摘要：文章基于2013—2020年中国30个省（自治区、直辖市）的面板数据，采用双重固定效应模型、中介效应模型实证检验数字经济对城乡收入差距的影响。结果表明：数字经济扩大了城乡收入差距，这一结论在稳健性检验后依然成立。机制分析显示，产业结构升级是数字经济扩大城乡收入差距的重要渠道。进一步研究发现，数字经济对城乡收入差距的影响具有区域异质性，数字经济对西部地区城乡收入差距具有显著影响。

　　关键词：数字经济；城乡收入差距；产业结构

　　引言

　　当前，我国的城乡收入差距持续缩小，城乡收入之比从2011年的2.90下降到2022年的2.50，但是两者的绝对水平相差依然很大。国家指出中国式的现代化是全体人民实现共同富裕的现代化。由于城乡分割的二元经济和城市偏向性的发展政策，我国经济在取得高质量增长的同时产生了不容忽视的城乡收入差距问题，成为实现共同富裕的一大障碍。近年来，数字经济成为重塑产业结构和推动经济发展的重要力量。2022年，我国数字经济增加值规模达到50.2万亿元，占国内生产总值的41.5%，同比名义增长10.3%。数字经济对资源的流动、生产力的变革、要素收入的分配造成冲击，必然也会对城乡居民的就业和收入造成深远影响。深入研究数字经济与城乡收入差距之间的关系，对于推动城乡统筹发展，探索实现共同富裕具有重要现实意义。

　　一、文献综述

　　目前学术界关于数字经济对城乡收入差距的研究尚未达成一致结论。既有文献探讨焦点主要集中在“数字红利”和“数字鸿沟”上。

　　部分学者认为数字经济能缩小城乡差距。首先，田鸽等（2022）［1］认为数字经济大幅度降低信息传播成本，增加农民的信息获取量。罗小芳（2021）［2］认为数字经济能增强劳动力的流动，促进农村劳动力的非农就业，大幅增加农民的劳动收入。其次，互联网拓宽农产品的销售渠道从而增加农民收入。

　　再者，周利等（2020）［3］提出数字技术发展降低金融机构的运营成本和降低交易成本，孙学涛（2022）［4］认为农村地区优质金融资源增多，张蕴萍等（2022）［5］认为金融服务需求向“尾部”移动，使更多的群体特别是农村低收入群体享受到金融服务。此外，数字经济赋能农业技术改造，促进农业的高质量发展，缩小了城乡差距。

　　部分学者认为数字经济扩大了城乡收入差距。首先，星焱（2021）［6］认为农村地区的数字基础设施建设明显滞后于城市地区，城乡居民在信息获取的丰富度和成本上存在显著差异。同时，张磊等（2017）［7］认为数字技术的资源在城乡中的分配并不均匀，随之产生的收益也无法在城镇和乡村中真正共享。其次，柏培文等（2021）［8］认为智能化的发展对低技能劳动力有挤出作用，部分在城镇就业的农民被“淘汰”，农村群体就业机会和薪资受到冲击。此外，刘晓倩等（2018）［9］认为农村居民受教育程度有限导致农村数字素养普遍较低，使得低收入人群不能很好地利用互联网技术增加收入。

　　还有一部分学者认为，数字经济与城乡居民收入差距的关系并非直接的线性关系。陈文等（2021）［10］认为数字经济与城乡收入差距存在“U”型关系，即在数字经济发展初期可缩小城乡收入差距，而在数字经济发展后期，数字鸿沟会加剧城乡收入差距。程名望等（2019）［11］则认为互联网普及率对城乡收入差距的影响是先扩大后缩小，呈现倒“U”型关系。但李晓钟等（2022）［12］认为数字经济对城乡收入差距的影响取决于消极影响和积极影响两种因素的结合。

　　二、理论分析及研究假设

　　（一）数字经济会扩大城乡收入差距

　　我国数字经济高速发展，数字基础建设有序推进，但由于新型数字基础设施成本较高，多布局经济更为发达地区。农村地区的数字基础建设虽然有所改善，但规模总量仍远落后于城区，城乡数字基础设施的巨大差距产生的信息鸿沟会使城乡收入差距扩大。同时，数字经济的发展催生出的平台经济吸收了大量农村劳动者，他们在劳动市场上往往处于劣势地位，无法享有与城市居民相同的工资和福利待遇，扩大了城乡收入差距。基于此本文提出假说。

