數字經濟發展對城鄉收入差距的影響研究
——基于系統GMM與門檻效應分析

○王江 齊梓言

（石河子大學經濟與管理學院，新疆 石河子 832003）

一、引言

改革開放以來，中國經濟發展重心集中在城市地區，而忽略了農村地區的發展，導致城鄉分化嚴重。2010—2020 年間我國城鄉收入差距比在2.5之上，雖然11年間下降了14.38%，但城鄉收入差距比仍處于較高水平，縮小城鄉收入差距成為實現共同富裕、解決經濟發展不平衡不充分的重要手段之一。但由于受資源、人才和技術等要素的限制，使得農村地區的經濟發展效率低下，城鄉差距縮小速度緩慢[1-2]。故黨的十九屆五中全會明確提出推動共同富裕，增加居民收入目標，聚焦解決城鄉收入差距的問題。如何縮小城鄉區域發展差距，提高弱勢群體的收入水平成為我國目前有待解決的現實問題[3]。

隨著數字時代的到來，數字經濟在互聯網、金融、醫療等領域得到廣泛應用，與經濟社會的聯系也變得更加緊密，數字經濟的發展既完善了經濟結構、增加了消費方式，又突破了地域限制[4]。相比傳統經濟，數字經濟更具便利性、高創新性和強滲透性，通過政策制定和社會福利等方式滲透到各領域之中，以特有的方式創造著社會價值。2021 年中國數字經濟發展規模達45.4 萬億元，其增速超GDP增速3倍以上，數字經濟成為我國經濟發展的主要驅動力，為縮小城鄉收入差距提供新方向。用數字技術為農業賦能，以數字經濟為依托建設農業農村現代化，打通城鄉發展壁壘，有利于提高農村地區的經濟發展效率和收入水平。但同時由于農村地區的數字信息技術相對比較落后、人口老齡化嚴重以及對數字技術的認識度和接受度較低等問題的影響，也可能使數字經濟發展對縮小城鄉收入差距起反作用。那么，在數字經濟全面發展的新時代，數字經濟發展與城鄉收入差距之間存在何種關系？基于此，文章以2011—2020 年全國30 個省份的面板數據，利用系統GMM 模型和門檻回歸模型研究分析數字經濟發展對城鄉收入差距的影響，對實現共同富裕具有重要現實意義。

二、文獻綜述

近年來，隨著學者們對數字經濟發展和城鄉收入差距之間的關系研究逐漸深入，關于數字經濟發展對城鄉收入差距影響的研究結果卻存在差異性。主要存在以下幾種觀點：

第一類觀點是數字經濟對城鄉收入差距產生收斂作用。數字經濟具有共享性，通過數字經濟的便捷性和通用性等特點來促進資源、信息等要素的流通，從而縮小城鄉之間的收入差距。此外，數字經濟還可以降低城鄉之間的信息不對稱，降低農村地區尋找就業機會的成本，來提升農村地區的就業率，從而縮小城鄉收入的差距[5]。魏君英等[4]研究發現，數字經濟顯著縮小了城鄉收入差距，同時證明數字經濟通過增加消費信貸便捷性這一路徑來縮小城鄉收入差距。臺德進和蔡榮[6]指出，數字經濟發展有利于城鄉經濟的融合發展，能通過轉移勞動力和擴大市場規模來推動城鄉一體化發展，進而縮小城鄉收入差距，實現共同富裕。陳鑫鑫和段博[7]通過省級面板數據構建數字經濟發展綜合指標研究發現，數字經濟可以直接通過市場一體化和模塊分工打破空間界限，推動生產模式的變革，縮短流通環節，從而縮小城鄉收入差距，同時數字經濟也可以通過勞動力再分配以及提高產業集聚水平實現城鄉收入均等化，間接縮小城鄉收入差距。郭愛君和張小勇[8]認為，要實現共同富裕就需要解決城鄉收入差距這一問題，而數字經濟的出現為實現共同富裕帶來了新的機遇，通過推動技術迭代升級、促進經濟發展方式轉變、重構價值體系等方法來縮小城鄉收入差距，從而實現最終目的。另外，當前農村地區的主要收入來源為外出打工獲得的工資性收入，互聯網的普及能明顯拉動農村居民工資性收入，改善城鎮與農村地區的收入分配格局，從而緩解城鄉收入擴大的趨勢[9]。

