数字经济减缩城乡居民收入差距的逻辑及效应

司增绰，李 燕

（江苏师范大学商学院，江苏 徐州 221116）

一、引言与文献综述

数字经济推动社会经济快速发展，改变了我国的社会治理方式和民众的生产生活方式。 “十三五”时期，我国数字经济发展取得了新突破，数字基础设施建设更加完善，实体经济数字化转型不断加快，2021 年我国数字经济核心产业增加值占GDP 的比重达到8.3%。 2022 年，针对我国数字经济未来发展问题，国务院发布了《“十四五”数字经济发展规划》。《规划》提出，计划到2025 年实现数字经济核心产业增加值占GDP 比重达到10%，2035 年数字经济迈向繁荣成熟期。 《规划》还提到，数字化服务是满足人民美好生活需要的重要途径，数字经济将会迈向深化应用、规范发展、普惠共享的新阶段。 数字化方式正在有效打破时空阻隔，提高有限资源的普惠化水平，数字经济发展正在让广大群众享受看得见、摸得着的实惠。 《规划》明确提出了八大重点任务，其中一项便是持续提升公共服务数字化水平，而新型智慧城市和数字乡村建设工程是其中的重要组成部分。 由此可见，数字经济不仅能够推动我国经济持续增长，还有助于实现普惠民生，加快数字城乡融合发展。

城乡发展不平衡、经济差异过大是我国发展过程中面临的突出问题，而城乡居民收入差距是衡量城乡不平等的重要指标。 缩小城乡居民收入差距、促进农民富裕富足是践行以人为本理念、实现共同富裕的必然要求。 党的十九届五中全会明确指出，居民收入增长和经济增长要基本同步，优先发展农业农村，加快农业农村现代化。 数字经济基于普惠性原则，对转变城乡发展关系、优化城乡居民收入分配格局能够产生深远影响。 深入研究数字经济与城乡居民收入差距之间的关系，对于加快农业农村现代化进程、实现乡村振兴与共同富裕具有重要的现实意义。

近几年相关文献对数字经济发展的经济与社会效应进行了深入研究，内容主要集中在数字经济与经济高质量发展、产业结构升级、创新发展、居民消费之间的关系等方面。 关于数字经济对高质量发展的影响，已有文献得出的结论基本一致，即认为数字经济能够促进经济高质量发展，只是不同研究发现的具体作用路径存在差别。 闵路路和许正中认为，数字经济通过促进创新绩效提升来驱动经济高质量发展[1]，而赵涛等则认为数字经济可以提升创业活跃度从而赋能高质量发展[2]。 还有学者发现，数字经济能够显著促进产业结构升级[3]。 具体而言，数字产业化不仅能够推动传统企业实现数字化转型、推进产业结构优化升级，而且有利于区域间经济格局协调发展，缓解我国区域发展不平衡现状[4]。 此外，学者们还发现，数字经济发展能够显著增强城市创新水平[5]、提升企业内部创新和合作创新绩效[6]、提高居民收入并促进居民消费增长[7]、显著降低城乡居民消费差距[8]。

城乡居民收入差距过大是我国亟待解决的社会问题。 在改革开放后的30 多年中，我国居民收入差距一直保持快速增长，虽然近10 年来城乡居民收入相对差距持续缩小，但是当前依旧处于高位徘徊阶段[9]，且2013-2018 年我国农村内部差距有所扩大[10]。 大多数文献认为造成我国城乡居民收入差距的主要原因是二元户籍制度。 Adelman 指出，二元经济导致要素转移过程中各部分要素报酬率不同，引起了城乡居民收入差距[11]。 后续文献进一步强调，城镇化、公共服务、金融、教育等因素是影响城乡居民收入差距的重要原因。 总体而言，城镇化水平提高有助于缩小城乡居民收入差距[12]。 具体来看，在人口、资本与土地方面进行城镇化对城乡居民收入差距产生的影响有所不同，人口和资本城镇化有利于缩小城乡收入差距，而土地城镇化则会扩大城乡收入差距[13]。 优化公共服务水平有利于缩小城乡居民收入差距[14]，然而我国财政分权体制使得地方财政支出偏向城市，导致地方公共服务供给不均衡，进而拉大了城乡居民收入差距[15]。提升金融发展规模与效率[16]、实施数字普惠金融[17]同样有利于缩小城乡差距。 教育投入是缓解我国城乡居民收入差距、实现城乡帕累托改进的有效手段[18]，而教育机会不平等则会扩大收入差距[19]。

