数字经济与共同富裕：基于城乡收入差距的视角

金殿臣 邓国琴

(1.中国财政科学研究院，北京 100142；2.贵州理工学院，贵州 贵阳 550003)

一、引言

治国之道，富民为始，而缩小城乡收入差距则是中国实现共同富裕的重要方式。近年来，数字经济发展速度之快、辐射范围之广、影响程度之深前所未有，并成为重组全球要素资源、重塑全球经济结构、改变全球竞争格局的关键力量[1]。对此，中国出台以《数字经济发展战略纲要》为代表的政策措施，支持数字经济高质量发展。这使得数字经济在中国飞速发展，并不断催生新模式新业态，尤其是以直播带货为代表的新业态为农村居民增收提供了新途径。根据国家网信办发布的报告显示，2020年，中国数字经济规模不仅位居全球第二，还在创新领域引领全球。与此同时，数字经济发展不仅大大增强了农村地区经济发展能力，还为农村居民收入的提高提供了强大助力。数字经济的发展有望弥合城乡收入差距，助力共同富裕目标的实现。需要指出的是，与城镇地区相比，在实现共同富裕方面，农村地区面临的任务显然更加艰巨与繁重。与此同时，数字经济共享、普惠、扁平化的特性给中国推动共同富裕带来了新思路、新举措。因此，在数字经济蓬勃发展的当下，厘清数字经济对城乡居民收入差距的影响及其背后的机理，可以更好发挥数字经济在促进共同富裕中的作用。

二、文献综述

近年来，随着全球数字经济的蓬勃发展，一些学者开始关注到互联网、数字普惠金融、人工智能等具体形式的数字经济发展对居民收入差距的影响。一些研究表明，以信息技术、互联网、人工智能等为代表的数字经济的发展会拉大居民收入差距。因为信息技术的普及会进一步提升高技能劳动者的收入，从而加大高技能劳动者与低技能劳动者的收入差距[2]。Clark & Gorski也指出，信息技术的发展对高收入群体更有利，因此其对收入差距的影响存在群体异质性[3]。同时，互联网技术对收入差距的影响在群体方面也存在异质性，即其对具有较高技术水平的劳动者的增收效应更强[4]。Forman等以美国163个郡县为样本展开研究后发现，互联网对教育水平更高的城市地区居民收入的提升效果更好，因此，互联网的发展会进一步加大城市地区与乡村地区居民的收入差距[5]。刘欢以2001—2016年中国省级地区数据作为样本，采用动态空间面板模型进行实证分析后发现，工业智能化会拉大城乡收入差距，但在地区层面，工业智能化在拉大西部地区城乡收入差距的同时，却缩小了东部地区城乡收入差距[6]。魏建和徐恺岳利用地区人工智能专利申请与被引信息构造人工智能技术发展指标，并在此基础上进行实证分析后发现，人工智能技术的发展显著扩大了省级地区城乡收入差距[7]。

也有学者的研究支持数字经济发展可以缩小居民收入差距的结论。Philip等发现，以互联网为代表的数字经济基础设施的建设能提升农村地区信息传播效率，进而提高农村居民收入水平[8]。Armah分析了49个非洲国家的有关数据后发现，互联网不仅推动了非洲国家的经济增长，还促进了非洲地区居民收入的提高[9]。韩长根与张力利用中国内地2003—2015年30个省级地区(不含西藏)的面板数据，运用系统GMM估计方法研究发现，互联网的普及能有效缩小城乡收入差距[10]。刘晓倩和韩青运用2014年中国家庭追踪调查(CFPS)的农户数据进行定量分析后发现，互联网与农村居民增收间存在显著正相关[11]。宋晓玲以2011—2015年中国31个省份的数据为样本进行实证分析后发现，数字普惠金融的发展可以有效缩小城乡收入差距[12]。张勋等的研究结果显示，数字金融发展可以带动农村低收入群体收入的增加[13]。张碧琼和吴琬婷的研究表明，数字普惠金融发展给农村居民带来的增收效果要好于城镇居民，因此其可以缩小城乡收入差距[14]。

