数字经济发展对城乡收入差距的影响研究——基于系统GMM与门槛效应分析

○王江 齐梓言

（石河子大学经济与管理学院，新疆 石河子 832003）

改革开放以来，中国经济发展重心集中在城市地区，而忽略了农村地区的发展，导致城乡分化严重。2010—2020 年间我国城乡收入差距比在2.5之上，虽然11年间下降了14.38%，但城乡收入差距比仍处于较高水平，缩小城乡收入差距成为实现共同富裕、解决经济发展不平衡不充分的重要手段之一。但由于受资源、人才和技术等要素的限制，使得农村地区的经济发展效率低下，城乡差距缩小速度缓慢[1-2]。故党的十九届五中全会明确提出推动共同富裕，增加居民收入目标，聚焦解决城乡收入差距的问题。如何缩小城乡区域发展差距，提高弱势群体的收入水平成为我国目前有待解决的现实问题[3]。

随着数字时代的到来，数字经济在互联网、金融、医疗等领域得到广泛应用，与经济社会的联系也变得更加紧密，数字经济的发展既完善了经济结构、增加了消费方式，又突破了地域限制[4]。相比传统经济，数字经济更具便利性、高创新性和强渗透性，通过政策制定和社会福利等方式渗透到各领域之中，以特有的方式创造着社会价值。2021 年中国数字经济发展规模达45.4 万亿元，其增速超GDP增速3倍以上，数字经济成为我国经济发展的主要驱动力，为缩小城乡收入差距提供新方向。用数字技术为农业赋能，以数字经济为依托建设农业农村现代化，打通城乡发展壁垒，有利于提高农村地区的经济发展效率和收入水平。但同时由于农村地区的数字信息技术相对比较落后、人口老龄化严重以及对数字技术的认识度和接受度较低等问题的影响，也可能使数字经济发展对缩小城乡收入差距起反作用。那么，在数字经济全面发展的新时代，数字经济发展与城乡收入差距之间存在何种关系？基于此，文章以2011—2020 年全国30 个省份的面板数据，利用系统GMM 模型和门槛回归模型研究分析数字经济发展对城乡收入差距的影响，对实现共同富裕具有重要现实意义。

近年来，随着学者们对数字经济发展和城乡收入差距之间的关系研究逐渐深入，关于数字经济发展对城乡收入差距影响的研究结果却存在差异性。主要存在以下几种观点：

第一类观点是数字经济对城乡收入差距产生收敛作用。数字经济具有共享性，通过数字经济的便捷性和通用性等特点来促进资源、信息等要素的流通，从而缩小城乡之间的收入差距。此外，数字经济还可以降低城乡之间的信息不对称，降低农村地区寻找就业机会的成本，来提升农村地区的就业率，从而缩小城乡收入的差距[5]。魏君英等[4]研究发现，数字经济显著缩小了城乡收入差距，同时证明数字经济通过增加消费信贷便捷性这一路径来缩小城乡收入差距。台德进和蔡荣[6]指出，数字经济发展有利于城乡经济的融合发展，能通过转移劳动力和扩大市场规模来推动城乡一体化发展，进而缩小城乡收入差距，实现共同富裕。陈鑫鑫和段博[7]通过省级面板数据构建数字经济发展综合指标研究发现，数字经济可以直接通过市场一体化和模块分工打破空间界限，推动生产模式的变革，缩短流通环节，从而缩小城乡收入差距，同时数字经济也可以通过劳动力再分配以及提高产业集聚水平实现城乡收入均等化，间接缩小城乡收入差距。郭爱君和张小勇[8]认为，要实现共同富裕就需要解决城乡收入差距这一问题，而数字经济的出现为实现共同富裕带来了新的机遇，通过推动技术迭代升级、促进经济发展方式转变、重构价值体系等方法来缩小城乡收入差距，从而实现最终目的。另外，当前农村地区的主要收入来源为外出打工获得的工资性收入，互联网的普及能明显拉动农村居民工资性收入，改善城镇与农村地区的收入分配格局，从而缓解城乡收入扩大的趋势[9]。

