数字经济、要素配置效率与城乡融合发展

黄永春，宫尚俊，邹 晨，贾 琳，许子飞

（1.河海大学商学院，江苏 南京 211100；2.北京理工大学管理与经济学院，北京 100081；3.兰州财经大学统计学院，甘肃 兰州 730020）

进入21世纪，为解决好“三农”问题、缩小城乡差距，中国深入实施城乡统筹、城乡一体化发展战略，有效推动中国城乡关系进入新的历史阶段。但是，在实践中“以城市为中心，以增长为导向”的发展路径并未发生本质改变，中国依旧存在农村资金要素大量流失、对农业的反哺补贴不足、城乡一体化水平提升相对缓慢等突出问题［1］。农村和城市发展地位不平等成为当前城乡发展不平衡、农村发展不充分的关键原因。中国高质量发展亟须建立平等互惠的新型城乡关系，推动城乡生产生活、公共服务、生态环境等方面协同发展。基于此，中国共产党第十九次全国代表大会提出“要坚持农业农村优先发展，按照产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕的总要求，建立健全城乡融合发展体制机制和政策体系，加快推进农业农村现代化”的战略路径，明确了农村与城市同等的战略地位。

城乡融合发展，是将城市和乡村作为一个有机体，其关键在于缩小城乡收入差距，驱使城乡要素双向流动、二元结构转化为一元结构，最终实现城乡要素自由流动和公共资源均衡配置［2-4］。为针对性地采取有效措施，掌握促进城乡融合的动力机制，学者们探讨了经济发展水平［5］、土地政策改革［6］、劳动力流动［7］等因素对城乡融合的影响。在此基础上，学者们还围绕深化城乡要素流动机制［8］、建立城乡统一要素市场［9］、促进城乡公共服务配置均等化［10］等方面提出推进城乡融合发展的实现路径。可见，实现城乡融合发展的核心在于处理好城乡关系严重失调问题，重视农村发展的平等性、自主性和内生性。数字技术的广泛应用催生了互促互融的社会共同体观念，为推进城乡融合发展提供了新的方案，在放大农村剩余价值、淡化城乡地域性特征、消解城乡文化观念壁垒等方面具有显著作用，能够有效修正城乡的失衡关系［11］。近年来，学者们高度关注数字技术对城乡融合发展的重要影响，主要有两派观点：有学者认为以大数据技术和云计算为依托的信息技术变革对城乡关系演进起到重要推动作用，能够有效推进城乡融合发展［12］；而有的学者则持反对意见，认为数字技术的不均衡发展会产生城乡数字鸿沟从而阻碍城乡融合进程，会给农业的数字化转型、农村的社会建设等领域带来一系列问题［13］。

综上所述，学者们对城乡融合发展的概念内涵、影响因素和实现路径等方面的深入研究，以及对数字技术给予城乡融合发展影响的高度关注，都给研究提供了宝贵的参考价值。如今，中国进入数字经济时代，数字经济驱动数字技术深度融入各种生产要素中，使其焕发出更强的活力。基于此，文章从要素配置效率角度，阐释数字经济对城乡融合发展的作用机制，并基于2011—2020年全国30个省份（未涉及港澳台和西藏地区）面板数据对三者之间的关系进行了实证分析。这有助于厘清三者之间的关系，对进一步发挥数字经济在城乡融合发展中的作用有一定的指导意义和参考价值。

