数字经济时代的互联网发展与消费不平等

洪 铮，章 成

(1.新疆大学 旅游学院，新疆 乌鲁木齐 830046；2.南开大学 经济学院，天津 300071)

一、引言及文献综述

改革开放以来，中国居民在普遍分享经济增长收益的同时，伴随着收入不平等的不断扩大，中国收入基尼系数连续多年高于国际警戒线0.4，城乡居民收入差距的扩大最终表现在居民消费差距上。消费是居民福利的直接度量，能更好地反映居民真实福利差异，消费不平等反映出的贫富差距对于以促进社会公平和效率为目标的共同富裕政策制定有重要的参考价值。数字经济为中国经济转型升级和新消费崛起提供了新动能，并依托互联网等基础设施建设，对公平和效率产生深远影响，深刻改变着城乡居民消费差距。在此背景下，探讨互联网发展与消费不平等的关系及作用路径具有重要现实意义。

2020年《政府工作报告》指出加强新型基础设施建设，发展新一代信息网络，拓展5G应用，激发新消费需求。2022年《“十四五”数字经济发展规划》强调做大做强数字经济，大力推动数字产业化，加强信息基础设施建设。截至2021年12月，中国网民规模为10.32亿人，网络支付用户规模9.04亿人，建成5G基站142.5万个。数字经济赋能农村电商，对乡村振兴和数字产业化产生积极作用，2020年全国2 083个县域网络零售额达35 303.2亿元，县域农产品网络零售额为3 507.6亿元，数字乡村优化了非农产业结构，提高了农产品生产效率。互联网是数字经济的核心产业，城镇是互联网发展的载体，城镇的价值在于提供更高的生产效率，有一定的收入提升效应、消费环境改善效应和消费升级效应，对抑制消费不平等产生重要影响。深入分析互联网发展和城镇化对消费不平等的作用机理，对于准确把握消费不平等的关键因素，缩小居民消费的“数字鸿沟”，推动全体人民共享发展成果，实现共同富裕有积极作用。

消费不平等是经济不平等的重要表现，能更好地衡量人们的福利状况和资源禀赋，是发展过程中不平衡和不充分的体现。许多国家用消费指标测度不平等和贫困。国内外学者对消费不平等的研究主要集中在消费不平等的度量和比较分析，多基于收入不平等，主要运用基尼系数、泰尔指数、阿特金森指数和分位数之比等。大量文献从收入差距、人口结构、公共服务和福利差距、非均衡的金融发展等角度研究了消费不平等的成因。其中收入冲击对消费不平等的影响在文献中占据主要位置，指出收入不平等和消费不平等可能呈相同的变化趋势。曲兆鹏、赵忠认为人口老龄化是收入差距不断增大的重要原因，但老龄化对消费不平等的作用较小，教育和家庭规模是影响消费不平等的重要因素。周广肃、张玄逸等的研究表明新农保能显著降低农村消费不平等程度，为农村居民解决养老问题提供了有效途径，对全面建成小康社会有显著的推进作用。鲁钊阳、黄津指出城乡金融发展非均衡化与城乡居民消费差距显著正相关，应破解城乡金融发展非均衡化，加快城乡经济发展，并强化社会保障。徐敏、姜勇的研究表明产业结构在缩小城乡消费差距方面有显著的空间溢出效应，但在不同时期，不同区域效果存在差异。刘靖、陈斌开研究发现房价上涨抑制了低消费家庭的消费，是中国消费不平等扩大的重要推力。

既有学者的相关研究为本文提供了一定的借鉴，但对互联网与消费不平等关系的研究相对较少，大多分析互联网对居民消费水平和消费结构的影响，如李旭洋等、王玥等、曾洁华等等。程名望和张家平从消费结构的视角研究互联网对消费不平等的影响，发现互联网从“消费得起”与“消费的到”角度促进农村居民消费。陈鑫和王文姬等研究了互联网对城乡居民文化消费差距的影响，发现互联网提高了农村居民文化消费水平，且对农村居民影响力度大于城镇。但缺乏对城镇和农村居民消费不平等的研究，未考虑城镇化门槛效应。本研究基于省际面板数据探讨了互联网对城乡、城镇和农村消费不平等的影响，并考虑了在城镇化门槛效应下，互联网对消费不平等的非线性作用。但宏观层面的研究无法观测到互联网对家庭消费的微观作用，故进一步基于CGSS数据分析了互联网通过收入、收入分配、家庭创业作用于消费不平等的微观路径，扩展了互联网经济效益的微观机制探讨。

