互聯網綜合發展、空間效應與城鄉共同富裕

王志強，周娟美，吳云霞

（中北大學 經濟與管理學院，山西 太原 030051）

一、引言及文獻綜述

黨的二十大報告指出，中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化。要著力維護和促進社會公平正義，著力促進全體人民共同富裕，堅決防止兩極分化。可見，在全面建成小康社會，實現黨的第一個百年奮斗目標，齊心協力實現第二個百年奮斗目標之際，共同富裕已經成為黨、國家和人民共同關心的核心議題之一。改革開放以來，農業生產、農村生活和農民收入取得了持續的增長和改善。但與城市收入相比，農民收入增長依然緩慢。若以城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入的比值來衡量城鄉收入差距，1978—2003 年間城鄉收入差距持續上升，城鄉收入比從2.6 上升到3.1；2003—2010 年穩定在3.1 左右；2011 年開始有所下降，截至2021年，城鄉收入比（474 11.9 元比189 30.9 元）依然高達2.5。如何進一步縮小貧富收入差距、區域差距和城鄉差距，到2035 年全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展，亟待理論界總結經驗并探索新的可行路徑。另外，在全球新一輪的產業革命中，包括互聯網在內的新一代信息通信技術（ICT）扮演著重要角色，“互聯網+”不僅逐步滲透到傳統產業的各個方面，還創造出“眾籌”“眾包”等萬千種新業態、新模式，甚至新產業。那么，一個值得深思的問題就是，互聯網基礎資源的建設和應用是否能夠賦能城鄉共同富裕？如果答案是肯定的，那么，作用機制和途徑是什么？這種賦能效應是否存在區域異質性和空間正外部性？回答這些問題，一方面有助于學術界和實業界全面深入了解互聯網的積極影響；另一方面，也為進一步實現城鄉共同富裕提供了一種可行思路，因此具有重要的現實意義。

本文主要從城鄉收入差距的影響因素和互聯網的收入分配效應兩方面進行文獻述評。在城鄉收入差距及其影響因素方面，不同學者從城市化、資本密集型產業優先發展戰略、金融和數字普惠金融發展、基礎設施差異、對外開放、互聯網普及等不同角度展開研究。陸銘和陳釗（2004）[1]、曹裕等（2010）[2]均研究發現城市化有助于縮小城鄉收入差距。陳斌開和林毅夫（2013）[3]研究發現資本密集型產業優先發展政策拉大了中國城鄉收入差距。宋曉玲（2017）[4]、張賀和白欽先（2018）[5]、李建偉（2017）[6]均以數字經濟為背景，研究發現數字普惠金融能顯著抑制城鄉收入差距，這與葉志強等（2011）[7]、王修華和邱兆祥（2011）[8]的結論相反。劉曉光等（2015）[9]研究發現基礎設施的改善有助于農村剩余勞動力向城市轉移，從而加快城市和農村的收入增長，但對農村收入的影響更大，因而有助于縮小城鄉收入差距，而余泳澤和潘妍（2019）[10]、陳豐龍等（2018）[11]均利用高鐵開通的準自然實驗，發現高鐵開通有助于縮小城鄉收入差距，但存在一定的區域異質性。程名望和張家平（2019）[12]研究發現互聯網普及對城鄉收入差距的影響是“倒U 型”的，互聯網普及率只有達到30.37%的拐點后，互聯網才有助于縮小城鄉收入差距，但賀婭萍和徐康寧（2019）[13]的研究得出相反的結論，認為互聯網拉大了城鄉收入差距。

在互聯網的收入與分配效應方面，發達國家對互聯網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]研究發現無論在家使用還是在工作中使用，互聯網的使用均有助于提高收入水平。國內文獻中，劉志龍和靳文杰（2015）[16]、劉曉倩和韓青（2018）[17]同樣證實了互聯網的工資溢價效應。但關于收入分配效應的研究結論并不一致。劉曉倩和韓青（2018）[17]認為互聯網的使用擴大了居民收入差距。Bauer（2018）[18]認為互聯網將和其他經濟、政治和技術因素相結合共同影響收入分配，綜合影響的方向并不確定。Liu（2017）[19]使用跨國數據研究發現互聯網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論。