1 理论分析与研究假设

1.1 数字经济对城乡融合发展的直接效应

数字经济的发展能够将城乡作为一个有机整体，在缩小城乡收入差距、推动城乡产业融合发展、促进城乡要素双向流动和形成城乡一体化消费市场等方面均具有显著的促进作用。首先，数字经济可以缩小城乡收入差距。数字经济通过数字技术的应用，不仅能够促进农民就业和创业、减少农业的生产成本，还能够推动农产品生产、加工与销售等全方面协调发展，从而提高农民收入。同时由于后发优势，在城市的带动作用下，农村居民能够享受更多的数字红利，收入效应与城镇居民相比更大，这将有利于缩小城乡收入差距［14-18］。其次，数字经济能够推动城乡产业融合发展。数字产业化和产业数字化凭借数据和信息的高渗透性、可再生性和利益普惠性特征，变革了国民经济原有的产业体系，使传统的产业边界逐渐趋于模糊。随着城乡产业间持续地相互影响、叠加渐变，农业与非农产业会进入到相辅相成的质变融合阶段，再过渡到创新演化的互动式深度融合阶段，最后达到平衡稳定的互促互融阶段［19］。再次，数字经济有利于促进城乡要素双向流动。数字经济的发展降低了信息不对称，能够让经济主体获得生产组织、市场交易信息的成本更低更便利，这会推动微观主体的经济权力扩大、选择范围拓展，从而有利于推动生产要素按照市场供求关系和城乡产业功能定位进行流动和集聚，实现城乡资源要素的双向流动［20-21］。最后，数字经济有助于形成城乡一体化消费市场。随着互联网覆盖率的提高以及数字技术和商业模式的创新结合，数字经济逐步将城乡消费各链条通过开放的生态系统，整合到数字化平台［22］。例如：以线上网络平台为主体的电子商务，凭借其独特的商品交易模式，打破了传统商品交易过程中的地理限制，随着乡村移动互联网和智能手机普及率的提升，电子商务会逐渐下沉，不断释放乡村的消费潜力，这将有利于破解城乡二元贸易体系，加快形成城乡一体化的消费市场［23］。基于此，文章提出以下有待验证的假设。

假设1：数字经济能够推进城乡融合发展。

1.2 数字经济对城乡融合发展的要素配置效率中介效应

数字经济能够通过提高劳动、资本、土地、信息和数据等生产要素的配置效率来间接推进城乡融合发展。首先，数字经济能够通过提高劳动配置效率来缩小城乡收入差距。城乡二元户籍制度束缚了劳动力的自由流动，所产生的二元经济结构等分割和扭曲了劳动力市场。随着互联网和通信技术的应用，数字经济的发展在一定程度上模糊了劳动力流动的地域限制，助力农业剩余劳动力向边际效率更高的非农部门转移，进而有利于向非农部门转移的农业劳动力获得更高的收入，有效缓解了城乡收入差距的扩大［24-25］。其次，数字经济能够通过提高资本配置效率来促进城乡资本成本趋同。数字普惠金融的发展提高了金融服务的覆盖面、可得性和便利性，有效地解决了地理排斥等产生的金融排斥系列问题，缓解了小微企业的融资困境，增加了农民、城镇低收入者等弱势群体的创收机会，促进了金融市场运行效率的提高［26］。可见，数字经济的发展有利于城乡间的资本成本趋同，与此同时，还有助于实现劳动力要素的空间再配置，缓解城市空间的拥挤效应，增加社会福利与资源要素的整体利用效率［27］。再次，数字经济能够通过提高土地配置效率来促进城乡空间协同开发。数字经济结合集成遥感、地理探测、大数据和人工智能等数字技术动态管控土地质量、集约度等隐性形态，引导土地资源在配置中发挥最大价值，可以缓解城市建设用地不足、农村建设用地浪费等突出问题，有利于促进城乡空间协同开发，加快城镇化发展进程［28-29］。最后，数字经济能够通过提高信息和数据的配置效率来实现技术、管理等要素向农村的净流入。数字经济具有普惠性和包容性特征，有利于促使城乡数字基础设施均衡配置，助力信息、数据等新的关键生产要素融入生产、流通、消费等各环节，进而有利于推进城市的现代化要素更多配置到农业和农村，实现技术、管理等要素向农村的净流入，推进城乡融合发展［30-31］，具体见图1。基于此，文章提出以下有待验证的假设。