第二類觀點是數字經濟對城鄉收入差距產生擴大作用。數字經濟發展是一把雙刃劍，在帶動經濟發展的同時也會產生新的問題。有學者指出數字經濟發展紅利只能被部分社會群體掌握，使無法享受數字紅利的社會群體被邊緣化，加大數字鴻溝等社會問題，不利于縮小城鄉收入差距[10]。ZHANG[11]指出由于基礎設施成本高，電信公司不愿在相對較偏遠的地區或農村地區進行投資，導致數字鴻溝在短時間內無法消除，城鄉收入差距也會因此而長期存在。COUTURE[12]研究發現，在農村地區電子商務貿易帶來的福利收益僅限于某些農村家庭群體和特定市場，而不是廣泛的，也沒有證據能表明農村生產者和工人的收入因數字化的引入而增加，相反可能會擴大城鄉收入差距。CORREA[13]認為，因為信息搜索能力、網絡連接普及率、教育和年齡等因素的影響，數字經濟的發展加劇了社會的不平等，使得城鄉收入差距有擴大的趨勢。賀婭萍和徐康寧[14]指出雖然互聯網是目前主要的信息收集途徑，具有低成本、高效率等特點，但由于經濟發展水平、互聯網普及率等因素的影響使互聯網擴大了城鄉收入差距。何宗樾和宋旭光[15]認為，數字經濟發展有利于非農業工作，不利于農業類的工作，其數字紅利也更傾向于接受高教育的群體。李怡和柯杰升[16]利用Meta-analysis 研究發現，數字經濟的普及和發展雖增加了農民的收入，但也擴大了城市與農村之間收入的差距，從而形成數字收入鴻溝，尤其是在電子商務中表現最為明顯。

第三類觀點是數字經濟與城鄉收入差距之間存在非線性關系。在數字經濟發展早期階段，數字經濟發展對城鄉收入差距產生收斂作用，但隨著數字經濟的深入發展，產生逆城鎮化的現象，城鄉之間產生數字鴻溝，反而加劇收入之間的不平等，數字經濟對城鄉收入的影響呈現“U”型特征[17]。王軍和肖華堂[18]利用省級面板數據進行非線性回歸，研究發現數字經濟可以通過產業結構、城鄉數字鴻溝對城鄉收入差距產生影響，數字經濟與城鄉收入差距之間呈“U”型關系。米嘉偉和屈小娥[19]以全國283個地級以上城市為研究對象，研究發現數字經濟與城鄉收入差距之間呈現“U”型態勢，分區域而言，東、中部地區的“U”型趨勢表現比較微弱，西部地區較為明顯。同時，也有學者認為數字經濟對城鄉收入的影響之間的關系正好相反。李曉鐘和李俊雨[20]利用系統GMM 法實證發現，數字經濟與城鄉收入差距之間表現為倒“U”型關系，同時存在研發投入單一門檻效應以及經濟發展水平雙重門檻效應。

綜上所述，關于數字經濟發展與城鄉收入差距的關系受到學者們特別關注，從而為深入研究二者之間的關系奠定基礎。但關于數字經濟發展擴大還是縮小城鄉收入差距尚未得出統一的結論。目前，大多文獻多關注于數字經濟與城鄉收入差距之間的線性關系，而忽略了二者之間是否存在非線性關系。

此外，關于數字經濟發展對城鄉收入差距的影響研究大多從全國層面出發，利用靜態面板模型進行研究，不能反映影響的滯后現象以及區域之間是否存在異質性。鑒于此，本文的邊際貢獻主要有以下三方面：一是在數字經濟發展指標選取上采用多維度構建綜合指標，并將創新能力一并納入指標體系中。二是在模型選取上運用動態面板系統GMM模型研究滯后的影響，并進行異質性分析。三是引入門檻模型，討論在不同的城鎮化水平以及不同的消費水平下，數字經濟發展對城鄉收入差距的影響是否存在差異性。