二、理论分析及研究假设

中国政府制定的“互联网+”和“数字中国”战略，推动了互联网的应用和普及。对城乡居民消费的影响主要体现在以下几个方面：第一，收入是消费的基础和前提，从微观家庭层面来看，掌握互联网技能会提高居民收入水平，改善城乡分割的局面，促使城乡要素流动，为农村居民带来更多的创业就业机会。“互联网+农业”带动农村传统产业的优化升级，为农村居民消费水平提高和消费结构优化升级提供了收入基础。第二，基于互联网技术的搜寻平台能够提高单位时间内搜寻双方的次数，提高沟通、协调等交易效率，降低单位交易成本拓宽市场范围，降低差异化产品的市场均衡价格，提升城乡居民消费能力。第三，从需求端来看，互联网的应用能够激发消费需求。大数据、云计算等信息技术的发展能够培育和发现新的消费热点，开拓新的消费领域。而农村消费市场欠发达，互联网在乡村地区的普及，能拓宽农民消费渠道，将农村居民的潜在消费需求转化为实际消费，在一定程度上能减少消费不平等。第四，互联网金融的普及能缓解居民消费的流动性约束。鉴于中国城乡二元结构的出现，农村居民不能像城市居民一样获取金融服务，互联网的使用促进了欠发达地区普惠金融的发展，为满足居民消费需求提供了资金支持。据此，可提出假设1。

H1：互联网发展对抑制消费不平等有积极作用。

城镇化的发展伴随着农村人口的非农转移和人力资本的不断提升，这提高了接入互联网技术的机会。城镇人口是影响网民规模的重要因素，人口向城镇聚集有利于发挥信息技术投资的规模效应，提高全民整体信息化水平。互联网是信息传播的载体，互联网社交媒体减少了因距离阻断的情感，通过互联网，居民能够获得更加快捷的信息，降低了人口迁移的适应成本。城镇是互联网发展的载体，城镇化有一定的收入提升效应、消费环境改善效应和消费升级效应，具体来说，城镇化有助于放大聚集效应对消费需求和经济增长的促进作用，带来整体社会消费水平的提升。城镇化的高质量发展会改变农村居民消费习惯，城市居民的消费习惯对农村居民消费产生积极的示范效应，为缩小城乡消费差距提供了有利的条件。城镇化为农村剩余劳动力提供更多就业岗位，提高了农民工非农收入，进而提高农村居民消费能力。然而，城镇化与居民消费并非简单的线性关系，在城镇化发展的不同阶段，其对居民消费的作用形式不同。二者呈现先下降后上升的“U”型关系。中国正处于城市规模化向市民化转变的关键阶段，考虑到互联网发展依托城镇化的规模效应，而城镇化与消费不平等之间的非线性关系，本研究提出假设2。

H2：城镇化发展只有达到一定水平，互联网发展才能抑制消费不平等，即互联网发展抑制消费不平等具有城镇化门槛效应。

从互联网发展对收入和就业的作用来看，互联网等信息技术的迅速发展对各行业的生产、管理、营销带来了深刻变革，并通过数字红利影响城市和城镇化发展的各个方面，促进了智慧城市和共享经济的发展，进而对居民收入产生重要影响。互联网发展对就业率有正向作用，这种正向作用在农村地区表现的尤为明显。互联网等信息技术发展带来新的生产范式，促使平台经济、流量经济在GDP中的占比不断提高，为农业转移人口提供了大量就业岗位，如外卖骑手、网约车司机、直播人员等。从互联网对创业的作用来看，互联网和信息技术发展为发展中国家推广农业信息提供了新机会和新技术，降低了农民获取信息的成本。互联网的众筹、众包、众创空间发展迅速，为创业活动提供信息、技术、人才资金、专业服务等要素支持，能激发多元主体的创业热情，形成大众创新、万众创业的氛围。依托互联网、大数据的移动支付，有效降低了金融服务成本，拓宽了金融服务范围。凭借移动支付产生的信用积分，创业者可以获得蚂蚁借呗、微粒贷等小额贷款。这类小额贷款不需要抵押物品，审核手续简单，降低了创业者为获取银行贷款而付出的成本，降低了中小企业和个体创新创业的门槛。据此，可提出假设3。

