數字經濟、創(chuàng)業(yè)活躍度與城鄉(xiāng)居民收入差距：來自中國城市的證據

文章編號：1005?9679（2025）01?0073?07

摘 要： 使用2011—2021年中國282個地級市面板數據，實證分析數字經濟對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響及其作用機制。研究發(fā)現，數字經濟對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響呈現顯著的倒U型關系，并且存在著數字基礎設施和城鎮(zhèn)化水平的雙重門檻效應。在異質性分析中，通過對區(qū)域差異和數字經濟發(fā)展程度差異的分析，發(fā)現數字經濟對低經濟發(fā)展水平地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距的影響效應更大。機制分析說明，數字經濟會通過創(chuàng)業(yè)活躍度影響城鄉(xiāng)居民收入差距。以上分析為縮小城鄉(xiāng)居民收入差距提出相關政策建議。

關鍵詞： 數字經濟；城鄉(xiāng)居民收入差距；創(chuàng)業(yè)活躍度；門檻效應

中圖分類號： F 49 文獻標志碼： A

Digital Economy， Entrepreneurship and the Urban?Rural

Resident Income Gap： Evidence from Urban China

WANG Liangjun XIA Mengke LIN Zihan

（School of Economics， Zhejiang University of Technology， Hangzhou 310023， China）

Abstract： This paper empirically analyses the impact of the digital economy on the urban?rural resident income gap and its functioning mechanism using panel data of 282 prefecture?level cities in China from 2011 to 2021. It is found that the impact of the digital economy on the urban?rural resident income gap shows a significant inverted U?shaped relationship， and there is a double threshold effect of digital infrastructure and urbanisation level. In the heterogeneity analysis， through the analysis of regional differences and differences in the degree of development of the digital economy， it is found that the impact of the digital economy on the urban?rural resident income gap is greater in regions with low levels of economic development. The mechanism analysis shows that the digital economy affects the urban?rural resident income gap through entrepreneurship. The above analyses provide relevant policy recommendations for narrowing the urban?rural resident income gap.

Key words： digital economy; urban?rural resident income gap; entrepreneurship; threshold effect

0 引言

改革開放以來，我國的經濟高速增長，創(chuàng)造了“增長的奇跡”。由于城市偏向和重工業(yè)優(yōu)先的發(fā)展戰(zhàn)略，導致大量的要素資源涌向城市，城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的矛盾愈加凸顯。突破城鄉(xiāng)經濟二元結構的關鍵是增加農村居民收入，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。為此，我國政府實施了一系列的政策措施，據中國國家統計局數據顯示，近十余年來，我國城鄉(xiāng)居民收入差距不斷縮小，城鄉(xiāng)人均可支配收入比已由2009年的3.33降至2021年的2.5，但是城市居民的收入水平仍明顯高于農村居民并且這種不平等遠高于國際平均水平。

當前時期，新一輪科技革命和產業(yè)變革深入開展，數字經濟實現飛速發(fā)展。根據中國信息通信研究院發(fā)布的《中國數字經濟報告（2023年）》，2022年，我國數字經濟規(guī)模達到50.2萬億元，占GDP比重達到41.5%，同比名義增長10.3%，已連續(xù)11年顯著高于同期GDP名義增速。黨的二十大報告明確指出，要加快發(fā)展數字經濟，打造具有國際競爭力的數字產業(yè)集群，儼然數字經濟已經成為實現中國式現代化的重要驅動力量。

數字經濟是驅動全球社會經濟發(fā)展和技術變革的主導力量，提供了“數字轉移”的新思路，助推了農村電商的普及，解決了農產品“走出去”的“最后一公里”難題，產業(yè)數字化轉移有利于農村居民收入的增加，有效助力鄉(xiāng)村振興和共同富裕。因此，研究如何順應時代潮流借助數字經濟的發(fā)展縮小城鄉(xiāng)居民收入差距具有重要的理論和現實意義。