三、研究設計

（一）模型設定

1.基準回歸模型。基于上述分析，構建如下基準回歸模型：

為進一步探究數字經濟與城鄉收入差距之間是否存在非線性關系，故構建如下模型：

其中，i、t分別為省份、年份，被解釋變量gap代表城鄉收入差距，解釋變量de代表數字經濟發展水平，xit為控制變量，εit為隨機誤差項。

2.門檻回歸模型。本文參考HANSEN[21]、張賀和白欽先[22]的做法，引入門檻面板模型。分別選取城鎮化水平和消費水平作為門檻變量。構建單一門檻模型：

進一步構建雙重門檻模型：

其中，I(·)代表指示函數，若括號里的公式成立，則指示函數的值取1，若括號里公式不成立，則指數函數的值取0。其他變量含義與基準回歸模型含義相同。urb和lncon為門檻變量，θ和γ為門檻值。

（二）研究方法

文章通過熵值法得出2011—2020 年我國30個省份數字經濟發展綜合指數，熵值法的具體步驟如下：

第一步，指標的標準化處理。正向指標的標準化處理如下：

負向指標的標準化處理如下：

其中，i表示各省份，i=1,2,3,…n，j表示各指標，j=1,2,3,…m，xij表示i省的第j項指標大小。

第二步，計算各地區各指標比重

第三步，計算第j項指標熵值ej及冗余度dj

第四步，計算第j項指標權重

第五步，計算綜合分數

其中，σj值越大說明數字經濟發展水平越高。

（三）變量選取與數據說明

1.被解釋變量。城鄉收入差距（gap），目前關于城鄉收入差距的衡量方法學者們大多采用泰爾指數、基尼系數等指標。故本文借鑒吳昌南和張云[23]的研究方法，采用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均可支配收入比作為城鄉居民收入差距的衡量指標。

2.解釋變量。數字經濟發展（de），目前關于數字經濟指標的構建存在差異性，但主要集中在數字發展環境、數字經濟載體、數字產業化、產業數字化、數字交易等維度出發構建數字經濟發展綜合指標[24-26]。鑒于此，本文借鑒陳鑫鑫和段博[7]關于數字經濟發展指標體系的構建，從四個方面出發，構建數字經濟發展的綜合指標。其中，數字基礎設施建設包括：移動電話普及率、長途光纜線路長度、人均互聯網域名數、互聯網寬帶接入用戶、互聯網接入端口數來反映我國數字經濟的基礎設施建設情況；數字產業化包括：技術市場成交額、移動電話交換機容量、軟件產品收入；產業數字化包括：電信業務總量、快遞量；數字經濟創新能力包括：R&D經費占地區GDP比重、專利申請數、授予學位數、R&D人員全時當量。并采用熵值法進行測算。具體指標見表1。

表1 數字經濟綜合指數指標體系構建

3.門檻變量。城鎮化水平（urb）本文用城鎮人口數/總人口數衡量城鎮化水平。消費水平居民（lncon）本文用人均消費支出取對數衡量消費水平。

4.控制變量。基于已有文獻的研究，為避免遺漏變量出現誤差造成影響，故本文選取財政支出、產業結構、交通發展水平和教育投入4 個控制變量。其中，財政支出（fiscal）用各省份的一般公共預算支出與各省份地區生產總值比值來衡量；產業結構（stru）用各省份的第二、三產業增加值/GDP來衡量；交通發展水平（road）用各省份的公路里程數取對數來衡量；教育投入（edu）用各省份的教育支出/一般公共預算支出的比重來衡量。

5.數據說明。根據數據可得性原則，本文研究樣本選取2011—2020 年全國30 個省份（由于數據不全，本研究不包括西藏及港澳臺地區）的面板數據進行分析。所有數據均來源于EPS數據庫、各省份的統計年鑒和國家統計局。

