數字不平等、城鎮化阻滯與鄉村發展

張俊 李莉

【摘要】城鄉數字不平等是我國推進數字鄉村和實施鄉村振興戰略不容忽視的挑戰。基于省際面板數據，考察城鄉數字不平等對鄉村發展的影響。研究結果表明：城鄉數字不平等對鄉村發展產生直接的抑制效應。考慮可能存在內生性以及其他衡量偏誤的影響后，這一效應依然穩健。從傳導機制看，數字不平等對新型城鎮化產生阻滯效應，進而減緩了鄉村發展。上述結果為認識數字不平等、城鎮化阻滯以及鄉村發展之間的關系，完善鄉村包容性數字支持政策提供了新的思路和經驗證據。

【關鍵詞】數字不平等；鄉村發展；城鎮化阻滯效應

【中圖分類號】F323.3??? 【文獻標識碼】A??? 【文章編號】1672-4860（2023）05-0044-07

伴隨全面建成小康社會以及脫貧攻堅任務的完成，推進農業農村現代化將是我國“三農”發展的戰略目標，如何破解鄉村發展不平衡、不充分成為新時代“三農”工作的重要命題。以互聯網為代表的新一代信息技術為鄉村發展提供了新動能，數字鄉村建設已經上升為國家的頂層設計。然而，在數字技術賦能鄉村發展的同時，城鄉數字不平等問題日益凸顯，城鄉網民在數字素養、數字技能、數字信息辨別、數字資源應用等方面的差距進一步擴大。那么，城鄉數字不平等是否對鄉村發展產生影響？影響機制怎樣？顯然，對該問題的解答具有重要的理論和現實意義。

隨著數字網絡技術深入發展，因接入和使用差異造成的數字鴻溝愈發凸顯，由此帶來不同地區和不同群體的收入和財富差距，從數字鴻溝向數字不平等轉變是當前數字賦能領域的研究熱點，現有研究主要聚焦于三方面。其一，數字不平等的形成。Dimaggio et al^[1]認為，數字不平等是地區、群體之間在數字設備獲取、數字使用自主性、數字使用技能、社會支持等方面的相對差距。這一差距伴隨大數據時代下非結構化數據的高速增長，擴大了數字技術的使用門檻，加劇了群體之間的數字不平等^[2]。城鄉居民在互聯網接入、信息服務成本以及信息使用技能的相對差距，導致農民參與數字社會的基本能力被剝奪^[3]。其二，數字不平等的衡量。周向紅^[4]從數字信息獲取能力、數字信息供給能力、數字信息應用能力等方面構建數字不平等的評估框架，也有學者提出從情境投入、數字化能力產出、數字化效率等方面評估數字不平等^[5]，但這些研究并未區分不同地區或不同群體之間的相對差距，數字不平等衡量面臨方法論的挑戰。其三，數字不平等對經濟社會發展的影響效應。數字不平等導致地區間在數字層面上形成貧富分化的馬太效應，阻礙了數字弱勢群體向上發展流動的通道，限制了數字弱勢群體參與政治活動和管理社會事務的機會，造成社會排斥^[6]。通過代際傳遞、社會排斥和自我強化型排斥，數字不平等鑲嵌于現有的城鄉結構性分化體系當中，阻礙了城鎮化進程^[7]。

上述文獻為本文研究提供了有益的借鑒，但仍存在兩方面不足：一是研究主題聚焦于數字不平等的形成以及數字不平等的社會效應，鮮有研究關注數字不平等對鄉村發展的影響。在邁向數字文明新時代進程中，數字不平等對構建網絡命運共同體以及實現城鄉共同富裕帶來了嚴峻挑戰。二是研究方法以定性分析為主，從經濟學視角實證檢驗數字不平等對鄉村發展的影響機制相對較少。有鑒于此，本文以我國省際面板數據為例證，利用面板固定效應、交互效應和中介效應模型檢驗數字不平等對鄉村發展的影響機制，以期為實現城鄉數字包容性提供理論參考和經驗證據。

