共同富裕背景下數字經濟發展對城鄉收入差距的影響

摘 要：數字經濟有利于加快生產要素高效流動、推動優質資源共享、推進基本公共服務均等化，是推動實現共同富裕的重要力量。此研究對數字經濟影響城鄉收入差距的機制進行理論剖析，基于2011—2021年中國31個省（區、市）的面板數據進行回歸分析，以數字經濟指數為核心變量，引入滯后項，并進行U形曲線效應分析、地區異質性分析、門限效應檢驗，得出以下結論：第一，數字經濟能夠縮小城鄉收入差距，有利于推動城鄉共同富裕的進程。第二，應根據當地經濟發展實際情況，制定精準的數字經濟發展規劃。同時，要警惕數字經濟發展后期可能會產生的數字鴻溝等問題，提前做好防范。第三，從地區和經濟發展水平來看，數字經濟對城鄉居民收入差距的影響具有地區異質性，數字經濟能縮小我國中西部地區城鄉收入差距，但會擴大我國東部地區城鄉收入差距，且主要與地方經濟水平相關，存在二重門限。基于此，提出關注收入分配、加強技能培訓、提升人力資本、促進轉移就業等對策建議。

關鍵詞：共同富裕；數字經濟；城鄉收入差距；滯后效應

中圖分類號：F124.7；F49 文獻標志碼：A 文章編號：1674-7909（2024）2-37-6

DOI：10.19345/j.cnki.1674-7909.2024.02.008

0 引言

共同富裕是中國特色社會主義的本質要求。中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化。國家發展改革委、國家數據局于2023年12月23日印發的《數字經濟促進共同富裕實施方案》提出，不斷做強做優做大我國數字經濟，通過數字化手段促進解決發展不平衡不充分問題，推進全體人民共享數字時代發展紅利，助力在高質量發展中實現共同富裕。這一方案為新時代新征程以數字經濟高質量發展推進共同富裕提供了指引。

從近些年發展來看，數字技術創造了新的經濟增長點，有利于加快生產要素高效流動、推動優質資源共享、推進基本公共服務均等化，是推動實現共同富裕的重要力量。數字經濟有助于打破城鄉間的區域間隔，可以為農民提供更多增加收入的途徑。然而，數字經濟的發展也帶來了“數字鴻溝”的問題。一般來說，城市地區往往集中了高新數字技術，而農村地區由于基礎設施建設落后、居民數字素養較低、相關設備使用門檻較高等原因，難以充分享受數字經濟帶來的紅利，可能導致城鄉收入差距擴大。因此，在積極發展數字經濟的同時，要促進數字經濟與實體經濟相融合，采取數字化的手段解決發展中不平衡不充分的問題，尋找平衡城鄉發展和縮小收入差距的路徑，使全體人民共享數字技術發展的紅利，在高質量發展中實現共同富裕。

1 文獻綜述

較多學者就數字經濟對城鄉收入差距的影響進行了研究。程名望等［1］和李曉鐘等［2］分別利用2003—2016年和2009—2017年省際面板數據進行實證分析，提出數字經濟對城鄉收入差距的影響呈“倒U形”曲線，即隨著數字經濟的發展，城鄉收入差距會呈現先增長后下降的趨勢。另外，陳文等［3］利用2012—2018年的省際面板數據研究，認為該效應為“正U形”。其主要原因在于選取的數據時間不同，數字經濟指標體系涵蓋的內容不同，測算的方法也不同。

一些學者對城鄉收入差距的影響因素進行了廣泛研究。張寬等［4］認為經濟發展水平、財政支出影響城鄉收入差距，且整體呈現正相關關系。宋曉玲［5］認為數字普惠金融發展水平的提高能縮小收入差距，并建議加強對普惠金融生態圈的建設。宋佳瑩等［6］認為增加教育投入能縮小城鄉收入差距。徐凱［7］認為城鎮化水平對城鄉收入差距的影響呈現先擴大后縮小的“倒U形”曲線效應。周緒軍［8］認為產業高級化、合理化水平的提高能夠縮小城鄉收入差距，并提出促進二三產業發展的建議。綜上所述，要縮小城鄉收入差距，促進實現共同富裕，需要多方面的協調發展。