H3：互联网通过对收入水平和家庭创业的影响抑制消费不平等。

三、研究设计

(一)变量及数据说明

1.互联网发展对消费不平等影响的变量设定

被解释变量：泰尔指数是泰尔用信息理论中的熵概念计算收入差距，能够衡量组内差距和组间差距对总差距的贡献，并考虑了人口变动因素。后续学者将其应用到消费差距中，参考既有研究用泰尔指数衡量城乡、城镇和农村消费不平等，计算方式如式(1)～(2)：

(1)

(2)

公式(1)代表城乡消费不平等()，公式(2)代表城镇消费不平等()或农村消费不平等()。1代表时期城镇人口数量，2代表时期农村人口数量，表示时期人口总数。1表示时期城镇总消费(城镇人均消费支出×城镇人口数)，2代表时期农村总消费(农村人均消费支出×农村人口数)，表示时期消费总数。表示各省(市/区)，=1,2代表城镇和农村，,表示时期省城镇或农村总消费，,代表时期城镇或农村总消费，,表示时期省城镇或农村人口，,代表时期城镇或农村总人口。

解释变量：互联网发展水平()，采用综合指数法选取互联网普及率(互联网用户数/常住人口数)、移动互联网用户数(每百人拥有移动电话数)、互联网资源情况(每万人域名数)、互联网相关基础设施(单位面积长途光缆线路长度)、互联网站点数(每万人网站数)、互联网相关产出(人均电信业务总量)6个指标衡量互联网发展水平。在计算过程中，将各个数值标准化后采用客观性较强的熵值赋权法计算互联网发展指数的综合值。

控制变量：参考既有研究选取以下几个因素作为控制变量。收入不平等()，收入是消费的基础和前提，收入不平等是消费不平等的重要因素，用泰尔指数衡量城乡收入不平等，计算方式同式(1)；产业结构()，第三产业占比可能会推动产业结构的优化升级，促使农村居民向城市转移，用第三产业增加值占GDP的比重衡量产业结构；政府财政支出()，政府扩张性财政支出可能会挤压私人投资，抑制总需求，而民生性财政政策对消费不平等有积极作用，用一般预算支出占GDP的比重衡量政府财政支出水平。

2.消费不平等对互联网发展影响的变量设定

被解释变量：互联网发展水平()，衡量方式同上。

解释变量：城乡消费不平等()，城镇消费不平等()，农村消费不平等()。

控制变量：参考已有研究选取以下变量作为控制变量。政府财政支出()，政府财政支出对包括互联网在内的基础设施的完善有积极作用，用一般预算支出/GDP衡量；城镇化()，城镇是互联网发展的载体，有一定的收入效应、消费升级和消费环境改善效应，对互联网普及率和网民规模产生影响，以城镇常住人口/总人口衡量城镇化水平；人口老龄化水平()，中国正处于信息化社会和数字经济迅速发展阶段，但人口老龄化不断加剧，可能不利于互联网发展，老年人相较于年轻人接受信息较慢，用65岁以上老年人口与15～64岁人口数比值来衡量。

工具变量：信息传输等从业人员()，用从事信息传输、软件和信息技术服务业从业人员数量来表示。

3.数据说明和描述性统计

2003年是中国互联网发展的转折之年，“非典”疫情使互联网应用顺势而发，当下流行的网站如淘宝、QQ、腾讯网等网络平台诞生。故选取2003—2020年作为研究时间跨度，以中国31个省市区为研究对象(考虑到数据的可得性，研究区域不包含港澳台地区)。数据来源于《中国统计年鉴》《中国互联网络发展状况统计报告》、EPS数据库等公开统计信息，缺失数据用插值法估计。各变量描述性统计如表1所示。

表1 变量及描述性统计

(二)计量模型设定

1.联立方程模型构建

互联网发展和消费不平等之间存在较为复杂的关系，二者之间的某些相关因素也是相互关联的。

单一方程无法更好地解决内生性问题并将二者之间的关系刻画出来，联立方程模型使用多个方程联立，能更好反映二者之间的相互依赖关系。借鉴邓慧慧等(2019)的研究将互联网发展和消费不平等视为内生性变量，构建联立方程模型如式(3)～(4)：

(3)

(4)

