數字經濟、要素配置效率與城鄉融合發展

黃永春，宮尚俊，鄒 晨，賈 琳，許子飛

（1.河海大學商學院，江蘇 南京 211100；2.北京理工大學管理與經濟學院，北京 100081；3.蘭州財經大學統計學院，甘肅 蘭州 730020）

進入21世紀，為解決好“三農”問題、縮小城鄉差距，中國深入實施城鄉統籌、城鄉一體化發展戰略，有效推動中國城鄉關系進入新的歷史階段。但是，在實踐中“以城市為中心，以增長為導向”的發展路徑并未發生本質改變，中國依舊存在農村資金要素大量流失、對農業的反哺補貼不足、城鄉一體化水平提升相對緩慢等突出問題［1］。農村和城市發展地位不平等成為當前城鄉發展不平衡、農村發展不充分的關鍵原因。中國高質量發展亟須建立平等互惠的新型城鄉關系，推動城鄉生產生活、公共服務、生態環境等方面協同發展。基于此，中國共產黨第十九次全國代表大會提出“要堅持農業農村優先發展，按照產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕的總要求，建立健全城鄉融合發展體制機制和政策體系，加快推進農業農村現代化”的戰略路徑，明確了農村與城市同等的戰略地位。

城鄉融合發展，是將城市和鄉村作為一個有機體，其關鍵在于縮小城鄉收入差距，驅使城鄉要素雙向流動、二元結構轉化為一元結構，最終實現城鄉要素自由流動和公共資源均衡配置［2-4］。為針對性地采取有效措施，掌握促進城鄉融合的動力機制，學者們探討了經濟發展水平［5］、土地政策改革［6］、勞動力流動［7］等因素對城鄉融合的影響。在此基礎上，學者們還圍繞深化城鄉要素流動機制［8］、建立城鄉統一要素市場［9］、促進城鄉公共服務配置均等化［10］等方面提出推進城鄉融合發展的實現路徑。可見，實現城鄉融合發展的核心在于處理好城鄉關系嚴重失調問題，重視農村發展的平等性、自主性和內生性。數字技術的廣泛應用催生了互促互融的社會共同體觀念，為推進城鄉融合發展提供了新的方案，在放大農村剩余價值、淡化城鄉地域性特征、消解城鄉文化觀念壁壘等方面具有顯著作用，能夠有效修正城鄉的失衡關系［11］。近年來，學者們高度關注數字技術對城鄉融合發展的重要影響，主要有兩派觀點：有學者認為以大數據技術和云計算為依托的信息技術變革對城鄉關系演進起到重要推動作用，能夠有效推進城鄉融合發展［12］；而有的學者則持反對意見，認為數字技術的不均衡發展會產生城鄉數字鴻溝從而阻礙城鄉融合進程，會給農業的數字化轉型、農村的社會建設等領域帶來一系列問題［13］。

綜上所述，學者們對城鄉融合發展的概念內涵、影響因素和實現路徑等方面的深入研究，以及對數字技術給予城鄉融合發展影響的高度關注，都給研究提供了寶貴的參考價值。如今，中國進入數字經濟時代，數字經濟驅動數字技術深度融入各種生產要素中，使其煥發出更強的活力。基于此，文章從要素配置效率角度，闡釋數字經濟對城鄉融合發展的作用機制，并基于2011—2020年全國30個省份（未涉及港澳臺和西藏地區）面板數據對三者之間的關系進行了實證分析。這有助于厘清三者之間的關系，對進一步發揮數字經濟在城鄉融合發展中的作用有一定的指導意義和參考價值。