一、理論分析與研究假設

（一）數字不平等與鄉村發展

鄉村發展是農業生產效率變革、產業融合創新、現代要素投入以及鄉村治理現代化的結果，城鄉數字不平等主要通過以下四方面影響鄉村發展。其一，加大農業生產效率變革難度。在農業生產方面，數字不平等使農民難以利用信息技術及時掌握土壤、水體、光照、氣候、蟲害等農情，農業生產全過程的信息不對稱程度仍然較高，過多依賴傳統生產經驗判斷農情，生產決策容易產生偏差。在傳統農業向現代高效農業的轉變過程中，農民難以有效識別、過濾、檢索和利用農業生產大數據，對遙感監測、遠程診斷、精準作業、環境監測、水肥藥智能管理、精準飼喂等新信息技術采納程度低下，不利于推進農業生產標準化、規范化、精準化和高值化，生產方式變革難度大。在農業經營方面，數字不平等使城市大型平臺企業具有信息控制權和定價權，而鄉村數字資源相對較少，導致農戶對農業生產資料以及農產品的議價能力相對低下，難以降低農業生產經營成本，增收難度大^[8]。此外，由于農戶對互聯網信息接受遲緩或價值創造性上網活動相對較少，對市場需求反應的靈敏度不足，導致農業生產者之間、上下游企業之間和生產環節主體之間難以共享有價值的信息資源，生產經營活動缺少分工協作互動，使農戶對接大市場成功率低、滿意度低和效率低^[9]。在金融服務方面，數字不平等使農戶難以享受數字普惠金融服務的便利和快捷，加大農業生產經營的投融資成本。從數字技術供給來看，數字不平等抑制了鄉村對數字農業技術的需求，造成涉農數字科技研發薄弱、涉農數字技術應用不多、涉農數字產品供給匱乏，制約了農業生產經營的技術進步空間。其二，削弱鄉村產業融合創新。推進農業農村現代化需要農民接受綠色生產和綠色發展理念，利用數字技術盤活閑置生產資源，挖掘鄉村生態產品、生態環境的價值，把農業生產的基本單位和周邊生態環境視為整體，對生態保育、生物多樣性以及其他綠色生產要素的關鍵指標進行計算，打造高質量的現代生態社會化農業。但數字不平等使農民缺乏提升農業多功能價值的數字創新技能，限制了農業發展的數字化空間。例如，2018年我國數字經濟規模占GDP比重達33%，而農業數字經濟占第一產業增加值比重僅為7.3%，數字化程度遠低于其他行業數字化水平。鄉村更易成為在線安全威脅的受害者，導致農民難以接受基于數字技術的新思維、新觀念和新模式，農業全產業鏈集成以及“農業接二連三”的數字化創意相對不足。與此同時，依托于數字技術的鄉村新業態、新模式創新相對緩慢，導致鄉村組織化程度低、產業鏈條短、產業融合度低和市場競爭力不強的矛盾仍然突出，不利于鄉村創新發展和綠色發展。其三，減緩現代要素流入鄉村。數字不平等使城市具有更為強大的信息流，吸引人才向城市集聚，而鄉村留守勞動力不僅缺乏必要的數字操作技能，而且容易對數字技術普及產生焦慮和擔心，對使用數字技術和數字資源、感受數字文化以及數字化學習存在抑制性動機，并通過自我排斥和同群效應得以強化，不利于具有數字能力的青壯年勞動力回流。此外，數字不平等延伸到鄉村數字教育，使鄉村學生的數字體驗時間和體驗強度更多投向消費型或成癮型活動，導致鄉村教育水平下降^[10]。高質量教育是提升鄉村人力資本的有效舉措，也是吸引現代生產要素流入鄉村的重要引擎，通過城鄉數字不平等與教育不平等的強化，造成鄉村精英持續流向城市，鄉村勞動力數字稟賦內卷化，形成負反饋的路徑鎖定，減緩了人才、資本、技術、數據等現代要素在鄉村的集聚。其四，制約鄉村治理現代化。伴隨城市化的快速發展，鄉村治理主體和治理對象的流動性加快，數字技術進步為農民參與鄉村資產、資源、生態、治安、文化等領域的公共活動提供了跨時空表達渠道，成為鄉村治理現代化的助推器。然而，數字不平等使缺乏上網意愿和數字技能的農民失去了表達公共需求以及參與鄉村公共事務的機會，導致鄉村公共品供給缺少代表性，鄉村數字化治理在無意識中加劇了不平等^[11]。此外，鄉村智慧醫療、智慧教育、智慧社保、數字文化等公共服務開展難度較大，農民對社會政策的認可度以及社會性公共品供給的滿意度不高，不利于打造共建共治共享的鄉村治理新格局。基于上述分析，本文提出如下研究假設：