表2為各變量描述性統計結果，對主要變量進行描述分析。解釋變量數字經濟發展最大值為0.815，說明這個地區的數字經濟水平較高，最小值為0.026，最大值與最小值之間相差較大，說明在不同時間段、不同省份中數字經濟發展水平存在較大的差異。被解釋變量城鄉收入差距最小值為1.845，最大值為3.980，二者之間相差2.135，差距明顯，其均值和標準差分別為2.620和0.418。門檻變量城鎮化水平是經濟增長的重要動力，其最大值和最小值分別為0.896、0.350，最大值與最小值之間相差0.546，說明不同地區的城鎮化發展水平差距較大。消費水平在一定程度上反映了地區收入水平的高低，其最大值為10.728，最小值為8.855，均值為9.632，標準差為0.384。

表2 各變量的描述性統計

四、實證研究

（一）基準回歸

本文首先利用省級面板數據進行基準回歸分析，回歸結果見表3。表3 中列（1）至列（3）分別使用ols、re 和fe 進行初步回歸，并通過了Hausman 檢驗，故拒絕原假設，因此，選擇固定效應模型進行分析。由列（3）可知，數字經濟發展一次項系數為負，通過1%顯著性水平；但數字經濟發展的二次項系數顯著為正，說明數字經濟發展與城鄉收入之間呈“U”型關系，即數字經濟發展先縮小了城鄉收入的差距，但隨著數字經濟深入發展，對城鄉收入差距產生擴大作用。為避免出現內生性問題，本文利用系統GMM 法進行進一步的回歸分析。由表3 可知，列（4）和列（5）均通過自相關檢驗，AR（1）的P值均小于0.1，AR（2）的P 值均大于0.1；同時，Hansen 檢驗P 值均大于0.1，不存在過度識別的問題，由此可以證明估計的有效性。

由表3 的列（5）中可以看出，數字經濟發展一次項系數在1%顯著性水平上為負，其二次項系數為正且在1%水平上顯著，表明數字經濟發展對城鄉收入差距的影響為先縮小后擴大，與靜態面板數據模型回歸結果相一致。其原因可能是，數字經濟發展初期主要依賴人口紅利來獲得發展，為農村居民提供更多就業機會，使農村居民的工資性收入明顯提升，從而縮小了城鄉收入差距。但隨著數字經濟的深入發展，經濟結構也在發生變化，使得數字經濟發展對高素質技能人才的需求不斷增加，而農村地區的居民大多屬于中低技能勞動力，短期內無法擺脫因技能、數字素養低等因素的束縛，造成農村居民結構性失業，進而拉大城鄉收入差距。滯后一期的城鄉收入差距顯著為正，即當期的城鄉收入差距受前一期城鄉收入差距影響，前一期的城鄉收入差距每擴大1個單位，使得當期城鄉收入差距擴大0.549個單位，說明城鄉收入差距存在時滯性，是連續的、動態的。

表3 面板回歸結果

在控制變量中，財政支出系數為0.925，通過10%顯著性水平，財政支出的增加對城鄉收入差距產生擴大作用。其原因可能是地方財政支出出現分配不合理的情況，支出主要傾向于城市，從而造成城鄉收入差距不斷擴大。產業結構系數為3.67，通過1%顯著性水平，說明產業結構對城鄉收入差距產生擴大作用。其原因可能是，現階段我國產業結構不合理，城鄉二元經濟結構矛盾增加，城市的資金、人才、技術遠優于農村地區，導致城鄉收入貧富差距不斷擴大。交通發展水平系數為正且通過5%顯著性水平，教育投入雖對城鄉收入差距產生擴大作用，但不顯著。

（二）穩健性檢驗

為保證結果的穩健性，本文將從兩方面進行穩健性檢驗：（1）對被解釋變量進行重新度量，將城鄉收入差距的衡量方式替換為泰爾指數。（2）1%縮尾處理，防止出現變量波動較大而對回歸結果造成影響。穩健性檢驗結果見表4 的列（1）至列（4）。通過對比表3 與表4 可以看出，數字經濟對城鄉收入差距影響的一次項系數負，二次項系數為正，分別通過不同顯著性水平檢驗，說明回歸結果穩健。與固定效應模型和系統GMM 模型回歸結果一致。