1 理論分析與研究假設

1.1 數字經濟對城鄉融合發展的直接效應

數字經濟的發展能夠將城鄉作為一個有機整體，在縮小城鄉收入差距、推動城鄉產業融合發展、促進城鄉要素雙向流動和形成城鄉一體化消費市場等方面均具有顯著的促進作用。首先，數字經濟可以縮小城鄉收入差距。數字經濟通過數字技術的應用，不僅能夠促進農民就業和創業、減少農業的生產成本，還能夠推動農產品生產、加工與銷售等全方面協調發展，從而提高農民收入。同時由于后發優勢，在城市的帶動作用下，農村居民能夠享受更多的數字紅利，收入效應與城鎮居民相比更大，這將有利于縮小城鄉收入差距［14-18］。其次，數字經濟能夠推動城鄉產業融合發展。數字產業化和產業數字化憑借數據和信息的高滲透性、可再生性和利益普惠性特征，變革了國民經濟原有的產業體系，使傳統的產業邊界逐漸趨于模糊。隨著城鄉產業間持續地相互影響、疊加漸變，農業與非農產業會進入到相輔相成的質變融合階段，再過渡到創新演化的互動式深度融合階段，最后達到平衡穩定的互促互融階段［19］。再次，數字經濟有利于促進城鄉要素雙向流動。數字經濟的發展降低了信息不對稱，能夠讓經濟主體獲得生產組織、市場交易信息的成本更低更便利，這會推動微觀主體的經濟權力擴大、選擇范圍拓展，從而有利于推動生產要素按照市場供求關系和城鄉產業功能定位進行流動和集聚，實現城鄉資源要素的雙向流動［20-21］。最后，數字經濟有助于形成城鄉一體化消費市場。隨著互聯網覆蓋率的提高以及數字技術和商業模式的創新結合，數字經濟逐步將城鄉消費各鏈條通過開放的生態系統，整合到數字化平臺［22］。例如：以線上網絡平臺為主體的電子商務，憑借其獨特的商品交易模式，打破了傳統商品交易過程中的地理限制，隨著鄉村移動互聯網和智能手機普及率的提升，電子商務會逐漸下沉，不斷釋放鄉村的消費潛力，這將有利于破解城鄉二元貿易體系，加快形成城鄉一體化的消費市場［23］。基于此，文章提出以下有待驗證的假設。

假設1：數字經濟能夠推進城鄉融合發展。

1.2 數字經濟對城鄉融合發展的要素配置效率中介效應

數字經濟能夠通過提高勞動、資本、土地、信息和數據等生產要素的配置效率來間接推進城鄉融合發展。首先，數字經濟能夠通過提高勞動配置效率來縮小城鄉收入差距。城鄉二元戶籍制度束縛了勞動力的自由流動，所產生的二元經濟結構等分割和扭曲了勞動力市場。隨著互聯網和通信技術的應用，數字經濟的發展在一定程度上模糊了勞動力流動的地域限制，助力農業剩余勞動力向邊際效率更高的非農部門轉移，進而有利于向非農部門轉移的農業勞動力獲得更高的收入，有效緩解了城鄉收入差距的擴大［24-25］。其次，數字經濟能夠通過提高資本配置效率來促進城鄉資本成本趨同。數字普惠金融的發展提高了金融服務的覆蓋面、可得性和便利性，有效地解決了地理排斥等產生的金融排斥系列問題，緩解了小微企業的融資困境，增加了農民、城鎮低收入者等弱勢群體的創收機會，促進了金融市場運行效率的提高［26］。可見，數字經濟的發展有利于城鄉間的資本成本趨同，與此同時，還有助于實現勞動力要素的空間再配置，緩解城市空間的擁擠效應，增加社會福利與資源要素的整體利用效率［27］。再次，數字經濟能夠通過提高土地配置效率來促進城鄉空間協同開發。數字經濟結合集成遙感、地理探測、大數據和人工智能等數字技術動態管控土地質量、集約度等隱性形態，引導土地資源在配置中發揮最大價值，可以緩解城市建設用地不足、農村建設用地浪費等突出問題，有利于促進城鄉空間協同開發，加快城鎮化發展進程［28-29］。最后，數字經濟能夠通過提高信息和數據的配置效率來實現技術、管理等要素向農村的凈流入。數字經濟具有普惠性和包容性特征，有利于促使城鄉數字基礎設施均衡配置，助力信息、數據等新的關鍵生產要素融入生產、流通、消費等各環節，進而有利于推進城市的現代化要素更多配置到農業和農村，實現技術、管理等要素向農村的凈流入，推進城鄉融合發展［30-31］，具體見圖1。基于此，文章提出以下有待驗證的假設。