學者對城鄉收入差距進行了多方面的研究，但是缺少對數字經濟滯后性的考慮。因此，此研究加入數字經濟指數的滯后項，并在滯后項的基礎上引入二次項，進而研究該模型是否具有U形曲線效應，對數字經濟的滯后效應進行相對全面的分析。

2 模型設計、變量與數據說明

2.1 模型構建

構建面板模型研究數字經濟對城鄉收入差距的影響，見式（1）。

[" "Theili，t=αi+βi，tDei，t+γiXi，t+ui+δt+εi，t] （1）

式中，Theili，t為被解釋變量，代表城鄉收入差距；Dei，t為核心解釋變量，代表數字經濟指數；Xi，t為一組控制變量。參考李曉鐘［2］、陳文［3］等對控制變量的選取，其中包括經濟發展水平、數字普惠金融指數、地區教育水平、城鎮化水平、外貿依存度、產業高級化指數、社會保障和就業投入水平。

另外，筆者認為數字經濟對城鄉收入水平的影響存在滯后性。為研究數字經濟的滯后性對城鄉收入差距的影響是否存在U形曲線效應，構建以下模型，見式（2）。

[Theili，t=αi+βi，tDei，t+γi，tL2.Dei，t+]

[φi，tL2.De2i，t+φiXi，t+ui+δt+εi，t]" " " " " " " （2）

式（2）中，[L2.Dei，t]為數字經濟指數二階滯后項，L2.[De2i，t]為數字經濟指數二階滯后項的平方，其余變量含義與式（1）相同。

2.2 變量的選取

2.2.1 被解釋變量

國內相關研究常用泰爾指數（Theili，t）和城鄉人均可支配收入之比（Gap）來衡量城鄉收入差距。根據王少平［9］對城鄉收入差距衡量指標選取的觀點，選用泰爾指數進行研究。泰爾指數綜合考慮了城鄉人口比重和收入比重，尤其對于擁有眾多農業人口的國家來說，能夠更合理地反映城鄉收入差距。用Theili，t來表示i省份t時期的泰爾指數，見式（3）。

[Theili，t=][j=12Ii，j，tIi，t×lnIi，j，t/Ii，tPi，j，t/Pi，t]" " " " " " "（3）

式（3）中，i代表省份；t代表年份；j=1和j=2分別表示城市和農村；I代表收入，用地區生產總值來衡量；P代表地區人口數，用地區常住人口數來衡量。

i地區在t年的泰爾指數見式（4）。

[泰爾指數=農村收入總收入×ln農村收入/總收入農村人口/總人口+][城鎮收入總收入×ln城鎮收入/總收入城鎮人口/總人口]" " " " " " " " " " " "（4）

另外，根據上述選取指標的原因，在穩健性檢驗中，選取城鄉可支配收入之比（Gap）來進行穩健性檢驗。

2.2.2 解釋變量

選用數字經濟指數（De）作為核心解釋變量，并且引入數字經濟指數二階滯后項（L2.De）。數字經濟指標的衡量存在多種方法，包括權威機構的定義和學者對數字經濟評價指標體系的構建。此研究將權威機構的定義和學者常用的評價指標體系相結合，構建了一種數字經濟發展水平評價指標體系（見表1）。

此研究構建的數字經濟發展水平評價指標體系包含3個維度、12個具體指標，通過熵值法對該指標體系內的各項指標進行客觀賦權，并利用其對數字經濟發展情況進行測算，得出每個省份在不同年間的數字經濟發展水平。

2.2.3 控制變量

選取對城鄉收入差距影響較大的幾個指標作為控制變量：①地區經濟發展水平［4］（Eco），用地區人均生產總值衡量其經濟發展水平，并在模型中取對數處理。②數字普惠金融指數［5］（Duf），采用北京大學數字普惠金融指數來衡量，普惠金融能降低人們獲得金融服務的門檻，促進小微企業融資。③教育水平［6］（Edu），采用在校大學生與常住人口的比值來衡量。④城鎮化水平［7］（Urban），采用年末城鎮人口數與總常住人口數之比來衡量。⑤外貿依存度（Foreign），采用地區進出口總額與地區生產總值之比來衡量，反映一個地區的開放程度。⑥產業高級化指數［8］（TS），采用產業分配權重來衡量，具體計算公式為：TS=（第三產業增加值*3+第二產業增加值*2+第一產業增加值*1）/地區生產總值，產業的發展程度對居民收入結構會產生影響。⑦社會保障和就業投入水平［4］（SSC），采用財政支出中社會保障和就業支出所占比重來衡量，通常社保和就業支出可以保障低收入人群的利益。

