数字经济对城乡收入差距的影响研究

Research on the Impact of Digital Economy on the Income Gap between Urban and Rural Areas

摘要: 通过2012~2021年我国30个省的平衡面板数据，研究了数字经济对城乡收入差距的直接影响效应。利用双向固定效应和门槛效应模型进行回归分析。采用动态GMM模型估计法、滞后一期解释变量等方法对模型的稳健性进行了检验。研究结果表明：整体上我国数字经济显著缩小城乡收入差距，但在区域间存在较大差异。在数字经济对城乡收入差距的影响中经济发展水平和产业结构合理化水平分别存在着双重门槛和单门槛效应。因此，政府需要完善农村数字经济基础设施，因地制宜发展数字经济和优化产业结构。

Abstract: Using balanced panel data from 30 provinces in China from 2012 to 2021, this study investigates the direct impact of the digital economy on the urban-rural income gap. Regression analysis was conducted using a two-way fixed effects model and a threshold effect model. We confirmed the robustness of the model using SYS-GMM estimation with lagged dependent variables from the previous period. The research findings indicate that, overall, the digital economy in China significantly reduces the urban-rural income gap, although there are considerable differences across regions. In the impact of the digital economy on the urban-rural income gap, there are dual threshold effects for the level of economic development and a single threshold effect for the rationalization level of the industrial structure. Therefore, the government needs to improve the digital economy infrastructure in rural areas, develop the digital economy according to local conditions, and optimize the industrial structure.

1. 引言

党的二十大报告指出，“要加快建设网络强国、数字中国。”数字经济是继农业经济、工业经济之后的主要经济形态，是以数据资源为关键要素，以现代信息网络为主要载体，以信息通信技术融合应用、全要素数字化转型为重要推动力，促进公平与效率更加统一的新经济形态[1]。我国数字经济在小幅波动中稳定增长，成为国内经济回升向好的主要增长引擎。从2017年“促进数字经济加快成长”，到2023年“大力发展数字经济”，再到今年“深入推进数字经济创新发展”，政府工作报告对“数字经济”表述的每一次推进，都传递出坚定不移发展数字经济的决心和信心。数字经济不仅推动经济增长，还重塑着社会的就业结构和收入分配格局[2]。习近平总书记指出，“共同富裕是社会主义的本质要求，是人民群众的共同期盼。”[3]分配制度是促进共同富裕的基础性制度。在我国，发展的不平衡与不充分之问题依然显著，特别是城乡区域间的发展及收入分配的悬殊差异[4]，已然成为制约社会步向共同富裕理想的关键障碍。我国长期以来形成的二元户籍制度以及依附于其上的二元福利制度，导致城乡之间存在收入差距[5]。缩小城乡收入差距，以市场为导向，加快中国城市化进程，是解决我国发展不平衡不充分问题、实现共同富裕目标最艰巨、最繁重的任务。利用数字经济新优势，可以有效提升农村居民低收入群体的收入[6]，充分发挥数字经济带来的城乡融合、乡村振兴等效应，进而缩小城乡收入差距。

基于现有文献，已经有不少学者对数字经济对收入分配差距影响进行了研究。本文旨在深入探讨数字经济对城乡收入差异产生的影响，通过更加全面的实证来分析其内在作用机制，对于把握数字经济发展趋势、缩小城乡差距、推动社会整体富裕具有极为重要的实际价值和时代意义。

2. 理论分析与研究假设

2.1. 数字经济影响城乡收入差距的直接效应

经济增长理论强调技术进步是推动经济增长的关键因素。在大力发展新质生产力的背景下，农业数字化使智慧农业成为新的增长点，通过提高生产效率和创造新的经济活动[7]，促进了农村经济的增长，进而缩小城乡收入差距。数字普惠理论强调通过普及数字技术和服务[8]，提高所有社会成员的数字接入能力，以促进经济和社会的包容性增长。在农村地区，加大对数字基础设施的投资，如宽带互联网和移动通信网络，确保农村居民能够平等地访问和使用数字资源。增加非农就业率、提高农民收入，使农村居民能够享受数字经济所带来的红利，进一步推动城乡一体化发展。