H1：城鄉數字不平等對鄉村發展存在直接的抑制效應。

（二）數字不平等、城鎮化阻滯與鄉村發展

數字不平等使農民獲得的數據資源和社會支持相對較少，難以利用互聯網進行“人力資本增進型”活動，無法勝任數字技術滲透型工作，阻礙鄉村企業走向數字化發展模式，不利于鄉村產業結構升級、鄉村一二三產業融合和產城一體化。此外，數字不平等使農民與外部世界產生信息交流障礙，只能選擇在低工資、低福利、低穩定性的非正規市場就業，不利于農民向城市的長期流動，不利于農民融入基于數字化生活方式的城市社會，帶來了新型城鎮化的阻滯效應^[12]。新型城鎮化具有促進非農就業、農民增收、農地集約和農業技術進步的作用，而城鎮化阻滯不僅導致鄉村農地流轉難度加大、地塊碎片化問題難以破解、農業規模化和專業化程度下降、農業生產經營效率低下，而且造成農民增收緩慢，鄉村消費結構難以升級，鄉村市場難以擴大，由此減緩了鄉村發展。本文提出如下研究假設：

H2：城鄉數字不平等帶來城鎮化阻滯效應，從而間接減緩了鄉村發展。

二、模型、變量與數據來源

（一）模型設定

為檢驗數字不平等對鄉村發展的影響效應，基準模型設定如下：

develop =α +α dp +ρcontrol +λ +ε （1）

其中， 表示鄉村發展水平， 表示數字不平等， 為控制變量， 為隨機擾動項， 和 分別代表地區和年份。 為模型待估參數，若 為正，表明數字不平等對鄉村發展產生助推效應，反之則意味著數字不平等對鄉村發展具有抑制效應。考慮數據具有短面板的特性，雙控制省份固定效應和時間固定效應會損失自由度，降低系數顯著性，故采取單控制固定效應。

（二）變量選取

1. 核心變量

被解釋變量是鄉村發展水平（develop），考慮到單一指標難以反映鄉村發展的多維屬性，本文以中國社科院農村發展研究所編制的“農村發展指數”衡量鄉村發展水平，該指數立足“五大發展理念”，包括5個維度、14個二級指標和25個三級指標^[13]。核心解釋變量是數字不平等（dp）。本文認為數字不平等是一種動態的相對差距，沒有統一的衡量標準，而單一的寬帶支付能力或者綜合的數字化指數并沒有體現城鄉數字不平等的動態變化，因此，本文采用城鄉人均固定寬帶擁有量之比來衡量，穩健性檢驗中采用城鄉百戶家用電腦之比（rhc）以及城鄉固定寬帶擁有量的泰爾指數（tel）作為替代指標。此外，城鎮化是農村人口向城市遷移集聚的過程，本文采用農村常住人口占總人口的比重（%）來衡量城鎮化阻滯效應，用rcity表征。

2. 控制變量

參照現有研究^[14]，選取如下控制變量：（1）市場環境（mi），伴隨我國要素市場化改革的深化，市場環境對鄉村發展具有重要影響，采用王小魯、樊綱等編制的市場化指數來衡量；（2）財政支農水平（fd），以農林水支出占財政支出百分比來表示；（3）經濟增長（gdp），采用各地人均GDP表示；（4）對外依存度（open），采用進出口貿易總額占GDP比重來表示。

（三）數據來源

囿于數據可得性的限制，樣本為除港澳臺、上海、西藏之外的29個地區，時間跨度為2012—2018年。數據主要來自于《中國統計年鑒》《中國財政年鑒》以及各省統計年鑒（2013—2019年）。經濟類指標均以2012年CPI為基期進行平減，為降低異常值的干擾，對樣本進行了前后1%的縮尾處理。為保證變量的平穩性，對所有變量進行了對數化處理。相關變量的描述性統計如表1所示。

三、實證結果與分析

（一）數字不平等對鄉村發展的影響

根據表達式（1），表2報告了估計結果。其中，第（1）列是混合OLS回歸（POLS），第（2）列是最小二乘虛擬回歸（LSDV），第（3）和（4）列分別是固定效應和隨機效應回歸，第（5）列采用Driscoll-Kraay標準誤進行固定效應回歸，控制可能存在的組間異方差、組內自相關和截面相關問題。考慮到數字不平等對鄉村發展可能存在滯后效應，第（6）列采用數字不平等的滯后1期作為核心解釋變量。由于數字不平等和鄉村發展水平在組內變化相對較小，組間變異更需要控制，因此，基準模型采用地區固定控制了組間變異。Hausman檢驗結果顯示，固定效應（FE）優于混合回歸和隨機效應。比較第（1）～（6）列的回歸結果，數字不平等及其滯后1期的估計系數絕對值在0.03～0.058之間，第（1）（2）列模型中在5%水平下顯著為負，第（3）～（6）列均在1%水平下顯著為負，表明數字不平等對鄉村發展存在顯著的抑制效應，從而檢驗了研究假設H1，這一結果與現有文獻基本一致^[15]。