公式中表示城乡消费不平等、城镇消费不平等、农村消费不平等，表示互联网发展水平，表示城镇化，和表示一系列控制变量，和分别表示个体效应和时间效应，和表示误差项。

2.面板门槛模型设定

门槛效应指的是当经济参数达到一定数值后，引起另一个经济参数发生结构性突变的现象，作为原因现象的参数叫做门槛值。考虑到互联网发展与消费不平等之间的非线性关系，借鉴HANSEN的研究以城镇化为门槛变量，设定面板门槛模型如式(5)：

,=,×(,≤)+,×(≤,≤)+…+,×(,≤)

++1,×(,≥)+,++,

(5)

其中表示城镇化发展水平，(·)为示性函数，若满足条件，取值为1，反之取值为0，表示待估计的门槛值。其它解释变量同公式(3)。

四、实证分析和检验

(一)全样本和城乡异质性分析

联立方程阶条件和秩条件的识别结果表明本文所构建的联立方程模型均为过度识别，可采用两阶段最小二乘法(2SLS)和三阶段最小二乘法(3SLS)估计。其中三阶段最小二乘法(3SLS)将两阶段最小二乘法(2SLS)与似不相关回归(SUR)模型相结合，充分考虑了变量之间的相关性，能够更好地解决内生性问题，并且回归结果的拟合度更高，故主要汇报三阶段最小二乘法(3SLS)的估计结果。

由表2可知，互联网发展对城乡消费不平等有显著的负向作用，表明互联网发展会缩小城乡二元结构差异，促进城乡资源优化配置和信息共享。互联网发展水平对城市和农村消费不平等的影响均在1%的水平上显著。具体为互联网发展水平提高1%，城镇消费不平等降低0.574%，农村消费不平等降低0.192 %，表明互联网在缩小城镇和农村消费不平等上取得了一定成效，验证了H1。数字经济时代依托互联网提供商贸服务，打破了时间和空间限制，提高了服务效率，减少中间环节，降低服务成本，为解决“三农”问题提供了新思路。但互联网对城镇消费不平等的影响系数大于农村，这可能是由于城镇地区互联网发展水平较高，物流等基础设施配套较为完善，而农村互联网发展水平和物流配套设施仍处于继续推进的过程中。且城镇居民运用互联网获益的能力更强，故互联网能够更好地发挥对城镇消费不平等的作用。为继续保持互联网缩小城乡消费不平等的积极作用，应在现有偏向城镇的互联网发展转为城乡协调发展，从而相对提高农村居民消费水平。

表2 全样本估计结果

控制变量：①收入不平等对城乡、城镇、农村消费不平等的影响在1%的显著性水平上为正，这与凯恩斯绝对收入假说和杜森贝利相对收入假说一致，表明收入不平等是消费不平等的重要影响因素。②第三产业占比每提高1%，城乡消费不平等扩大0.438 %，城镇消费不平等扩大0.138%，农村消费不平等降低0.075%。这可能因为第三产业占比过高会导致产业“脱实向虚”，挤占劳动密集型的第一产业和第二产业，总体不利于城乡和城镇消费不平等的缩小。而产业结构服务化为农村居民提供更多就业岗位，对抑制农村消费不平等有积极作用。③政府财政支出提高1%，城乡消费不平等降低0.042%，但对城镇消费不平等的影响存在不确定性。近年来政府采取一系列刺激消费的政策如“家电下乡”、新农保等社会保障措施，解决了农村居民消费的后顾之忧，显著缩小了城乡居民消费差距，唤醒了国内消费。

互联网发展水平影响因素分析表明，互联网和消费不平等之间存在双向因果关系。城镇和农村消费不平等与互联网发展之间为反向关系，表明城镇和农村内部发展的不平衡不充分导致 “数字鸿沟”，不利于数字中国建设。但全样本估计结果中二者为同向变动，这可能是由于互联网发展初期，大量互联网企业聚居于城镇，而农村地区缺乏网络基础设施，此时城乡居民消费差距对互联网发展的影响为正。城镇化和政府公共投资能显著促进互联网发展，即城镇化的发展伴随着互联网基础设施的完善。人口老龄化对互联网发展有显著的正向作用，但影响系数较小。这可能是由于人口老龄化水平较高的地区往往经济发展水平较高，而互联网发展水平较高。