值得注意的是，从现有研究结论来看，既有研究得出数字经济可以缩小城乡收入差距的论断，也有研究得出数字经济会扩大城乡收入差距的结果。这背后的一个重要原因就在于，如果以互联网、数字普惠金融等某一具体形式的数字经济对城乡收入差距的影响展开研究，不仅可能会过分夸大某一具体形式的数字经济的影响，也可能会忽略其他形式的数字经济的作用，进而可能因为以偏概全，得出截然相反的研究结论。当然，现有研究成果在数据指标选取、样本类型选择、指标体系构建等方面存在差异，也是导致上述现象的重要原因。由此可见，在没有对数字经济规模进行测算的基础上，现有研究难以直观、全面地揭示数字经济对城乡收入差距的影响，这也为本文的研究提供了方向。

三、机理分析与研究假设

(一)数字经济发展对城乡收入差距的影响机制

数字经济通过革新市场运行方式、重塑劳动者角色、丰富产业发展模式、重构人力资本积累方式与改变信息传输方式，可以从多方面多维度提高农村居民收入水平，进而缩小城乡收入差距，助力共同富裕的实现。具体来说：

一是数字经济革新了市场运行方式，为农村居民增收提供新条件。数字经济的快速发展孕育了突破物理空间限制的数字市场，进而为农村居民增收提供新条件。首先，以互联网、云计算、大数据等数字技术为支撑的电商平台，极大丰富了农产品的销售渠道，使得农产品的销售可以突破传统线下销售辐射范围有限、消费者与生产者间存在严重信息不对称等问题的限制，实现产销高效对接。其次，电商平台减少了农产品销售过程中的非必要环节，提高了农产品销售的利润率，进而增加了农村居民的收入水平。最后，在线直播与电商平台融合形成的电商直播，进一步丰富了农产品线上销售方式，其不仅可以更加生动形象地展示农产品、销售农产品，还可以通过打造网红产品、塑造地方品牌带动农产品品牌价值与销量的双提升。

二是数字经济重塑了劳动者角色，为农村居民增收提供新方式。数字经济时代，5G、移动互联网等数字技术的加速发展以及智能手机、平板电脑等数字设备的快速普及，可以催生出以短视频、在线直播为代表的数字经济新业态。这些新业态不仅使得服务供需双方可以突破时间与空间的限制，还会带来新的工作岗位与职业，进而推动劳动者的工作方式、内容、角色发生深刻变化。例如，数字经济时代，农村居民可以通过“主播”这一全新的工作角色，以展示才艺、直播农村生产生活等方式吸引粉丝，并获取服务收入。

三是数字经济丰富了产业发展模式，为农村居民增收创造新机遇。数字经济可以促进农村地区特色产业发展与集聚。农村地区独特的自然风光、文旅资源等信息通过社交网络、线上旅游平台可以向外界及时传播开去，从而带动农村地区旅游业、餐饮业、住宿业的发展。同时，电商平台在带动农产品销量增加的过程中，还会推动农产品深加工产业集群的形成。数字经济在助推农村地区上述产业发展的过程中，可以带动农村居民创业就业，进而增加农村居民收入。

四是数字经济重构了人力资本积累方式，赋予农村居民增收新能力。与城镇相比，农村地区多地处偏远，学校、师资、书籍等教育资源供给水平相对较低，这导致农村居民缺乏提高人力资本的有效途径。以移动互联网为代表的数字经济的快速发展，促使农村居民可以借助智能手机随时随地学习来自互联网上的知识和技术，从而有力提升了农村居民的人力资本水平。这不仅可以提升农村居民增收能力，还可以有效弥合城乡居民收入差距。

五是数字经济改变了信息传输方式，为农村居民增收提供新助力。数字经济时代，数字化信息的网络化传递改变了信息传输方式，海量数据的实时传输在大大降低市场失灵发生可能性的同时，为农村居民增收注入了强大动力。基于上述分析，本文提出假设1：

H1：数字经济发展可以有效缩小城乡收入差距，促进共同富裕。

(二)城镇化水平在数字经济对城乡收入差距的影响中存在门槛效应

数字经济作为一种新经济、新业态，发展初期在城镇更加普及，因此，当城镇化率处于较低水平时，其对缩小城乡收入差距的作用可能无法完全显现，因而效果相对较小。随着城镇化水平的逐步提高，其可以为数字经济发展提供配套的基础设施，进而弥合城乡间的数字鸿沟。在此过程中，数字经济的辐射范围与网络效应会进一步扩大，数字经济的开放式融合与泛在化普惠特征得到彰显，从而使得农村地区居民可以更充分地享受数字红利，进而更好地缩小城乡收入差距。当城镇化水平进一步提高到较高水平时，由于农村地区居民已经享受到较好的数字红利，此时，数字经济发展对缩小城乡收入差距的边际效果会有所减弱。据此，本文提出假设2：