第二类观点是数字经济对城乡收入差距产生扩大作用。数字经济发展是一把双刃剑，在带动经济发展的同时也会产生新的问题。有学者指出数字经济发展红利只能被部分社会群体掌握，使无法享受数字红利的社会群体被边缘化，加大数字鸿沟等社会问题，不利于缩小城乡收入差距[10]。ZHANG[11]指出由于基础设施成本高，电信公司不愿在相对较偏远的地区或农村地区进行投资，导致数字鸿沟在短时间内无法消除，城乡收入差距也会因此而长期存在。COUTURE[12]研究发现，在农村地区电子商务贸易带来的福利收益仅限于某些农村家庭群体和特定市场，而不是广泛的，也没有证据能表明农村生产者和工人的收入因数字化的引入而增加，相反可能会扩大城乡收入差距。CORREA[13]认为，因为信息搜索能力、网络连接普及率、教育和年龄等因素的影响，数字经济的发展加剧了社会的不平等，使得城乡收入差距有扩大的趋势。贺娅萍和徐康宁[14]指出虽然互联网是目前主要的信息收集途径，具有低成本、高效率等特点，但由于经济发展水平、互联网普及率等因素的影响使互联网扩大了城乡收入差距。何宗樾和宋旭光[15]认为，数字经济发展有利于非农业工作，不利于农业类的工作，其数字红利也更倾向于接受高教育的群体。李怡和柯杰升[16]利用Meta-analysis 研究发现，数字经济的普及和发展虽增加了农民的收入，但也扩大了城市与农村之间收入的差距，从而形成数字收入鸿沟，尤其是在电子商务中表现最为明显。

第三类观点是数字经济与城乡收入差距之间存在非线性关系。在数字经济发展早期阶段，数字经济发展对城乡收入差距产生收敛作用，但随着数字经济的深入发展，产生逆城镇化的现象，城乡之间产生数字鸿沟，反而加剧收入之间的不平等，数字经济对城乡收入的影响呈现“U”型特征[17]。王军和肖华堂[18]利用省级面板数据进行非线性回归，研究发现数字经济可以通过产业结构、城乡数字鸿沟对城乡收入差距产生影响，数字经济与城乡收入差距之间呈“U”型关系。米嘉伟和屈小娥[19]以全国283个地级以上城市为研究对象，研究发现数字经济与城乡收入差距之间呈现“U”型态势，分区域而言，东、中部地区的“U”型趋势表现比较微弱，西部地区较为明显。同时，也有学者认为数字经济对城乡收入的影响之间的关系正好相反。李晓钟和李俊雨[20]利用系统GMM 法实证发现，数字经济与城乡收入差距之间表现为倒“U”型关系，同时存在研发投入单一门槛效应以及经济发展水平双重门槛效应。

综上所述，关于数字经济发展与城乡收入差距的关系受到学者们特别关注，从而为深入研究二者之间的关系奠定基础。但关于数字经济发展扩大还是缩小城乡收入差距尚未得出统一的结论。目前，大多文献多关注于数字经济与城乡收入差距之间的线性关系，而忽略了二者之间是否存在非线性关系。

此外，关于数字经济发展对城乡收入差距的影响研究大多从全国层面出发，利用静态面板模型进行研究，不能反映影响的滞后现象以及区域之间是否存在异质性。鉴于此，本文的边际贡献主要有以下三方面：一是在数字经济发展指标选取上采用多维度构建综合指标，并将创新能力一并纳入指标体系中。二是在模型选取上运用动态面板系统GMM模型研究滞后的影响，并进行异质性分析。三是引入门槛模型，讨论在不同的城镇化水平以及不同的消费水平下，数字经济发展对城乡收入差距的影响是否存在差异性。

