由于邊際效用遞減規律，城鎮數字經濟發展對收入的邊際影響力將逐步被農村“后來者居上”，城鄉收入差距縮小。因此，數字經濟發展與城鄉收入差距之間并非簡單的擴大或者縮小關系，二者之間呈“倒U 型”的非線性關系。

（三）數字經濟通過提升人力資本、增強創新活力、推動城鎮化進程三條路徑縮小城鄉收入差距

數字經濟能夠為城鄉居民創造更便捷享受豐富教育資源的學習條件，居民知識儲備的廣度和深度都有所提高，人力資本水平上升，勞動力素質提升。盡管在發展初期，由于城鎮地區優質的基礎條件和政策傾斜，大量優秀人才從農村涌向城鎮，使得城鎮地區人力資本水平高于農村地區。但隨著數字經濟的發展，無論城鎮還是農村的居民人力資本水平普遍提高，根據人力資本理論，農村居民人力資本水平提高將有效提高農村居民個人收入，進而縮小城鄉收入差距。

作為數字經濟的重要生產要素，數據的共享將成為激發創新活力的重要引擎，大數據、互聯網等技術的應用使創新更加高效，數字經濟是新業態下創新的搖籃。創新能夠開發新技術、提高生產效率。雖然當創新活力較弱時，創新產生的效益會優先被城鎮的高收入居民享有，但隨著創新活力的不斷增強，創新溢出效應將為城鄉居民帶來更多的效益，使農村居民收入得到有效提高，城鄉收入差距進一步縮小。

數字經濟時代為我國推動城鎮化進程帶來重大機遇。人工智能、物聯網、5G等數字化基礎設施是城鎮化進程中的重要抓手，戶籍制度改革后進城務工的農村居民在數字治理和數字服務下更便于享受和城鎮居民同等的醫療等社會保障，數據收集和共享能力的提升幫助農村剩余勞動力更容易獲得進城務工的機會甚至主動留在城鎮中。數字經濟的發展推動城鎮化進程加快，農民待遇提升、就業機會增多，有助于農村居民收入水平提升，城鄉收入差距縮小。

三、模型設定、變量說明與數據來源

（一）模型設定

1.基準回歸模型

根據前述分析，構建基準回歸模型如下：

為探究數字經濟與城鄉收入差距之間是否存在非線性關系，構建如下非線性模型：

2.面板門限模型

為探究數字經濟與城鄉收入差距之間是否存在門限效應，分別將人力資本、創新活力、城鎮化作為門檻變量，構建面板門限回歸模型如下：

其中，M為門檻變量，分別表示i省份t時期的人力資本水平、創新活力、城鎮化；α、α、…、α分別表示不同門限區間對應的回歸系數；I（·）表示示性函數，若滿足括號內的條件，則I=1，反之I=0。

3.并行多重中介效應模型

參考柳士順和凌文輇（2009）建議的并行多重中介效應模型以及其檢驗方法，構建模型如下：

其中，M是模型的中介變量，分別表示人力資本、創新活力、城鎮化；μ、ε和δ為隨機擾動項；其余變量與前述定義一致。

（二）變量選取

（三）變量測算及數據來源

1.城鄉收入差距測算

我國具有明顯的城鄉二元經濟結構，故選用泰爾指數對城鄉收入差距進行測算，公式如下：

其中，I（j=1 指代城鎮，j=2 指代農村）分別表示i省t時期的城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均可支配收入，P（j=1 指代城鎮，j=2指代農村）分別指代i 省t 時期的城鎮和農村的人口數量，I指代i 省t 時期的總收入，P指代i省t 時期的總人口。泰爾指數越接近于0，城鄉居民收入差距越小，反之則越大。