圖1 數字經濟推進城鄉融合發展的作用機制

假設2：數字經濟能夠通過提高要素配置效率間接推進城鄉融合發展。

1.3 要素配置效率對城鄉融合發展的數字經濟門檻效應

由于各個區域的經濟水平、信息化水平、科學技術投入水平、第三產業發展水平等存在差異，數字經濟會存在明顯的區域異質性［32］。數字經濟利用互聯網、大數據、云計算等新興技術與傳統經濟融合，在要素的市場化配置環節中，形成了更為公開透明的市場環境，可以實現供需精準匹配，能夠有效提高要素配置效率［33］。例如：通過大數據分析，消費者的需求，尤其是個性化需求，能夠及時準確地被生產者識別和滿足，減少了由于信息不對稱帶來的額外成本，實現有效供給；其次，平臺企業成功地將社會中的閑置資源重新利用起來，創造更多的價值［34］。因此，在不同程度的數字經濟發展水平下，區域的要素配置效率會呈現較大差別，從而對城鄉融合發展的影響作用也有所不同。在數字經濟發展水平高的區域，經濟發展較成熟，市場機制較完善，這時該區域要素的供給與需求較平衡，要素配置的效率就相對較高。鑒于要素配置效率對城鄉融合發展具有顯著的促進作用，因此，要素配置效率較高的地區會更好地實現城鄉融合發展。同理，數字經濟發展相對落后的區域，市場透明度較低，由于信息不對稱，供需雙方只能結合有限信息進行“理性決策”，往往導致要素配置效率降低，制約了區域城鄉融合發展。基于此，文章提出有待驗證的假設3。

假設3：要素配置效率對城鄉融合發展的促進作用會受到數字經濟發展水平門檻作用的影響，相對于低數字經濟發展水平而言，高數字經濟發展水平下要素配置效率對城鄉融合發展的促進作用會明顯增強。

2 研究設計

2.1 變量測度

2.1.1 數字經濟發展水平

關于數字經濟發展水平的測度，文章借鑒黃慧群等［35］和趙濤等［36］的研究方法，用互聯網普及率、互聯網相關從業人員、互聯網相關產出、移動電話普及率和中國數字普惠金融指數五個指標衡量數字經濟發展水平，具體的代理變量分別為人均互聯網寬帶接入用戶數、計算機服務和軟件業從業人員數占城鎮單位從業人員比重、人均電信業務總量、人均移動電話用戶數以及北京大學數字普惠金融指數中的總指數［37］。將數據標準化后，采用全局主成分分析法進行降維處理，得到數字經濟發展水平，記為Dige。

2.1.2 要素配置效率

要素配置效率可以通過要素市場扭曲程度來反映。文章借鑒林伯強等［38］的做法，采用各地區要素市場發育得分與樣本中最高要素市場發育得分之間的相對差距來衡量要素市場扭曲程度。具體而言，文章構造的要素市場扭曲指標為：

其中：Facit為第i個區域在第t年的要素市場扭曲程度，factorit為第i個區域在第t年的要素市場發育得分，具體指標來自中國分省份市場化指數報告［39］，并根據俞紅海等［40］的做法，以年平均增長幅度預測2017—2020的數據。為便于分析，文章將要素配置效率設置為正向指標，具體將所求的要素市場扭曲指標逆向化，得到各地區的要素配置效率，記為Fae。