表4 穩健性檢驗

（三）異質性分析

考慮到不同地區的數字經濟發展程度不盡相同，故不同地區的數字經濟發展對城鄉收入差距的影響也可能存在較大的差異性。因此，為檢驗不同區域之間是否存在異質性，本文將全國劃分為東、中、西三個地區分別進行實證檢驗，檢驗結果如表5所示。

由表5 可知，在東部地區，數字經濟發展對城鄉收入差距具有收斂作用，其系數為-0.536，通過5%顯著性水平。在中部地區，數字經濟發展對城鄉收入差距也具有收斂作用，其系數為-1.581，通過10%顯著性水平。在西部地區，數字經濟發展對城鄉收入差距影響系數為負，未通過顯著性水平。這表明不同區域之間數字經濟發展對城鄉收入差距的影響存在異質性。其原因可能是，經濟發達地區的數字經濟發展水平與該地區的經濟配適度高，同時也能破解傳統經濟的局限性，創造更多的就業機會、提供更多的便利性，從而激發經濟發展的動力，縮小城鄉收入差距。而與東部地區相比較而言，中部地區的影響效果更明顯，這可能是因為相比東部地區，中部地區的區位優勢、人才吸引力、經濟發達度較低，對數字經濟的融合度也弱于東部地區，所以提升空間較大。而西部地區的影響效果不顯著，可能是因為西部地區的數字經濟水平較低，享受較少的數字經濟紅利，無法體現西部地區的競爭優勢，從而使得數字經濟對城鄉收入差距的影響效果不明顯。

表5 地區異質性檢驗

五、進一步分析：門檻效應分析

（一）門檻效應檢驗

首先，本文對城鎮化水平和消費水平的門檻效應進行檢驗，確定門檻個數。由表6 可知，數字經濟發展對城鄉收入差距的影響在不同城鎮化水平下存在差異。城鎮化水平僅通過單一門檻檢驗，因此城鎮化水平為單一門檻，門檻值為0.388。此外，消費水平分別通過單一門檻和雙重門檻檢驗。因此可以判斷出，消費水平為雙重門檻，門檻值分別為9.969和9.128。

（二）門檻效應回歸結果分析

對城鎮化水平和消費水平的門檻效應進行回歸分析，回歸結果如表7所示。

1.門檻變量為城鎮化水平。由表7列（1）為城鎮化水平的門檻效應回歸，在不同的城鎮化水平下產生的影響有所不同。當城鎮化水平小于門檻值0.388 時，數字經濟發展對城鄉收入差距的影響系數為正且在1%水平下顯著，數字經濟發展對城鄉收入差距產生擴大作用，即數字經濟發展每增加1單位，城鄉收入差距擴大4.379 個單位。原因在于城鎮化水平較低時，很多地區的基礎設施較為薄弱，公共服務水平不高，且農村地區享受較少的數字紅利，使得農村地區的收入遠不及城鎮地區，從而加劇城鄉收入差距。當城鎮化水平大于門檻值0.388 時，數字經濟發展對城鄉收入差距的影響系數為負，且在1%水平下顯著，說明數字經濟發展有利于縮小城鄉收入差距，即數字經濟發展每增加1 個單位，城鄉收入差距縮小0.684 個單位。原因可能在于，隨著城鎮化率的上升，減小了城鄉之間的分化，農村地區所享受的數字紅利也逐步增加，轉變成自己的競爭優勢，從而縮小了城鄉收入差距。

表7 門檻效應回歸結果

由表8可知，按門檻值對城鎮化水平進行區域劃分時，在2011—2012年間，大部分地區的城鎮化水平大于0.388，但仍有地區還未達到門檻值；2013年只有貴州的城鎮化水平小于0.388；2014 年我國所有地區的城鎮化水平均超過門檻值。