假设1：数字经济发展会缩小城乡收入差距。

2.2. 不同地区数字经济对城乡收入差距的影响

我国拥有广阔的土地和丰富的资源，各城市间发展展现出显著的异质性。地理位置、经济政策、社会文化等多方面因素导致了我国各地区发展的不平衡态势[9]。这种不平衡不仅存在于城市地区，农村地区之间的发展水平亦呈现出明显的差异。在经济基础较好的地区，如长江经济带中下游地区，由于具备良好的基建、人才与技术等要素，数字经济的发展往往更为迅速，对城乡居民收入差距的抑制效应可能没有那么显著。相比之下，经济基础较差的不同地区在数字经济发展方面的政策支持力度不同[10]。政策支持力度大的地区，数字经济发展可能更为迅速，对缩小城乡收入差距的作用也可能更为明显[11]。反之，政策支持不足的地区可能数字经济发展相对滞后，对城乡收入差距的改善作用有限。

假设2：数字经济对城乡收入差距的影响上存在异质性。

3. 研究设计

3.1. 模型构建

${\text{Theil}}_{it}={\beta }_0+{\beta }_1{\text{Dedil}}_{it}+{\beta }_2{\text{Controls}}_{it}+u_{it}+v_{it}+{\epsilon }_{it}$ (1)

式(1)为本文设定的基准回归模型，Theil为城乡收入差距，Dedli为数字经济发展水平，Controls_it为控制变量，u_i表示个体固定效应，v_i表示时间固定效应。_it表示随机扰动项。

3.2. 变量说明

被解释变量：城乡收入差距(Theil)。部分学者使用城乡居民可支配收入之比表示城乡收入差距，但泰尔指数可以衡量出组内差距和组间差距对总差距的贡献。因此本研究使用泰尔熵指数来表示城乡收入差距，其计算公式如下：

$\text{Theil}={\displaystyle \sum _{i=1}^2\left(\frac{I_{it}}{I_i}\right)}\ln \frac{I_{it}/P_{it}}{I_i/P_i}$ (2)

式(2)中i = 1、2分别代表了城镇地区和农村地区；I代表城镇或农村居民的总收入；P代表城镇或农村的人口数量。

解释变量：数字经济(Dedli)。参考王军(2021) [12]，柏培文和张云(2021) [13]构建的数字经济发展水平指标。根据数字经济的现代化背景和具体含义，该体系共选取30个变量。采用客观赋权法中的熵值法对指标进行赋权，得出数字经济发展综合指数。

控制变量：本文选用外贸依存度、产业结构高级化、教育水平、创新发展、人均地区生产总值、地方财政自给率、农林水事务支出力度、地方财政集中度作为控制变量。经济发展水平、产业结构合理化为门槛变量。具体解释见表1。

Table 1. Explanation of variables

表1. 变量解释

类型	名称	符号	定义
被解释变量	城乡收入差距	theil	泰尔熵指数计算的城乡收入差距
核心解释变量	数字经济	dedil	数字经济指标测度
控制变量	外贸依存度	foreign	进出口总额/GDP //使用年度平均汇率转化进出口总额单位为 人民币后测算得到
	产业结构高级化	high	冯素玲–产业结构高级化
	教育水平	edu	人均高校在校生人数
	创新发展	Innov	人均专利数量
	地方财政自给率	finance	地方财政总收入/地方财政总支出
	农林水事务支出力度	agriculture	地方农林水事务支出/地方财政总支出
	经济发展水平	agdp	人均生产总值
	地方财政集中度	fiscal	地方财政总支出/地区生产总值
门槛变量	经济发展水平	agdp	人均地区生产总值
	产业结构合理化	rat	产业结构合理化泰尔指数倒数

资料来源：作者整理，下同。

3.3. 数据来源

鉴于数据的可获得性，本文选取我国2012~2021年30个省份的相关数据进行量化分析，数据来自国家统计局，中国市场化指数数据库、各省份历年统计年鉴和历年中国数字经济发展报告。部分缺失值采用插值法处理。

