数字经济发展对城乡收入差距缩小的影响：机制与效应*

钟 文，严芝清,2，郑明贵

（1.江西理工大学经济管理学院，江西 赣州 341000；2.云南财经大学经济学院，昆明 650221）

一、引 言

改革开放以来，中国经济发展取得瞩目成就，人民生活水平稳步提高，但与城镇居民收入相比，农村居民收入增长缓慢，城乡收入差距依然较大，2023 年中国基尼系数超过国际警戒线，达到0.471（郭锐欣等，2024）。党的二十大报告深刻阐述了中国式现代化五个方面的中国特色，其中“全体人民共同富裕的现代化”是其中的重要特色之一，并将“实现全体人民共同富裕”作为中国式现代化的本质要求之一，因此如何缩小城乡收入差距、推进城乡融合发展，成为中国扎实推进共同富裕过程中需要重点关注的议题。

随着科技创新日新月异，中国逐渐步入数字经济时代，2020 年数字经济规模占GDP 比重38.6%，数字经济俨然成为中国经济发展的重要驱动力，对资源配置、生产变革与人民生活等产生巨大作用（赵涛等，2020）。其中，数字经济在“三农”建设中发挥的力量不可忽视，在推进数字乡村建设上发挥重要作用，是实现乡村振兴的有力保障（张蕴萍等，2022）。那么，更深层次的问题是数字经济如何影响城乡收入差距？在此背景下，系统研究数字经济对城乡收入差距的影响，对于扎实推进共同富裕、实现经济高质量发展具有现实意义。

数字经济与城乡收入差距关系深受国内外学者关注，但相关研究结论并未达成一致认识。国外相关研究重点关注：一是城乡居民参与数字经济发展的差异特征，以及经济发展等因素对城乡互联网使用程度与普及力度的影响，在这个层面较多关注城乡数字鸿沟问题（Nishijima et al，2016）；二是数字经济发展对微观个人的增收效应及区域发展影响，普遍认为数字经济无论对个人收入还是地区发展均具有显著促进作用（Paul，2008）；三是数字经济对城乡收入差距的影响，相关研究集中在发达国家，且未达成一致认识（Bauer et al，2018）。国内学者有关收入分配的影响研究主要集中在城镇化、金融发展、人口结构及交通基础设施等方面（蔡昉等，2009；陈斌开等，2013；刘晓光等，2015；程名望等，2019）。可以发现，现有相关研究对数字经济这一新变量的关注度不够，多数从互联网技术发展与运用层面研究对收入分配的影响，但结论不一。一方面，互联网普及的增收效应明显，提高了居民收入水平（刘晓倩等，2018）；另一方面，由于数字红利与数字鸿沟并存局面，互联网普及对城乡收入差距的影响是非线性的（米嘉伟等，2022），不可否认的是，互联网技术运用为有效解决城乡信息不对称问题提供了机遇。

纵观已有研究发现，学者虽然对数字经济与收入分配关系进行了丰富研究，但鲜见数字经济发展与城乡收入差距关系的系统研究，且已有相关研究对二者关系并未形成统一认识。鉴于此，本文在分析数字经济影响城乡收入差距机理基础上，实证检验了数字经济与城乡收入差距的关系，以期为数字经济赋能缩小城乡收入差距提供决策参考。本文与已有文献的不同之处在于：第一，本文通过构建指标评价体系，较为系统地测度了中国城市数字经济发展水平与城乡收入差距，这与大多数仅研究省域范畴数字经济与城乡差距的文献相比，深入地级市层级，能够提供更为微观的实证支撑；第二，从理论与实证两个层面系统探究了数字经济如何影响城乡收入差距，并运用工具变量法与稳健检验技术解决内生性问题，同时，关注了网络基础设施建设和普惠金融发展的调节效应，丰富了研究结论的政策内涵；第三，所得到的研究结论，即数字经济影响城乡收入差距呈“倒U 型”态势，丰富了政策制定的参考价值。