由此可見，目前學界對互聯網綜合應用對城鄉收入差距的影響機制、空間效應的研究依然較為稀缺。區別于已有相關文獻，本文的拓展之處包括三個方面：第一，在研究指標上，從互聯網基礎資源和互聯網資源應用兩個維度出發，構建衡量互聯網綜合發展水平的指標——互聯網綜合發展指數，為互聯網的后續研究提供更全面、更可操作的指標體系；第二，在研究視角上，立足于共同富裕的時代要求，基于城鄉收入差距的視角評估了互聯網綜合發展的影響，豐富了有關城鄉收入差距、共同富裕和區域協調的研究；第三，在研究內容上，探索了互聯網綜合發展賦能城鄉共同富裕的可能機制、異質性影響以及空間溢出效應，一定程度上彌補了當前研究在這些方面的缺失。

二、理論分析與研究假說

伴隨著互聯網基礎設施的大規模建設和經濟主體對互聯網的深度應用，傳統的生產和生活方式已經發生了深刻變革。互聯網在傳播信息時所具有的即時性、傳播路徑的網絡性、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要素市場和產品市場的供需矛盾。這里將重點闡釋互聯網縮小城鄉收入差距，賦能共同富裕的兩條傳導機制，進而提出三個研究假說。

其一，農業生產效率方面。（1）互聯網的應用擴大了農產品的市場規模，提高了農業收益。互聯網的應用和電商平臺的出現，使農民可以通過電商平臺將產品賣給更大市場范圍內的消費者，而不再局限于本地市場。（2）互聯網的應用有助于優化農業生產技術和管理。余泳澤和曹瑞（2023）[22]認為通過互聯網，農戶可以低成本、快速度、大規模地獲取關于育種、播種、施肥、灌溉、收割、病蟲害防治等全流程的技術信息，也可以快速了解其他地區的管理經驗和諸多先進做法。（3）基于互聯網的數字普惠金融和供應鏈金融的發展，降低了金融服務的門檻。數字普惠金融和供應鏈金融基于過往合作中產生的交易數據和上下游供應關系，形成新的信用信息報告，提高了農民融資的可得性。（4）互聯網的應用強化了農產品市場競爭。農業生產者不僅面對本地生產者的競爭，還面對來自其他省市，甚至國外生產者的競爭。（5）互聯網的應用有助于提升農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、學習強國等在內的開放性服務平臺的作用。通過這些免費平臺，農業生產者可以更加便捷、低成本地獲得生產和生活方面的資訊，甚至系統性的教育課程。

其二，產業結構升級方面。（1）互聯網的應用有助于農村剩余勞動力向城市第二、三產業轉移。借助于互聯網上的求職、房產等信息平臺，農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）互聯網的廣泛應用創造了新的工作崗位。田鴿和張勛（2022）[23]發現基于互聯網的數字經濟創造了大量新型崗位，例如網絡主播、快遞員、外賣騎手、網約車司機等，拓寬了勞動市場容量。（3）互聯網的廣泛應用降低了勞動密集型服務業的創業門檻。互聯網的廣泛應用使創業者能夠快速發現市場需求、拓寬營銷渠道，快速發現和組織富余勞動力等生產要素。綜合以上三點，互聯網的廣泛應用加快了農村剩余勞動力向第二產業和勞動密集型的第三產業轉移的進程，從而促進產業結構不斷升級。

本地互聯網基礎資源的完善和廣泛應用，不僅可以縮小本地城鄉收入差距，而且還可以通過為周邊地區生產者提供本地銷售市場、創造工作崗位吸引周邊地區農業剩余勞動力向本地遷移、為周邊低效率地區提供示范效應等途徑帶動周邊地區互聯網綜合發展水平提升和農業生產效率提升。因此，本地互聯網綜合發展具有顯著的空間正外部性。