2.數字經濟發展水平測算

數字經濟內涵的界定決定了數字經濟發展水平綜合評價指標體系的構建，包括以下4個維度：一是ICT應用，互聯網、數字媒體的普及有利于數字化社會的建設和發展，企業、居民對ICT應用的需求是數字經濟發展的基礎。二是數字基礎設施，互聯網寬帶、基站對企業和居民的覆蓋范圍，各地區的信息通信能力和網頁規模等，這些將成為數字信息要素采集和數字化交易的重要渠道，是數字經濟發展的重要載體。三是數字產業化，軟件業、互聯網行業、電信業、數字化服務業等信息通信產業是完全依靠于數字信息要素和數字技術的核心數字經濟產業，能夠為數字經濟發展提供數字產品和數字服務。四是產業數字化，傳統的制造業、服務業等得益于數字技術和數據賦能實現數字化轉型，進一步促進了產業鏈優化升級和生產效率提升。

結合中國各省份數字經濟發展的特點，兼顧各評價指標之間的相關性和可獲得性，ICT應用主要從電話普及程度、網民規模、互聯網普及程度、數字化媒體普及程度綜合考慮；數字基礎設施主要評價數字經濟發展所需的網頁規模、信息通信能力、互聯網和移動基站覆蓋范圍；數字產業化主要從電子信息產業制造業規模、電信業務規模、軟件業務規模、數字化服務規模、網絡零售額比重綜合考量；產業數字化主要考量高技術產業比重、服務業高質量、高技術產業生產效率、企業信息化程度、數字化金融等方面。由此構建以ICT 應用、數字基礎設施、數字產業化、產業數字化為一級指標，電話普及程度等18項指標為二級指標組成的數字經濟發展水平綜合評價指標體系，選用熵權法對上述指標體系進行測算，評價指標體系及各指標權重具體見表1。其中，數字化金融指標選用北京大學數字普惠金融指數衡量。

表1 數字經濟發展水平綜合評價指標體系

3.數據來源及描述性統計

選用我國31 個省份2010—2020年的省級面板數據，數據主要來自《中國區域經濟統計年鑒》《中國第三產業統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國高技術產業統計年鑒》《科技統計資料匯編》《中國科技統計年鑒》以及中國教育部網站等。其中，2013年農村人均純收入指標統計口徑發生改變，變為農村人均可支配收入，由于二者差距不大，2010—2012年農村人均可支配收入指標數據由農村人均純收入指標代替。缺失值采用回歸插補法填補。所有變量的描述性統計如表2所示。

表2 變量的描述性統計

四、實證分析

（一）基準回歸

模型（1）和模型（2）豪斯曼檢驗結果均在1%水平上強烈拒絕原假設，應當使用固定效應模型進行估計。模型（1）的回歸結果如表3（I）列所示。結果表明，數字經濟發展與城鄉收入差距呈顯著正向關系，即數字經濟的發展會顯著擴大城鄉收入差距。可能的原因是城鎮地區依靠地理位置優勢、人力資本優勢、資源優勢和政策傾斜等，數字經濟發展優于農村，且城鎮居民相較于農村居民更便于利用數字經濟紅利增加收入，進而導致城鄉收入差距進一步擴大。

進一步對下列非線性函數進行估計：若β=1，則為線性回歸，因此選擇β=1 作為迭代計算的初始值。結果表明，非線性參數β的P 值為0.000，這表明模型（1）過于簡化，非線性函數模型（2）的設定具有合理性。

數字經濟發展與城鄉收入差距的非線性回歸結果如表3（Ⅱ）列所示。結果表明，在控制一系列其他變量后，數字經濟一次項與城鄉收入差距同模型（1）一樣呈顯著正向關系，而數字經濟的平方項與城鄉收入差距顯著負相關，表明數字經濟與城鄉收入差距整體呈現“倒U 型”關系。即在一定時間內，數字經濟的發展會使城鄉收入差距擴大，但長期來看，數字經濟的發展終將推動城鄉收入差距縮小。這表明隨著數字經濟的進一步發展，數字經濟將變得更加“普惠”，無論城鎮還是農村都將享受到數字經濟發展帶來的紅利。由于邊際效用遞減規律，城鎮數字經濟發展對收入的邊際影響力將逐步被農村后來居上，城鄉收入差距逐步縮小。表3（Ⅲ）列為增加控制變量單位人口擁有公共圖書館藏量（Book）后的穩健性檢驗，回歸結果的系數、符號和顯著性差別不大，回歸結果穩健。