(二)面板门槛模型的回归结果

为进一步检验互联网对消费不平等的非线性影响，以城镇化为门槛变量，以互联网发展为主要解释变量进行估计。运用自举法(bootstrap)重叠400次来计算统计量和城镇化的门槛值，具体结果如表3所示。当被解释变量是城镇消费不平等时，统计量在1%的显著性水平下拒绝“0个门槛”和“1个门槛”的假设，表明互联网发展对城镇消费不平等的影响存在三重城镇化门槛效应，但进一步检验结果表明存在双重门槛效应，门槛值是0.621、0.843。当被解释变量是农村消费不平等时，互联网发展与农村消费不平等之间存在三重门槛效应，进一步检验结果表明存在双重门槛效应，门槛值为0.378与0.835。

表3 互联网对消费不平等的城镇化门槛效应检验

基于上述检验结果，根据公式(5)可得门槛效应的估计结果如表4所示。互联网发展对城镇消费不平等的影响存在三个区间变化，当城镇化低于0.621时，互联网发展对城镇消费不平等的影响显著为负，系数为-0.280，即互联网发展能够显著抑制城镇消费不平等。当城镇化在0.621和0.843之间时，系数变小为-0.599，表明互联网发展对城镇消费不平等的影响存在边际效应递增的特点。当城镇化大于0.843时，系数为0.431，此时互联网发展水平的提高会扩大城镇消费不平等。这可能是城镇化发展带来人口聚集，人口红利为提高城镇居民消费起到积极作用，但这一正向促进作用随城镇化水平的提高变为负向作用。互联网发展对农村消费不平等的影响也存在两个区间的变化，当城镇化小于0.378时，经济发展水平整体较低，城乡之间存在“数字鸿沟”互联网发展会扩大农村消费不平等。随着农村基础设施的完善，互联网对农村消费不平等的影响变为正向作用，此时互联网发展水平提高1%，农村消费不平等降低0.284%，但影响系数小于城镇。当超过门槛值0.835时，互联网发展会扩大消费不平等，表明互联网发展对农村消费不平等的抑制作用有限，支持了H2。在考虑城镇化非线性作用的情况下，收入不平等与消费不平等呈同向变动趋势，产业结构服务化与政府财政政策均有利于抑制城镇和农村消费不平等。

表4 互联网发展对消费不平等的面板门槛效应回归结果

(三)稳健性和内生性检验

为验证估计结果的稳健性，在考虑模型内生性的基础上，选取工具变量法(IV-2SLS)进行回归。工具变量对消费不平等的影响具有完全外生性，仅通过对内生变量的影响作用于消费不平等。本文引入信息传输、软件和信息技术服务业从业人员数量的对数()和互联网发展的二阶滞后()作为工具变量处理内生性问题。信息传输、软件和信息技术服务业从业人员对互联网发展产生直接影响，但对消费不平等没有直接作用。用城镇居民人均可支配收入/农村居民人均纯收入替换收入不平等进行估计，结果如表5所示。

表5 稳健性和内生性检验

两阶段最小二乘法的估计结果表明，两个工具变量均对互联网发展有显著正向作用。克莱伯根-帕普秩(Kleibergen-Paap rk)检验值为64.272，并在1%的显著性水平下拒绝了原假设，其原假设是所选工具变量识别不足。克莱格-唐纳德·伍尔德(Cragg-Donald Wald)检验值为355.74，大于Stock-Yogo检验10%的临界值19.93，故拒绝原假设，其原假设为所选工具变量是弱工具变量。证实了本文选取工具变量的合理性和有效性。同时，互联网发展对城乡消费不平等、城镇消费不平等、农村消费不平等均有抑制作用，且对城镇消费不平等的影响系数显著大于农村消费不平等，收入不平等和消费不平等呈同向变动，与前文的估计结果一致，验证了回归结果的稳健性。

五、进一步地微观机理分析

(一)数据来源与描述性统计

前文从宏观视角分析互联网对城乡、城镇和农村消费不平等的影响，发现互联网发展对抑制消费不平等有积极作用，但无法从微观家庭视角揭示互联网对消费不平等的作用机理。故使用中国综合社会调查(CGSS)2010年、2015年和2017年数据从微观角度分析互联网对消费不平等、家庭消费支出、收入、创业的影响。将2010年、2015年、2017年各地消费率、收入不平等与消费不平等宏观数据与CGSS微观数据匹配，剔除样本中的缺失值。以是否使用互联网作为主要解释变量()，参考王玥等的研究选取各省互联网普及率为工具变量，地区互联网普及率越高，居民使用互联网的可能性越大。从外生性来看，地区的互联网普及率不会直接影响居民消费，往往会通过互联网这一间接渠道影响居民消费。故互联网普及率满足工具变量外生性和相关性的条件。控制户主年龄、性别、婚姻、教育、民族、政治面貌、家庭收入等运用工具变量法进行(IV-2SLS)回归。主要变量的描述性统计如表6所示。