2.1.3 城鄉融合發展水平

城鄉融合將城市與鄉村、城鄉居民生活水平、一二三產業、基本福利保障、生態環境治理等當作一個整體來統籌規劃，通過建立健全相關制度，推動城鄉人口、空間、經濟、社會和生態等多維度的“雙向互動”和“相互交融”，能促進鄉村實現全面振興［41］。文章在理解城鄉融合內涵和借鑒周佳寧等［42］的中國城鄉融合水平測度指標體系的基礎上，考慮指標的科學性、綜合性和可獲得性原則，從人、空間、經濟、社會、生態5個方面共10個指標構建城鄉融合發展水平測度指標體系，具體見表1。最后將以上指標的數據經過逆向化和標準化后，運用熵權TOPSIS法進行降維處理，得到城鄉融合發展水平，記為Uri。

表1 城鄉融合發展水平測度指標體系

2.1.4 控制變量

參考已有研究成果，選取以下幾個控制變量，包括對外貿易lnTra，用進出口總額的對數來衡量，對外貿易程度的高低直接影響進出口商品的結構，從而對城鄉勞動力和其他生產要素的需求產生差異［43-45］；科技創新lnInn，用專利授權數的對數來衡量，科技創新能夠在催生新需求、新產品和新動力以及消除城鄉壁障等方面，對城鄉融合發展產生重要影響［46-48］；人口密度lnDen，用單位面積人口數的對數來衡量，人口密度反映該區域的城鄉居民總量，城鄉人口密度會通過影響該區域的城鎮化進程，進一步影響城鄉融合發展［49-51］；基礎設施Inf，用人均道路面積來衡量，基礎設施建設的完善有利于加強農村與城市之間的聯系，為城鄉要素雙向流動提供條件［52-54］；產業結構Uis，用第三產業產值與第二產業產值占比來衡量，產業結構的升級會影響城鄉產業相互融合，進而影響二元經濟結構，此外也會對城鄉居民的收入水平產生影響［55-58］。

2.2 數據來源

由于港澳臺數據統計方式不一致和西藏地區相關數據缺乏，文章研究對象為2011—2020年中國30個省市自治區（未涉及港澳臺和西藏地區），其數據來自《中國統計年鑒》《中國人口與就業統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國分省份市場化指數報告（2018）》《北京大學數字普惠金融指數（2011—2020）》以及各省份統計年鑒和Wind數據庫，針對部分缺失數據，文章運用線性差值或均值差值法將其補齊，來確保數據的完整性。在運用數據進行實證分析之前，首先將各個指標進行描述性統計，結果見表2。

表2 變量描述性統計結果

2.3 模型構建

2.3.1 基本模型構建

為驗證上述研究假設，文章首先構建以下基準回歸模型：

式（1）中：Uriit為第i個區域在第t年的城鄉融合發展水平，Digeit為第i個區域在第t年的數字經濟發展水平，Cit代表一系列控制變量，μi表示不隨時間變化的個體固定效應，δt表示不隨個體變化的時間固定效應，εit表示隨機擾動項。

假設2認為，數字經濟通過提高要素配置效率間接推進城鄉融合發展。為了驗證該作用機制，文章首先作一個初步的考察，先將要素配置效率納入回歸方程，見式（2），然后在公式（2）的基礎上加入數字經濟，見式（3），模型如下：

式（2）—式（3）中：Faeit表示第i個區域在第t年的要素配置效率，是文章的核心解釋變量。

2.3.2 中介效應模型

為驗證要素配置效率是否在數字經濟與城鄉融合發展之間發揮顯著的中介效應。文章參考溫忠麟等［59］提出的中介效應檢驗方法，建立如下中介效應模型：

其中：β1反映了數字經濟對城鄉融合發展的總效應，γ1反映了數字經濟對城鄉融合發展的直接效應，α1γ2表示數字經濟對城鄉融合發展的中介效應。此外，還可通過Sobel檢驗和Bootstrap法來判斷是否存在中介效應。

2.3.3 門檻效應模型

為驗證要素配置對城鄉融合發展的作用是否受到數字經濟發展水平門檻效應的影響，文章借鑒Hansen［60］提出的面板數據門檻模型理論，在公式（2）的基礎上引入示性函數，并以數字經濟發展水平為門檻變量，建立單門檻模型，公式如下：