2.2.4 數據來源

此研究選取的是2011—2021年我國31個省（區、市）的面板數據，數字經濟指數通過熵值法計算取得，數字普惠金融指數從北京大學《數字普惠金融指數報告》中獲得，其他的基礎數據來源于2011—2022年的《中國統計年鑒》和《中國人口和就業統計年鑒》，所使用的指標通過相應的公式計算得到。

3 實證分析

3.1 回歸分析

此研究先根據經濟內涵設立模型，對基礎面板模型進行Hausman檢驗，得出強烈拒絕原假設的結論，故又選用固定個體效應和時間效應的雙固定模型，來檢驗數字經濟對城鄉收入差距的影響。同時，在基礎面板模型上加入數字經濟指數二階滯后項和數字經濟指數二階滯后項的平方，研究數字經濟的滯后影響，以及數字經濟的滯后項對城鄉收入差距的影響是否存在U形曲線效應。實證結果如表2所示。

3.2 實證結果分析

3.2.1 回歸結果分析

回歸結果如表2所示。第（2）列對比第（1）列，加入控制變量后，核心解釋變量顯著，具體分析：①數字經濟發展指數（De）系數為-0.034，能夠對泰爾指數產生顯著的負向影響，表明數字經濟的發展能夠縮小城鄉收入差距。原因在于數字經濟的發展創造就業機會，產生更多靈活就業崗位，促進信息流通，加快資源配置，同時為農村地區帶來數字電商平臺，擴大農產品銷售渠道，直接促進農民收入水平的提高。②地區經濟發展水平（Eco）系數顯著為負，說明地區經濟發展水平的提高能夠縮小城鄉收入差距。經濟發展水平高的地區通常意味著更高的城市化率，城鄉收入差距會更小。③數字普惠金融指數（Duf）系數顯著為正，說明數字普惠金融的發展會提高城鄉收入差距。原因在于不平等受益者和數字鴻溝的存在，農村地區居民因為缺乏數字素養或使用機會，往往難以享受到數字普惠金融所帶來的好處。④教育水平（Edu）系數顯著為負，說明教育水平的提高能縮小城鄉收入差距。教育能夠提升人力資本、增加就業機會和提高生產能力，且教育投資回報率存在邊際遞減效應，教育水平提升對于農村地區人力資本的提升和居民收入的提高作用更顯著。⑤城鎮化水平（Urban）系數顯著為負，說明城鎮化水平的提高能縮小城鄉收入差距。高城鎮化率能提供更多的就業機會和更高的工作報酬，可吸收更多的農村富余勞動力，提高農村地區居民收入水平，縮小城鄉收入差距。⑥外貿依存度（Foreign）系數顯著為負，說明開放程度的提高能縮小收入差距。開放程度的提高能夠增加就業機會，縮小城鄉收入差距。⑦產業高級化指數（TS）顯著為正，說明產業升級能擴大城鄉收入差距。產業升級通常會促使資源向城市集聚，農村地區居民難以享受到產業升級帶來的福利；在城市內部產業升級的過程中，也存在低技能水平的工人被邊緣化的情況，而這可能進一步擴大城鄉收入差距。⑧社會保障和就業投入水平（SSC）的系數為正，說明社會保障投入提高能擴大城鄉收入差距。目前，政府社會保障和就業投入的對象存在偏差，社會保障投入更多集中在城市，農村社會保障投入不足，保障福利無法惠及農村群體，不利于城鄉收入差距的縮小。

3.2.2 滯后項結果分析

數字經濟對社會經濟發展、個人收入的影響，通常需要一定的時間才能發揮出來，因此數字經濟發展對收入的提升存在一定的滯后效應。此研究根據式（2）所構建的模型，加入數字經濟指數二階滯后項（L2.De）和數字經濟指數二階滯后項的平方（L2.De2），研究數字經濟對城鄉收入差距的滯后影響，并探討該作用是否存在U形曲線效應。綜合考察數字經濟滯后性對城鄉收入差距的影響，對含滯后項的模型具體實證結果如表2的第（3）列和第（4）列所示。