（一）模型设定

1.基准回归模型。基于上述分析，构建如下基准回归模型：

为进一步探究数字经济与城乡收入差距之间是否存在非线性关系，故构建如下模型：

其中，i、t分别为省份、年份，被解释变量gap代表城乡收入差距，解释变量de代表数字经济发展水平，xit为控制变量，εit为随机误差项。

2.门槛回归模型。本文参考HANSEN[21]、张贺和白钦先[22]的做法，引入门槛面板模型。分别选取城镇化水平和消费水平作为门槛变量。构建单一门槛模型：

进一步构建双重门槛模型：

其中，I(·)代表指示函数，若括号里的公式成立，则指示函数的值取1，若括号里公式不成立，则指数函数的值取0。其他变量含义与基准回归模型含义相同。urb和lncon为门槛变量，θ和γ为门槛值。

（二）研究方法

文章通过熵值法得出2011—2020 年我国30个省份数字经济发展综合指数，熵值法的具体步骤如下：

第一步，指标的标准化处理。正向指标的标准化处理如下：

负向指标的标准化处理如下：

其中，i表示各省份，i=1,2,3,…n，j表示各指标，j=1,2,3,…m，xij表示i省的第j项指标大小。

第二步，计算各地区各指标比重

第三步，计算第j项指标熵值ej及冗余度dj

第四步，计算第j项指标权重

第五步，计算综合分数

其中，σj值越大说明数字经济发展水平越高。

（三）变量选取与数据说明

1.被解释变量。城乡收入差距（gap），目前关于城乡收入差距的衡量方法学者们大多采用泰尔指数、基尼系数等指标。故本文借鉴吴昌南和张云[23]的研究方法，采用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入比作为城乡居民收入差距的衡量指标。

2.解释变量。数字经济发展（de），目前关于数字经济指标的构建存在差异性，但主要集中在数字发展环境、数字经济载体、数字产业化、产业数字化、数字交易等维度出发构建数字经济发展综合指标[24-26]。鉴于此，本文借鉴陈鑫鑫和段博[7]关于数字经济发展指标体系的构建，从四个方面出发，构建数字经济发展的综合指标。其中，数字基础设施建设包括：移动电话普及率、长途光缆线路长度、人均互联网域名数、互联网宽带接入用户、互联网接入端口数来反映我国数字经济的基础设施建设情况；
数字产业化包括：技术市场成交额、移动电话交换机容量、软件产品收入；
产业数字化包括：电信业务总量、快递量；
数字经济创新能力包括：R&D经费占地区GDP比重、专利申请数、授予学位数、R&D人员全时当量。并采用熵值法进行测算。具体指标见表1。

表1 数字经济综合指数指标体系构建

3.门槛变量。城镇化水平（urb）本文用城镇人口数/总人口数衡量城镇化水平。消费水平居民（lncon）本文用人均消费支出取对数衡量消费水平。

4.控制变量。基于已有文献的研究，为避免遗漏变量出现误差造成影响，故本文选取财政支出、产业结构、交通发展水平和教育投入4 个控制变量。其中，财政支出（fiscal）用各省份的一般公共预算支出与各省份地区生产总值比值来衡量；
产业结构（stru）用各省份的第二、三产业增加值/GDP来衡量；
交通发展水平（road）用各省份的公路里程数取对数来衡量；
教育投入（edu）用各省份的教育支出/一般公共预算支出的比重来衡量。

5.数据说明。根据数据可得性原则，本文研究样本选取2011—2020 年全国30 个省份（由于数据不全，本研究不包括西藏及港澳台地区）的面板数据进行分析。所有数据均来源于EPS数据库、各省份的统计年鉴和国家统计局。