考慮到數字經濟可能存在多個門檻值，文章在單門檻模型的基礎上進行延伸，得到多門檻面板模型，具體公式如下：

式（7）和式（8）中：γn為門檻值，I（·）為示性函數，如果括號內表達式為真，那么I（·）=1，否則I（·）=0。

3 實證分析

3.1 基準回歸結果

為了探究數字經濟、要素配置效率與城鄉融合發展之間的影響關系及其相互作用機制，文章首先構建線性回歸模型進行初步研究。表3中模型（1）檢驗了數字經濟對城鄉融合發展的直接影響作用，結果顯示，在控制一系列變量的基礎上，數字經濟對城鄉融合發展，在1%的顯著性水平下具有顯著正向影響，這表示數字經濟發展水平越高，對城鄉融合發展越有利；模型（2）考察了要素配置效率對城鄉融合發展的影響，結果顯示，在1%的顯著性水平下，要素配置效率對城鄉融合發展具有顯著的正向作用，即區域要素配置效率越高對城鄉融合發展越有利，這與劉明輝等［61］的研究結果相一致。

表3 變量回歸結果

文章重點關注的是數字經濟通過提高要素配置效率，從而推進城鄉融合發展的傳導機制。如果數字經濟確實通過提高要素配置效率間接推進城鄉融合發展，則模型（3）中數字經濟對城鄉融合發展的估計系數相對于模型（1）來說應該有所下降［62］。表3的模型（1）中，在1%的顯著性水平下，數字經濟正向作用于城鄉融合發展，其估計系數為0.0587。模型（3）在模型（1）的基礎上引入了要素配置效率，結果顯示，在1%的顯著性水平下，數字經濟依然正向作用于城鄉融合發展，其估計系數為0.0521，相對于模型（1）來說有所下降，這有效地驗證了數字經濟確實通過影響要素配置效率作用于城鄉融合發展的傳導機制。

3.2 中介效應檢驗

為了深入分析數字經濟、要素配置效率與城鄉融合發展三者之間的關系，并對假設2進行進一步的驗證，文章根據中介效應檢驗方法，實證檢驗了要素配置效率在數字經濟與城鄉融合發展之間的中介效應（表4）。通過表4可見，模型（4）中數字經濟的估計系數顯著為正，表明數字經濟對城鄉融合發展的總效應顯著為正；模型（5）中數字經濟的估計系數顯著為正，表明數字經濟發展水平的提升能夠顯著提高要素配置效率；模型（6）中數字經濟和中介變量要素配置效率的估計系數均顯著為正，且模型（6）中數字經濟的估計系數相對于模型（4）有所下降，說明要素配置效率在數字經濟與城鄉融合發展之間發揮中介效應。此外，文章還采用Sobel檢驗和Bootstrap法驗證該中介效應的顯著性。檢驗結果顯示，Sobel檢驗的Z值為2.31，通過了5%顯著性水平的檢驗，中介效應占總效應比為11.239%，同時Bootstrap檢驗中置信度為95%的置信區間不包括0。這說明了要素配置效率的中介效應是顯著的，在數字經濟影響城鄉融合發展的過程中，要素配置效率扮演著重要中介作用，其呈現“數字經濟→要素配置效率→城鄉融合發展”的傳導機制。即數字經濟通過避免信息不對稱、降低市場交易成本、突破供求雙方交易地理限制等，提高了要素配置效率，而要素的高配置效率有利于城鄉生產要素互補互促，有利于實現城鄉要素回報趨同，從而推進城鄉融合發展。上述中介效應檢驗結果再次證明文章的假設2是成立的。