二、理论分析与研究假设

（一）数字经济与城乡收入差距的关系呈“倒U型”态势

在数字经济发展早期，城乡新基建投入存在差距，特别是5G 基站建设，城市的投入明显高于农村，农村居民在信息获取、识别与利用等方面相对城市居民存在短板，因此数字经济对城市居民的收入溢出效应高于农村居民，这也是城乡数字鸿沟产生的重要原因（谭燕芝等，2017）。随着数字技术的不断进步，数字经济全面渗透至社会经济领域，并将发展红利惠及广大农村地区，如互联网普及、普惠金融发展及宽带中国建设等工程极大提升了农村要素有序流动，促进了农村产业结构升级，此时，数字经济发展对农村居民增收效应的后发优势会抑制城乡收入差距扩大（Scheerder et al，2017）。由此可见，数字经济发展影响城乡收入差距呈“倒U型”关系。因此，提出假设1。

假设1：数字经济影响城乡收入差距呈“倒U型”非线性关系。

（二）数字经济对城乡收入差距的影响路径

本文主要基于助力农业增收和提高非农收入两方面阐述数字经济如何影响城乡收入差距。社会再生产理论揭示了为保证社会再生产顺利进行，社会生产两个大部类之间，即生产资料生产与消费资料生产必须保持适当的比例关系，而数字经济发展能够在社会再生产适当比例分配中精准施策。从助力农业增收来看，农村数字经济发展能够在生产、销售与流通领域发挥积极作用，进而增加农业收益，缩小城乡经营性收入差距（祝志勇等，2022）。第一，在生产领域，农村数字经济有助于降低农业信息搜寻成本，进而提高农业产值。第二，在销售领域，农村数字经济发展可带动农村电商兴起，培育农村直播带货网红，拓宽农副产品销售渠道。第三，在流通领域，数字技术有助于促进农村物流业数字化发展，实现农副产品有序流通，缩短匹配流转时间，打通农副产品流通快车道。数字经济具有高创新性、强渗透性、价值增值性、广覆盖性等特征，从提高非农收入看，农村数字经济发展极大拓宽了就业渠道，提升了农村居民人力资本水平，进而提升了非农就业率，缓解了城乡居民工资性收入差距。具体而言，一方面，数字经济发展不仅为广大农户提供了网络招聘信息，也创造了大量的新岗位，增加了就业渠道（张广胜等，2023）；另一方面，数字经济所提供的网络课程资源，有助于农村居民提高人力资本水平，适应就业发展形势，增加收入机会。因此，提出假设2。

假设2：助力农业增收和提高非农收入是数字赋能城乡收入差距缩小的重要路径。

（三）网络基础设施与普惠金融的调节效应

网络基础设施建设是提高互联网普及率的重要基础，有利于营造良好的网络共享环境，是影响城乡居民增收的重要因素（种照辉等，2022）。随着“宽带中国”战略的实施，所遴选的示范城市城乡间的网络硬件差距不断缩小，一级数字鸿沟得到有效缓解。依据学习效应理论，当接触互联网频率增多，用户对互联网的信息搜寻与处理能力会持续提升，从这个层面而言，数字经济发展可缩小二级数字鸿沟。进一步聚焦城乡居民增收效应来看，网络基础设施具有互联互通优势，能缓解劳动力市场信息不对称问题，与此同时，当信息获取成本降低时，城乡居民公平利用互联网提高收入的机会增大，且相对于城镇居民而言，农村居民享受数字网络红利不充分不平衡，网络基础设施改善的边际效应往往大于城镇居民，从而有助于进一步缩小城乡居民收入差距（李杰伟等，2020）。

