數字經濟對城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展的影響研究

滕耀凱孫 毅

(青島大學經濟學院,青島 266100)

十九大報告明確指出“中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段”。在新的高質量發(fā)展階段,破除城鄉(xiāng)二元體制、推動城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展是拓展發(fā)展空間的強大動力。城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的問題尤其是城鄉(xiāng)收入差距在中國一直備受關注[1]。數字經濟深刻改變了要素、資源的流動方式,提高了統(tǒng)籌效率,使工農業(yè)之間、城鄉(xiāng)之間的要素流動更加順暢。隨著數字化、信息化、網絡化在農村的發(fā)展,鄉(xiāng)村場域的數字經濟建設逐漸成為促進鄉(xiāng)村振興的關鍵,同時也為城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展帶來了新的機遇。城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制是鄉(xiāng)村振興的制度保障[2]。而數字經濟可以促進農村經濟增長模式和機制的轉變,提高鄉(xiāng)村產業(yè)質量、經濟效率、發(fā)展動力和變革農業(yè)發(fā)展方式。中共中央、國務院印發(fā)的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2020年)》明確提出了“實施數字鄉(xiāng)村戰(zhàn)略”,推進數字經濟與農業(yè)相結合。數字經濟指人類通過大數據技術實現(xiàn)資源配置優(yōu)化,提高生產效率的一種經濟形態(tài)[3]。發(fā)展數字經濟對經濟增長有著顯著的推動作用[4],以互聯(lián)網發(fā)展為代表的數字經濟推動了產業(yè)部門的變革,顯著促進了城市和制造業(yè)整體的生產率[5]。數字經濟還提升了創(chuàng)業(yè)活躍度[6]、創(chuàng)新效率[7-8]和優(yōu)化經濟地理格局[9]。金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興有著積極的促進作用[10],作為數字經濟的子集,數字金融具有較強的普惠性特征和“長尾效應”,中國的數字金融使金融體系對于農村居民的服務能力迅速提升,且改善了農村居民的創(chuàng)業(yè)行為[11-13],使創(chuàng)業(yè)機會均等化,顯著提升了家庭收入,尤其是農村低收入群體的收入。現(xiàn)有文獻多集中于數字經濟對于經濟發(fā)展的影響,而結合新發(fā)展理念對于城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展進行的研究較少。本文從理論角度分析數字經濟影響城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展的作用機制,隨后使用面板數據進行實證分析,并使用中介效應模型對數字經濟的作用機制展開探討。

1 數字經濟推動城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展機制分析

數字經濟可以促進農村經濟增長模式和機制的轉變,電子商務是數字經濟最為重要的表現(xiàn)形式之一。農村電商已成為廣大農村地區(qū)農產品對外銷售的重要渠道,同時也是城市工業(yè)產品深入農村地區(qū)的關鍵途徑。農村電商的發(fā)展,不僅在一定程度上提升了農村居民收入,縮小了城鄉(xiāng)收入差距,同時也為農村居民提供了物資供應,提升了農民群眾的生活質量。而縮小城鄉(xiāng)差距是城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展的關鍵因素。

數字信息技術的發(fā)展也正為農業(yè)的綠色高質量發(fā)展賦能。數字農業(yè)技術和應用的創(chuàng)新,正改變著傳統(tǒng)的農業(yè)生產方式。如無人機植保、農業(yè)數據平臺、自動化農機駕駛等,均提高了農業(yè)生產效率。而數字化技術的應用不僅僅提升了農業(yè)生產力,而且使農村人口素質提升,縮小城鄉(xiāng)之間的人力資本水平,使農業(yè)、文旅和鄉(xiāng)村治理等領域煥發(fā)出新的活力,進而推動城鄉(xiāng)要素流動,縮小城鄉(xiāng)收入差距[14]。

數字經濟發(fā)展也為農村創(chuàng)業(yè)創(chuàng)造了豐富的資源。數字經濟的發(fā)展能夠激發(fā)居民對農產品的多樣化需求,使過去農村作為農產品供給方的單向輸出轉變?yōu)楣┬桦p方的雙向交換輸出[15],成為在農村地區(qū)進行創(chuàng)業(yè)活動的基礎。同時,數字經濟也極大的滿足了創(chuàng)業(yè)者對于信息的需求,形成的信息平臺不僅提高了創(chuàng)業(yè)者的信息獲取能力,也擴展了信息獲取范圍,為農村創(chuàng)業(yè)提供了堅實的后盾。