根據上述理論分析，本文提出如下研究假說：

假說1：互聯網綜合發展能夠賦能城鄉共同富裕。互聯網的賦能效應存在區域異質性，對中西部欠發達地區的影響大于對東部發達地區的影響。

假說2：互聯網的綜合發展可以通過提升農業全要素生產率和促進區域產業結構升級兩條路徑賦能城鄉共同富裕。

假說3：本地互聯網的綜合發展還具有空間正外部性，不僅可以賦能本地城鄉共同富裕，還有助于促進周邊地區加快實現城鄉共同富裕目標。

三、模型、變量與數據

（一）模型設定

本文所設定的基準模型為地區和年份雙固定的面板回歸模型，表達式見公式（1）：

式（1）中，dispa 表示城鄉收入差距，是城鄉共同富裕程度的反向指標；城鄉收入差距越大，共同富裕程度越低；nettsr 表示互聯網綜合發展指數；X 表示一系列控制變量，具體包括地區經濟發展水平（pgdp）、地區對外開放程度（open）、地區財政支出力度（govp）、地區工業化程度（ind）、地區城市化水平（urban）和地區交通便捷度（proad），θ 和δ 分別表示年份固定效應和地區固定效應；ε 表示隨機干擾項；α、β 和γ 均為待估參數。為緩解異方差所帶來的估計偏誤，回歸時所有變量均取自然對數。

（二）變量定義及處理

1.被解釋變量。被解釋變量為城鄉收入差距（dispa）。借鑒余泳澤和曹瑞（2023）[22]、盛鵬飛（2017）[24]的做法，本文采用城鎮居民人均可支配收入與農村居民家庭人均純收入的比值來衡量。從測算結果（見圖1）可以看出，無論全國還是東、中、西和東北地區，2003—2021 年以來城鄉收入差距均存在顯著下降趨勢；截至2021 年，城鄉收入差距的區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 年中國各區域城鄉收入差距

2.核心解釋變量。核心解釋變量為互聯網綜合發展指數（nettsr）。韓先鋒等（2019）[25]認為互聯網是一個較為復雜的系統工程，因此有必要構建一個涵蓋互聯網更多維度和指標的指數，以此反映地區互聯網綜合發展水平。本文嘗試從互聯網基礎資源和互聯網資源應用兩個維度，共選擇七個具體指標構建地區互聯網綜合發展指數。具體指標體系如表1所示。

表1 互聯網綜合發展水平測度指標體系

使用熵值法為七個二級指標賦權，得到互聯網綜合發展指數。測算發現：無論全國還是東、中、西和東北地區，2003—2021 年以來互聯網綜合發展水平均存在顯著上升趨勢；截至2021 年，互聯網綜合發展水平的區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，互聯網綜合發展水平的區域差異在不斷縮小，變異系數從2003 年的1.69 下降到1.10。圖2 包含了城鄉收入比對數和互聯網綜合發展水平指數對數的散點圖和線性擬合線。從圖2 中可以發現，互聯網綜合發展水平和城鄉收入差距之間呈現顯著負相關關系，但這僅僅是一種相關關系，而非因果關系。

圖2 城鄉收入比和互聯網綜合發展指數的散點圖

3.控制變量。為了避免基于可觀測變量的選擇性偏誤，需要選取關鍵控制變量，這些變量既需要和核心解釋變量互聯網綜合發展指數相關，同時又必須是被解釋變量城鄉收入差距的重要影響因素。基于這一原則，同時借鑒相關文獻的研究成果，本文選擇如下控制變量。（1）地區經濟發展水平（pgdp），采用地區人均GDP 來衡量；（2）對外開放度（open），采用地區進出口總額在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），采用人均公路營運里程來衡量；（5）城市化水平（urban），采用城鎮人口在總人口中的占比來衡量；（6）工業化水平（ind），采用第二產業增加值占GDP 比重來衡量。所有相關變量的描述性統計結果如表2 所示。

表2 變量的描述性統計結果

本文的數據結構為面板結構，時間范圍為2003—2021 年共19 年，地區為中國大陸31 個省級行政區。GDP 和收入數據分別采用GDP 平減指數和居民消費價格指數轉換為2003 年可比價值；進出口數據按照《中國統計年鑒》中公布的人民幣對美元的匯率進行轉換。本文所使用的數據來源包括歷年《中國統計年鑒》《中國人口統計年鑒》《中國農業統計年鑒》《中國金融統計年鑒》、中國互聯網絡信息中心（CNNIC）的歷年《中國互聯網絡發展狀況統計報告》和EPS 統計數據庫。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸

根據公式（1）運用Stata 16.0 軟件進行了基準回歸，估計結果如表3 所示。表3 模型1 中估計系數為-0.087，且通過1%顯著性水平檢驗。這說明互聯網綜合發展水平與城鄉收入差距之間呈顯著負相關關系；模型2 中加入了互聯網綜合發展指數的平方項，平方項并未通過顯著性檢驗，這說明2003—2021 年互聯網綜合發展水平與城鄉收入差距之間并不存在顯著的“正U”或“倒U”型關系。模型3 在模型2 的基礎上加入雙固定效應，擬合優度（R2）上升，這說明地區特征因素和年份趨勢因素解釋了部分城鄉收入差距的變動，因此模型中應該加入雙固定效應。為了進一步降低內生性偏誤，盡可能滿足因果推斷所要求的識別假設，在模型3 的基礎上加入關鍵控制變量，得到互聯網綜合發展指數的估計系數為-0.046，且通過10%顯著性水平的檢驗。這說明，互聯網綜合發展水平的提高可以顯著降低城鄉收入差距；估計系數絕對值從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生性偏誤，此外，擬合優度也有所提高，因此加入這些控制變量是必要的。在經濟意義方面，-0.046意味著互聯網綜合發展指數每提高1%，將促使城鄉收入差距下降0.046%。

表3 基準回歸結果

（二）工具變量回歸

為了緩解由于遺漏不可觀測的關鍵控制變量和可能的雙向因果關系所導致的內生性偏誤，本文采用工具變量法進行估計。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量作為互聯網綜合發展指數的工具變量。借鑒Nunn 和Qian（2014）[28]的做法，將1984 年每百人固定電話數與上一年移動電話普及率進行交乘，得到一個隨時間隨地區變化的工具變量（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 估計法的回歸結果，模型5、模型6 和模型7 的區別在于使用了不同的工具變量。在模型5～模型7 中，第一階段的回歸結果均顯示，在加入控制變量和雙固定效應后，內生變量nettsr 和工具變量iv 之間依然存在顯著正相關關系。在第二階段回歸匯總，Kleibergen-Paap rk LM 統計量對應的p 值均小于0.05，因此，拒絕工具變量識別不足的原假設；Kleibergen-Paap rk Wald F 統計量均大于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。第二階段的回歸結果表明：互聯網綜合發展指數的參數估計值均為負值，模型7 中通過了15%顯著性水平檢驗。模型5～模型7 的結果說明互聯網綜合發展水平的提高能夠有效縮小城鄉收入差距。

表4 工具變量回歸結果

（三）穩健性檢驗

為了增強研究結論的可信度，本文設計了三種穩健性檢驗，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。實證結果如表5 所示。

表5 穩健性檢驗結果

首先，使用不同的核心解釋變量。借鑒王小魯等（2019）[29]構建市場化指數時的平均賦權法賦權，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算時有個別指標的2003—2005 年數據為推算值，可能存在測量誤差問題。穩健起見，模型13 去掉了2006 年以前的樣本。

（四）異質性分析

表6 報告了異質性檢驗結果。通過對三個模型兩兩進行基于似無相關模型的組間系數差異檢驗，P 值均大于0.1，說明模型間系數不存在顯著差異，即區域異質性并不顯著。主要原因是即使是經濟發展程度較高的東部地區，城鄉之間的信息不對稱、要素的空間配置障礙依然較大，互聯網的綜合發展對東部發達地區的農村收入水平依然存在快速提升作用。至此，假說1 得到驗證。

表6 異質性檢驗和機制檢驗結果

五、進一步分析：影響機制與空間效應

（一）影響機制分析

為了進一步揭示互聯網對城鄉收入差距的影響機制，針對理論機制分析和假說2，進行如下影響機制檢驗。借鑒楊慧梅和江璐（2021）[27]的檢驗方法，構建如下回歸方程，如公式（2）和公式（3）。

其中，ageff 為農業全要素生產率，serv 為地區第三產業占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。

借鑒韓海彬和趙麗芬（2013）[30]、高帆（2015）[31]所使用的農業投入與產出指標，利用基于松弛測度的SBM-DEA 方法，測算了中國各省級行政區農業全要素生產率。表6 模型17 報告了對公式（2）的回歸結果，可以發現，互聯網的綜合發展有助于地區產業結構升級。表6 模型18 和模型19 報告了對公式（3）的回歸結果。模型18 使用第一產業就業人數作為農業勞動投入的代理變量；模型19 使用鄉村人口總數作為農業勞動投入的代理變量。綜合兩個模型的回歸結果可以發現，互聯網的綜合發展有助于提升農業全要素生產率。至此，假說2 得到一定程度的驗證。