图1 数字经济推进城乡融合发展的作用机制

假设2：数字经济能够通过提高要素配置效率间接推进城乡融合发展。

1.3 要素配置效率对城乡融合发展的数字经济门槛效应

由于各个区域的经济水平、信息化水平、科学技术投入水平、第三产业发展水平等存在差异，数字经济会存在明显的区域异质性［32］。数字经济利用互联网、大数据、云计算等新兴技术与传统经济融合，在要素的市场化配置环节中，形成了更为公开透明的市场环境，可以实现供需精准匹配，能够有效提高要素配置效率［33］。例如：通过大数据分析，消费者的需求，尤其是个性化需求，能够及时准确地被生产者识别和满足，减少了由于信息不对称带来的额外成本，实现有效供给；其次，平台企业成功地将社会中的闲置资源重新利用起来，创造更多的价值［34］。因此，在不同程度的数字经济发展水平下，区域的要素配置效率会呈现较大差别，从而对城乡融合发展的影响作用也有所不同。在数字经济发展水平高的区域，经济发展较成熟，市场机制较完善，这时该区域要素的供给与需求较平衡，要素配置的效率就相对较高。鉴于要素配置效率对城乡融合发展具有显著的促进作用，因此，要素配置效率较高的地区会更好地实现城乡融合发展。同理，数字经济发展相对落后的区域，市场透明度较低，由于信息不对称，供需双方只能结合有限信息进行“理性决策”，往往导致要素配置效率降低，制约了区域城乡融合发展。基于此，文章提出有待验证的假设3。

假设3：要素配置效率对城乡融合发展的促进作用会受到数字经济发展水平门槛作用的影响，相对于低数字经济发展水平而言，高数字经济发展水平下要素配置效率对城乡融合发展的促进作用会明显增强。

2 研究设计

2.1 变量测度

2.1.1 数字经济发展水平

关于数字经济发展水平的测度，文章借鉴黄慧群等［35］和赵涛等［36］的研究方法，用互联网普及率、互联网相关从业人员、互联网相关产出、移动电话普及率和中国数字普惠金融指数五个指标衡量数字经济发展水平，具体的代理变量分别为人均互联网宽带接入用户数、计算机服务和软件业从业人员数占城镇单位从业人员比重、人均电信业务总量、人均移动电话用户数以及北京大学数字普惠金融指数中的总指数［37］。将数据标准化后，采用全局主成分分析法进行降维处理，得到数字经济发展水平，记为Dige。

2.1.2 要素配置效率

要素配置效率可以通过要素市场扭曲程度来反映。文章借鉴林伯强等［38］的做法，采用各地区要素市场发育得分与样本中最高要素市场发育得分之间的相对差距来衡量要素市场扭曲程度。具体而言，文章构造的要素市场扭曲指标为：

其中：Facit为第i个区域在第t年的要素市场扭曲程度，factorit为第i个区域在第t年的要素市场发育得分，具体指标来自中国分省份市场化指数报告［39］，并根据俞红海等［40］的做法，以年平均增长幅度预测2017—2020的数据。为便于分析，文章将要素配置效率设置为正向指标，具体将所求的要素市场扭曲指标逆向化，得到各地区的要素配置效率，记为Fae。

2.1.3 城乡融合发展水平

城乡融合将城市与乡村、城乡居民生活水平、一二三产业、基本福利保障、生态环境治理等当作一个整体来统筹规划，通过建立健全相关制度，推动城乡人口、空间、经济、社会和生态等多维度的“双向互动”和“相互交融”，能促进乡村实现全面振兴［41］。文章在理解城乡融合内涵和借鉴周佳宁等［42］的中国城乡融合水平测度指标体系的基础上，考虑指标的科学性、综合性和可获得性原则，从人、空间、经济、社会、生态5个方面共10个指标构建城乡融合发展水平测度指标体系，具体见表1。最后将以上指标的数据经过逆向化和标准化后，运用熵权TOPSIS法进行降维处理，得到城乡融合发展水平，记为Uri。

表1 城乡融合发展水平测度指标体系

2.1.4 控制变量

参考已有研究成果，选取以下几个控制变量，包括对外贸易lnTra，用进出口总额的对数来衡量，对外贸易程度的高低直接影响进出口商品的结构，从而对城乡劳动力和其他生产要素的需求产生差异［43-45］；科技创新lnInn，用专利授权数的对数来衡量，科技创新能够在催生新需求、新产品和新动力以及消除城乡壁障等方面，对城乡融合发展产生重要影响［46-48］；人口密度lnDen，用单位面积人口数的对数来衡量，人口密度反映该区域的城乡居民总量，城乡人口密度会通过影响该区域的城镇化进程，进一步影响城乡融合发展［49-51］；基础设施Inf，用人均道路面积来衡量，基础设施建设的完善有利于加强农村与城市之间的联系，为城乡要素双向流动提供条件［52-54］；产业结构Uis，用第三产业产值与第二产业产值占比来衡量，产业结构的升级会影响城乡产业相互融合，进而影响二元经济结构，此外也会对城乡居民的收入水平产生影响［55-58］。