表4 要素配置效率的中介效應檢驗

3.3 門檻模型估計

借鑒Hansen［60］的研究成果檢驗門檻效應是否存在，同時確定門檻值的個數和門檻模型的具體形式。表5是門檻效應的檢驗結果，結果顯示以數字經濟發展水平為門檻變量的單門檻、雙門檻、三門檻對應的P值分別是0.000、0.000和0.940，其中：三重門檻沒有通過檢驗，單、雙門檻模型的P值顯著。因此，基于上述分析，文章后續采用雙重面板門檻模型進行分析。結合表6的門檻效應回歸結果可知，雙重門檻模型的兩個門檻估計值分別為-0.997和-0.121，根據門檻值把要素配置效率分為（Dige＜-0.997）（-0.997≤Dige＜-0.121）（Dige≥-0.121）三 個 區間；要素配置效率對城鄉融合發展具有顯著的正向影響，且這種作用受到數字經濟雙重門檻效應的影響，具體而言，當數字經濟屬于區間（Dige＜-0.997）時，要素配置效率系數為0.0662，當數字經濟屬于區間（-0.997≤Dige＜-0.121）時，要素配置效率系數為0.1360，當數字經濟屬于區間（Dige≥-0.121）時，要素配置效率系數為0.1837，且要素配置效率的三個系數均顯著，說明在較高的數字經濟發展水平下，要素配置效率對城鄉融合發展的促進作用會更強，這也與前文提出的假設3相符合。

表5 門檻效應檢驗

3.4 穩健性檢驗

3.4.1 替換自變量

由前文可知，文章用五個指標構建指標體系，并采取全局主成分分析法降維后的總分來衡量數字經濟發展水平。為檢驗研究結果的穩健性，文章采用王軍等［63］研究中的2013—2018年數字經濟發展水平綜合指數，替換文章的數字經濟發展水平，并帶入公式（1）中重新估計。根據表6的結果顯示，在替換核心解釋變量后，數字經濟依然對城鄉融合發展具有顯著的正向作用，即數字經濟能夠促進城鄉融合發展，這再一次驗證了假設1的穩健性。

3.4.2 分階段回歸

數字經濟在不同發展階段對城鄉融合發展的影響可能存在差異，為驗證數字經濟對城鄉融合發展的影響是否隨發展階段而改變，文章參考梁琦等［64］的做法，將2015年7月發布的《國務院關于積極推進“互聯網+”行動的指導意見》作為數字經濟繁榮發展前后的分界點，把數字經濟發展分為2011—2015年和2016—2020年兩個階段，得出分樣本回歸結果。根據表6的結果顯示，在2011—2015年和2016—2020年兩個階段中，數字經濟對城鄉融合發展的影響方向均是顯著正向的，這表明回歸結果是穩健的。

3.4.3 工具變量方法

數字經濟和城鄉融合發展也可能互為因果，產生內生性問題。因此，需要通過工具變量法進行內生性處理，識別數字經濟對城鄉融合發展影響的凈效應。文章參考黃群慧等［35］、趙濤等［36］的方法，將1984年每萬人郵局數作為測度數字經濟發展水平的工具變量。選擇此工具變量的原因在于，郵局密度能夠反映當時的電信基礎設施建設情況，其歷史布局會從使用技術與習慣養成等方面影響后續互聯網與數字技術的應用。換言之，歷史上每萬人郵局數較多的地區，可能會有較高的互聯網普及率以及數字經濟發展水平。與此同時，郵局作為傳統通信工具隨著使用頻率的降低，對當前城鄉融合發展的影響甚微，因此滿足排他性。由于1984年各地區每萬人郵局數為截面數據，不適用于面板數據的計量分析，因此，文章借鑒Nunn等［65］的處理方法，將每萬人郵局數與全國互聯網用戶數的一階滯后項相乘得到的面板數據，作為數字經濟發展水平的測度變量。根據表6的結果顯示，數字經濟對城鄉融合發展的促進作用在考慮內生性后依舊存在，同時顯著拒絕了工具變量識別不足和工具變量弱識別的原假設。總體而言，以上結果驗證了采用1984年各地區每萬人郵局數與上一年全國互聯網用戶數的交乘項作為數字經濟發展水平工具變量的合理性。