关于数字经济对城乡居民收入差距的影响，现有文献所得结论差异较大。 部分学者认为数字经济有利于缩小城乡居民收入差距。 数字经济具有共享性与互通性，能够促使城乡生产、生活和生态深入融合[20]，从而有利于缩小城乡差距。数字经济的收入增长效应和收入分配效应显著[21]，且互联网普及对中国农村居民的收入效应大于城镇居民，因此互联网有利于改善城乡居民收入分配格局[22]。 我国开创了“新经济”，城乡之间的界线日益消弭，逐渐显现出“数字红利”，城乡发展不平衡现象有所改善[23]。 具体来看，一方面，农村网络设施建设与服务供给不断完善，为农业农村数字化转型奠定了基础，电子商务带动了乡村创新创业、促进了乡村产业转型，从而使农民收入增加[24]。另一方面，数字普惠金融具有“益贫性”特征，能够改善居民生活，增加居民收入，且对农村居民影响较大，因此有助于缩减城乡收入差距[17]。 与之相反的观点则认为，数字经济会扩大城乡居民收入差距。 我国信息化进程不断推进，数字鸿沟随之出现，使得城乡居民收入差距进一步拉大[25]。 数字鸿沟是数字经济会扩大城乡居民收入差距的主要原因。 从宏观角度来看，城乡信息基础设施存在巨大差距，且运营商更倾向于投资城镇，使得农村信息建设更加落后于城镇[26]，从而引起城乡居民收入差距扩大。 张磊和韩雷认为，电商经济虽然提升了城乡居民收入水平，但是并未实现公平共享，城乡居民收入差距反而被拉大了[27]。从微观角度看，互联网使用加大了不同性别、教育水平居民间的收入差距[28]。谭燕芝等研究发现，由于城乡居民文化水平不同， 对数字经济认可度和使用程度也因之不同，由此导致城乡差距扩大[29]。在上述两种代表性观点之外，还有学者认为互联网与城乡收入差距的关系是非线性的，即二者呈现“倒U 型”关系[22]。

现有文献大多从理论层面对数字经济发展与城乡居民收入差距的关系进行探讨，从实证角度开展的相关研究还处于起步阶段。 而已有的实证研究大多使用省级层面数据进行检验，使用市级层面数据展开实证分析的研究较少，对数字经济影响城乡居民收入差距的内在机制的探讨也需要进一步丰富。 本研究在借鉴已有研究成果的基础上，将从以下几个方面进一步深化该主题：（1）测算省级层面的城乡居民收入差距水平，并分析其演变情况；构建数字经济发展水平测度框架，测算省级层面的数字经济发展指数，并分析数字经济发展水平的演变情况。 （2）借助地级市数据探究数字经济对城乡居民收入差距的总体影响和对东中西部地区的异质性影响；在检验数字经济对城乡居民收入差距线性作用的同时，考察非线性效应与空间效应。

二、理论逻辑与研究假设

（一）数字经济对城乡居民收入差距的影响机理

数字经济是高质量发展的新引擎，其对社会发展的影响涉及经济、社会、民生等多个方面。 数字经济主要通过3 种方式影响城乡居民收入差距。 第一，数字经济通过促进农业升级、提高农村居民收入，缩小城乡居民收入差距。 数字经济能够调整农业生产方式，延伸产业链、价值链及增收链，从而提高农业生产率[30]。 互联网普及使农村居民有机会借助电商平台拓宽农产品销售渠道，农村电商企业凭借具有竞争优势的农产品开辟市场，借助高速发展的物流业使农村市场化程度得到提高。 企业家也依托新型商业模式引导城镇资本向农村回流，在进一步提高农村市场化程度的同时也增加了农村居民收入，城乡居民收入差距随之缩小。