2.2 数据来源

由于港澳台数据统计方式不一致和西藏地区相关数据缺乏，文章研究对象为2011—2020年中国30个省市自治区（未涉及港澳台和西藏地区），其数据来自《中国统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国分省份市场化指数报告（2018）》《北京大学数字普惠金融指数（2011—2020）》以及各省份统计年鉴和Wind数据库，针对部分缺失数据，文章运用线性差值或均值差值法将其补齐，来确保数据的完整性。在运用数据进行实证分析之前，首先将各个指标进行描述性统计，结果见表2。

表2 变量描述性统计结果

2.3 模型构建

2.3.1 基本模型构建

为验证上述研究假设，文章首先构建以下基准回归模型：

式（1）中：Uriit为第i个区域在第t年的城乡融合发展水平，Digeit为第i个区域在第t年的数字经济发展水平，Cit代表一系列控制变量，μi表示不随时间变化的个体固定效应，δt表示不随个体变化的时间固定效应，εit表示随机扰动项。

假设2认为，数字经济通过提高要素配置效率间接推进城乡融合发展。为了验证该作用机制，文章首先作一个初步的考察，先将要素配置效率纳入回归方程，见式（2），然后在公式（2）的基础上加入数字经济，见式（3），模型如下：

式（2）—式（3）中：Faeit表示第i个区域在第t年的要素配置效率，是文章的核心解释变量。

2.3.2 中介效应模型

为验证要素配置效率是否在数字经济与城乡融合发展之间发挥显著的中介效应。文章参考温忠麟等［59］提出的中介效应检验方法，建立如下中介效应模型：

其中：β1反映了数字经济对城乡融合发展的总效应，γ1反映了数字经济对城乡融合发展的直接效应，α1γ2表示数字经济对城乡融合发展的中介效应。此外，还可通过Sobel检验和Bootstrap法来判断是否存在中介效应。

2.3.3 门槛效应模型

为验证要素配置对城乡融合发展的作用是否受到数字经济发展水平门槛效应的影响，文章借鉴Hansen［60］提出的面板数据门槛模型理论，在公式（2）的基础上引入示性函数，并以数字经济发展水平为门槛变量，建立单门槛模型，公式如下：

考虑到数字经济可能存在多个门槛值，文章在单门槛模型的基础上进行延伸，得到多门槛面板模型，具体公式如下：

式（7）和式（8）中：γn为门槛值，I（·）为示性函数，如果括号内表达式为真，那么I（·）=1，否则I（·）=0。

3 实证分析

3.1 基准回归结果

为了探究数字经济、要素配置效率与城乡融合发展之间的影响关系及其相互作用机制，文章首先构建线性回归模型进行初步研究。表3中模型（1）检验了数字经济对城乡融合发展的直接影响作用，结果显示，在控制一系列变量的基础上，数字经济对城乡融合发展，在1%的显著性水平下具有显著正向影响，这表示数字经济发展水平越高，对城乡融合发展越有利；模型（2）考察了要素配置效率对城乡融合发展的影响，结果显示，在1%的显著性水平下，要素配置效率对城乡融合发展具有显著的正向作用，即区域要素配置效率越高对城乡融合发展越有利，这与刘明辉等［61］的研究结果相一致。

表3 变量回归结果

文章重点关注的是数字经济通过提高要素配置效率，从而推进城乡融合发展的传导机制。如果数字经济确实通过提高要素配置效率间接推进城乡融合发展，则模型（3）中数字经济对城乡融合发展的估计系数相对于模型（1）来说应该有所下降［62］。表3的模型（1）中，在1%的显著性水平下，数字经济正向作用于城乡融合发展，其估计系数为0.0587。模型（3）在模型（1）的基础上引入了要素配置效率，结果显示，在1%的显著性水平下，数字经济依然正向作用于城乡融合发展，其估计系数为0.0521，相对于模型（1）来说有所下降，这有效地验证了数字经济确实通过影响要素配置效率作用于城乡融合发展的传导机制。