在控制組間異方差、組內自相關和截面相關三大問題上，第（5）列結果更為穩健。根據Driscoll-Kraay標準誤的固定效應模型回歸結果，市場環境的估計系數在1%水平下顯著為正，表明市場環境越完善，更有利于激發鄉村市場主體活力，從而助推鄉村發展，這也是“市場化改革只有進行時沒有完成時”的生動詮釋。財政支農和經濟增長均對鄉村發展產生顯著的提升效應，分別為0.183和0.664，符合理論預期，可能在于地方財政支農力度越大、地區經濟增長水平越高，更能彌補鄉村公共品供給短板，支持鄉村經濟和社會發展。然而，對外依存度的估計系數為負，但不具有統計顯著性，可能在于對外依存度為鄉村發展提供了更大的外部機會，但同時也對鄉村市場化、組織化和農業競爭力提出更大挑戰，尤其對糧食安全、耕地、生態等鄉村生產結構帶來一定的負向沖擊。因此，以國內大循環為主體、國內國際雙循環共同促進的新發展格局，更加有利于鄉村發展。

（二）內生性討論

為防止內生性對基準回歸的影響，本文以數字不平等的高階差分滯后項作為工具變量，分別采用兩階段最小二乘法（TSLS）、兩步GMM以及極大似然估計（LIML）進行回歸（表3）。表3中第（1）列采用兩階段最小二乘法（TSLS），第（2）列采用兩步GMM，用來控制擾動項的異方差和自相關，第（3）列采用對弱工具變量不太敏感的有限信息極大似然估計（LIML）。工具變量的識別不足檢驗（K-P rk LM統計量）ｐ值都小于0.1、弱識別檢驗的C-D Wald F統計量均大于10%的臨界值，以及過度識別檢驗（Hansen J統計量）所對應的ｐ值均大于0.1，表明工具變量的選擇是有效的。但數字不平等的內生性檢驗結果顯示ｐ值均大于0.1，表明數字不平等不構成內生性的挑戰。與基準模型回歸結果比較，工具變量回歸后數字不平等的估計系數有所下降（從0.058下降到0.046），但系數方向仍然一致，進一步支持了研究假說H1。控制變量的系數值存在小幅度變動，系數方向與表2基本一致。

為保證結論的可靠性，本文采用了3組穩健性檢驗。1. 采用城鄉百戶家用電腦之比（ ）以及城鄉固定寬帶擁有量的泰爾指數（tel）對鄉村發展進行回歸。2. 采用糧食主產區樣本和主銷區樣本進行回歸。3. 把鄉村發展在95分位點處縮尾后再次重復基準回歸。以上3組回歸結果表明數字不平等對鄉村發展的負向效應仍然顯著，限于篇幅，回歸結果從略。