表2为各变量描述性统计结果，对主要变量进行描述分析。解释变量数字经济发展最大值为0.815，说明这个地区的数字经济水平较高，最小值为0.026，最大值与最小值之间相差较大，说明在不同时间段、不同省份中数字经济发展水平存在较大的差异。被解释变量城乡收入差距最小值为1.845，最大值为3.980，二者之间相差2.135，差距明显，其均值和标准差分别为2.620和0.418。门槛变量城镇化水平是经济增长的重要动力，其最大值和最小值分别为0.896、0.350，最大值与最小值之间相差0.546，说明不同地区的城镇化发展水平差距较大。消费水平在一定程度上反映了地区收入水平的高低，其最大值为10.728，最小值为8.855，均值为9.632，标准差为0.384。

表2 各变量的描述性统计

（一）基准回归

本文首先利用省级面板数据进行基准回归分析，回归结果见表3。表3 中列（1）至列（3）分别使用ols、re 和fe 进行初步回归，并通过了Hausman 检验，故拒绝原假设，因此，选择固定效应模型进行分析。由列（3）可知，数字经济发展一次项系数为负，通过1%显著性水平；
但数字经济发展的二次项系数显著为正，说明数字经济发展与城乡收入之间呈“U”型关系，即数字经济发展先缩小了城乡收入的差距，但随着数字经济深入发展，对城乡收入差距产生扩大作用。为避免出现内生性问题，本文利用系统GMM 法进行进一步的回归分析。由表3 可知，列（4）和列（5）均通过自相关检验，AR（1）的P值均小于0.1，AR（2）的P 值均大于0.1；
同时，Hansen 检验P 值均大于0.1，不存在过度识别的问题，由此可以证明估计的有效性。

由表3 的列（5）中可以看出，数字经济发展一次项系数在1%显著性水平上为负，其二次项系数为正且在1%水平上显著，表明数字经济发展对城乡收入差距的影响为先缩小后扩大，与静态面板数据模型回归结果相一致。其原因可能是，数字经济发展初期主要依赖人口红利来获得发展，为农村居民提供更多就业机会，使农村居民的工资性收入明显提升，从而缩小了城乡收入差距。但随着数字经济的深入发展，经济结构也在发生变化，使得数字经济发展对高素质技能人才的需求不断增加，而农村地区的居民大多属于中低技能劳动力，短期内无法摆脱因技能、数字素养低等因素的束缚，造成农村居民结构性失业，进而拉大城乡收入差距。滞后一期的城乡收入差距显著为正，即当期的城乡收入差距受前一期城乡收入差距影响，前一期的城乡收入差距每扩大1个单位，使得当期城乡收入差距扩大0.549个单位，说明城乡收入差距存在时滞性，是连续的、动态的。

表3 面板回归结果

在控制变量中，财政支出系数为0.925，通过10%显著性水平，财政支出的增加对城乡收入差距产生扩大作用。其原因可能是地方财政支出出现分配不合理的情况，支出主要倾向于城市，从而造成城乡收入差距不断扩大。产业结构系数为3.67，通过1%显著性水平，说明产业结构对城乡收入差距产生扩大作用。其原因可能是，现阶段我国产业结构不合理，城乡二元经济结构矛盾增加，城市的资金、人才、技术远优于农村地区，导致城乡收入贫富差距不断扩大。交通发展水平系数为正且通过5%显著性水平，教育投入虽对城乡收入差距产生扩大作用，但不显著。

（二）稳健性检验

为保证结果的稳健性，本文将从两方面进行稳健性检验：（1）对被解释变量进行重新度量，将城乡收入差距的衡量方式替换为泰尔指数。（2）1%缩尾处理，防止出现变量波动较大而对回归结果造成影响。稳健性检验结果见表4 的列（1）至列（4）。通过对比表3 与表4 可以看出，数字经济对城乡收入差距影响的一次项系数负，二次项系数为正，分别通过不同显著性水平检验，说明回归结果稳健。与固定效应模型和系统GMM 模型回归结果一致。