3.2 中介效应检验

为了深入分析数字经济、要素配置效率与城乡融合发展三者之间的关系，并对假设2进行进一步的验证，文章根据中介效应检验方法，实证检验了要素配置效率在数字经济与城乡融合发展之间的中介效应（表4）。通过表4可见，模型（4）中数字经济的估计系数显著为正，表明数字经济对城乡融合发展的总效应显著为正；模型（5）中数字经济的估计系数显著为正，表明数字经济发展水平的提升能够显著提高要素配置效率；模型（6）中数字经济和中介变量要素配置效率的估计系数均显著为正，且模型（6）中数字经济的估计系数相对于模型（4）有所下降，说明要素配置效率在数字经济与城乡融合发展之间发挥中介效应。此外，文章还采用Sobel检验和Bootstrap法验证该中介效应的显著性。检验结果显示，Sobel检验的Z值为2.31，通过了5%显著性水平的检验，中介效应占总效应比为11.239%，同时Bootstrap检验中置信度为95%的置信区间不包括0。这说明了要素配置效率的中介效应是显著的，在数字经济影响城乡融合发展的过程中，要素配置效率扮演着重要中介作用，其呈现“数字经济→要素配置效率→城乡融合发展”的传导机制。即数字经济通过避免信息不对称、降低市场交易成本、突破供求双方交易地理限制等，提高了要素配置效率，而要素的高配置效率有利于城乡生产要素互补互促，有利于实现城乡要素回报趋同，从而推进城乡融合发展。上述中介效应检验结果再次证明文章的假设2是成立的。

表4 要素配置效率的中介效应检验

3.3 门槛模型估计

借鉴Hansen［60］的研究成果检验门槛效应是否存在，同时确定门槛值的个数和门槛模型的具体形式。表5是门槛效应的检验结果，结果显示以数字经济发展水平为门槛变量的单门槛、双门槛、三门槛对应的P值分别是0.000、0.000和0.940，其中：三重门槛没有通过检验，单、双门槛模型的P值显著。因此，基于上述分析，文章后续采用双重面板门槛模型进行分析。结合表6的门槛效应回归结果可知，双重门槛模型的两个门槛估计值分别为-0.997和-0.121，根据门槛值把要素配置效率分为（Dige＜-0.997）（-0.997≤Dige＜-0.121）（Dige≥-0.121）三 个 区间；要素配置效率对城乡融合发展具有显著的正向影响，且这种作用受到数字经济双重门槛效应的影响，具体而言，当数字经济属于区间（Dige＜-0.997）时，要素配置效率系数为0.0662，当数字经济属于区间（-0.997≤Dige＜-0.121）时，要素配置效率系数为0.1360，当数字经济属于区间（Dige≥-0.121）时，要素配置效率系数为0.1837，且要素配置效率的三个系数均显著，说明在较高的数字经济发展水平下，要素配置效率对城乡融合发展的促进作用会更强，这也与前文提出的假设3相符合。

表5 门槛效应检验

3.4 稳健性检验

3.4.1 替换自变量

由前文可知，文章用五个指标构建指标体系，并采取全局主成分分析法降维后的总分来衡量数字经济发展水平。为检验研究结果的稳健性，文章采用王军等［63］研究中的2013—2018年数字经济发展水平综合指数，替换文章的数字经济发展水平，并带入公式（1）中重新估计。根据表6的结果显示，在替换核心解释变量后，数字经济依然对城乡融合发展具有显著的正向作用，即数字经济能够促进城乡融合发展，这再一次验证了假设1的稳健性。

3.4.2 分阶段回归

数字经济在不同发展阶段对城乡融合发展的影响可能存在差异，为验证数字经济对城乡融合发展的影响是否随发展阶段而改变，文章参考梁琦等［64］的做法，将2015年7月发布的《国务院关于积极推进“互联网+”行动的指导意见》作为数字经济繁荣发展前后的分界点，把数字经济发展分为2011—2015年和2016—2020年两个阶段，得出分样本回归结果。根据表6的结果显示，在2011—2015年和2016—2020年两个阶段中，数字经济对城乡融合发展的影响方向均是显著正向的，这表明回归结果是稳健的。