表6 主要变量的描述性统计

(二)实证结果分析

表7～表8的估计结果表明，互联网使用显著提升了城镇居民消费率，但对农村居民消费率为显著抑制作用，这验证了“数字鸿沟”的存在。使用互联网能够在23.6%的水平上抑制城镇消费不平等，在12.1%的水平上抑制农村消费不平等。互联网使用频率每提高1%，城镇收入不平等下降0.221%，农村收入不平等下降0.120%。表明使用互联网对城镇居民收入和消费不平等的抑制力度大于农村居民。

表7 互联网与消费率、消费不平等和收入不平等估计结果

表8 互联网与家庭收入和消费估计结果

微观数据的估计表明，与不使用互联网的非农户相比，使用互联网的非农户能够带来42%的消费溢价和94.4%的收入溢价。与不使用互联网的农户相比，使用互联网的农户能够带来43.5%的消费溢价和93.2%的收入溢价。使用互联网显著提升了东西部地区家庭消费，且对西部地区的影响系数大于东部地区。互联网对东部地区家庭收入的促进力度大于中西部地区。互联网显著提升了农户和中西部地区家庭的创业效应，但对非农户和东部地区家庭创业的作用不显著，表明互联网为收入水平较低群体的创业提供更多有效信息，能激发创业活跃度，提高居民收入水平，并为抑制消费不平等提供了收入基础。

综上可知，互联网对消费不平等的作用路径有两个。其一是收入效应，使用互联网显著提升了农户收入，为农户提供多样化的消费产品，对农户消费提升力度大于非农户，而缩小了城乡居民消费差距。其二是创业效应，互联网对农户创业的影响力度大于非农户，对中西部地区家庭创业的正向作用大于东部地区，从而为抑制消费不平等提供了收入基础，这验证了H3。

六、结论与讨论

本文基于省际面板数据和微观数据研究发现，第一，互联网发展和消费不平等之间存在着双向因果关系，互联网发展对城乡、城镇、农村消费不平等有显著抑制作用，但对农村消费不平等的抑制力度较小。第二，互联网发展与城镇和农村消费不平等之间并非简单的线性关系。其对城镇消费不平等的影响有边际效应递增的趋势，当跨越第二个门槛值0.843和0.835时，互联网发展会扩大城镇和农村消费不平等。第三，微观分析表明，互联网显著提高了城镇居民消费率但抑制了农村居民消费率，其对城镇居民消费和收入不平等的抑制力度大于农村。互联网显著提升了家庭收入水平和消费支出，并显著提升了农户和中西部地区家庭的创业积极性。

基于此，数字经济时代抑制消费不平等可从以下几个方面出发：第一，互联网通过数字红利影响城市和城镇化发展的各个方面，极大地促进了智慧城市和共享经济的发展，对缩小城乡消费不平等有积极作用。但在我国城镇化的进程中，大量农村人口尚未完全脱离农村，也不能够完全融入城镇，成为游离于城镇和农村之间的“半城镇人口”，要发挥互联网和城镇化对消费不平等的正向促进作用，应当推动新型城镇化和城乡融合发展。第二，互联网发展对农村消费不平等的抑制作用较小，城乡居民“数字鸿沟”广泛存在。在具体政策制定的过程中，应随着互联网和城镇化的发展，动态调整政策偏向性，注重农村地区互联网基础设施建设，打造良好的消费环境，以缩小城乡居民消费差距。第三，加强和完善收入分配制度，提高农村居民消费对经济增长的贡献度。进一步加快信息化程度，扩大农村和欠发达地区的互联网普及率，缩小城乡之间“数字鸿沟”，使信息化发展成为缩小“数字鸿沟”的机遇，而不是加剧“数字鸿沟”的威胁。

① 数据来源于CNNIC：第49次《中国互联网络发展状况统计报告》。

②数据来源于《2021全国县域数字农业农村电子商务发展报告》。