第二，数字经济通过提升非农就业缩小城乡居民收入差距。 农业实现规模化以后会释放大量剩余劳动力，而人工智能、新零售等数字行业创造了大量工资水平相对较高的就业岗位，对农业剩余劳动力吸引力较强。 农村居民可以通过互联网参加远程教育来学习新知识，增加在数字行业的就业机会，从而增加工资性收入。 这一过程还会促使城乡之间的生产要素发生流动，生产要素的交流与融合会缩小城乡收入差距。 农村剩余劳动力通过网络搜寻就业渠道，能够降低搜寻成本，提高工作匹配效率，克服就业市场信息不完全及不对称问题。 概言之，数字经济发展既能提高农村居民的就业率，也能提升其技能与工作的匹配度，有利于增加收入，进而缩小城乡居民收入差距。

第三，数字经济通过提升农村居民创业水平缩小城乡居民收入差距。 互联网给农村居民创业提供了较多机会与途径，是农村居民创业的重要推动力。数字金融发展会扩大农村地区的信贷资金来源，降低农村居民获得融资的门槛及成本，缓解农村地区融资约束、解决融资难问题；而通过互联网学习创业知识则有效提升了农村居民的知识储备，降低了非理性因素对创业成效的影响。

基于以上分析，本文提出研究假设1：

假设1：数字经济对城乡居民收入差距具有缩减效应。

（二）数字经济对城乡居民收入差距的非线性溢出效应

数字经济发展依赖于关键生产要素——数据。数据具有可复制性，边际成本低，在摩尔定律作用下，数据收集、存储、处理、分析、应用的成本大幅下降。 在人工智能、区块链、云计算等新技术影响下，通用技术进行了激进式创新，数据呈指数型增长，使得数据大规模可得性成为现实[31]。 数字经济具有普惠性，发展数字经济的边际成本持续降低，因此对缩减城乡居民收入差距的作用越来越强。

诸多文献指出，致使我国城乡居民收入出现较大差距的根本原因是二元户籍制度。 相关文献在探讨城乡居民收入差距的影响因素时，城镇化是经常被提及的热点议题。 国家层面也十分重视城镇化战略的实施，相继出台了《国家新型城镇化规划（2014-2020 年）》《“十四五”新型城镇化实施方案》等重要的政策文件。 互联网借助数据要素打破了城乡分离格局，让城乡生产要素相互融合，城乡相互促进、共同发展[32]。 互联网还有助于提高城镇化进程中城市人口的聚集效率，优化城镇空间格局，提高城市供给能力和承载能力。 城镇化进程会不断缩小城市与农村的差距，改善城乡不平等状况，城乡收入差距将趋于收敛。 随着数字经济发展水平提高以及城镇化进程加快，数字经济缩小城乡收入差距的效果会越来越明显，即“梅特卡夫法则”在本文同样成立。 据此，本文提出研究假设2：

假设2：数字经济对城乡居民收入差距的影响具有“边际效应”递增的非线性特征。

（三）数字经济对城乡居民收入差距的空间溢出效应

空间溢出效应是指单个空间单元某个变量变化所导致的空间影响，常被用来度量本区域变动对其他（邻近）区域的影响。 数字经济具有互联互通、普惠共享等特性，发展数字经济能够突破地理距离限制，因此，本地区数字经济发展对邻近地区会产生空间溢出效应。 基于数字经济的普惠性，在货币外部性和技术外部性作用下，本地区发展数字经济会缩小本地区及邻近地区的城乡居民收入差距，而且本地区会与邻近地区发生良性互动，进而邻近地区发展数字经济也可能会缩小本地区的城乡居民收入差距。 城乡人口要素的双向流动与数字技术扩散提高了农村地区的劳动生产率，使周边农村地区居民收入增加，进而城乡居民收入差距缩小。 本地区在发展数字经济、不断优化自身资源配置的同时，也会带来规模经济，其采用的发展模式和先进技术等均会辐射到邻近地区，使得不同地区能够共享数字经济发展成果，所以本地区发展数字经济也会缩小邻近地区的城乡居民收入差距。 据此，本文提出研究假设3：