3.4.3 工具变量方法

数字经济和城乡融合发展也可能互为因果，产生内生性问题。因此，需要通过工具变量法进行内生性处理，识别数字经济对城乡融合发展影响的净效应。文章参考黄群慧等［35］、赵涛等［36］的方法，将1984年每万人邮局数作为测度数字经济发展水平的工具变量。选择此工具变量的原因在于，邮局密度能够反映当时的电信基础设施建设情况，其历史布局会从使用技术与习惯养成等方面影响后续互联网与数字技术的应用。换言之，历史上每万人邮局数较多的地区，可能会有较高的互联网普及率以及数字经济发展水平。与此同时，邮局作为传统通信工具随着使用频率的降低，对当前城乡融合发展的影响甚微，因此满足排他性。由于1984年各地区每万人邮局数为截面数据，不适用于面板数据的计量分析，因此，文章借鉴Nunn等［65］的处理方法，将每万人邮局数与全国互联网用户数的一阶滞后项相乘得到的面板数据，作为数字经济发展水平的测度变量。根据表6的结果显示，数字经济对城乡融合发展的促进作用在考虑内生性后依旧存在，同时显著拒绝了工具变量识别不足和工具变量弱识别的原假设。总体而言，以上结果验证了采用1984年各地区每万人邮局数与上一年全国互联网用户数的交乘项作为数字经济发展水平工具变量的合理性。

表6 门槛效应和稳健性检验结果

3.5 进一步分析

3.5.1 空间溢出效应

数字经济在一定程度上模糊了要素流动的空间约束，一方面有效推动了市场资源跨区域流动和重组，另一方面拓展了产业之间跨区域融合的广度和深度，从而显著提高了邻边区域的要素配置效率，增强了区域之间城乡融合发展的关联性，说明数字经济对城乡融合发展的影响可能还会有空间溢出效应。基于此，文章构建地理距离矩阵、经济距离矩阵以及地理与经济嵌套空间权重矩阵（地理距离矩阵设定为两省份之间经纬度距离的倒数；经济距离矩阵设定为两省份样本考察期内人均GDP平均值之差的绝对值的倒数；地理与经济嵌套空间权重矩阵设定为二分之一地理距离矩阵与二分之一经济距离矩阵的和），建立空间面板计量模型来探究数字经济对城乡融合发展影响的空间溢出效应。在建立模型之前，文章首先使用Moran’I指数考察各地区数字经济和城乡融合发展是否分别存在空间相关性。通过表7的结果可知，2011—2020年数字经济和城乡融合发展在三种矩阵条件下的Moran’I指数均显著为正，表明样本考察期内二者呈现出显著的空间相关性。文章参考Elhorst［66］的方法，依次进行LM检验、LR检验、Hausman检验并比较Log L数值的大小挑选理想的空间计量模型，结果显示个体固定效应的空间滞后（SAR）模型最合适。因此，文章分别在三种矩阵条件下用此模型进行回归，具体得出的回归结果见表8。表8结果显示，空间自回归系数和数字经济的估计系数在三种空间矩阵的条件下均显著为正，这表明城乡融合发展和数字经济均存在空间溢出效应，即邻近区域的城乡融合能提高本区域的城乡融合发展水平，数字经济可以推进本区域和邻近区域的城乡融合发展。为了具体地反映数字经济对城乡融合发展的空间效应，文章还将SAR模型中数字经济的系数分为直接效应、间接效应和总效应，表8结果显示，数字经济对城乡融合发展的直接效应、间接效应以及总效应在三种空间矩阵的条件下均显著为正，且直接效应占主要部分。例如：在嵌套矩阵条件下，数字经济对城乡融合发展的直接效应为0.0389，间接效应为0.0048，直接效应与间接效应占总效应的比重分别为89.02%和10.98%，表明数字经济每提高1%，将推进本地的城乡融合发展水平提高0.0389%，推进邻近地区的城乡融合发展水平提高0.0048%。可见，数字经济主要促进本区域的城乡融合发展，对邻边区域的城乡融合发展的促进作用相对较小。