普惠金融是弱势群体共享金融发展成果的重要手段，有利于缓解城乡收入差距。在金融自由化理论与融资约束理论基础上，普惠金融会降低农村居民获得信贷的门槛与成本，长期发展而言，普惠金融会缩小城乡收入差距，改善社会不公平现象（Huang et al，2020）。当农村金融环境改善，农村居民信贷可得性增强，提升了创业积极性，保证了创业活动频率与外溢性，极大提高了农村居民在创业活动中相互学习的热情，进而提高了创业成功率（朱红根等，2013）。此外，普惠金融也在长期纾解农村教育贫困的广度、深度及强度上贡献力量（徐小阳等，2020）。因此，普惠金融可在数字经济发展初期减少数字鸿沟，抑制数字经济对城乡收入差距的拉大作用，也可提高数字经济发展后期农村居民人力资本水平，从而强化数字经济发展红利。因此，提出假设3。

假设3：网络基础设施建设与普惠金融发展在数字赋能缩小城乡收入差距中发挥重要调节效应。

三、研究设计

（一）数据来源与描述性统计

本文以2011—2022 年中国278 个地级及以上城市（剔除港澳台地区以及其他部分数据缺失较为严重的地级市数据）为研究对象，探讨数字经济与城乡收入差距的关系。数据主要来源于历年《中国城市统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国农村统计年鉴》和北京大学数字普惠金融指数，以及中经网数据库和EPS数据库。为保证数据稳定性，减少异方差的影响，本文对数据做了取对数处理和平滑处理，最终获得3 336个观测值，构成平衡面板数据。表1变量描述性统计结果表明数字经济与城乡收入差距存在明显区域差距，同时，其他变量也具有区域差异特征，进一步佐证了本研究的意义所在。

表1 变量的描述性统计

（二）变量选取与测算

1.解释变量：数字经济发展水平（DEL）的测度

国内已有文献对于数字经济发展水平的测度指标主要有腾讯研究院等权威机构发布相关指数以及自建指标（刘军等，2020）。国外对数字经济发展水平的测度是经济合作与发展组织（OECD）的测算体系。以上测算体系主要基于网络基础设施建设、数字经济深度融合与数字技术进步三方面遴选相关指标，对数字经济的测算相对全面科学。本文遵循相关性、适用性与数据可获取性等原则，结合已有研究成果（钟文等，2021），从三个方面选取指标评价数字经济发展水平。第一，网络基础设施。具体选取CN 域名总数量、移动电话普及率、互联网普及率与IPv6数量为三级指标。第二，数字经济深度融合。数字经济自身具备高渗透属性，与各领域融合度高，具体选取第一产业增加值、工业企业增加值与第三产业增加值作为三级指标。第三，数字技术进步。具体选取ICT行业固定资产投资占比、独角兽企业总量、软件技术开发、数字人才总量作为三级指标。依据评价方法的适用性与运用性准则，本文采用熵权法测算数字经济发展水平。

2.被解释变量：城乡收入差距（Gap）的衡量

对于城乡收入差距，已有研究常用泰尔指数或城乡可支配收入比值来衡量，其中，泰尔指数将人口变动因素纳入考虑范畴，相对于城乡可支配收入比值而言，更能够系统地测度城乡收入差距（陈文等，2021）。因此，本文选取泰尔指数测度城乡收入差距，并在稳健性检验中进一步从城乡可支配收入比值视角测算城乡收入差距。泰尔指数的计算公式如下：

式中，Gap代表城乡收入差距，i=1和i=2分别代表城市与农村，t表示年份，y表示可支配收入，x表示人口。

（三）模型构建

鉴于前文理论分析，数字经济和城乡收入差距存在“倒U 型”关系，为了检验该关系是否存在，本文构建如下计量经济模型：

其中，Gap表示城乡收入差距；DEL为本文的核心解释变量，即数字经济发展；Zi,t是控制变量组，δi表示地区固定效应，φt表示时间固定效应；μi,t是随机扰动项，i,t分别表示省份和年份，参考已有文献的计量模型设定（陈文等，2021；樊轶侠等，2022），本文控制变量如下：（1）经济发展水平，以人均国内生产总值来衡量；（2）城镇化水平，以城镇化率刻画；（3）产业结构，采用第一产业占GDP比重和第三产业占GDP比重测度；（4）对外开放水平，以外商直接投资额衡量；（5）政府财政支出水平，采用财政支出占GDP比重衡量；（6）受教育程度，以平均受教育年限刻画。