表6 門檻效應和穩健性檢驗結果

3.5 進一步分析

3.5.1 空間溢出效應

數字經濟在一定程度上模糊了要素流動的空間約束，一方面有效推動了市場資源跨區域流動和重組，另一方面拓展了產業之間跨區域融合的廣度和深度，從而顯著提高了鄰邊區域的要素配置效率，增強了區域之間城鄉融合發展的關聯性，說明數字經濟對城鄉融合發展的影響可能還會有空間溢出效應。基于此，文章構建地理距離矩陣、經濟距離矩陣以及地理與經濟嵌套空間權重矩陣（地理距離矩陣設定為兩省份之間經緯度距離的倒數；經濟距離矩陣設定為兩省份樣本考察期內人均GDP平均值之差的絕對值的倒數；地理與經濟嵌套空間權重矩陣設定為二分之一地理距離矩陣與二分之一經濟距離矩陣的和），建立空間面板計量模型來探究數字經濟對城鄉融合發展影響的空間溢出效應。在建立模型之前，文章首先使用Moran’I指數考察各地區數字經濟和城鄉融合發展是否分別存在空間相關性。通過表7的結果可知，2011—2020年數字經濟和城鄉融合發展在三種矩陣條件下的Moran’I指數均顯著為正，表明樣本考察期內二者呈現出顯著的空間相關性。文章參考Elhorst［66］的方法，依次進行LM檢驗、LR檢驗、Hausman檢驗并比較Log L數值的大小挑選理想的空間計量模型，結果顯示個體固定效應的空間滯后（SAR）模型最合適。因此，文章分別在三種矩陣條件下用此模型進行回歸，具體得出的回歸結果見表8。表8結果顯示，空間自回歸系數和數字經濟的估計系數在三種空間矩陣的條件下均顯著為正，這表明城鄉融合發展和數字經濟均存在空間溢出效應，即鄰近區域的城鄉融合能提高本區域的城鄉融合發展水平，數字經濟可以推進本區域和鄰近區域的城鄉融合發展。為了具體地反映數字經濟對城鄉融合發展的空間效應，文章還將SAR模型中數字經濟的系數分為直接效應、間接效應和總效應，表8結果顯示，數字經濟對城鄉融合發展的直接效應、間接效應以及總效應在三種空間矩陣的條件下均顯著為正，且直接效應占主要部分。例如：在嵌套矩陣條件下，數字經濟對城鄉融合發展的直接效應為0.0389，間接效應為0.0048，直接效應與間接效應占總效應的比重分別為89.02%和10.98%，表明數字經濟每提高1%，將推進本地的城鄉融合發展水平提高0.0389%，推進鄰近地區的城鄉融合發展水平提高0.0048%。可見，數字經濟主要促進本區域的城鄉融合發展，對鄰邊區域的城鄉融合發展的促進作用相對較小。

表7 三種矩陣下的Moran’I指數

表8 數字經濟影響城鄉融合發展的空間溢出效應

3.5.2 區域異質性

鑒于各地區發展階段和資源稟賦等存在的差異，無論是數字經濟發展水平還是城鄉融合發展水平，在不同區域上都存在著異質性的特點。因此，數字經濟對城鄉融合發展的影響也可能存在區域異質性。通過表9可以看出，數字經濟對城鄉融合發展的影響具有明顯的區域異質性，東部、西部地區的數字經濟對城鄉融合發展具有顯著的正向作用，且東部地區數字經濟的回歸系數相對西部地區更大，說明東部地區數字經濟對城鄉融合發展的促進作用，比西部更強。值得注意的是，中部地區的數字經濟對城鄉融合發展具有顯著的負向作用，說明當前中部地區的數字經濟發展抑制了該區域的城鄉融合發展。產生上述結果的原因可能是，在東部地區，數字經濟的發展水平最高，城鄉的數字基礎設施得到均衡布局，農民對信息甄別、利用與加工等方面的能力由于長時間的學習與城鎮居民相差較小，在該情境下，數字經濟能夠有力推進城鄉融合發展。在中部地區，盡管數字經濟發展水平相對較高，但是城鄉“數字鴻溝”的問題比較突出，城鄉之間不僅存在數字基礎設施等方面的一級數字鴻溝，還存在二級數字鴻溝如信息處理與加工等方面的差異，進而不利于該區域的城鄉融合發展。在西部地區，數字經濟的發展處于初級水平，主要體現為普惠性，全民可共享“數字紅利”，同時農村地區還可以借鑒城鎮地區數字技術的應用經驗，具有明顯的后發優勢，能夠有效促進城鄉融合發展，但作用效果相比東部來說較小。