表7 三种矩阵下的Moran’I指数

表8 数字经济影响城乡融合发展的空间溢出效应

3.5.2 区域异质性

鉴于各地区发展阶段和资源禀赋等存在的差异，无论是数字经济发展水平还是城乡融合发展水平，在不同区域上都存在着异质性的特点。因此，数字经济对城乡融合发展的影响也可能存在区域异质性。通过表9可以看出，数字经济对城乡融合发展的影响具有明显的区域异质性，东部、西部地区的数字经济对城乡融合发展具有显著的正向作用，且东部地区数字经济的回归系数相对西部地区更大，说明东部地区数字经济对城乡融合发展的促进作用，比西部更强。值得注意的是，中部地区的数字经济对城乡融合发展具有显著的负向作用，说明当前中部地区的数字经济发展抑制了该区域的城乡融合发展。产生上述结果的原因可能是，在东部地区，数字经济的发展水平最高，城乡的数字基础设施得到均衡布局，农民对信息甄别、利用与加工等方面的能力由于长时间的学习与城镇居民相差较小，在该情境下，数字经济能够有力推进城乡融合发展。在中部地区，尽管数字经济发展水平相对较高，但是城乡“数字鸿沟”的问题比较突出，城乡之间不仅存在数字基础设施等方面的一级数字鸿沟，还存在二级数字鸿沟如信息处理与加工等方面的差异，进而不利于该区域的城乡融合发展。在西部地区，数字经济的发展处于初级水平，主要体现为普惠性，全民可共享“数字红利”，同时农村地区还可以借鉴城镇地区数字技术的应用经验，具有明显的后发优势，能够有效促进城乡融合发展，但作用效果相比东部来说较小。

表9 数字经济影响城乡融合发展的区域异质性

4 结论与对策建议

实现高质量城乡融合发展成为新时代社会主义现代化建设进程中的主要目标之一。文章以数字经济为切入点，探讨数字经济影响城乡融合发展的内在机制，并在此基础上，以要素配置效率为中介变量，考察数字经济通过要素配置效率影响城乡融合发展的传导机制，最后文章还研究了要素配置效率对城乡融合发展的数字经济门槛效应，数字经济对城乡融合发展的空间溢出效应以及区域异质性。研究发现：①数字经济能直接推进城乡融合发展，同时要素配置效率也是数字经济推进城乡融合发展的重要渠道。②要素配置效率对城乡融合发展的促进作用受到数字经济双重门槛效应的影响，在较高的数字经济发展水平下，要素配置效率对城乡融合发展的促进作用更强。③数字经济对城乡融合发展具有显著的正向空间溢出效应，有利于地区间的统筹规划、协同发展；数字经济对城乡融合发展的作用还呈现区域异质性，对东部地区的城乡融合发展推进作用最强，西部次之，但对中部地区的城乡融合发展呈现抑制作用。

为有效推进城乡融合发展，文章提出以下建议：①加强数字基础设施建设。数字基础设施建设直接决定了数字经济发展的广度和深度，因此，加强数字基础设施建设至关重要。在数字基础设施建设过程中，要加强顶层设计和统筹规划，以推动城乡融合发展、缩小城乡“数字鸿沟”为主要目标，以人口密度大、数字基础设施配置薄弱的地区为重点关注对象，结合地区未来发展布局，有序安排数字基础设施建设。②促进要素自主有序流动。提高要素配置效率是促进城乡融合发展的关键途径之一。要完善要素市场化配置体制机制，形成公开透明的市场环境，促进要素供需精准匹配。增强城市辐射带动功能，发挥城市先进技术的示范与引领作用，引导城市信息人才渗透至农村、扎根于农业，助力乡村智能治理，助力农业信息化和现代农业建设迈上新台阶。优化农村物流配送系统，解决农村最后一公里问题，切实打通城乡要素流动渠道，促进城乡要素双向流动。③推动数字经济地区间协同发展。数字经济具有显著的正向空间溢出效应，因此，在推动数字经济发展过程中，充分发挥数字经济驱动区域城乡融合协同发展的新动能，加强地区之间政府、市场与社会主体的交流与合作，动态调整各地区的数字经济发展步伐。此外，完善地区间数字经济发展的区域合作机制，加强政府宏观调控的作用，破除数字经济发展过程中新模式、新业态的行业壁垒和地域限制，为各地区数字经济的协同发展提供保障。④推动数字经济区域异质性发展。数字经济对城乡融合发展的影响存在区域异质性特征，因此，在发展数字经济过程中要结合各地区的发展现状，因地制宜。对于东部地区，要继续保持绝对优势，持续提高数字经济发展水平，同时给予中西部地区必要的人才、技术和资金支持，促进地区间数字经济协调发展；对于中部地区，要弱化城市对乡村的“虹吸效应”，缩小城乡之间的数字鸿沟；对于西部地区，要加强数字基础设施的投资和数字技术的发展，同时避免数字经济发展的城乡分化现象，推动城乡数字经济协调发展。