表8 2011—2020年按城鎮化水平門檻值劃分的省份數

2.門檻變量為消費水平。表7列（2）為消費水平的門檻效應回歸，在不同的消費水平下，數字經濟發展對城鄉收入差距的影響也存在差異。當消費水平低于門檻值8.969時，對應回歸系數為4.993且在1%水平上顯著，說明數字經濟發展對城鄉收入差距產生擴大作用。原因在于，在發展初期，消費支出主要集中在城市地區，而消費支出的增加會帶動當地經濟增長，為數字經濟發展提供經濟基礎。因此，城市地區的數字經濟發展速度比農村地區的數字經濟發展速度快，數字經濟發展又促進經濟增長，導致城鄉收入差距變大。當消費水平在8.969～9.129 時，對應回歸系數為0.850 且在1%水平上顯著，表明數字經濟發展對城鄉收入差距的擴大作用依然存在，但擴大作用系數從4.993 下降至0.850。當消費水平大于第二門檻值9.128時，對應回歸系數為-0.616 且在1%水平上顯著，說明數字經濟發展有利于縮小城鄉收入差距。隨著利于農村地區發展的多項政策提出，越來越多的數字紅利開始流向農村地區，推動著農村地區的經濟發展，為農村地區的居民增加就業機會，提高了居民的收入水平，從而縮小城鄉之間的收入差距。

由表9可知，按門檻值對消費水平進行區域劃分時，2011年山西、貴州、云南、甘肅、青海五個省份的消費水平低于第一門檻值8.969。2012年我國實現所有地區跨過消費水平第一門檻值8.969；2014年我國實現所有地區跨過消費水平第二門檻值9.128。

表9 2011—2020年按消費水平門檻值劃分的省份數

六、結論與政策建議

（一）研究結論

本文基于2011—2020年全國30個省份的面板數據，利用系統GMM 模型研究分析數字經濟發展對城鄉收入差距的影響以及地區異質性。并進一步研究分析城鎮化水平和消費水平的門檻效應。得出如下結果：首先，從全國層面看，數字經濟發展與城鄉收入差距之間存在“U”型關系，即數字經濟發展對城鄉收入差距的影響為先縮小后擴大。其次，分地區而言，在東部地區和中部地區，數字經濟發展有利于縮小城鄉收入差距，且中部地區的影響程度高于東部地區，而西部地區數字經濟發展對城鄉收入差距的影響不顯著。最后，基于門檻效應模型研究發現，城鎮化水平為單一門檻。當城鎮化水平大于門檻值時，數字經濟發展對城鄉收入差距產生收斂作用。消費水平為雙重門檻效應。當消費水平低于第一門檻值時，數字經濟發展對城鄉收入差距產生擴大作用；當消費水平高于第一門檻值但不大于第二門檻值時，數字經濟發展對城鄉收入差距同樣產生擴大作用，但其作用程度下降了；當消費水平高于第二門檻值時，數字經濟發展能有效收斂城鄉收入差距。

（二）政策建議

基于上述分析與結論，本文提出以下幾點建議：

1.規范數字經濟發展。加強農村地區的數字基礎設施建設，可以利用市場、政府和企業對數字經濟發展的影響，提升數字經濟的服務質量與水平，打造更多“數字+”產業，確保數字經濟的平穩發展。同時，在發展數字經濟時，也要加強對數字經濟市場的監管，增強網絡防護能力，及時有效地解決數字經濟與傳統經濟融合發展時產生的問題，讓數字經濟更好地服務于社會。

2.努力推動城鄉融合發展。將城鎮化作為發展的平臺，把資源進行共享與利用，打破城鄉之間的壁壘，縮小城鄉之間的發展差距，推動鄉村地區的資源要素與城市對接，以城帶鄉，帶動農村地區的經濟發展。同時，在進行城鄉融合發展的過程中，優化城鎮布局，因地制宜，破除城鄉二元結構，逐步縮小城鄉收入差距。

3.提高農村居民的數字素養和技能。為農村居民提供培訓平臺，普及相關數字知識，增強居民對數字經濟的理性認識和互聯網安全防護意識。同時，為農村居民提供便捷的信息服務和數字文化資源，讓數字經濟的紅利能夠落入農村居民手中，使數字經濟能最大程度發揮作用。

4.加快實現農業農村現代化。利用數字經濟推動鄉村建設，推動農村地區的電商發展，打造智慧農業產業集群，推動鄉村優勢產業發展，提高農村地區的競爭優勢，為實現農業農村現代化提供動力，為農民提供現代化技術便利，降低農產品的交易成本，提高農民收入。