假设3：数字经济可通过空间外溢作用，缩小邻近地区的城乡居民收入差距。

三、研究设计

（一）模型构建

本文构建基本模型如下：

式（1）中，gapit表示城乡居民收入差距，其中i表示个体，t 表示时间。digit表示数字经济发展水平，Zit表示控制变量，μi表示城市i 不随时间变化的个体固定效应，δt则控制了时间固定效应；εit表示随机扰动项。 为检验数字经济发展水平和城镇化对数字经济影响城乡居民收入差距是否存在非线性动态溢出效应，设定如下面板门槛模型：

式（2）中，qit为数字经济和城镇化门槛变量，I（·）为取值1 或0 的指示函数，满足括号内条件即为1，否则为0。 本文只列出了单门槛的模型，多门槛模型可以根据样本数据的计量检验步骤进行扩充。

一个地区发展数字经济会通过空间溢出效应影响到邻近地区的城乡居民收入差距，为检验这种空间溢出效应是否存在，需建立空间计量模型。 空间计量模型与普通回归模型的区别在于加入了空间因素，可以考察不同地区之间的关联性。 本研究通过了空间自回归模型（SAR）与空间误差项（SEM）模型检验，还通过了Wald 检验，最后选用空间杜宾模型（SDM），使得结果更加全面，此模型中添加了被解释变量和解释变量的空间交互项。 针对数字经济对城乡居民收入差距产生的空间溢出效应，本文构建了空间面板计量模型：

式（3）中，ρ 代表空间自回归系数，W 为空间权重矩阵，φ1和φC为核心解释变量以及控制变量空间交互项的弹性系数，ρWgapit表示城乡居民收入差距的空间滞后项，φ1Wdigit表示数字经济发展水平的空间滞后项，φCWZit表示控制变量的空间滞后项。α0为截距项，μi表示地区效应，δt表示时间效应， εit表示随机扰动项。其中，ρ 显著为正表示存在正向的空间效应，反之为负向的空间效应。

（二）变量测度与说明

1.被解释变量

本文选用泰尔指数测度城乡居民收入差距，在稳健性检验中采用城乡居民可支配收入的比值来衡量城乡居民收入差距，对数据均作对数化处理，分别记作lngap、lnurg。 泰尔指数的特点是考虑了人口的结构变化，并且将城乡居民收入差距分解为组间差距和组内差距，结果更具有说服力。 泰尔指数是正向指标，数值越大，表示城乡居民收入差距也越大。 泰尔指数计算公式如下：

其中，Iut和Irt分别代表t 时期城镇和农村居民的总收入；It表示t 时期的地区总收入，Put和Prt分别代表t 时期城市和农村的人口数，Pt代表t 时期总人口数。

本文根据272 个地级市数据，综合计算出2011年与2019 年各个省份的城乡居民收入差距①，通过对比可知，我国东部与西部地区的城乡收入差距变化较小，而中部地区变化较大。 与2011 年相比，2019 年重庆、贵州、湖南等地区的城乡居民收入差距有所缩减，而宁夏、山西与河北地区的城乡居民收入差距呈现扩大态势。

2.解释变量

已有文献多从省级层面测度数字经济发展水平，本文则从城市层面进行测度。 刘军等构建的数字经济发展指标的核心是互联网发展，并增添了数字交易指数[33]。本文参照这一思路，并结合数据可获得性，从互联网发展和数字普惠金融两方面测度数字经济发展水平，采用的指标包括互联网普及情况、移动电话普及情况、相关从业人员情况、相关产出情况和数字普惠金融发展情况。 具体来看，互联网普及情况用互联网宽带接入用户数来衡量，移动电话普及情况用移动电话用户数来衡量，相关从业人员情况用信息传输计算机服务和软件业从业人员数衡量，相关产出情况用电信业务收入来衡量。 以上数据均从《中国城市统计年鉴》获得。 数字普惠金融指标采用北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团编制的数字普惠金融指数衡量。 基于上述数据，采用主成分分析方法计算得出数字经济综合发展指数并取对数，记作lndig。