　　假说1：数字经济扩大了城乡收入差距。

　　（二）产业结构在数字经济影响城乡收入差距中的中介作用

　　数字经济的高速发展重塑了传统产业，推动产业结构升级。但数字技术的广泛使用和实体产业的深度融合创造了新的业态和新生产模式，提供了新的就业岗位。但是新岗位对劳动力的专业技能和文化素养提出更高的要求，而农村居民是体力劳动的主力，无法与新岗位匹配。此外，企业通过对数据这一生产要素的高效使用，提高了生产要素的配置效率。但一方面，农村受到人多地少、机械化程度低等因素困扰，农业劳动生产率提升缓慢，远远低于第二、第三产业，使得城镇居民和农村居民的收入差距进一步扩大；另一方面，资本密集的高技能部门比劳动密集的低技能部门生产效率提升更多，其相应收入也会提高，而农村居民就业岗位集中在劳动密集的低技能部门，这就导致城乡收入差距扩大。基于此本文提出假说。

　　假说2：产业结构在数字经济扩大城乡收入差距中起到了正向传导作用。

　　三、研究设计

　　（一）模型构建

　　本文构建基本模型如下。

　　（二）变量说明与描述性分析

　　1.被解释变量

　　城乡收入差距（IG）为被解释变量，用泰尔指数来测度。泰尔指数为正向指标，泰尔指数越大，说明城乡居民收入差距也越大。

　　泰尔指数如下所示：

　　2.核心解释变量

　　数字经济发展水平（DIG）为核心解释变量，在考虑数据可得性的基础上，借鉴焦帅涛等（2021）［13］的做法，从数字基础、数字应用、数字创新和数字变革4个层面构建中国数字经济发展综合指标评价体系，该体系中指标均为正向效益型指标。数字经济发展水平指标体系如表1所示。各省（自治区、直辖市）的数字经济发展水平用熵值法求得。

　　3.中介变量

　　本文的中介变量为产业结构（IND），产业结构采用各省份第三产业增加值与第二产业增加值之比来衡量。

　　4.控制变量

　　在控制变量的选取上，本文考虑对城乡收入差距影响较大的变量。

　　经济发展水平（GDP），采用各省份国内生产总值的对数来衡量。根据发展经济学观点，城乡居民收入差距会随着地区经济发展而变化。

　　政府财政投入（GOV），采用政府公共财政支出与生产总值的比值进行衡量。为快速推进工业化，政府往往将财政资源向城区倾斜。

　　交通便利程度（TRA），采用各省份公路里程的自然对数值来衡量。良好的交通条件有利于城乡资源要素流动，提升农村经济效率。

　　普惠金融（PUB），选取郭峰等编制的普惠金融指数取对数来度量。城乡协调发展需向社会各界尤其是欠发达地区和社会低收入者提供较为便捷的金融服务。

　　城镇化（UR），使用乡村人口与城乡人口之比来衡量。城镇化的推进使更多的农民从事非农业生产，非农业收入的增加会缩小城乡收入差距。

　　人力资本（RL），使用中央财经大学发布的《中国人力资本报告2023》中各省份实际人均人力资本的对数来衡量。人力资本是影响收入的关键因素。

　　（三）数据来源和描述性统计

　　本文选取全国30个省（自治区、直辖市）作为研究对象，时间跨度为2013—2020年。数字普惠金融指数来源于《北京大学数字普惠金融指数（2011—2020年）》。实际人均人力资本来源于《中国人力资本报告2023》。其他所有指标数据、数字经济发展水平所有指标数据均来自国家统计局。鉴于各变量最大值与最小值之间差异较大，对所有连续变量在1%和99%的水平进行缩尾处理。各变量的描述性统计见表2。

　　四、实证结果及分析

　　（一）基准回归

　　本文使用双向固定效应模型进行基准回归，结果见表3。列（1）没有加入任何控制变量，结果显示数字经济在1%的水平上显著为正。逐步加入控制变量后，数字经济的显著性和作用方向没有变化，说明数字经济扩大了城乡收入差距，假设1得到验证。

　　在控制变量中，交通便利程度并不显著，可能原因是国家实行村村通战略，国内的道路交通基建经过几十年的蓬勃发展，城乡交通网络体系已相当完善，交通建设对城乡收入差距影响不大；经济发展水平系数为负，说明提升当地经济水平能使城乡收入差距收敛，符合理论预期；城镇化与城乡收入差距呈负相关关系，这是农业劳动力向城市转移从事非农业生产的结果，收入的提升是转移的动力，城镇化缩小了城乡收入差距，符合理论预期；政府财政投入对城乡收入差距的影响显著为正，可能原因是政府财政投入偏向于城市基础建设，农村居民享受到的公共服务不论是在质量还是数量上都与城镇居民有差异，扩大了城乡收入差距；普惠金融对城乡收入差距的影响在10%水平上显著为正，可能的原因是，限于低收入人群的风险偏好和实际使用信息的能力，农村居民无法真正享受到低成本优质的数字金融服务，反而是集中在城镇的生产率较高的第二、三产业可以更多更好地吸收金融资本；人力资本在5%水平上显著为正，说明人力资本会扩大城乡收入差距，可能原因是人力资本存量越高，劳动者就越具有不可替代性和市场稀缺性，农村劳动力受知识能力水平限制，难以获得一份稳定工作，导致城乡收入差距进一步扩大。