1 理論分析與研究假設

1.1 數字經濟對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響效應

現有文獻對于數字經濟和城鄉(xiāng)居民收入差距兩者之間關系的研究結論尚未達成一致，主要有“促進論”和“抑制論”兩種不同的觀點：第一種觀點認為數字經濟可以縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。包含互聯網、數字普惠金融和智慧農業(yè)在內的數字經濟發(fā)展有助于拓展農村產業(yè)鏈條，優(yōu)化城鄉(xiāng)資源的配置，提升農村勞動力技能水平（黃慶華等，2023）[1]，使得農村居民擁有更多的機會進行就業(yè)創(chuàng)業(yè)，從而縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。第二種觀點認為數字經濟會擴大城鄉(xiāng)居民收入差距。我國城市對農村的資源依然存在較強的“虹吸效應”，城鄉(xiāng)居民的綜合素養(yǎng)差異導致了對信息的認可程度和接收利用能力不同（許竹青等，2013）[2]，另外城鄉(xiāng)的收入水平以及數字基礎設施建設也存在差距，導致城鄉(xiāng)之間存在一定程度的“數字鴻溝”（譚燕芝等，2017）[3]，都將擴大城鄉(xiāng)居民收入差距。

本文認為，在數字經濟發(fā)展前期，城市具有較高的經濟發(fā)展水平和較完善的數字基礎設施建設，而農村的數字基礎設施比較薄弱，數字經濟的發(fā)展水平也比較落后，且農村多以勞動密集型產業(yè)為主，勞動力的人力資本水平較低，在短時間內很難獲得與數字經濟相關的工作機會，導致了城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大（王夢菲等，2020）[4]。隨著數字經濟的發(fā)展，其規(guī)模效應和普惠效應凸顯，數字經濟應用成本下降，農村逐步打破信息傳播的障礙，削弱了由于數字鴻溝所帶來的負面影響，有利于農村優(yōu)化就業(yè)結構和推動生產要素流動，發(fā)揮農村的后發(fā)優(yōu)勢，農村居民能夠享受更多的數字紅利，從而縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

基于此，本文提出如下研究假設：

假設H1：數字經濟與城鄉(xiāng)居民收入差距存在先擴大后縮小的倒U型關系。

1.2 數字經濟對城鄉(xiāng)居民收入差距的作用機制

數字經濟的發(fā)展為創(chuàng)業(yè)活動開展提供助力。一是成本降低效應。數字經濟憑借其出色的信息搜集與處理能力，有助于產品供需端信息的匹配，緩解了信息不對稱問題，有效降低創(chuàng)業(yè)過程中獲取信息的成本支出（李麗，2022）[5]。二是金融扶持效應。數字經濟打破了傳統金融時空和信息壁壘（韓亮亮等，2023）[6]，擴大其服務覆蓋范圍，降低金融的限制門檻，為創(chuàng)業(yè)者提供資金支持和保障，實現創(chuàng)業(yè)機會的均等化。此外數字經濟利用行為數據等“軟信息”替代了抵押品等“硬信息”，使金融機構花費較低的成本對創(chuàng)業(yè)者進行信用評估和精準放貸，可以有效緩解創(chuàng)業(yè)者的信貸約束問題（尹志超等，2019）[7]。三是資源整合效應。數字經濟通過與傳統產業(yè)的深層融合，倒逼傳統產業(yè)轉型升級，釋放出勞動力、資本等生產要素資源，催生出大量的創(chuàng)業(yè)機會（趙濤等，2020）[8]。

基于此，本文提出如下研究假設：

假設H2：數字經濟可以通過創(chuàng)業(yè)活躍度進而對城鄉(xiāng)居民收入差距產生影響。

2 研究設計

2.1 模型設定

基于上述理論分析，本文建立如下模型：

lnTheilit=β0+β1 lnDigitalit+β2 （lnDigital）2it+β3 Controlit+μi+νt+εit （1）

其中，[lnTheilit]、[lnDigitalit]與[（lnDigital）2it]分別表示[i]城市[t]時期城鄉(xiāng)居民收入差距、數字經濟及其平方項；[Controlit]是控制變量集；[μi]為城市固定效應；[vt]為年份固定效應；[εit]代表隨機擾動項。

在前文的分析中指出數字經濟會通過創(chuàng)業(yè)活躍度影響城鄉(xiāng)居民收入差距，為了對上述機制進行檢驗，構建如下模型：

Entrepit=β0+β1 lnDigitalit+β2 （lnDigital）2it+β3 Controlit+μi+νt+εit （2）

lnTheilit=α0+α1 lnDigitalit+α2 （lnDigital）2it+α3 Entrepit+α4 Controlit+μi+νt+εit （3）

其中，[Entrepit]表示創(chuàng)業(yè)活躍度，其余指標解釋同基準回歸模型。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量：城鄉(xiāng)居民收入差距