表4 稳健性检验

（三）异质性分析

考虑到不同地区的数字经济发展程度不尽相同，故不同地区的数字经济发展对城乡收入差距的影响也可能存在较大的差异性。因此，为检验不同区域之间是否存在异质性，本文将全国划分为东、中、西三个地区分别进行实证检验，检验结果如表5所示。

由表5 可知，在东部地区，数字经济发展对城乡收入差距具有收敛作用，其系数为-0.536，通过5%显著性水平。在中部地区，数字经济发展对城乡收入差距也具有收敛作用，其系数为-1.581，通过10%显著性水平。在西部地区，数字经济发展对城乡收入差距影响系数为负，未通过显著性水平。这表明不同区域之间数字经济发展对城乡收入差距的影响存在异质性。其原因可能是，经济发达地区的数字经济发展水平与该地区的经济配适度高，同时也能破解传统经济的局限性，创造更多的就业机会、提供更多的便利性，从而激发经济发展的动力，缩小城乡收入差距。而与东部地区相比较而言，中部地区的影响效果更明显，这可能是因为相比东部地区，中部地区的区位优势、人才吸引力、经济发达度较低，对数字经济的融合度也弱于东部地区，所以提升空间较大。而西部地区的影响效果不显著，可能是因为西部地区的数字经济水平较低，享受较少的数字经济红利，无法体现西部地区的竞争优势，从而使得数字经济对城乡收入差距的影响效果不明显。

表5 地区异质性检验

（一）门槛效应检验

首先，本文对城镇化水平和消费水平的门槛效应进行检验，确定门槛个数。由表6 可知，数字经济发展对城乡收入差距的影响在不同城镇化水平下存在差异。城镇化水平仅通过单一门槛检验，因此城镇化水平为单一门槛，门槛值为0.388。此外，消费水平分别通过单一门槛和双重门槛检验。因此可以判断出，消费水平为双重门槛，门槛值分别为9.969和9.128。

（二）门槛效应回归结果分析

对城镇化水平和消费水平的门槛效应进行回归分析，回归结果如表7所示。

1.门槛变量为城镇化水平。由表7列（1）为城镇化水平的门槛效应回归，在不同的城镇化水平下产生的影响有所不同。当城镇化水平小于门槛值0.388 时，数字经济发展对城乡收入差距的影响系数为正且在1%水平下显著，数字经济发展对城乡收入差距产生扩大作用，即数字经济发展每增加1单位，城乡收入差距扩大4.379 个单位。原因在于城镇化水平较低时，很多地区的基础设施较为薄弱，公共服务水平不高，且农村地区享受较少的数字红利，使得农村地区的收入远不及城镇地区，从而加剧城乡收入差距。当城镇化水平大于门槛值0.388 时，数字经济发展对城乡收入差距的影响系数为负，且在1%水平下显著，说明数字经济发展有利于缩小城乡收入差距，即数字经济发展每增加1 个单位，城乡收入差距缩小0.684 个单位。原因可能在于，随着城镇化率的上升，减小了城乡之间的分化，农村地区所享受的数字红利也逐步增加，转变成自己的竞争优势，从而缩小了城乡收入差距。

表7 门槛效应回归结果

由表8可知，按门槛值对城镇化水平进行区域划分时，在2011—2012年间，大部分地区的城镇化水平大于0.388，但仍有地区还未达到门槛值；
2013年只有贵州的城镇化水平小于0.388；
2014 年我国所有地区的城镇化水平均超过门槛值。