4. 实证分析

4.1. 基准回归分析

第(1)列为使用面板回归拟合得出的结果(见表2)，并加入了可能会影响城乡收入分配差距的变量，包括外贸依存度(foreign)、产业结构高级化(high)、教育水平(edu)、创新发展水平(innov)等8种控制变量。其中，数字经济的回归系数在1%显著性水平下为负，表明数字经济与城乡收入分配差距之间存在显著的负相关关系，数字经济的发展能够显著缩小城乡收入分配差距。第(2)列和第(3)列进一步加入个体固定效应和时间固定效应，数字经济的回归系数依旧在1%的水平下显著为负，表明在消除其他因素的干扰后，数字经济仍然显著缩小城乡收入分配差距。验证前面的假设1。为检验数字经济对城乡收入分配差距的非线性影响，第(4)列引入了数字经济的平方项。结果表明，二次项系数显著为负，但一次项并不显著。说明这30个省份的数字经济对城乡收入分配差距之间不存在U型曲线。

Table 2. Baseline regression

表2. 基准回归

	(1)	(2)	(3)	(4)
	theil	theil	theil	theil
dedli	−0.033^***	−0.027^***	−0.026^***	0.004
	(−2.68)	(−2.94)	(−2.98)	(0.24)
foreign	−0.007	−0.025^***	−0.021^***	−0.022^***
	(−1.24)	(−5.26)	(−4.47)	(−4.66)
agdp	−0.000^***	0.000^**	0.000^***	0.000^***
	(−6.46)	(2.00)	(3.30)	(2.86)
finance	−0.025^**	−0.043^***	−0.033^***	−0.031^***
	(−2.48)	(−5.28)	(−3.97)	(−3.81)
agriculture	−0.063^**	0.006	0.002	0.004
	(−2.23)	(0.28)	(0.11)	(0.22)
fiscal	0.046^***	0.051^***	0.048^***	0.052^***
	(3.08)	(4.63)	(4.42)	(4.77)
high	−0.051^***	0.057^***	0.071^***	0.066^***
	(−4.09)	(4.53)	(5.59)	(5.16)
edu	−3.192^***	−1.128^***	−0.818^***	−0.887^***
	(−15.98)	(−4.90)	(−3.50)	(−3.81)
innov	5.300^***	3.350^***	3.595^***	4.414^***
	(6.77)	(4.97)	(5.50)	(6.07)
dedli2				−0.066^**
				(−2.47)
_cons	0.302^***	0.003	−0.043	−0.033
	(10.71)	(0.10)	(−1.43)	(−1.10)
个体效应	No	No	Yes	Yes
时间效应	No	Yes	Yes	Yes
N	300	300	300	300

注：^*、^**、^***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，括号内为标准误。以下均是。

4.2. 稳健性检验

稳健性检验是用来进一步检验结果的准确性和模型的可靠程度，分别采取滞后一期解释变量，工具变量，替换核心解释变量，更换研究年度期间的方法。滞后一期解释变量的检验结果显示(见表3)，数字经济的回归系数在1%的水平下显著为负，与基准回归的显著性一致，验证了该结论的稳健性。为解决互为因果、遗漏解释变量等而引起的内生性问题，采用动态GMM面板估计的工具变量法以滞后一期解释变量和滞后二期解释变量对内生性问题进行处理，工具变量通过相关性检验、不可识别检验和弱工具变量检验。检验结果显示一阶差分序列相关显著，二阶自相关不显著，由于存在异方差，选择Hansen检验结果：p = 0.248，在0.1~0.25之间说明选择的工具变量有效消除了模型的内生性问题，动态GMM模型回归结果显示数字经济依旧在1%的显著水平下缩小城乡收入差距。核心解释变量数字经济替换为电信业务总量与GDP的比值，数字经济的回归系数在1%的水平下显著为负，进一步验证模型的可靠性。将2012年的数据剔除重新进行回归，数字经济的回归系数依旧在1%的水平下显著为负。再一次验证了结论稳健性。稳健性检验进一步验证了假设1的成立。

Table 3. Robustness check results

表3. 稳健性检验结果

	滞后一期解释变量	动态GMM	替换核心解释变量	更换研究年度期间
L.dedli	−0.021^***
	(−2.21)
dedli		−0.018^***		−0.040^***
		(−1.88)		(−4.52)
foreign	−0.016^***	0.001	−0.018^***	−0.017^***
	(−3.11)	(0.72)	(−3.91)	(−3.34)
L.theil		0.960^***
		(102.39)
tele			−0.048^***
			(−4.02)
_cons	−0.095^***	−0.008^**	−0.020	−0.088^***
	(−2.82)	(−2.13)	(−0.67)	(−2.72)
N	270	270	300	270