基于以上分析,提出假設H1:數字經濟能夠推動城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展。

通常情況下,產業(yè)結構的優(yōu)化升級與地區(qū)的要素稟賦、消費需求和技術創(chuàng)新等密切相關。數字經濟能夠提高企業(yè)生產效率、協(xié)作效率和創(chuàng)新能力,從而促進企業(yè)生產經營效率的提高[16]。數字技術和數字應用的發(fā)展改變了農戶和鄉(xiāng)村企業(yè)的信息傳遞和決策的機制,在數字農業(yè)的系統(tǒng)環(huán)境下農業(yè)產業(yè)鏈、價值鏈不斷延伸,實現(xiàn)城鄉(xiāng)之間的良好互動,一、二、三產業(yè)獲得融合發(fā)展[17]。數字網絡和電商平臺又拓寬了農產品的銷售范圍,使資本周轉過程更加順暢,實現(xiàn)了數字經濟與傳統(tǒng)農業(yè)的融合,并將數字技術深入到產品生產流通的各個階段,推動了城鄉(xiāng)產業(yè)轉型升級,同時也推動了兩者的融合發(fā)展。

基于以上分析,提出假設H2:數字經濟發(fā)展通過影響產業(yè)結構升級,推動城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展。

要素配置在生產過程中占據十分重要的地位,農業(yè)想要實現(xiàn)產業(yè)化提高生產能力,離不開資本、技術、知識、人才等要素的配置。數字經濟的網絡化、智能化和協(xié)同化等特征,為資本要素的配置提供高效的匹配能力,因此要素配置是連接數字經濟與經濟高質量發(fā)展以及產業(yè)結構升級的紐帶[18]。平臺技術的創(chuàng)新、大數據技術的發(fā)展為資本供給和需求之間的匹配提供了便利條件,減少錯配情況的發(fā)生,優(yōu)化了資本配置水平。

數字經濟具有較強的社會互動性,不僅促進社會資本的積累,還使創(chuàng)業(yè)成功形成示范效應[19]。近年來,中國廣大鄉(xiāng)村地區(qū)涌現(xiàn)的“淘寶村”、“快遞村”就是示范效應的例證,其中資本配置起到了關鍵作用。高質量的資本配置水平也為數字經濟帶來的農村創(chuàng)業(yè)熱潮提供資金支持,為實現(xiàn)城鄉(xiāng)的高質量融合創(chuàng)造條件。

基于以上分析,提出假設H3:數字經濟通過提高資本要素的配置水平推動城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展。

2 研究設計

2.1 模型構建

2.1.1 整體回歸模型 為考察數字經濟對城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展的影響,本文將城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展綜合指數設定為被解釋變量,以數字經濟綜合指數為核心解釋變量,構建基本回歸方程

其中,Y it表示城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展綜合指數,i代表省區(qū),t代表時間;DEIit表示數字經濟綜合指數,β0為截距項,β1為解釋變量的回歸系數;X it代表控制變量,γ為各控制變量回歸系數;αi代表i省區(qū)的個體固定效應;λt代表t年度的時間效應;εit代表隨機干擾項。

2.1.2 中介效應模型 為驗證第1節(jié)提出的假設H2和H3,在式(1)基礎上,借鑒相關文獻[20],構建中介效應模型

其中,θ1代表解釋變量的回歸系數,σ1代表中介變量的回歸系數。中介效應模型的具體檢測步驟如圖1所示。

圖1 中介效應模型的具體檢測步驟

2.2 變量說明

2.2.1 被解釋變量 城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展通過打破城鄉(xiāng)二元的發(fā)展格局,將城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村看做一個整體進行統(tǒng)籌發(fā)展,通過統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展縮小城鄉(xiāng)在經濟、社會和生活等方面的差距,打破原有的對立關系,實現(xiàn)兩者良性的互補發(fā)展[21]。從城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展的內涵及原則出發(fā),在經濟融合、空間融合、社會融合和生態(tài)環(huán)境融合四個方面構建城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展綜合評價體系[22-24](見表1),使用熵值法測度城鄉(xiāng)高質量質量融合發(fā)展水平綜合指標,并將其作為被解釋變量。

表1 城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展水平綜合評價體系

2.2.2 核心解釋變量 本文的核心解釋變量是數字經濟。結合數據可得性,從數字化基礎、互聯(lián)網發(fā)展程度、以及數字化交易三個維度刻畫數字經濟發(fā)展水平[25],使用線性無量綱法中的閾值法將指標中的數據進行標準化處理[26],由于所選指標均為效益型指標,因此使用如下方法對信息化水平指數進行構建[27],具體指標及權重見表2。