四、实证分析

（一）单位根检验

为了避免后续出现伪回归问题，本文采用LLC 与Hadri 法对面板数据进行单位根检验，结果显示所有变量均通过显著性检验，说明不存在单位根，可开展实证回归工作（见表2）。

表2 单位根检验结果

（二）基准回归

表3 是数字经济与城乡收入差距关系的基准回归结果。模型（1）～（3）是静态面板系列模型，模型（4）～（6）是动态面板系列模型。在动态面板系列模型中，结合AIC 阶数判断准则、回归残差相关性检验结果，以及Sargan 检验结果表明动态面板系列模型可加入城乡收入差距的滞后一期、残差项不存在三阶序列相关，以及工具变量有效。从R2或Wald 看，各模型所选择的解释变量对被解释变量具有一定解释力度，各模型具有显著性。聚焦核心解释变量来看，模型（1）和模型（4）中系数均显著为负，表明研究期内数字经济发展整体上有利于缩小城乡收入差距。从非线性关系看，数字经济发展的系数在静态模型（3）中大于动态模型（6），说明模型（3）中的数字经济发展系数被高估，采用动态模型回归更合适。因此，本文重点分析模型（6）。

表3 基准回归结果

在模型（6）中，数字经济系数在1%水平上显著为正，数字经济平方项系数在1%水平上显著为负，表明数字经济发展与城乡收入差距呈“倒U 型”曲线关系。通过模型（6）估计结果可估算出“倒U 型”曲线的拐点，拐点处的数字经济发展水平约为35.919%。现阶段，中国处于“倒U 型”曲线关系的右半部分，即处于数字技术运用持续缩小城乡收入差距的红利期。这说明在数字经济发展早期，由于城乡数字基础资源禀赋与经济发展基础等差异，数字鸿沟扩大了城乡收入差距。而在新时期国家高度重视数字经济发展，将“宽带中国”上升为重要的发展战略，数字技术日新月异，并在农村地区加大网络基础设施建设投入力度，农村新基建快速发展，信息化程度不断提高，大大缩小了城乡数字经济发展水平差距。这其中具体原因可能为：一是，在生产要素配置方面。数字经济发展可在降低城乡信息传输壁垒、改善城乡资源配置效率、提高农户产品附加值、优化农户生产决策、促进农业生产效率提升等方面发挥重要的资源优化配置效应。二是，在增收效应方面。数字经济能转变农村居民发展观念，提升非农就业水平，提高创业热情，拓宽增收来源，实现可持续增收。三是，政府注重数字乡村建设，不断加大网络基础设施投资，极大提升了农村居民数字素养；数字政府建设促进了政府工作透明度和公众社会参与度的提升，提高了政府惠农政策的精准施策水平，保障了“三农”政策实施效率。在控制变量回归方面，除了受教育程度对城乡收入差距有夸大趋势外，其余控制变量均有助于缩小城乡收入差距。相关控制变量的回归结果基本符合现实情况，进一步说明模型设置的科学性。因此，假设1得到验证。

（三）分区域回归

为了剖析数字经济对城乡收入差距影响的区域差异，本文将全国划分成东、中、西部三大经济区，利用2011—2022年城市面板数据估计，相关回归结果见表4。

表4 分区域回归结果

基于分析表4中模型（1）、模型（3）和模型（5）可知，首先，东、中、西部地区数字经济的系数分别在1%、1%和5%水平上显著为正，且系数值依次增大；其次，从数字经济平方项来看，东部和西部地区在1%和10%水平上显著为负，但中部地区不显著，表明数字经济与城乡收入差距“倒U型”关系在经济最发达和最不发达地区尤其明显。进一步在模型（2）、模型（4）和模型（6）中仅考虑数字经济的一次项对城乡收入差距的影响，结果发现，相比于中西部地区，数字经济赋能东部地区城乡收入差距缩减效应明显。可能原因有：一是东部地区经济发展较快，数字经济发展处于全国领头羊地位，较早地越过了拐点；二是相对中西部地区而言，东部地区其城乡发展差距较小，区域内协调水平较高。