本文根据272 个地级市数据，综合计算出2011年与2019 年各个省份的数字经济发展水平②。 从结果可知，2011 年与2019 年我国数字经济发展水平变化较大，2011 年数字经济发展最快的是东部地区，2019 年东部地区发展水平虽然依旧最高，但是地区范围缩小了，河北与山东两省数字经济发展水平有所降低。与2011 年相比，2019 年中部地区发展更加均衡，处于数字经济中等发展水平。 西部地区变化较小，大多数省份处于数字经济低等发展水平，而四川与重庆处于高等发展水平。 与2011 年相比，2019 年东北地区数字经济发展水平降低了。

3.门槛变量

本文的门槛变量为数字经济发展水平与城镇化水平。 数字经济发展水平的含义及测度方法前文已经介绍；城镇化水平用城镇人口与该地区年末总人口的比值来衡量，将其取对数，记作lnurb。

4.控制变量

本文选取的控制变量为产业结构、教育投入、外商投资、高素质人力资本、经济发展水平、劳动力就业。 具体如下：产业结构（str），用产业结构指数来表示。 教育投入(edu)，采用各省份财政教育支出与一般公共预算支出的比值来衡量。 外商投资（fdi），用当年实际使用外资与地区生产总值的比值表示。高素质人力资本（lnhqhc），用普通高校在校学生数表示，将其取对数。经济发展水平(lngdp)，用该地区生产总值表示，将其取对数。 劳动力就业（lnemp），用个体从业人员、城镇私营和城镇单位从业人员数衡量，将其取对数。

（三）数据来源和变量描述性统计

本文选择2011-2019 年中国272 个地级及以上城市作为研究样本，使用的数据来自《中国城市统计年鉴》、部分地级市统计年报和Wind 资讯数据库。 表1 为变量的描述性统计结果。 取对数的城乡居民收入差距最大值为1.972，最小值为-37.38，标准差为1.664，这显示不同地区的城乡居民收入差距较大。 取对数的数字经济发展水平的最大值和最小值分别为12.80 和5.801。

表1 各变量描述性统计结果

四、数字经济减缩城乡居民收入差距的效应检验

（一）基准回归结果

为考察数字经济对城乡居民收入差距的影响，本文进行了双固定效应模型检验，结果如表2 所示。核心解释变量数字经济发展水平（lndig）的估计系数为-0.401，且在1%的水平下显著为负，即数字经济对城乡居民收入差距具有缩减效应，假设1 成立。控制变量产业结构、外商投资、经济发展水平、劳动力就业与因变量具有负相关关系，教育投入、高素质人力资本与因变量具有正相关关系，其中教育投入、高素质人力资本与劳动力就业的系数显著。 教育投入增加会扩大城乡居民收入差距，这可能是因为当前我国教育投入存在城市偏向，城市居民能够接受到更高水平的教育，作为获益者，城市居民获得的平均工资水平要高于农村居民，从而导致城乡居民收入差距扩大。 增加高素质人力资本会扩大城乡居民收入差距，原因在于拥有高学历的人才大多选择在城市发展以获得更高的收入，并且符合条件的高学历人才大多会改变自己的农村户籍，只有少数人才会选择在农村就业或创业，因此高学历人才更有利于推动城市发展、增加城市人口，进而拉大城乡居民收入差距。 劳动力就业增加有利于缩小城乡居民收入差距，这是因为私营与个体企业能够吸纳较多的农村人口就业，农村居民收入增加，城乡居民收入差距相应减少。

表2 数字经济影响城乡居民收入差距的总体与分区域基准回归结果

由于我国不同区域发展情况不同，所以本文分别对东部、中部和西部地区样本进行了回归检验，结果见表2 第（2）-（4）列。 由列（2）可知，东部地区的数字经济回归系数显著为负，显示数字经济发展水平提升有利于缩小城乡居民收入差距。 东部地区具有地理位置、资源禀赋、人力资本等优势，发展基础良好且发展速度较快，在这种发展环境下，政府能够减少资源错配，完善基础设施建设；企业能够更好地实现创新发展；个人也能够拥有更多就业机会。 因此，东部地区数字经济发展为农村居民带来了大量数字红利，推动城乡居民收入差距趋于缩小。由列（3）可知，中部地区数字经济回归结果不显著，说明中部地区数字经济对城乡居民收入差距的影响还未充分显现。 由列（4）可以看出，西部地区数字经济回归系数为-0.0264，通过了10%的显著性检验。 这一结果表明，在西部地区发展数字经济有利于缩小城乡居民收入差距。 西部地区虽然整体经济发展水平较低且城乡差距较大，但是发展数字经济具有一定的“后发优势”。