考慮到數字經濟與城鄉收入差距二者可能存在互為因果的關系，選取DH 面板因果檢驗，判斷結果均拒絕原假設，即雙方存在互為因果的關系，這將導致內生性的出現。為緩解內生性問題，選取數字經濟滯后一階項作為工具變量DE_iv，利用二階段最小二乘法對模型進行再次回歸，回歸結果分別如表3（Ⅳ）（Ⅴ）列所示。表3（Ⅳ）列表明工具變量與自變量之間存在相關關系，且不存在過度識別問題，弱工具變量檢驗F值大于10，拒絕該工具變量為弱工具變量的假設。表3（Ⅴ）列表明考慮內生性問題后，回歸結果的符號和顯著性仍然相同，工具變量選擇合理，回歸結果穩健。

表3 數字經濟與城鄉收入差距基準回歸結果

（二）面板門限回歸

表4列出了分別以人力資本、創新活力、城鎮化為門檻變量進行門限效應存在性檢驗結果。結果顯示均存在門限效應，且為單一門檻。以人力資本、創新活力、城鎮化為門檻變量模型的門限閾值分別為9.113、4.956 和0.240。分別對人力資本、創新活力、城鎮化門檻變量選擇單一門限效應模型進行估計，門限回歸模型形式如下：

表4 數字經濟面板門限回歸模型門限效應存在性檢驗

表5給出了數字經濟與城鄉收入差距面板門限回歸估計結果。表明數字經濟和城鄉收入差距的關系分別被人力資本、創新活力、城鎮化的合理閾值劃分成了兩個區間，并且不同的區間之間存在比較顯著的差異。表5列（Ⅰ）表明，當人力資本位于低水平階段時，數字經濟發展對城鄉收入差距的回歸系數顯著為正，系數值為3.007；當人力資本越過門限閾值處于高水平階段，數字經濟發展對城鄉收入差距的回歸系數為-0.273。可能的原因是，當人力資本處于較低水平時，盡管數字經濟的發展帶來了先進的數字技術，但數字技術的應用對人力資本要求較高，農村居民由于受到基礎設施和教育等的約束，與城鎮相比不能充分利用數字經濟資源提高收入，因此此階段數字經濟發展擴大了城鄉收入差距。而當人力資本處于較高水平時，農村居民對于計算機和移動設備的使用熟練度與城鎮居民較為接近，并有部分農村居民加入農村電商的行列中，此時數字經濟發展對農村居民收入的影響力將大于城鎮，城鄉收入差距逐步縮小。表5 列（Ⅱ）表明，當創新活力較弱時，數字經濟對城鄉收入差距的影響顯著為正，回歸系數為4.739；當創新活力較強時，數字經濟對城鄉收入差距的回歸系數變為-0.309。可能的原因是，當創新活力較弱時，創新產生的效益首先會被城鎮中的高收入者占有，農村居民難以依靠創新的效益提高收入，城鄉收入差距不斷擴大。當創新活力較強時，由于創新溢出效應，創新帶來的效益不再被高收入者獨占，農村居民也能享受到創新帶來的效益，收入不斷增加，城鄉收入差距不斷縮小。表5 列（Ⅲ）表明，當城鎮化率較低時，數字經濟對城鄉收入差距產生顯著正向影響；當城鎮化率較高時，數字經濟對城鄉收入差距的影響顯著為負。可能的原因是，數字經濟紅利最先在城鎮地區產生，城鎮化初期由于戶籍制度原因，進城務工農民難以享受到城鎮居民同等待遇，更無法享受數字經濟紅利，城鄉收入差距不斷擴大。城鎮化率的提升與戶籍制度改革一方面發展了中小城市，有利于農民就近外出務工，就業機會增多，另一方面，進城務工農民也能享受到城鎮公共服務，有利于農村居民收入提高，城鄉收入差距縮小。

表5 數字經濟與城鄉收入差距面板門限回歸結果

在對門限模型進行回歸后，采取補充遺漏變量和替換被解釋變量的方式進行穩健性檢驗。考慮到單位人口擁有公共圖書館藏量（Book）也能對城鄉收入差距產生影響，因此將該指標補充納入控制變量中進行穩健性檢驗；被解釋變量替換為城鄉收入比進一步檢驗穩健性，研究結論依然成立，面板門限回歸結果穩健可靠。