對于第（3）列，結果顯示數字經濟指數、數字經濟指數二階滯后項和數字經濟指數二階滯后項的平方的系數均顯著，說明數字經濟指數的滯后項能夠縮小城鄉收入差距，且存在U形曲線效應。對于第（4）列，在加入控制變量之后，各項系數也都顯著，其中數字經濟指數的系數為-0.026，其二階滯后項的系數為-0.049，都在5%的水平上顯著，該數值說明數字經濟的滯后項對縮小城鄉收入差距具有更強的效果。因此，在進行該效應研究時，應該考慮數字經濟滯后項的影響。

3.2.3 U形曲線效應分析

對于第（4）列，在加入二次項之后，一次項系數顯著為負，二次項系數顯著為正，說明數字經濟對城鄉收入差距的影響可以形成正U形曲線。在數字經濟發展的初期能夠縮小城鄉收入差距，但是隨著數字經濟的進一步發展，會造成城鄉收入差距的擴大。其原因主要在于，數字經濟發展的初期，信息流動加快，農村地區居民可獲得更多的就業信息。電子商務等新興業態的發展，能夠給農村地區居民帶來更多獲取收入的渠道。但隨著數字經濟的進一步發展，農村地區居民對數字技術的理解不夠和使用數字技術的能力欠缺，并且農村基礎設施相對落后，難以充分利用先進的數字技術，而城鎮地區擁有更前沿的數字技術，掌握技術的相關人群能夠獲得更高的收入，進而產生數字鴻溝，形成U形曲線。

3.2.4 地區異質性分析

不同地區數字經濟發展水平對城鄉收入差距的影響，如表3所示。其中，Controls為一組控制變量，全國數字經濟系數為-0.034，結果顯著。表格中的第（2）列和第（3）列為兩個子樣本，分別代表我國東部發達地區和中西部欠發達地區。我國東部地區數字經濟系數為0.033，結果顯著為正，表明當地數字經濟發展水平提高將擴大城鄉收入差距。我國中西部地區數字經濟系數為-0.076，結果顯著為負，表明當地數字經濟發展水平提高將縮小城鄉收入差距。

原因在于，我國中西部地區居民的就業機會相對匱乏，數字經濟發展能夠提高當地居民的就業機會，進而提高居民收入；在我國東部地區，經濟水平和城鎮化率相對較高，數字經濟發展對于就業的促進作用基本飽和。因此，通過發展數字經濟，可以有效縮小我國中西部地區的城鄉收入差距，而對于我國東部地區，需要提高數字經濟的普惠性，更好地利用數字經濟發展的成果，提高農村地區居民的收入水平。

3.3 門限效應檢驗

前文發現數字經濟發展水平對城鄉收入差距的影響在不同的區域存在顯著的差異，這些差異綜合反映在經濟發展水平上［4］。接下來研究數字經濟對城鄉收入差距的影響是否在經濟發展水平上存在門限效應。

根據以上描述，選取地區經濟發展水平作為門限變量，進行單一門限檢驗，判斷是否存在門限效應；在單一門限存在的基礎上，進一步驗證是否存在二重門限和三重門限，并檢驗門限存在的個數。對該模型進行300次抽樣檢驗，結果如表4所示。

單一門限的檢驗結果顯著，說明經濟發展水平對收入差距的影響具有單一門限效應；二重門限效應也在5%的基礎上顯著，但是三重門限不顯著。因此，在該模型下，地區經濟發展水平具有二重門限效應。據此建立二重門限檢驗模型，見式（5）。

[Theili，t=αi+β1Dei，tIlnpgdplt;θ1+β2Dei，tI]

[θ1lt;lnpgdplt;θ2+β3DeitI][θ2lt;lnpgdp+]

[γXi，t+ui+δt+εi，t]" " " " " " " " " " " （5）

在式（5）中，I（*）為示性函數，括號中的條件成立時，函數值為1，反之為0。θ1和θ2為待估計的門限值。需要說明的是，Eco既作為門限變量，又作為控制變量。二重門限檢驗的結果如表5所示。