（二）门槛效应分析

本文采用面板门槛模型检验数字经济对城乡收入差距的非线性溢出效应。 首先基于Hansen 的方法进行了面板门槛存在性检验，结果显示，数字经济发展指数门槛变量只通过了单一门槛检验，而城镇化门槛变量通过了双重门槛检验。 基于存在性检验结果，本文设置相应的门槛个数进行检验，结果如表3 所示。

表3 数字经济影响城乡居民收入差距的门槛模型回归结果

表3 列（1）的结果显示，数字经济对城乡居民收入差距的缩减效应表现出显著的“边际效应”递增的非线性特征。 这说明发展数字经济有利于缩小城乡居民收入差距，且数字经济发展水平越高，其缩减城乡居民收入差距的作用越强。 从列（2）的结果可知，以城镇化作为门槛变量，数字经济对城乡居民收入差距的影响依旧存在“边际效应”递增的非线性特征，可以看出数字经济发展与城镇化变迁形成了积极互动。 综上所述，假设2 成立。

（三）空间溢出效应分析

一个地区发展数字经济有较大可能会影响到邻近地区，即数字经济发展会通过空间溢出效应影响到邻近地区的城乡居民收入差距。 因此，考虑空间因素可以使计量结果更加全面准确。 本文数据通过了拉格朗日乘数（LM）检验，空间误差模型与空间滞后模型均显著，也通过了瓦尔德（Wald）检验，所以最终选用了空间杜宾模型（SDM），经Hausman 检验发现空间固定效应的SDM 模型是最优模型。 计量结果如表4 所示。

表4 数字经济影响城乡居民收入差距的空间杜宾模型回归结果

空间固定效应模型是固定效应模型在空间上的拓展，本研究采用了个体与时间双固定的方法。表4 列（1）结果显示，数字经济发展水平系数显著为负，即考虑空间因素后，依旧可以得出发展数字经济有利于缩小城乡居民收入差距的结论。 根据新经济地理理论，空间外部性主要来源于货币外部性和技术外部性，即以市场为媒介的金融外部性和以技术扩散为载体的技术外部性，经济学界又把这两种外部性分别称为经济溢出效应和技术溢出效应。 本地区数字经济发展既能够使得本地区（地级市尺度）城乡居民收入差距获得外部性，也能够使得其他（邻近）地区城乡居民收入差距获得外部性。 据此，可以把本地区数字经济发展对城乡居民收入差距的外部性分为两部分，即本地外部性和外地外部性，进而可以把数字经济对城乡居民收入差距的空间效应分为两部分：空间本地效应和空间外地效应（空间溢出效应）。

在空间杜宾模型（SDM）中包含全局效应参数的点估计，SDM 的系数仅能用于对数字经济影响城乡居民收入差距的空间溢出机制做出初步判断，并不能直接反映相应解释变量对被解释变量的边际效应，也不能清楚地显示空间效应的结构，解决上述问题的方法是运用偏微分方法将空间效应分解成直接效应、间接效应和总效应。 表4 列（2）-列（4）为空间效应分解结果，其中直接效应度量和反映了本地数字经济发展水平对本地城乡居民收入差距的影响，即空间本地效应；间接效应则度量和反映了本地数字经济发展水平对其他地区城乡居民收入差距的影响，也就是空间溢出效应；直接效应和间接效应之和为总效应，度量了数字经济发展水平对城乡居民收入差距产生的总影响。 空间溢出效应随其他地区与本地区之间地理距离增大而衰减，其中邻近地区获得的空间溢出效应最大。显大于空间本地效应（直接效应），溢出效应约为本地效应的13.5 倍。 这是因为，空间溢出效应是本地数字经济发展在样本分析期内及滞后期内产生的对整个区域系统内其他地区城乡居民收入差距的总影响。 当然，空间溢出效应首先会对邻近地区产生作用，并且影响最大，进而通过邻近地区往外传播，其间会经过多次扩散、传播、反馈的循环过程。