（三）并行多重中介效應分析

Sobel檢驗結果顯示人力資本、創新活力、城鎮化三個變量均存在中介效應。表6 是數字經濟發展對城鄉收入差距影響路徑回歸結果。（Ⅰ）列是數字經濟對城鄉收入差距的總效用回歸結果，總效用的回歸系數為-0.341，且在99%的置信區間顯著，表明數字經濟的發展總體上能夠縮小城鄉收入差距。（Ⅱ）（Ⅲ）（Ⅳ）列分別是數字經濟對平行中介變量人力資本、創新活力、城鎮化的回歸結果，數字經濟對三個平行中介變量的回歸系數分別為0.922、0.800、0.370，分別在90%、99%、99%置信區間顯著，這表明數字經濟的發展能夠提高人力資本水平、增強創新活力、推動城鎮化進程。（Ⅴ）列是引入平行中介變量后數字經濟對城鄉收入差距影響的回歸結果，回歸系數為-0.199 且在99%置信區間顯著，即存在直接效應。人力資本、創新活力、城鎮化對城鄉收入差距的回歸系數分別為-0.046、-0.024、-0.726 且均在99%置信區間顯著，表明人力資本水平提高、創新活力增強、城鎮化率提升均能不同程度顯著縮小城鄉收入差距。人力資本、創新活力、城鎮化三者均存在部分中介效應，總間接效應占總效應的49.13%。間接效應占總效應的比值分別為6.26%、2.85%、40.02%，這意味著數字經濟能分別通過提升人力資本水平、增強創新活力、推動城鎮化進程三條路徑縮小城鄉收入差距。

表6 數字經濟發展對城鄉收入差距影響路徑回歸結果

為檢驗并行多重中介效應回歸結果的可靠性，采用城鄉收入比值替換被解釋變量的方法，重新進行并行多重中介效應分析，回歸結果的符號方向及顯著性相差不大，表明并行多重中介效應分析結果穩健可靠。

五、結論與建議

基于我國31 個省份2010—2020年省級面板數據剖析鄉村振興背景下數字經濟發展與城鄉收入差距之間的關系。結果表明，數字經濟與城鄉收入差距二者整體呈現“倒U 型”的非線性關系。當人力資本水平較低、創新活力較弱、城鎮化率較低時，數字經濟的發展會擴大城鄉收入差距；而當人力資本水平較高、創新活力較強、城鎮化率較高時，數字經濟的發展會縮小城鄉收入差距。影響路徑回歸結果表明，數字經濟能分別通過提升人力資本水平、增強創新活力、推動城鎮化進程三條路徑縮小城鄉收入差距。

基于上述結論，提出如下建議：第一，應加大數字基礎設施補短板力度。加強數字基礎設施如大數據中心、5G網絡、物聯網等基礎設施建設，為數字經濟的發展提供強有力的支撐。第二，提高人力資本水平，建立健全數字技術人才培養體系。應以“人才強國戰略”為依托，大力儲備數字人才，建立健全多維度、多樣化的數字技術人才培養體系，依靠數字技術的便利性和快捷性提高農村居民受教育的深度和廣度，提高農村地區人力資本水平。第三，以數字經濟引領創新發展，加快推進數字產業化、產業數字化建設。激發創新活力，提高人民群眾的版權意識，健全知識產權法律制度，加快推動創新扶持機制建設和創新培訓教育。第四，以數字經濟時代為契機加快推進新型城鎮化建設。健全數字治理和數字服務體系，加快推進公共就業服務信息化平臺建設，提升農村居民進城務工就業服務能力和管理水平。第五，充分利用數字經濟發展浪潮全面推進鄉村振興戰略。通過引進先進的數字技術和管理治理經驗，加快農業農村現代化建設，提高農村地區的人力資本水平與創業活力，解決農村剩余勞動力的就業與創業問題，增加農村居民可支配收入，依托數字經濟全面推進農村經濟振興、教育振興、文化振興、生態振興。