4.3. 异质性分析

基于理论分析的内容，将30个省份划分为东中西部并进行异质性分析(见表4)。东部的数字经济与城乡收入差距呈现出倒U型曲线的特征，这说明东部地区发展前期，因为城乡数字经济水平差异较大，城市地区数字化企业发展迅速，城市居民收入显著提高，农民数字化素养较低，农村数字经济基础不够完善，导致城乡收入差距逐渐扩大[14]。数字经济水平的发展水平越过“拐点”之后，农村地区的数字经济开始显著缩小城乡收入差距。中部和西部地区并没有显现出这类特征，中部地区的数字经济对城乡收入差距的影响表现为正U型，数字经济发展初期会降低城乡收入差距，但数字经济的进一步发展会拉大城乡收入差距，产生数字鸿沟问题。西部地区的数字经济回归系数不显著。验证了假设2的正确性。

Table 4. Heterogeneity test results

表4. 异质性检验结果

	东部		中部		西部
	theil	theil	theil	theil	theil	theil
dedli	0.044^**	−0.023^***	−0.143^***	−0.019	−0.019	−0.009
	(2.39)	(−2.29)	(−4.21)	(−1.29)	(−0.33)	(−0.55)
dedli2	−0.106^***		0.578^***		0.045
	(−4.16)		(3.95)		(0.19)
_cons	−0.014	−0.046	0.273^***	0.266^***	−0.065	−0.069
	(−0.24)	(−0.75)	(8.55)	(7.40)	(−1.18)	(−1.36)
N	110	110	80	80	110	110
r2_a	0.923	0.908	0.978	0.972	0.966	0.967

5. 门槛效应分析

5.1. 门槛效应检验

进一步研究数字经济发展水平对城乡收入差距影响是否存在分界点，选用经济发展水平和产业结构合理化为门槛变量，其中θ₁、θ₂和θ门槛值，引入如下面板门槛模型：

${\text{Theil}}_{it}={\gamma }_0+{\gamma }_1{\text{Dedli}}_{it}\left(\text{agdp}\le {\theta }_1\right)+{\gamma }_2{\text{Dedli}}_{it}\left(\text{agdp}\ge {\theta }_1\right)+{\gamma }_3{\text{Dedli}}_{it}+{\gamma }_4{\text{Controls}}_{it}+{\mu }_i+{\epsilon }_{it}$ (3)

${\text{Theil}}_{it}={\delta }_0+{\delta }_1{\text{Dedli}}_{it}\left(\text{agdp}\le \theta \right)+{\delta }_2{\text{Dedli}}_{it}\left(\text{agdp}\ge \theta \right)+{\delta }_3{\text{Controls}}_{it}+{\mu }_i+{\epsilon }_{it}$ (4)

本文选择从经济发展和产业结构合理化出发，分别使用人均地区生产总值(agdp)和产业结构合理化指数(rat)作为门槛变量，进行相应的门槛效应回归。结果表明(见表5)，对于经济发展水平的双重门槛效应显著成立。对于产业结构合理化的单一门槛效应在1%的水平下显著成立。

Table 5. Threshold effect significance test results

表5. 门槛效应显著性检验结果

Threshold	门槛设定	F值	P值	10%	5%	1%
agdp	单一门槛	48.16	0.010	24.184	27.980	47.810
	双重门槛	26.38	0.063	21.949	29.769	49.987
rat	单一门槛	85.13	0.000	26.415	29.541	41.234

5.2. 门槛效应结果分析

从表6第(1)列中可以得知，当经济发展水平低于门槛值23,992时，数字经济发展与城乡收入差距的回归系数为正并且在1%水平下显著，数字经济会扩大城乡收入之间的差距，原因是经济发展水平较低的地区，数字经济发展促进城市居民收入水平提高，而农村地区的数字经济基础设施不够完善导致了城乡收入差距进一步扩大。当经济发展水平处于单门槛值和双门槛值27,665之间时，数字经济发展仍会扩大城乡收入差距，但数字经济的回归系数明显降低，数字经济发展每增加1单位，城乡收入差距从之前的缩小0.344个单位，降到了缩小0.068个单位。经济发展高于双门槛值后，农村地区的数字基础设施得到完善，农民也可以享受数字经济带来的高收入效益[15]，从而减少城乡差距。