首先將基期設定為2013年,計算表2中的每個三級指標

表2 數字經濟發(fā)展水平評價指標體系

其中,V i為指標的原始數據,Vmin為30個省市自治區(qū)(除港澳臺及西藏)的原始數據中的最小值,Vmax為30個省市自治區(qū)原始數據中的最大值。為了使數據可以跨年份比較,計算基期后各年份的三級指標

其中,t代表測度指標的年份,Vmax0和Vmin0為基期年份測度指標的最大值和最小值。經過上述處理,不同年份的測度指標具有了可比性。

由于本文的指標體系具有遞進關系,不適用于主成分分析法,因此選擇NBI指數權重進行賦權:

(1)每級指標權重＝1/該級指標個數;

(2)三級指標權重＝三級指標分權重×該指標所屬二級指標分權重×該指標所屬一級指標分權重。

最后采用線性加權的方法,將指標X it與權重W j相乘,確定最終的數字經濟指數(DEI)

其中,j表示標準化后的三級指標,W j表示該三級指標的權重,j＝1,2,…,14。

2.2.3 中介變量 本文設置2個中介變量:產業(yè)結構水平和資本配置能力。產業(yè)結構高級化是指隨著經濟發(fā)展,國家經濟重心逐漸從工農業(yè)為核心的第一產業(yè)和第二產業(yè)轉向以服務業(yè)為核心的第三產業(yè),這一過程也被稱為經濟的服務化。本文選擇第三產業(yè)產值與第二產業(yè)產值之比代表產業(yè)結構水平[28]。資本配置效率使用各省份金融機構貸款余額年末數占GDP的比重來表示,比重越大表示通過金融機構進行投資的資本基數越大且資本流動性更強,各產業(yè)獲得資本的機會也就越多[3]。

2.2.4 控制變量 控制變量有5個:農民工資結構(WSOR),使用農民非經營收入占可支配收入的比重表示;人均固定資產投資(PCIFA),用各地區(qū)固定資產投資總額比總人數來表示;地區(qū)開放程度(OU)由對外貿易額占GDP比重表示;政府干預水平(GI)由財政支出占GDP 比重表示;財政支農比重(ARG)由各地區(qū)財政支農支出占財政支出的比重表示。

2.3 數據來源

考慮數據的連續(xù)性與可得性,選用2013—2019年中國30個省市自治區(qū)的年度數據,剔除缺失值較多的西藏自治區(qū)。所有數據均來自2014—2020年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》以及各省份統(tǒng)計年鑒。個別缺失數據利用均值插補法補充,數據的描述性統(tǒng)計見表3。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

3 實證結果分析

3.1 整體回歸結果分析

為消除異方差性,并增加數據的平穩(wěn)性,對變量取對數。使用雙向固定效應模型對模型(1)回歸分析,見表4。其中,第(1)列中僅加入數字經濟這一核心解釋變量,回歸系數為0.055 7,且在1%顯著性水平上為正。第(2)列在加入農民工資結構、人均固定資產投資、政府干預水平等控制變量后再次回歸,發(fā)現(xiàn)數字經濟發(fā)展水平的系數在1%顯著性水平上仍然為正,解釋變量被遺漏的問題也通過控制變量的引入得到改善。

表4 整體回歸的估計結果

3.2 中介效應的估計結果

產業(yè)結構優(yōu)化升級和資本配置水平在數字經濟推動城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展的中介效應檢驗結果,見表5。第(1)、(2)列回歸結果是對假設H2的檢驗。由第(2)列回歸結果可知,數字經濟的發(fā)展對產業(yè)結構優(yōu)化升級有著顯著的促進作用。將產業(yè)結構水平(AIS)作為中介變量加入到基準模型后,系數顯著為正,說明產業(yè)結構優(yōu)化升級可以推動城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展。此時變量產業(yè)結構水平(AIS)系數σ1不顯著,故通過Sobel檢驗,發(fā)現(xiàn)中間效應顯著,又因β′1＜β1,則數字經濟發(fā)展通過推動產業(yè)結構優(yōu)化升級顯著地促進了城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展,假設H2成立。

表5 中介效應的估計結果

第(3)、(4)列回歸結果是對假設H3的檢驗。從第(3)列可以看出,數字經濟對資本配置能力具有顯著的促進作用。在基準回歸中加入資本配置水平(CAC)變量后,數字經濟指數(DEI)系數依然顯著為正,相較于基準回歸有所降低,同時β″1、θ2均為正數且顯著,而資本配置水平(CAC)變量σ2不顯著,且通過Sobel檢驗,說明中間效應顯著,同樣地,由于β″1＜β1,故數字經濟發(fā)展通過推動資本配置水平的提高顯著提升了城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展水平,假設H3成立。