本文借鑒袁智煒等（2023）[9]，選擇泰爾指數對城鄉(xiāng)居民收入差距進行測度，相比于其他，泰爾指數同時兼顧考慮了人口結構和收入分布特征。其計算公式如下：

Theilt=[i=12I1tIt]ln[I1t/P1tIt/Pt]=[I1tIt]ln[Iit/PitIt/Pt]+[I2tIt]ln[I2t/P2tIt/Pt] （4）

其中，[i=1]和[i=2]代表城鎮(zhèn)和農村，[t]代表年份，[I]代表人均可支配收入，[P]代表人口數。

2.2.2 核心解釋變量：數字經濟

本文參考趙濤等（2020）[8]和徐維祥等（2022）[10]的處理方法，構建數字經濟指標，并且使用熵值法進行綜合指標計算，具體指標見表1。

2.2.3 機制變量

參考謝絢麗等（2018）[11]的研究，利用每年工商新注冊企業(yè)數量與年末總人口數的比值作為地區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的度量指標。

2.2.4 門檻變量

本文借鑒趙濤等（2020）[8]構建數字基礎設施指標，由每百人移動電話用戶數和每百人互聯網寬帶接入用戶數通過熵值法計算得到；城鎮(zhèn)化水平參考程名望等（2019）[12]，采用城鎮(zhèn)常住人口數占總常住人口數的比重來衡量。

2.2.5 控制變量

借鑒陳文等（2021）[13]、李曉鐘等（2022）[14]，選用以下控制變量：金融發(fā)展水平（Finance），采用年末金融機構存貸款余額與地區(qū)生產總值的比重表示；財政分權度（Finadp），以政府財政一般收入與政府財政一般支出的比值衡量；財政教育支出占比（Fiscal_edu），采用地方財政教育支出在地方政府財政一般預算支出中的占比表示；社會消費水平（Consume），以社會消費品零售總額占地區(qū)生產總值的比重表示；產業(yè)集聚度（lnIndustry_gat），用年末單位從業(yè)人員數與行政區(qū)域土地面積的比值表示；勞動力水平（lnLabor_lev），以年末單位從業(yè)人員數表示，并取自然對數處理。

2.3 數據說明

本文以2011-2021年282個地級市為研究樣本。數據主要來源于國家統計局、《中國統計年鑒》、《中國城市統計年鑒》、CNRDS以及CSMAR數據庫。其中數字普惠金融各項指數由北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制（郭峰等，2020）[15]。所有指標中缺失的數據利用插值法補齊。各變量的描述性統計如表2。

3 實證分析

3.1 基準回歸結果

本文對式（1）進行逐步回歸，結果如表3所示。在第（1）列中，沒有加入任何控制變量，只對數字經濟和城鄉(xiāng)居民收入差距進行回歸。結果顯示[（lnDigital）2]的回歸系數為負值并且在1%的統計水平下顯著，初步說明數字經濟與城鄉(xiāng)居民收入差距之間呈現的是倒U型關系。之后依次加入控制變量進行回歸，第（2）、（3）列結果顯示[lnDigital]和[（lnDigital）2]的回歸系數方向和顯著性均沒有發(fā)生改變。研究假設H1得到驗證。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

首先本文剔除大型城市樣本。將北京、天津、上海和重慶樣本剔除之后進行回歸。結果如表4第（1）列所示，核心解釋變量[（lnDigital）2]系數為-0.498，通過1%的顯著性檢驗，基準回歸結果具有穩(wěn)健性。

然后本文更換核心解釋變量。借鑒陳貴富等（2022）[16]的方法，用專利授權量替代數字經濟，具體計算如下：加權專利授權量=當年獲得的發(fā)明數量×0.5+當年獲得的實用新型數量×0.3+當年獲得的外觀設計數量×0.2，并對城市加權專利授權量（Pat）進行滯后一期處理作為核心解釋變量。結果如表4第（2）列所示，回歸結果依然穩(wěn)健。

最后本文更換被解釋變量。接著采用駱永民等（2019）[17]的處理方法，選用城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的比值替代城鄉(xiāng)居民收入差距，由表4第（3）列可知，回歸結果與前文一致，再次驗證結論穩(wěn)健。

3.3 機制檢驗

3.3.1 數字經濟與創(chuàng)業(yè)