（四）基于时间趋势回归

本文对基准回归模型进行简单变换，即仅加入数字经济发展的一次项，并构造数字经济发展与年份的交叉项，以考察数字经济与城乡收入差距关系的动态特点，采用双向固定效应模型回归，回归结果见表5。

表5 基于时间趋势的回归结果

由表5 的回归结果可知，相较于基期2011 年，从2012 年起，数字经济发展一次项与时间的交叉项显著为负，这表明从2012 年开始数字经济发展缩减城乡收入差距作用显现，此时的数字经济对城乡收入差距影响处于“倒U 型”曲线拐点右半部分。2014—2016 年，交叉项系数绝对值小于基期系数绝对值，可能的解释是，尽管在该阶段城乡数字基础设施建设水平差距逐渐缩小，城乡一级数字鸿沟有所缓解，但城乡二级数字鸿沟依然较大，这与Scheerder et al（2017）的研究发现类似。

（五）稳健性检验

在稳健性检验上，主要从两方面展开：一是替换核心解释变量，采用城乡可支配收入比值衡量城乡收入差距（Gap），重新回归；二是采用两阶段最小二乘法（2SLS）缓解模型的内生性问题，选取同年度其他城市的数字经济发展水平均值及其平方项作为工具变量，选取原因是其他城市数字经济发展水平与本市数字经济发展水平相关，但与本市城乡收入差距没有实质性联系，符合工具变量的遴选规则（陈文等，2021）。相关回归结果见表6。从稳健性检验结果来看，两种方法的回归结果均保持与前文的相对一致性，印证了回归结果的可靠性。

表6 稳健性检验结果

五、进一步分析

（一）作用路径检验

本文从助力农业增收和提高非农收入两个视角检验数字经济影响城乡收入差距的作用路径，以验证假设2。

在助力农业增收上，本文以城镇人均经营净收入对数（lnUOI）与农村人均经营净收入（lnROI）比值表示城乡经营性收入差距，其中，城镇人均经营净收入代表城镇经营性收入，农村人均经营净收入代表农业收入。在提高非农收入上，本文选取城镇工资性收入（UWI）与农村工资性收入（RWI）的比值表示城乡工资性收入差距。回归结果见表7。由表7的（1）（2）列回归结果可知，数字经济发展对农业收入显著为正，而对城镇经营性收入系数为负，但不显著。说明数字经济能增加农业收入，但对城镇经营性收入影响不明显，表明数字经济有利于缩小城乡收入差距。

表7 作用路径检验结果

同理，由表7 的（3）（4）列回归可知，数字经济发展对农村工资性收入回归系数显著为正，表明数字经济发展促进了农村居民非农就业，提高了农民工资性收入水平，而数字经济发展对城镇工资性收入回归系数虽然为正，但不显著，表明数字经济发展与城镇工资性收入关系不明显。可见，数字经济能促进农村居民非农就业，增加农村居民工资性收入，但对城镇居民的工资性收入影响不明显，进而缩小了城乡工资性收入差距。至此，假设2得到验证。

（二）调节效应检验

为了检验网络基础设施建设与普惠金融发展的调节效应，本文在方程式（1）的基础上构建了方程式（3）：

其中，Gap与DEL为本文的核心变量，分别代表城乡收入差距和数字经济发展水平；NIC、DFI代表网络基础设施建设与普惠金融发展，借鉴张杰等（2021）的做法，采用“宽带中国”战略示范城市衡量，属于示范城市赋值为1，反之赋值为0，战略实施当年及之后年份赋值为1，反之赋值为0，数据来源于中国工业和信息化部网站并经手工整理；Zi,t是控制变量组，与方程式（2）一致。δi表示地区固定效应，φt表示时间固定效应；μi,t是随机扰动项，i、t分别表示省份和年份。为了缓解可能存在的内生性问题，本文控制了区域固定效应和时间固定效应。