　　（二）稳健性检验

　　本文用两种方法来检验稳健性：替换核心解释变量。使用城乡居民人均可支配收入之比表征城乡收入差距；滞后一期。考虑到数字经济对城乡收入差距的影响有滞后效应，将解释变量和控制变量都滞后一期处理。由表4可知，数字经济对城乡收入差距的影响依然是正相关，且在1%的水平上显著，验证了基准回归结果是可靠的。

　　（三）中介效应分析

　　为检验产业结构在数字经济扩大城乡收入差距中的中介作用，设定如下中介效应模型。

　　IND=α11+α12DIGit+α13controlsit+provincei+yeari+εit

　　其中，IND表示产业结构，是中介变量，其他变量定义与基准回归一致。

　　表5列（1）（2）分别是未加控制变量和加入控制变量后的回归结果，两次结果均显示数字经济回归系数与方向没有变化且均显著。列（2）中数字经济在10%的水平上显著为正，说明数字经济推动了产业结构升级。在产业升级过程中，农业生产率低于其他产业以及农村居民就业集中在效率低的劳动密集型部门等原因导致城乡收入差距扩大，本文假说2得到验证。

　　（四）区域异质性分析

　　为了考察数字经济对城乡收入差距影响的区域异质性，将全国样本分为东部、西部、中部地区，结果如表6所示。从回归结果来看，只有西部地区通过了1%显著性检验，中部地区和东部地区的结果并不显著。可能原因在于东部和中部地区的城乡居民收入差距受到多重因素影响，数字经济对城乡居民收入差距的影响还未充分显现。

　　五、结论及建议

　　本文使用2013—2020年30个省（自治区、直辖市）的面板数据，实证检验了数字经济对城乡收入差距的影响及作用机制。研究发现，数字经济发展水平显著扩大了城乡收入差距，经过一系列稳健性检验后依然成立。在区域异质性上，数字经济在西部地区对城乡收入差距有显著的扩大效应，对东、中部地区的城乡收入差距并没有显著影响。数字经济会通过产业结构这条关键中介渠道扩大城乡收入差距。基于以上研究发现，给出如下政策建议：第一，在数字经济的发展过程中，要注意智能化对劳动密集型产业工作岗位的“挤出效应”。一方面要尽可能多地提供适合中低技能劳动的岗位缓解就业极化现象，另一方面要对农村居民进行职业技能培训以提高其就业竞争力。第二，要注重农村居民的教育投入和数字素养的提升。加强对农村地区教育资源的投资，有利于提高农民的数字素养，有助于缩小城乡收入差距。第三，大力推进智慧农业发展，用数字经济赋能传统农业转型升级。一方面要引入更多机械化生产设备提升农业生产效率，另一方面要利用电商平台打破实体销售壁垒，增加农民收入缩小城乡收入差距。

参考文献：

　　［1］田鸽，张勋.数字经济、非农就业与社会分工［J］.管理世界，2022，38（5）：72-84+311.

　　［2］罗小芳，王素素.数字经济、就业与劳动收入增长——基于中国家庭追踪调查（cfps）数据的实证分析［J］.江汉论坛，2021（11）：5-14.

　　［3］周利，冯大威，易行健.数字普惠金融与城乡收入差距：“数字红利”还是“数字鸿沟”［J］.经济学家，2020（5）：99-108.

　　［4］孙学涛.数字金融发展能否促进结构红利释放？［J］.现代经济探讨，2022（8）：40-54.

　　［5］张蕴萍，栾菁.数字经济赋能乡村振兴：理论机制、制约因素与推进路径［J］.改革，2022（5）：79-89.

　　［6］星焱.农村数字普惠金融的“红利”与“鸿沟”［J］.经济学家，2021（2）：102-111.

　　［7］张磊，韩雷.电商经济发展扩大了城乡居民收入差距吗？［J］.经济与管理研究，2017，38（5）：3-13.

　　［8］柏培文，张云.数字经济、人口红利下降与中低技能劳动者权益［J］.经济研究，2021，56（5）：91-108.

　　［9］刘晓倩，韩青.农村居民互联网使用对收入的影响及其机理——基于中国家庭追踪调查（cfps）数据［J］.农业技术经济，2018（9）：123-134.

　　［10］陈文，吴赢.数字经济发展、数字鸿沟与城乡居民收入差距［J］.南方经济，2021（11）：1-17.

　　［11］程名望，张家平.互联网普及与城乡收入差距：理论与实证［J］.中国农村经济，2019（2）：19-41.

　　［12］李晓钟，李俊雨.数字经济发展对城乡收入差距的影响研究［J］.农业技术经济，2022（2）：77-93.

　　［13］焦帅涛，孙秋碧.我国数字经济发展测度及其影响因素研究［J］.调研世界，2021（7）：13-23.