本文基于式（2）和（3）進行機制檢驗，結果如表5所示。第（1）列為基準回歸的結果，第（2）列是數字經濟對創(chuàng)業(yè)活躍度影響的檢驗，[（lnDigital）2]的回歸系數在1%的統計水平下顯著為負，即數字經濟對創(chuàng)業(yè)活躍度的影響是倒U型的。可能原因是在數字經濟初期釋放出大量的創(chuàng)業(yè)機會，有利于居民進行創(chuàng)業(yè)；隨著數字經濟的發(fā)展，現有的創(chuàng)業(yè)機會被利用完，新的創(chuàng)業(yè)方向對創(chuàng)業(yè)者素質的要求越來越高，知識驅動性效應增強，從而抑制創(chuàng)業(yè)活動。在第（3）列中，[Entrep]的回歸系數在1%的統計水平下顯著為正，[（lnDigital）2]的回歸系數在1%統計水平下顯著且它的絕對值相對于第（1）列有所下降，說明數字經濟通過創(chuàng)業(yè)活躍度影響城鄉(xiāng)居民收入差距的機制成立。研究假設H2得到驗證。

3.3.2 數字經濟與分行業(yè)創(chuàng)業(yè)

借鑒謝絢麗等（2018）[11]的研究方法，本文通過每個注冊企業(yè)“所屬行業(yè)”的文本信息，構建了企業(yè)創(chuàng)業(yè)類型的相關指標，并區(qū)分為三大產業(yè)。基于式（2）和（3）分別對三大產業(yè)的創(chuàng)業(yè)活躍度進行回歸分析，結果如表6所示。可以看出數字經濟對三大產業(yè)創(chuàng)業(yè)活躍度的影響存在著行業(yè)異質性，可能的原因在于，絕大多數農民創(chuàng)業(yè)集中于第一產業(yè)（伍山林，2016）[18]，他們通過創(chuàng)業(yè)增加了除傳統種植業(yè)外的家庭經營性收入，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。第三產業(yè)則更多趨向于信息化和技術服務業(yè)等高附加值產業(yè)，相比于農村居民，城鎮(zhèn)居民具備更高的人力資本水平，擁有更多的創(chuàng)業(yè)機會和資源，因此會擴大城鄉(xiāng)居民收入差距。

3.4 門檻效應

3.4.1 模型設定

為了避免人為劃定分界點造成的估計結果偏差，本文分別選取數字基礎設施與城鎮(zhèn)化水平作為門檻變量，借鑒Hansen（1999）[19]的方法，設定如下門檻模型：

lnTheilit=β0+β1 lnDigitalit（qit≤γ）+β2 lnDigital（qitgt;γ）+β3 Controlit+μi+νt+εit （5）

lnTheilit=β0+β1 lnDigitalit（qit≤γ1）+β2 lnDigital（γ1lt;qit≤γ2）+β3 Digitalit（qitgt;γ2）+β4 Controlit+μi+νt+εit （6）

其中，[qit]為門檻變量，[γ]為門檻值，其他字母含義同上。

3.4.2 門檻效應檢驗結果

首先需要確定是否存在門檻效應，依次進行單一門檻、雙重門檻和三重門檻的檢驗，檢驗結果如表7所示。

由表7可知，當門檻變量為數字基礎設施（lnDigital_1）時，單一門檻與雙重門檻均通過顯著性檢驗，但三重門檻不顯著，即認為存在雙重門檻效應。由表8可知，雙重門檻對應的門檻值為0.0265和0.0390。當門檻變量為城鎮(zhèn)化水平（Urban）時，三重門檻的p值為0.4400，結果不顯著，因此存在雙重門檻效應，其對應的門檻值為0.3121和0.5726。

3.4.3 門檻模型回歸結果

進一步的回歸結果如表9所示。第（1）列是門檻變量為數字基礎設施的回歸結果，當[lnDigital_1≤0.0265]時，數字經濟對城鄉(xiāng)居民收入差距的作用系數為1.750，通過1%的顯著性檢驗；當[0.0265lt;lnDigital_1≤0.0390]時，作用系數為0.651，通過1%的顯著性檢驗；當[0.0390lt;lnDigital_1]時，作用系數為0.165，通過1%的顯著性檢驗。由此可得，當數字基礎設施的發(fā)展處于不同階段時，數字經濟對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響作用也存在差異，即存在門檻效應。