根據變量定義，當Eco小于10.095時，數字經濟的發展會進一步促進城鄉收入差距的擴大，且影響系數為0.141，在統計的341個樣本中，有13個樣本呈現出該結果，處于這一階段；當Eco處于10.095～11.437的時候，數字經濟的發展能夠縮小城鄉收入差距，且影響系數為-0.015，在調查的樣本中，有291個樣本處于這一階段，占比85.34%，說明對于絕大多數地區，通過發展數字經濟能夠促進農村地區居民增收，縮小城鄉收入差距；當Eco大于11.437時，數字經濟的發展對城鄉收入不產生顯著影響。

進而發現，數字經濟對城鄉收入差距的影響存在3個區間的變化：當經濟發展水平逐步提升至跨過第一個門限的時候，數字經濟對城鄉收入差距的影響從擴大轉變為縮小；當經濟發展水平進一步提升至跨過第二個門限的時候，數字經濟對城鄉收入差距的縮小作用將會消失，不再影響城鄉收入差距。

4 穩健性檢驗

此研究選用以下兩種方法對數字經濟縮小城鄉收入差距的影響進行穩健性檢驗。①改變城鄉收入差距的衡量方式，采用前人所用的城鄉人均可支配收入的比值（Gap）代替泰爾指數進行測算，同時保持其他數值不變，再次進行回歸分析；②更換核心解釋變量數字經濟指數的計量方法，對于同一組數據，采用主成分法對數字經濟指數進行測量，再次進行回歸分析。

穩健性檢驗的結果如表6所示。對比基礎面板，采用新指標體系得出的實證結果表明，數字經濟發展對城鄉收入差距仍然具有顯著的負向影響。據此得出此研究模型估計出來的結果是穩健可靠的。

5 結論與建議

5.1 結論

通過實證分析，發現數字經濟的發展有助于縮小城鄉收入差距，且該效應具有一定的滯后性。另外，數字經濟對城鄉收入差距存在明顯的U形曲線效應，即隨著數字經濟的發展，城鄉收入差距會先縮小后擴大。該效應在不同地區存在差異，我國東部發達地區數字經濟的發展會擴大城鄉收入差距，而中西部地區數字經濟的發展有助于縮小城鄉收入差距。通過門限模型的研究，發現在不同經濟發展水平下，數字經濟對城鄉收入差距的影響不同，低收入地區數字經濟發展可能擴大收入差距，而中等收入地區的數字經濟有助于縮小城鄉收入差距，發達地區結果不顯著。

5.2 建議

5.2.1 加強數字基礎設施建設，加速鄉村產業數字化

我國應實施“云網強基”行動，加強中小城市和農村地區網絡基礎設施建設，進行優化布局，縮小區域間的“數字鴻溝”。農村地區應推動電信普遍服務，拓展網絡覆蓋，提升鄉村廣播電視的數字化、網絡化和智能化水平，逐步推進5G、工業互聯網、大數據等數字技術應用；發展智慧農業，促進智能化農業技術裝備的應用，同時提升農業科技信息服務水平；實施“數商興農”戰略，通過“互聯網+”農產品出村進城、開展直播電商助農行動，培育電商賦能的特色農產品品牌和產業。

5.2.2 構建數字素養與技能培訓體系，強化數字素養提升和就業保障

我國應推動各類教育、文化、科技機構開放數字教育培訓資源，共享相關課程；將數字培訓納入學校、社區、老年教學教育活動，提高專職學校和高校數字學科建設；搭建開放性、長效性的社會培訓平臺，服務于重點人群。各地應通過數字經濟促進信息資源流動，暢通就業渠道，加強新業態勞動者權益的保障，完善落實相關法律法規，加大對信息的監管，避免信息濫用失真，探索新的社會保障形式以滿足新就業形勢，保障勞動者權益。

5.2.3 關注地區差距，加強社會服務普惠供給

我國應加強東部地區和中西部地區、城市和農村之間的數字經濟合作，通過對口支援的形式進行定向幫扶，進行資金、項目和人才等資源優化配置，共建數字經濟產業園區，推動產業從東部地區向中西部地區合理轉移，同時鼓勵企業和個人向中西部投資。平衡發展的同時，我國應關注社會弱勢群體，提高“信息無障礙”推廣的力度，提高數字技術的普惠性。各地應在教育、醫療、養老、社保等方面不斷發揮數字經濟的積極作用，包括豐富數字教育資源、推動網上問診、發展數字化養老等，增強數字經濟的普惠性。

參考文獻：

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