Table 6. Threshold regression results

表6. 门槛效应回归结果

	(1)	(2)
	theil	theil
Dedli (agdp ≤ θ1)	0.344^***
	(8.37)
Dedli (θ1 < agdp ≤ θ2)	0.068^***
	(3.05)
Dedli (θ2 ≤ agdp)	−0.047^***
	(−3.75)
Dedli (rat ≤ θ)		0.263^***
		(6.68)
Dedli (θ ≤ rat)		−0.029^**
		(−2.54)
_cons	0.282^***	0.294^***
	(8.27)	(10.89)
N	300	300
r2_a	0.880	0.863

由表6第(2)列可以得知，当产业结构合理化水平低于单门槛值1.8811时，数字经济发展会显著的促进城乡差距。在产业结构合理化较低的省份，农村劳动者相对城市劳动者而言，在学历背景和工作能力等方面都相对弱势，造成农民无法享受数字经济所带来的红利[16]。应该加强新兴产业和高附加值产业的发展，提升经济创新力和核心竞争力。当产业结构水平高于门槛值时产业结构合理化能够显著促进农民收入水平的提高，城市与农村之间的“数字鸿沟”会进一步缩小[17]，数字经济就会缩小城乡收入差距。

6. 结论与建议

本文采用30个省份2012~2021年的平衡面板数据对数字经济与城乡收入差距之间的机制进行量化分析。利用动态GMM模型估计，滞后解释变量，替换解释变量等多种方法进行稳健性检验。得出主要结论：第一：数字经济发展会缩小城乡收入差距。第二，根据区域划分研究数字经济与城乡收入差距之间作用机制的异质性，东部地区数字经济对城乡收入差距呈现倒U型特征，中部地区呈现正U型特征，西部地区并不显著。第三，数字经济对城乡收入差距的影响存在着经济发展水平的双重门槛效应和产业结构化的单一门槛效应。基于上述研究结论，本文提出了以下建议：

1) 完善农村地区数字基础设施建设，推动数字经济与实体经济深度融合[18]。构建以数据驱动创新为核心，以通讯网络为支撑，以数据算力设施为中心的基础设施网络，是推动产业升级与创新发展的基石[19]。数字经济的发展突破了传统的区域、时间、行业界限，实现了创新资源的跨域协同，从而有效降低资源搜索与交易成本，提升技术创新的效率与效能，为创新要素精准对接与合作提供了有力支持。增强金融政策的支持力度，为数字经济与实体经济的融合发展提供资金保障，推动城乡融合发展，提升城镇化水平[19]。同时，应发挥市场机制在经济调节中的自然作用，通过价值规律，促进数字经济的稳健增长。

2) 因地制宜发展数字经济。根据地区地理位置和经济政策的不同，政府应制定针对性的政策。为推动数字经济发展、弥合城乡收入分配差距提供政策保障[20]。应借助东部地区在数字经济方面的先发优势[21]，推动区域经济的高质量发展，进而缩减城乡间的收入差异[22]。同时，应积极推动西部大开发地区数字化产业链的延伸与完善，通过东西部地区的产业协作与共享，实现区域经济的均衡发展。为此，国家应进一步优化税收优惠政策，加大政策性金融工具的支持力度，为构建东西部数字经济产业园提供坚实的政策与财政支撑。

3) 优化产业结构，通过政策引导，促进从劳动密集型产业向技术密集型和知识密集型产业转变。支持服务业和高技术制造业的发展，逐步减少对传统制造业的依赖。鼓励产业内部的技术创新和模式创新，通过数字化、智能化改造提升传统产业的效率和竞争力[23]。同时，支持新兴产业的发展，如新能源、新材料、生物医药等。鼓励企业和研究机构加大对新技术、新产品的研发投入，加快数字经济创新发展[24]，缩小城乡收入差距。

基金项目

内蒙古自治区社会科学规划项目“推动内蒙古乡村振兴金融支持的效率、困境及优化路径”(编号：2023NDC146)，主持人：贾曼莉。

NOTES

^*第一作者。

^#通讯作者。