根据所得数据可计算出空间溢出效应占总效应的比重达90% 以上。 由此可看出，本地区数字经济发展不仅缩减了本地区城乡居民收入差距，还会通过整个区域经济系统的互动作用，缩减其他地区尤其是邻近地区的城乡居民收入差距。 进一步地，不仅本地区数字经济发展能够缩减本地区城乡居民收入差距，而且地区间能够形成统一大市场，为本地区发展数字经济提供有利条件，周边区域数字经济的空间溢出效应对本地区同样具有重要作用。而且，数字经济的空间固定效应系数（-0.579 的绝对值）大于双固定效应基准回归模型中数字经济的系数（-0.401 的绝对值，见表2），说明运用空间杜宾模型、考虑空间因素使得计量结果更加准确。

从直接效应来看，数字经济发展水平系数显著为负，这表明本地区的数字经济发展水平与本地区城乡居民收入差距具有负相关关系，与前文结论一致。 从间接效应来看，数字经济发展水平的空间溢出系数同样显著为负，这表明本地区发展数字经济对其他地区（尤其邻近地区）的城乡居民收入差距具有负向地理关联性。 从总效应来看，数字经济发展水平系数在1%的水平下显著为负，系数值为直接效应系数与间接效应系数的总和。 总体来说，发展数字经济有利于城乡居民收入差距趋于收敛，假设3 得到验证。

从系数值大小来看，数字经济对本地区城乡居民收入差距的影响系数为-0.0400，这表明本地区数字经济发展水平每提高1%就会直接促进本地区城乡居民收入差距减缩0.040%；而数字经济的空间溢出系数为-0.5390，说明本地数字经济发展程度每提高1%便会导致其他地区城乡居民收入差距缩减0.539%。 可以看出，空间溢出效应（间接效应）明

（四）内生性与稳健性检验

1.内生性检验

影响城乡居民收入差距的因素有很多，可能存在遗漏变量从而产生内生性问题。 Bond 指出，对于内生性问题，系统GMM 方法优于差分GMM[34]，所以本文采用系统GMM 方法进行内生性检验，确保得到一致的参数估计量。 表5 第（1）列显示，城乡居民收入差距一阶与二阶滞后项均显著，数字经济与城乡居民收入差距仍呈现负相关关系，因此不存在影响实证结果准确性的内生性问题。

表5 数字经济影响城乡居民收入差距的内生性与稳健性检验结果

2.稳健性检验

本研究采用两种方法进行稳健性检验，第一种是替换被解释变量，用城镇与农村居民的人均可支配收入之比来衡量城乡居民收入差距，结果见表5第（2）列。 第二种方法是用剔除直辖市样本的方法检验数据的稳健性。 直辖市在行政级别、经济发展水平等方面高于其他一般城市，这可能对实证结果造成干扰。 因此本文剔除了直辖市数据并再次进行回归检验，结果如表5 第（3）列所示。 两次回归结果均显示数字经济与城乡居民收入差距呈负相关关系，且结果均在1%的水平上显著。 由此可知，前文的回归结果是稳健的。

五、结论与建议

本文利用中国2011-2019 年的城市层面数据，在构建数字经济发展水平指数基础上，运用面板双向固定效应模型、门槛模型和空间杜宾模型，多角度论证了数字经济对城乡居民收入差距的影响及其内在机制，得出以下结论：第一，数字经济对城乡居民收入差距具有减缩效应，经稳健性检验之后该结果依然成立。 在区域异质性上，东部、中部与西部地区得到的结果一致，即发展数字经济有利于缩小城乡居民收入差距，但是只有东部与西部地区缩减效应显著，且东部地区的缩减效应大于西部地区。第二，数字经济对城乡居民收入差距的减缩效应呈现出“边际效应”递增的非线性变化趋势，并且城镇化这一门槛因素能够强化该效应，表明城镇化与数字经济形成了良好互动，更有效地缩减了城乡居民收入差距。 第三，数字经济对城乡居民收入差距的影响具有空间溢出效应。 直接效应、间接效应与总效应分析结果均显示出数字经济与城乡居民收入差距具有负相关关系，其中数字经济对邻近地区城乡居民收入差距的空间溢出效应更大。 第四，发展数字经济能够收窄城乡居民收入差距，有利于推动城乡共同富裕进程。