表8的（1）（2）列结果显示，DEL2×NIC与DEL2×DFI的系数分别在10%与5%水平上显著为正，这表明：一方面，网络基础设施建设与惠普金融发展使得数字经济发展与城乡收入差距“倒U 型”关系拐点左移，加速数字经济发展缩小城乡收入差距时点的到来；另一方面，网络基础设施建设与惠普金融发展可缓解数字经济发展初期加大城乡收入差距的消极影响，强化数字经济发展缩小城乡收入差距的积极作用，从而证实假设3。

表8 调节效应检验结果

六、结论与政策建议

（一）结论

本研究从农业增收及非农收入提高两个方面，基于2011—2022年中国278个地级及以上城市面板数据考察了数字经济与城乡收入差距的非线性关系。研究结果表明：（1）数字经济发展对城乡收入差距的影响并非简单的线性关系，而是呈明显“倒U 型”非线性关系，拐点处的数字经济发展约为35.919%，城乡二级数字鸿沟依然较大。现阶段，中国处于“倒U 型”曲线关系的右半部分，即运用数字技术持续缩小城乡收入差距的红利期。（2）相比于中西部地区，数字经济赋能东部地区城乡收入差距缩减效应明显；相较于2011年研究基期年，2012年数字经济对城乡收入差距的缩减效应开始显现，且动力持续强劲。（3）助力农业增收与提高非农收入是数字经济发展缩小城乡收入差距的重要途径。相比较而言，数字经济发展对农村居民增收的边际影响大于城镇居民。（4）网络基础设施建设与农村地区普惠金融发展对数字经济影响城乡收入差距产生重要的调节作用。

（二）政策建议

基于上述研究结论，为充分发挥数字经济作用，扎实推进共同富裕进程，提出三方面政策建议。

第一，巩固提升乡村网络基础设施建设，厚植乡村“数字土壤”，从源头解决一级数字鸿沟。一是加快农村地区新型基础设施建设进度，打通农村地区宽带“最后一公里”建设，持续推进“宽带中国”战略，推广农村信息化普惠服务，构建城乡一体化的大数据中心平台，保障广大农村地区平等享受数字技术与数字经济发展红利。地方政府要谋划数字经济发展的顶层设计与科学规划，提高新型基础设施建设的有效投资与有序建设，因地制宜地推动数字基建工作，减少资源低效利用。二是科学引导数字经济的纵深渗透，探索农业发展新模式、新业态，打造农产品特色品牌与销售平台，助力开拓乡村市场，加快城乡融合发展进程。

第二，提升数字信息认知和应用能力，有效缩小二级数字鸿沟。产生城乡二级数字鸿沟的主要原因是城乡居民对于数字技术的接受理解与运用能力存在差异。一是地方政府要多途径、多形式强化农村居民数字基础知识培训，提升信息甄别利用能力。二是纵深推广农村普惠金融技术，扩大普惠金融的普惠效应。构建因地制宜的农村普惠金融发展技术标准与监管体系，推进各类型金融机构创新发展，提升农村金融服务效率。

第三，统筹发挥有为政府与有效市场的合力作用。一是政府应当识别及清除阻碍城乡一体化进程的体制机制弊端，加快推进公共资源配置向农村地区倾斜，充分发挥市场在城乡资源配置中的主导作用，注重外部要素流入与内部潜能挖掘协同并进，为释放数字经济动能提供沃土，探索数字经济发展驱动下的农村内生发展能力提升路径。二是综合考虑区域的相似性与独特性，针对性地推进数字经济发展程度和市场化改革速度，在城乡功能优化、产业布局合理及政策落实协同等方面久久为功，实现城乡发展格局重构。