從上述分析可知,產業(yè)結構、資本配置在數字經濟推動城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展的過程中存在中介效應,數字經濟可以通過優(yōu)化地區(qū)的資本配置和產業(yè)結構達到推動城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展的效果。

3.3 內生性和穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 內生性檢驗 本文使用30個省1984年的每百人固定電話用戶數來作為數字經濟發(fā)展指數的工具變量[5]?；ヂ?lián)網技術的發(fā)展與固定電話的普及是分不開的,數字經濟又是基于互聯(lián)網普及、海量數據涌現(xiàn)而發(fā)展起來的,所以選取固定電話用戶數作為數字經濟發(fā)展指數的工具變量能夠滿足相關性要求。同時,固定電話對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響正逐步消失。進入4G 時代之后,中國的移動電話用戶數激增,許多偏遠鄉(xiāng)村地區(qū)在未實現(xiàn)固定電話普及的情況下直接跨入智能手機普及時代,所以使用歷史固定電話用戶數作為工具變量在一定程度上也滿足排他性要求。

由于數據可得性原因,1984年固定電話用戶數缺少重慶市、海南省的數據,在回歸中將這兩地區(qū)剔除。又因本文研究樣本為面板數據,而1984年各省每百人固定電話數量為橫截面數據,不能夠直接用于面板數據的分析。故構造各省1984年每百人固定電話數量與上一年全國信息傳輸、軟件和技術服務業(yè)投資額的交互項,作為各省份數字經濟發(fā)展指數的工具變量[29]。

如表4第(3)列所示,沃爾德外生性檢驗在1%顯著性水平上拒絕了“主要解釋變量不存在內生性”的原假設,第一階段估計F值為64.35,工具變量t值為6.25表明構造的交互項作為工具變量具有較強解釋力。在糾正了內生性問題后,數字經濟的發(fā)展對城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展的推動作用依然顯著。

3.3.2 穩(wěn)健性檢驗 選擇替換關鍵解釋變量的方式,使用CRITIC方法測算數字經濟指數,再次運用同樣的模型進行穩(wěn)健性檢驗[30],結果見表6,其中個體&時間效應均為控制。如表6第(1)和(2)列所示,得到的檢驗結果與前文基本一致,說明本文研究結果具有一定的穩(wěn)健性。由于中國區(qū)域經濟差異較大,本文還使用分區(qū)域回歸的方法進行異質性檢驗。第(3)、(4)列為東部省份的回歸結果,第(5)、(6)列是中西部省份的回歸結果,可知東部和中西部省份數字經濟對城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展均具有顯著正向影響,且該效應不隨區(qū)域變化而改變,這在一定程度上保證了研究結論的穩(wěn)定性。通過比較回歸系數可知,數字經濟對東部地區(qū)城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展影響更為突出。

表6 穩(wěn)健性檢驗

4 結論與啟示

本文運用30個省市的面板數據構建了基本回歸模型和中介效應模型,檢驗了數字經濟影響城鄉(xiāng)融合發(fā)展的機制。數字經濟對城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展具有顯著的推動作用,能夠促進產業(yè)結構優(yōu)化升級,以產業(yè)轉型帶動城鄉(xiāng)的融合發(fā)展;數字經濟發(fā)展能夠緩解產業(yè)資本的錯配程度,使資本在一定程度上重新向鄉(xiāng)村地區(qū)傾斜,實現(xiàn)資本的優(yōu)化配置,進而推動城鄉(xiāng)高質量融合發(fā)展。

因此,應努力推進數字基礎設施投資,尤其是鄉(xiāng)村新基建投資,夯實數字經濟發(fā)展的基礎。鼓勵返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè),培育新型職業(yè)農民。建立鄉(xiāng)村數字經濟發(fā)展的激勵機制,以數字技術促進鄉(xiāng)村產業(yè)融合發(fā)展。切實提高農民使用數字農業(yè)技術、數字網絡應用的能力,縮小城鄉(xiāng)人力資本方面的差距,推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展。穩(wěn)步推進農村數字化轉型,提高數字化技術在農業(yè)生產和經營管理中的作用。利用數字化技術將農業(yè)資源數據化,搞好農業(yè)技術研究,整合數字化條件的農學科研資源,推動物聯(lián)網、大數據物流體系在鄉(xiāng)村的落地,利用電商平臺、直播帶貨等新渠道擴大農產品銷售。打造數字政府,實現(xiàn)城鄉(xiāng)公共服務一體化。建設數字化治理體系,提高鄉(xiāng)村數字治理能力,推進電子政務和數字政府建設,使更多政務可以通過“網上辦公”來解決,讓農村居民的獲得感和幸福感得到提升。