（二）空間效應分析

為了檢驗互聯網綜合發展的空間效應，需要設置空間權重矩陣、檢驗關鍵變量的空間相關性、進行空間計量回歸。

首先，構建空間權重矩陣。考慮到互聯網所帶來的要素流動、資源優化配置更多發生在空間上的相鄰地區之間，因此使用0～1 空間矩陣。同時本文還使用兩個地區省會城市之間的高速公路距離倒數作為權重矩陣。

其次，檢驗關鍵變量的空間相關性。本文檢驗了城鄉收入差距（dispa）、互聯網綜合發展指數（nettsr）和每萬人互聯網接入端口數（win）的全局莫蘭指數。結果表明，多數年份莫蘭指數顯著為正。

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

式（4）中，W 表示空間權重矩陣，Wdispa 為空間滯后項，ρ 表示空間自回歸系數，反映了不同地區城鄉收入差距的空間自相關性，Wnetit表示互聯網綜合發展水平的空間滯后項。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，把互聯網綜合發展對城鄉收入差距的影響分解為直接效應、間接效應和總效應。表7 模型20～模型23 報告了空間杜賓模型的估計結果。

表7 空間計量回歸結果

由表7 可知，本地互聯網綜合發展對城鄉收入差距的直接效應、間接效應和總效應均顯著為負，這說明，本地互聯網綜合發展水平的提高，不僅有效縮小了本地城鄉收入差距，還有助于縮小鄰近地區的城鄉收入差距。本地互聯網的綜合發展具有顯著的空間正外部性，假說3 得到驗證。

六、研究結論與政策啟示

本文從互聯網基礎資源和互聯網資源應用兩個維度出發，選取七個二級指標測算了反映互聯網綜合發展水平的互聯網綜合發展指數，在此基礎上利用2003—2021 年省級面板數據實證檢驗了互聯網綜合發展對城鄉共同富裕的賦能效應、異質性影響、賦能機制和空間效應。得到的研究結論主要有四點：第一，2003 年以來中國互聯網綜合發展指數呈顯著上升趨勢，各區域發展雖存在明顯差異，但區際差異在不斷縮小，截至2021 年，互聯網綜合發展水平的區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，互聯網綜合發展能夠賦能城鄉共同富裕目標，但這種賦能效應的區域異質性并不明顯，這意味著無論是發達的東部，還是欠發達的中西部，都可以通過促進互聯網綜合發展來降低城鄉收入差距；第三，農業全要素生產率提升和產業結構升級是互聯網賦能城鄉共同富裕的重要傳導機制；第四，互聯網綜合發展還存在顯著的空間正外部性，能夠有效改善相鄰地區的城鄉收入差距。

本文的研究結論具有四點政策啟示：第一，強化互聯網基礎設施建設，縮小城鄉之間、區域之間的數字鴻溝。不同區域方面，尤其需要加大中西部地區和農村地區互聯網基礎設施的建設力度，為未來增加互聯網應用內容，提升互聯網內容質量奠定基礎；進一步降低互聯網使用資費，從而降低市場主體的使用成本。第二，發揮政府的引導作用和企業的主體功能。政府要強化頂層設計，完善互聯網基礎設施和產業發展規劃，建立必要的互聯網創業與產業扶持資金，鼓勵科技企業孵化器和加速器吸納更多互聯網相關企業，引導社會資本和企業積極投資互聯網相關產業，開發和推廣高質量互聯網應用服務，鼓勵利用互聯網改造傳統產業和業務流程，提升傳統產業生產效率。第三，破除地方保護主義。互聯網發揮降低城鄉收入差距作用的途徑之一是使中小企業的市場規模突破本地，開始走向國內其他地區。這也意味著競爭不再局限于本地，還存在于地區與地區之間，因此，需要防范新的、更隱蔽的地方保護行為，強化市場競爭和全國統一大市場建設。第四，強化互聯網發展規劃的區域協調。互聯網基礎設施和資源的建設具有較強的空間正外部性，因此需要相鄰地區共同規劃，綜合研判，協調推進，避免過度投資，產生資源浪費。