H2：数字经济的共同富裕效应会受城镇化率的影响，并呈现出非线性特征。

四、模型设计与数据说明

(一)实证模型构建

本文设计如下模型检验数字经济发展对城乡收入差距的影响：

Ingapit=β0+α1Indeit+γInxit+μi+εit

(1)

其中，下标i和t分别指代省级地区和年份。因变量lngapit是城乡收入差距，自变量lndeit为地区人均数字经济增加值，用于衡量地区数字经济发展程度。Inxit表示其他控制变量，参考万海远和李实[15]、陈斌开与林毅夫[16]等研究成果，本文在回归方程中控制了影响地区城乡收入差距的其他因素。见表1，用人均GDP控制地区经济发展程度；用第二、三产业增加值/GDP衡量地区非农产业发展程度；用进出口贸易额/GDP表征地区经济外向型程度；用地区一般公共预算支出/全国一般公共预算支出表示地区财政分权程度；用地区一般公共预算支出/GDP衡量政府规模；加入公路里程与省份面积之比，刻画地区交通设施便利化程度；加入年末城镇人口比重，代表地区城镇化水平。

表1 变量定义及描述性统计

(二)变量选取和数据说明

1.数字经济规模的测算

参考国家统计局发布的《数字经济及其核心产业统计分类(2021)》与许宪春和张美慧[17]的做法，利用各省市发布的历年投入产出表计算数字经济规模。主要思路为从数字化基础设施和数字化载体两个维度确定数字经济有关行业范围，计算相应行业调整系数，并在此基础上对数字经济规模进行估算。具体方式如下：首先，将各省市投入产出表中“计算机、通信和其他电子设备制造业”行业增加值除以该年工业增加值，得到数字化基础设施增加值调整系数A，将各省市投入产出表中“信息传输、软件和信息技术服务业”行业增加值除以该年服务业增加值，得到数字化基础设施增加值调整系数B；其次，将各省市投入产出表中“文化、体育和娱乐业”增加值，除以该年服务业增加值得到数字化载体增加值调整系数C；再次，运用插值法将数据缺失年份数据补齐；最后，将数字化基础设施增加值调整系数A乘以各省市对应年份工业增加值，将数字化基础设施增加值调整系数B与数字化载体增加值调整系数C乘以各省市对应年份服务业增加值，加总后测算出各省市数字经济增加值。需要说明的是，数字经济包含了所有数字化的货物和服务，但在现实中，部分产品可能同时含有数字化与非数字化的成分，由于现有基础数据不够完善，无法对这类产品的数字与非数字化内容作出精确划分。考虑到数据的可得性、操作性等因素，本文关于数字经济规模的计算，只测算数字化程度较高的产品(服务)。

2.城乡收入差距

本文用城市居民人均可支配收入/农村居民人均纯收入作为城乡收入差距的衡量指标。需要指出的是，国家统计局在2013年调整了农村居民收入的统计口径，考虑到上述指标在统计口径调整后并未发生明显跳跃，因此，本文并未对上述数据进行调整。

3.数据来源

考虑到数据的连续性、可得性和代表性，本文以2007～2017年中国内地30个省级地区(不包括西藏)为样本构建面板数据进行实证分析。除了数字经济规模、城乡收入差距外，本文剩余数据均来自《中国统计年鉴》。

五、实证结果分析

在实证回归之前，本文首先对所有变量进行对数化处理。之后，本文利用Hausman检验筛选模型，检验结果强烈拒绝原假设。这符合中国省级地区存在差异性的现实。因此，本文用固定效应模型检验数字经济与共同富裕的关系。

(一)数字经济与共同富裕

由表2第(1)列可知，数字经济发展程度系数为-0.0851，并在1%的水平上显著。这说明地区数字经济发展可以有效缩小城乡收入差距，进而推动共同富裕。即本文假设1得到验证。其背后的原因可能在于，数字经济可以增强农村地区经济发展能力，并提高农村居民收入。因为数字经济通过革新市场运行方式、重塑劳动者角色、丰富产业发展模式、重构人力资本积累方式与改变信息传输方式，为农村居民增收提供了新途径，从而缩小城乡收入差距。经济发展水平回归系数为负，但不显著。非农产业发展水平系数为正，并通过5%的显著性检验，这意味着非农产业发展会拉大城乡收入差距。这背后的原因可能是非农产业多布局在城市地区，雇佣的多为附近城镇居民，且收入水平较农业更高，进而会拉大城乡收入差距。财政分权程度的回归系数为负，并通过5%的显著性检验。这表明政府财政分权水平的提高，可以提高政府缩小贫富差距的意愿与能力，进而弥合城乡收入差距。经济外向程度回归系数为负，并通过1%的显著性检验，这代表外向型经济的发展可以缩小城乡收入差距。政府规模与城镇化水平回归系数均不显著。交通设施便利化程度回归系数为负，并通过5%的显著性检验，这表明交通基础设施的完善，有助于城乡收入差距的缩小，进而助力共同富裕。