第（2）列是門檻變量為城鎮(zhèn)化水平的回歸結果，當[Urban≤0.3121]時，數字經濟對城鄉(xiāng)居民收入差距的作用系數為0.732，通過10%的顯著性檢驗；當[0.3121lt;Urban≤0.5726]時，作用系數為-0.023，未通過顯著性檢驗；當[0.5726lt;Urban]時，作用系數為0.168，通過1%的顯著性檢驗。說明城鎮(zhèn)化水平越高，數字經濟擴大城鄉(xiāng)居民收入差距的邊際效應越小，即數字經濟對城鄉(xiāng)收入差距的影響過程存在城鎮(zhèn)化水平的門檻效應。

3.5 異質性分析

本文首先將研究樣本劃分為東部、中部、西部和東北地區(qū)進行分組回歸，結果見表10。數字經濟對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響在東中部地區(qū)存在倒U型關系，而在西部和東北地區(qū)存在明顯的U型關系。可能的原因是，數字經濟的發(fā)展率先在東中部地區(qū)推進，對農村居民的增收效應已經提前釋放，導致縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的門檻升高，西部和東北地區(qū)因其數字經濟相對滯后，整體仍然處于較低的水平，故數字經濟對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的效用較為明顯。

接著本文還參考了由國家工業(yè)信息安全發(fā)展研究中心編制的《2020-2021數字經濟報告》，依據數字經濟發(fā)展程度將研究樣本劃分成四大梯隊。其中第一、二梯隊屬于數字經濟發(fā)展程度較高的地區(qū)，第三、四梯隊為數字經濟發(fā)展程度較低的地區(qū)，回歸結果如表10所示。可以看出，相比于梯隊較高的地區(qū)，數字經濟更能夠縮減梯隊較低地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距，并且數字經濟縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的邊際效用在梯隊越低的地區(qū)作用效果越大。

4 結論與政策建議

4.1 結論

本文選用2011-2021年282個地級市為研究樣本，使用面板雙向固定效應模型實證檢驗了數字經濟對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響及其作用機制，得到如下結論：第一，數字經濟與城鄉(xiāng)居民收入差距之間呈現出顯著的倒U型關系，該結論在經過一系列的穩(wěn)健性檢驗之后依舊成立。第二，機制分析表明，數字經濟會通過創(chuàng)業(yè)活躍度影響城鄉(xiāng)居民收入差距，創(chuàng)業(yè)活躍度的提高會擴大城鄉(xiāng)居民收入差距。第三，數字經濟對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響過程中存在著數字基礎設施和城鎮(zhèn)化水平的雙重門檻效應。第四，在異質性分析中，從區(qū)域差異看，數字經濟與城鄉(xiāng)居民收入差距的關系在東中部地區(qū)呈現倒U型，在西部和東北地區(qū)呈現U型；從數字經濟發(fā)展程度看，在梯隊高的地區(qū)呈現倒U型，在梯隊低的地區(qū)顯著為U型。

4.2 政策建議

基于以上結論，本文提出如下政策建議：

第一，強化數字基礎設施建設。政府應該平衡好城鄉(xiāng)數字基礎設施建設，加大對農村地區(qū)數字基礎設施的財政支出力度，爭取早日實現農村地區(qū)互聯網、大數據等數字基礎設施建設的全面覆蓋。

第二，要大力提高農村人力資本水平。可通過“線上加線下”教育等多種方式對農村居民進行培訓，培養(yǎng)他們的數字技術素養(yǎng)，提升他們的就業(yè)競爭力，讓他們能夠善于利用數字技術去獲取就業(yè)信息、實現就業(yè)或者開展相關創(chuàng)業(yè)活動。

第三，持續(xù)推進城鎮(zhèn)化進程。打破勞動力轉移的制度性障礙，繼續(xù)推動戶籍制度改革，健全農村居民轉移到城市之后的保障體系，健全住房、教育、醫(yī)療和就業(yè)等各方面的普惠機制，不斷改進并出臺新的落戶方案，有序實現轉移人口的市民化。

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收稿日期：2024?09?14

基金項目：浙江省科技廳軟科學重點項目（2021C25006）

作者簡介：汪良軍（1975-），男，浙江衢州人，博士，浙江工業(yè)大學經濟學院教授、碩士生導師，主要研究方向：收入不平等；夏夢柯（1998-），通信作者，女，河南洛陽人，浙江工業(yè)大學經濟學院碩士研究生，主要研究方向：收入不平等；林子瀚（1999-），男，山東煙臺人，浙江工業(yè)大學經濟學院碩士研究生，主要研究方向：收入不平等。