根据本文的研究结论，我们提出以下对策建议：第一，大力发展数字经济，深度挖掘数字经济发展带来的技术红利与数字红利，使得数字经济的规模效应与网络效应最大化，以此促进城乡居民收入差距进一步收窄，形成城乡共同富裕态势。 首先，要重视乡村数字经济发展。 可以大力发展智慧农业，推动农业数字化升级。 在农业生产与销售、物流渠道建设、市场分析等各个环节运用数字技术，提高农业生产效率。利用气象、土壤、肥力、育种、水文等数据，实现农业生产在育种、种植与管理方面的智能化发展，化解农业生产中面临的风险与不确定性。其次，不同地区经济发展基础不同，因此应根据各地区的特点制定精准的数字经济发展规划。 数字经济发展程度较高的地区应发挥领头作用，引领周边地区共同发展，推动区域协调发展；而对于数字经济发展水平较低的地区，政府应加大财政政策扶持力度。 具体来看，东部地区应大力发展数字化高新技术产业，有效推动产业技术创新；中部地区应研究实体产业与数字经济融合的新途径，实现产业结构升级；西部地区应继续完善数字经济基础设施建设，鼓励电子信息技术企业发展。 在大力发展数字经济的同时，需要警惕数字经济发展后期可能会产生的数字鸿沟等问题，并提前进行防范。

第二，逐步提升城镇化水平，完善数字经济收窄城乡居民收入差距的门槛条件，扩大数字经济的城乡居民收入差距减缩效应，实现城乡一体化发展。与此同时，要推动数字经济与新型城镇化的创新融合与互动发展，助力乡村振兴。 首先，针对不同地区的实际情况，因地制宜地实施数字经济和城镇化发展措施。 对于城镇化发展水平较高的地区，应该着力推进数字技术创新发展，注重创造更加公平的就业机会；对于城镇化发展水平较低地区，可重点提升城镇化水平，发展数字经济，培养特色产业链条,刺激居民就业积极性，解决劳动力过剩问题。其次，推进新一代数字技术与新型城镇化建设深度融合，在融合发展中实现应用创新、迭代演进，更好地凸显数字经济红利。 数字经济发展离不开城镇空间载体及城镇化时间载体，在乡村城镇化过程中会伴生数字技术运用和数字经济发展，数字经济发展又会引起产业结构升级和催生新产业，促进农村人口流动和城镇化水平提升。 城镇化水平提升为数字经济的城乡居民收入差距收窄效应扩大提供了基础和条件，有助于更加高效、顺畅地激发数字经济促进城乡共同富裕的积极作用。

第三，重视区域均衡发展，协调推进区域数字经济建设，放大数字经济空间溢出效应，增强数字经济的城乡收入差距减缩效应，加快推进乡村振兴战略。 不同地区可以达成合作关系，互惠互利、共同发展。 经济发展水平相对较高的地区可以对周边地区形成辐射效应，带动周边地区发展。 发达地区通过加快技术转移、信息交流、要素流动等扩散效应，能够增强数字经济发展的溢出效应，带动周边地区提升数字经济发展水平，减缩城乡居民收入差距。此外，应重视本地区数字基础设施建设与邻近地区的互动发展，完善互联互通网络，促进地区间协同与融合发展，在此基础上逐步缩小城乡居民收入差距，促进城乡共同富裕。

注：

①篇幅所限，未呈现2011 与2019 年各省份城乡居民收入差距具体数值及对比图，备索。

②篇幅所限，未呈现2011 与2019 年各省份数字经济发展水平具体数值及对比图，备索。