为了进一步探讨数字经济发展对不同地区城乡收入差距的影响，表2第(2)—(4)列分别为用中国东、中、西部三个子样本估计的实证结果。第(3)和第(4)列中，数字经济发展程度系数分别为-0.2156与-0.1374，且分别通过相应的显著性检验，第(2)列数字经济发展程度系数为-0.1305，但不显著。这说明数字经济发展能缩小中西部城乡收入差距。背后的原因可能是，与东部地区相比，中西部地区农村居民增收途径相对匮乏，这使得数字经济的发展能让中西部地区农村居民获取新的增收方式，进而推动城乡收入差距的缩小。

表2 数字经济的共同富裕效应实证结果

(二)稳健性检验

关于数字经济的共同富裕效应，本文采用以下五种方式进行稳健性检验，以确保实证结果的可靠：(1)用数字经济规模占比代替人均数字经济规模，其他变量均不变进行回归；(2)对于可能存在反向因果问题，鉴于当期城乡收入差距对数字经济发展的滞后项基本没有影响，因此，用人均数字经济规模的滞后项作为解释变量，其他变量均不变重新进行回归；(3)用财政收入分权(省级地区一般公共预算收入/全国一般公共预算收入)代替财政支出分权，其他变量均不变进行回归；(4)用地区农业人口比重代替地区年末城镇人口比重，其他变量均不变进行回归；(5)借鉴张东辉和孙华臣的做法[18]，构建泰尔指数作为衡量城乡收入差距的指标，具体构建公式如下：

(2)

式(2)中，i为省级地区，t为年份，j=1，2分别为农村与城市地区，Theilit为第i个省级地区在t年的泰尔指数，Ii，j，t为第i个省级地区农民或城镇居民在t年的收入，Ii，t为第i个省级地区全部居民在t年的收入，Pi，j，t为第i个省级地区t年农村或城镇人口数，Ii，t为第i个省级地区t年总人口。稳健性检验的实证结果如表3中第(1)—(5)所示，表3中各变量的系数符号与基准模型基本保持一致，且绝对值相差不大。由此可见，本文模型的估计结果是稳健可靠的。

表3 稳健性检验结果

六、进一步分析

(一)数字经济共同富裕效应的门限效应检验

鉴于数字经济的共同富裕效应可能会受城镇化率影响，因此，本文进一步采用面板门限回归方法对其进行实证检验。首先，本文以地区城镇化率作为门限变量，利用单一门限检验判断是否存在门限效应；接着，在门限效应存在的基础上，本文进一步运用双重门限与三重门限检验门限个数。抽样结果详见表4，由表4可知，单一门限检验结果显著，这说明数字经济共同富裕效应存在门限效应；双重门限检验结果显著，而三重门限检验结果不显著。因此，本文选择构建如下双重门限模型：

表4 数字经济共同富裕效应的城镇化门限效应检验

Ingapit=β0+α1IndeitI(Inurb≤θ1)+α2IndeitI(θ1θ2)+γInxit+μi+εit

(3)

式(3)中，I(·)为示性函数，当括号内条件成立为1，不成立为0，θ1和θ2为待估计门限值，其余变量含义与模型(1)一样。需要说明的是，地区城镇化率lnurb除了作为控制变量外，还是门限变量。

基于双重门限模型(3)对有关数据进行回归的结果如表5所示。重点考察门限效应可以发现，模型(3)存在两个门限值，分别为0.8155和0.8620。具体来说：当地区城镇化率的对数值低于0.8155时，数字经济对城乡收入差距的影响系数为-0.0854，即在此区间，人均数字经济规模每增加1%，城乡收入差距下降0.0854%；当地区城镇化率的对数值处于0.8155至0.8620区间时，数字经济对城乡收入差距的影响系数为-0.1020，即在此区间，人均数字经济规模每增加1%，城乡收入差距下降0.1020%；当地区城镇化率的对数值超过0.8620时，数字经济对城乡收入差距的影响系数为-0.0885，即在此区间，人均数字经济规模每增加1%，城乡收入差距将下降0.0885%。