表8 2011—2020年按城镇化水平门槛值划分的省份数

2.门槛变量为消费水平。表7列（2）为消费水平的门槛效应回归，在不同的消费水平下，数字经济发展对城乡收入差距的影响也存在差异。当消费水平低于门槛值8.969时，对应回归系数为4.993且在1%水平上显著，说明数字经济发展对城乡收入差距产生扩大作用。原因在于，在发展初期，消费支出主要集中在城市地区，而消费支出的增加会带动当地经济增长，为数字经济发展提供经济基础。因此，城市地区的数字经济发展速度比农村地区的数字经济发展速度快，数字经济发展又促进经济增长，导致城乡收入差距变大。当消费水平在8.969～9.129 时，对应回归系数为0.850 且在1%水平上显著，表明数字经济发展对城乡收入差距的扩大作用依然存在，但扩大作用系数从4.993 下降至0.850。当消费水平大于第二门槛值9.128时，对应回归系数为-0.616 且在1%水平上显著，说明数字经济发展有利于缩小城乡收入差距。随着利于农村地区发展的多项政策提出，越来越多的数字红利开始流向农村地区，推动着农村地区的经济发展，为农村地区的居民增加就业机会，提高了居民的收入水平，从而缩小城乡之间的收入差距。

由表9可知，按门槛值对消费水平进行区域划分时，2011年山西、贵州、云南、甘肃、青海五个省份的消费水平低于第一门槛值8.969。2012年我国实现所有地区跨过消费水平第一门槛值8.969；
2014年我国实现所有地区跨过消费水平第二门槛值9.128。

表9 2011—2020年按消费水平门槛值划分的省份数

（一）研究结论

本文基于2011—2020年全国30个省份的面板数据，利用系统GMM 模型研究分析数字经济发展对城乡收入差距的影响以及地区异质性。并进一步研究分析城镇化水平和消费水平的门槛效应。得出如下结果：首先，从全国层面看，数字经济发展与城乡收入差距之间存在“U”型关系，即数字经济发展对城乡收入差距的影响为先缩小后扩大。其次，分地区而言，在东部地区和中部地区，数字经济发展有利于缩小城乡收入差距，且中部地区的影响程度高于东部地区，而西部地区数字经济发展对城乡收入差距的影响不显著。最后，基于门槛效应模型研究发现，城镇化水平为单一门槛。当城镇化水平大于门槛值时，数字经济发展对城乡收入差距产生收敛作用。消费水平为双重门槛效应。当消费水平低于第一门槛值时，数字经济发展对城乡收入差距产生扩大作用；
当消费水平高于第一门槛值但不大于第二门槛值时，数字经济发展对城乡收入差距同样产生扩大作用，但其作用程度下降了；
当消费水平高于第二门槛值时，数字经济发展能有效收敛城乡收入差距。

（二）政策建议

基于上述分析与结论，本文提出以下几点建议：

1.规范数字经济发展。加强农村地区的数字基础设施建设，可以利用市场、政府和企业对数字经济发展的影响，提升数字经济的服务质量与水平，打造更多“数字+”产业，确保数字经济的平稳发展。同时，在发展数字经济时，也要加强对数字经济市场的监管，增强网络防护能力，及时有效地解决数字经济与传统经济融合发展时产生的问题，让数字经济更好地服务于社会。

2.努力推动城乡融合发展。将城镇化作为发展的平台，把资源进行共享与利用，打破城乡之间的壁垒，缩小城乡之间的发展差距，推动乡村地区的资源要素与城市对接，以城带乡，带动农村地区的经济发展。同时，在进行城乡融合发展的过程中，优化城镇布局，因地制宜，破除城乡二元结构，逐步缩小城乡收入差距。

3.提高农村居民的数字素养和技能。为农村居民提供培训平台，普及相关数字知识，增强居民对数字经济的理性认识和互联网安全防护意识。同时，为农村居民提供便捷的信息服务和数字文化资源，让数字经济的红利能够落入农村居民手中，使数字经济能最大程度发挥作用。

4.加快实现农业农村现代化。利用数字经济推动乡村建设，推动农村地区的电商发展，打造智慧农业产业集群，推动乡村优势产业发展，提高农村地区的竞争优势，为实现农业农村现代化提供动力，为农民提供现代化技术便利，降低农产品的交易成本，提高农民收入。

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