（三）數字不平等、城鎮化阻滯與鄉村發展

數字不平等是否通過城鎮化阻滯效應對鄉村發展產生影響？在基準模型（1）式的基礎上，采用交互效應模型，檢驗數字不平等與城鎮化阻滯的交互效應：

develop =β +β dp +βinter +ρcontrol +λ +ε （2）

其中， 為數字不平等與城鎮化阻滯的交互項， 為交互項系數。進一步，采用中介效應模型識別城鎮化阻滯效應對鄉村發展的間接影響：

rcity =β +β dp +ρcontrol +λ +ε （3）

develop =γ +γ dp +γ rcity +ρcontrol +λ +ε （4）

其中，城鎮化阻滯效應（rcity）為中介變量，根據Acemoglu等^[16]的渠道判別機制，若（3）（4）式中 、 顯著，并且 的顯著性或系數值相對于 中的 存在明顯下降，那么城鎮化阻滯效應的傳導機制成立。表4報告了城鎮化阻滯的間接影響效應估計結果。第（1）列是數字不平等與城鎮化阻滯的交互效應，inter的估計系數在10%水平上顯著為負，表明數字不平等與城鎮化阻滯效應共同減緩了鄉村發展。第（2）列是基準模型回歸，第（3）列是城鎮化阻滯效應對數字不平等的回歸，檢驗 的顯著性，結果顯示數字不平等的估計系數（ ）在1%水平上顯著為正，表明數字不平等延緩了城鎮化進程。第（4）列在基準模型中加入了渠道變量，結果表明城鎮化阻滯的估計系數（ ）在1%水平上顯著為負，符合我們的理論預期。與第（2）列相比，數字不平等估計系數（ ）的顯著性由1%變為10%，系數估計值由0.058下降為0.025，說明數字不平等通過城鎮化阻滯效應對鄉村發展產生間接的負向影響，從而支持了研究假設H2。具體來說，城市化阻滯效應可以解釋這一負向效應的56.7%。

結語

當前，互聯網、大數據、人工智能等新信息技術革命為我國鄉村發展提供了新機遇。然而，城鄉數字不平等是我國推進數字鄉村和實施鄉村振興戰略不容忽視的挑戰。基于省際面板數據，實證檢驗了數字不平等、城鎮化阻滯與鄉村發展之間的關系。研究發現：城鄉數字不平等加大農業生產效率變革難度、削弱鄉村產業融合創新、減緩現代要素流入鄉村以及制約鄉村治理現代化，從而對鄉村發展產生直接的抑制效應。考慮到可能存在內生性、衡量偏誤和特殊樣本的影響后，這一效應依然穩健。從傳導機制看，數字不平等對新型城鎮化產生阻滯效應，進而減緩了鄉村發展。就控制變量而言，市場環境、財政支農以及經濟增長均對鄉村發展具有顯著的提升效應，但對外依存度對鄉村發展具有一定的負向影響，意味著鄉村發展必須以國內大循環為主體，充分發揮國內超大規模市場優勢。

本文研究提供了如下政策啟示：第一，加大鄉村數字普惠支持力度。要把握當前新基建建設的政策機遇，引導政府、市場和社會資本加大數字鄉村建設投入，補齊鄉村數字基礎設施短板，提高鄉村數字可及性和數字包容性。完善鄉村數字服務網絡，降低鄉村數字服務成本，使農民享受“用得上、用得起、用得好”的數字服務。第二，提升農民數字素養和數字技能。開展鄉村數字掃盲行動，培養農民的上網意愿。加大農民的數字技能培訓力度，增強農民網絡安全防護意識和使用技能，提升農民數字化深度應用能力。推動鄉村數字化基礎教育高質量發展，阻斷數字不平等的代際傳遞，擴大鄉村數字資本。加大涉農數字產品和數字技術開發力度，打造鄉村富民惠民數字化平臺，為農民共享數字紅利創造更多的經濟機會。第三，消除城市化阻滯效應。推進信息、數據進村入戶，引導信息、技術、人才和資本向農村流動，加大數字人才反哺鄉村力度，提高農民信息獲取能力和自我發展能力。積極構建新時代包容性城鄉關系，推動城鄉互聯互通和數字化融合。第四，構建包容性數字援助制度體系。立足中國國情，加大對數字邊緣化群體的社會支持力度，建立健全包容性數字化制度體系，引導平臺企業、社會組織、志愿者助力消除城鄉數字不平等，強化以工補農、以城帶鄉，協同推進城鄉共同走向數字化富裕。

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Digital Inequality， Urbanization Block and Rural Development

ZHANG Jun¹， LI Li²

（1. School of Economics， Anhui University of Finance & Economics， Bengbu 233030， China;2. School of Continuing Education， Anhui University of Finance and Economics， Bengbu 233030， China）

Abstract： Digital inequality between urban and rural is a challenge that can not be ignored in promoting digital countryside and implementing Rural Revitalization Strategy. Based on the provincial panel data， this paper analyzes the impact of the urban-rural digital inequality on the rural development. The results show that the digital inequality has a direct inhibitory effect， which remains robust after considering the possible endogeneity and the impact of other measurement errors. From the perspective of transmission mechanism， the digital inequality has a blocking effect on the new urbanization， which slows down the rural development. The above findings provide new ideas and empirical evidence for understanding the relationship between the digital inequality， urbanization block and the rural development， and improving rural inclusive digital support policies.

Keywords：digital inequality， rural development， blocking effects of urbanization