表5 数字经济共同富裕效应的门限回归结果

这说明数字经济对城乡收入差距的影响系数存在三个区间变化。当地区城镇化率提高并超过第一门限值水平时，数字经济发展对城乡收入差距的缩小作用会进一步增强，而当地区城镇化率进一步升高且超过第二门限值水平时，数字经济发展虽仍可以缩小城乡收入差距，但效力会有所减弱。这充分表明中国数字经济发展对缩小城乡收入差距的效果呈现非线性特征。因此，本文假设2也得到验证。

(二)数字经济共同富裕效应的产生机理

为了探讨数字经济促进共同富裕背后的机制，本文进一步分析数字经济发展对城镇居民与农村居民收入的影响是否存在差异。具体来说，本文参照模型(1)，分别将城镇居民收入与农村居民收入作为被解释变量，解释变量则与模型(1)相同。由回归结果表6发现，数字经济对城镇或农村居民均有明显的增收效果。具体来说，人均数字经济规模每提高1%，可以分别带动城镇居民和农村居民可支配收入提高0.0818%与0.1669%。从绝对值看，数字经济对农村居民的增收效果大于城镇居民。由此可见，数字经济的蓬勃发展通过给农村居民带来更多收入，能够弥合城乡收入差距，进而更好助力共同富裕目标的实现。这背后的原因可能在于，数字经济具有均衡、共享、普惠、扁平化的特征，其快速发展可以使农村居民突破农村地区地理位置偏远、交通便利化程度低、教育资源匮乏等现实约束，进而使农村居民不仅能够随时随地学习来自互联网上的知识和技术，从而提高自身致富能力，还可以让农村居民在更好地了解市场需求的基础上，依托网络电商、直播平台等方式扩大农产品销售范围，获取销售收入与直播服务收入，进而提高自身收入水平。

表6 数字经济共同富裕效应群体差异的回归结果

七、结论与对策

(一)主要结论

本文以城乡收入差距为切入点，从全国层面、地区层面、群体层面对数字经济与共同富裕间的关系展开研究。研究发现：(1)数字经济发展可缩小城乡收入差距，推动共同富裕。(2)数字经济共同富裕效应在中西部比东部更加显著。(3)数字经济的共同富裕效应会受城镇化率的影响，并呈现出非线性特征，即当地区城镇化率提高并超过第一门限值水平时，数字经济发展对城乡收入差距的缩小作用会进一步增强，而当地区城镇化率进一步升高且超过第二门限值水平时，数字经济发展虽仍可以缩小城乡收入差距，但效力会有所减弱。(4)数字经济对农民的增收效果优于城镇居民。

(二)政策启示

本文根据上述研究结论得出以下政策启示：(1)加快农村地区新型基础设施建设步伐，充分发挥数字经济的共同富裕效应。综合运用专项债、PPP、产业引导基金、担保基金、信托资金、保险资金、基础设施REITs等多种融资渠道，加大农村地区新型基础设施建设投入力度，以此助力数字乡村发展，从而让农村居民更好地享受数字红利，以更好发挥数字经济的共同富裕效应。(2)继续开展城镇化补短板强弱项行动，增强数字经济的共同富裕效应。城镇化水平提高可以为数字经济发展提供必要的基础配套设施，增强数字经济的辐射范围与网络效应，从而更好地缩小城乡收入差距。因此，对于部分城镇化步伐偏慢的地区，可以通过制定专项方案的方式，从组织领导、资金统筹、土地供应、项目监管等方面共同发力，高质量开展城镇化补短板强弱项行动，进而增强城镇化对发挥数字经济共同富裕效应的支撑作用。(3)支持关键技术研发创新，鼓励数字助农新业态发展。要牢牢牵住数字关键核心技术自主创新这个“牛鼻子”，通过进一步完善研发费用加计扣除举措、出台支持数字企业通过新三板、科创板上市融资的财税金融政策，支持企业加大数字核心技术研发投入，提升关键数字技术原始创新和供给能力，推动云计算、大数据等共性数字技术在农业部门、农村地区、农村居民等领域的应用与成果转化，夯实数字经济推动共同富裕技术基础的同时，催生数字助农新业态蓬勃发展。