表9 數字經濟影響城鄉融合發展的區域異質性

4 結論與對策建議

實現高質量城鄉融合發展成為新時代社會主義現代化建設進程中的主要目標之一。文章以數字經濟為切入點，探討數字經濟影響城鄉融合發展的內在機制，并在此基礎上，以要素配置效率為中介變量，考察數字經濟通過要素配置效率影響城鄉融合發展的傳導機制，最后文章還研究了要素配置效率對城鄉融合發展的數字經濟門檻效應，數字經濟對城鄉融合發展的空間溢出效應以及區域異質性。研究發現：①數字經濟能直接推進城鄉融合發展，同時要素配置效率也是數字經濟推進城鄉融合發展的重要渠道。②要素配置效率對城鄉融合發展的促進作用受到數字經濟雙重門檻效應的影響，在較高的數字經濟發展水平下，要素配置效率對城鄉融合發展的促進作用更強。③數字經濟對城鄉融合發展具有顯著的正向空間溢出效應，有利于地區間的統籌規劃、協同發展；數字經濟對城鄉融合發展的作用還呈現區域異質性，對東部地區的城鄉融合發展推進作用最強，西部次之，但對中部地區的城鄉融合發展呈現抑制作用。

為有效推進城鄉融合發展，文章提出以下建議：①加強數字基礎設施建設。數字基礎設施建設直接決定了數字經濟發展的廣度和深度，因此，加強數字基礎設施建設至關重要。在數字基礎設施建設過程中，要加強頂層設計和統籌規劃，以推動城鄉融合發展、縮小城鄉“數字鴻溝”為主要目標，以人口密度大、數字基礎設施配置薄弱的地區為重點關注對象，結合地區未來發展布局，有序安排數字基礎設施建設。②促進要素自主有序流動。提高要素配置效率是促進城鄉融合發展的關鍵途徑之一。要完善要素市場化配置體制機制，形成公開透明的市場環境，促進要素供需精準匹配。增強城市輻射帶動功能，發揮城市先進技術的示范與引領作用，引導城市信息人才滲透至農村、扎根于農業，助力鄉村智能治理，助力農業信息化和現代農業建設邁上新臺階。優化農村物流配送系統，解決農村最后一公里問題，切實打通城鄉要素流動渠道，促進城鄉要素雙向流動。③推動數字經濟地區間協同發展。數字經濟具有顯著的正向空間溢出效應，因此，在推動數字經濟發展過程中，充分發揮數字經濟驅動區域城鄉融合協同發展的新動能，加強地區之間政府、市場與社會主體的交流與合作，動態調整各地區的數字經濟發展步伐。此外，完善地區間數字經濟發展的區域合作機制，加強政府宏觀調控的作用，破除數字經濟發展過程中新模式、新業態的行業壁壘和地域限制，為各地區數字經濟的協同發展提供保障。④推動數字經濟區域異質性發展。數字經濟對城鄉融合發展的影響存在區域異質性特征，因此，在發展數字經濟過程中要結合各地區的發展現狀，因地制宜。對于東部地區，要繼續保持絕對優勢，持續提高數字經濟發展水平，同時給予中西部地區必要的人才、技術和資金支持，促進地區間數字經濟協調發展；對于中部地區，要弱化城市對鄉村的“虹吸效應”，縮小城鄉之間的數字鴻溝；對于西部地區，要加強數字基礎設施的投資和數字技術的發展，同時避免數字經濟發展的城鄉分化現象，推動城鄉數字經濟協調發展。