数字不平等、城镇化阻滞与乡村发展

张俊 李莉

【摘要】城乡数字不平等是我国推进数字乡村和实施乡村振兴战略不容忽视的挑战。基于省际面板数据，考察城乡数字不平等对乡村发展的影响。研究结果表明：城乡数字不平等对乡村发展产生直接的抑制效应。考虑可能存在内生性以及其他衡量偏误的影响后，这一效应依然稳健。从传导机制看，数字不平等对新型城镇化产生阻滞效应，进而减缓了乡村发展。上述结果为认识数字不平等、城镇化阻滞以及乡村发展之间的关系，完善乡村包容性数字支持政策提供了新的思路和经验证据。

【关键词】数字不平等；乡村发展；城镇化阻滞效应

【中图分类号】F323.3    【文献标识码】A    【文章编号】1672-4860（2023）05-0044-07

伴随全面建成小康社会以及脱贫攻坚任务的完成，推进农业农村现代化将是我国“三农”发展的战略目标，如何破解乡村发展不平衡、不充分成为新时代“三农”工作的重要命题。以互联网为代表的新一代信息技术为乡村发展提供了新动能，数字乡村建设已经上升为国家的顶层设计。然而，在数字技术赋能乡村发展的同时，城乡数字不平等问题日益凸显，城乡网民在数字素养、数字技能、数字信息辨别、数字资源应用等方面的差距进一步扩大。那么，城乡数字不平等是否对乡村发展产生影响？影响机制怎样？显然，对该问题的解答具有重要的理论和现实意义。

随着数字网络技术深入发展，因接入和使用差异造成的数字鸿沟愈发凸显，由此带来不同地区和不同群体的收入和财富差距，从数字鸿沟向数字不平等转变是当前数字赋能领域的研究热点，现有研究主要聚焦于三方面。其一，数字不平等的形成。Dimaggio et al^[1]认为，数字不平等是地区、群体之间在数字设备获取、数字使用自主性、数字使用技能、社会支持等方面的相对差距。这一差距伴随大数据时代下非结构化数据的高速增长，扩大了数字技术的使用门槛，加剧了群体之间的数字不平等^[2]。城乡居民在互联网接入、信息服务成本以及信息使用技能的相对差距，导致农民参与数字社会的基本能力被剥夺^[3]。其二，数字不平等的衡量。周向红^[4]从数字信息获取能力、数字信息供给能力、数字信息应用能力等方面构建数字不平等的评估框架，也有学者提出从情境投入、数字化能力产出、数字化效率等方面评估数字不平等^[5]，但这些研究并未区分不同地区或不同群体之间的相对差距，数字不平等衡量面临方法论的挑战。其三，数字不平等对经济社会发展的影响效应。数字不平等导致地区间在数字层面上形成贫富分化的马太效应，阻碍了数字弱势群体向上发展流动的通道，限制了数字弱势群体参与政治活动和管理社会事务的机会，造成社会排斥^[6]。通过代际传递、社会排斥和自我强化型排斥，数字不平等镶嵌于现有的城乡结构性分化体系当中，阻碍了城镇化进程^[7]。

上述文献为本文研究提供了有益的借鉴，但仍存在两方面不足：一是研究主题聚焦于数字不平等的形成以及数字不平等的社会效应，鲜有研究关注数字不平等对乡村发展的影响。在迈向数字文明新时代进程中，数字不平等对构建网络命运共同体以及实现城乡共同富裕带来了严峻挑战。二是研究方法以定性分析为主，从经济学视角实证检验数字不平等对乡村发展的影响机制相对较少。有鉴于此，本文以我国省际面板数据为例证，利用面板固定效应、交互效应和中介效应模型检验数字不平等对乡村发展的影响机制，以期为实现城乡数字包容性提供理论参考和经验证据。

一、理论分析与研究假设

（一）数字不平等与乡村发展

乡村发展是农业生产效率变革、产业融合创新、现代要素投入以及乡村治理现代化的结果，城乡数字不平等主要通过以下四方面影响乡村发展。其一，加大农业生产效率变革难度。在农业生产方面，数字不平等使农民难以利用信息技术及时掌握土壤、水体、光照、气候、虫害等农情，农业生产全过程的信息不对称程度仍然较高，过多依赖传统生产经验判断农情，生产决策容易产生偏差。在传统农业向现代高效农业的转变过程中，农民难以有效识别、过滤、检索和利用农业生产大数据，对遥感监测、远程诊断、精准作业、环境监测、水肥药智能管理、精准饲喂等新信息技术采纳程度低下，不利于推进农业生产标准化、规范化、精准化和高值化，生产方式变革难度大。在农业经营方面，数字不平等使城市大型平台企业具有信息控制权和定价权，而乡村数字资源相对较少，导致农户对农业生产资料以及农产品的议价能力相对低下，难以降低农业生产经营成本，增收难度大^[8]。此外，由于农户对互联网信息接受迟缓或价值创造性上网活动相对较少，对市场需求反应的灵敏度不足，导致农业生产者之间、上下游企业之间和生产环节主体之间难以共享有价值的信息资源，生产经营活动缺少分工协作互动，使农户对接大市场成功率低、满意度低和效率低^[9]。在金融服务方面，数字不平等使农户难以享受数字普惠金融服务的便利和快捷，加大农业生产经营的投融资成本。从数字技术供给来看，数字不平等抑制了乡村对数字农业技术的需求，造成涉农数字科技研发薄弱、涉农数字技术应用不多、涉农数字产品供给匮乏，制约了农业生产经营的技术进步空间。其二，削弱乡村产业融合创新。推进农业农村现代化需要农民接受绿色生产和绿色发展理念，利用数字技术盘活闲置生产资源，挖掘乡村生态产品、生态环境的价值，把农业生产的基本单位和周边生态环境视为整体，对生态保育、生物多样性以及其他绿色生产要素的关键指标进行计算，打造高质量的现代生态社会化农业。但数字不平等使农民缺乏提升农业多功能价值的数字创新技能，限制了农业发展的数字化空间。例如，2018年我国数字经济规模占GDP比重达33%，而农业数字经济占第一产业增加值比重仅为7.3%，数字化程度远低于其他行业数字化水平。乡村更易成为在线安全威胁的受害者，导致农民难以接受基于数字技术的新思维、新观念和新模式，农业全产业链集成以及“农业接二连三”的数字化创意相对不足。与此同时，依托于数字技术的乡村新业态、新模式创新相对缓慢，导致乡村组织化程度低、产业链条短、产业融合度低和市场竞争力不强的矛盾仍然突出，不利于乡村创新发展和绿色发展。其三，减缓现代要素流入乡村。数字不平等使城市具有更为强大的信息流，吸引人才向城市集聚，而乡村留守劳动力不仅缺乏必要的数字操作技能，而且容易对数字技术普及产生焦虑和担心，对使用数字技术和数字资源、感受数字文化以及数字化学习存在抑制性动机，并通过自我排斥和同群效应得以强化，不利于具有数字能力的青壮年劳动力回流。此外，數字不平等延伸到乡村数字教育，使乡村学生的数字体验时间和体验强度更多投向消费型或成瘾型活动，导致乡村教育水平下降^[10]。高质量教育是提升乡村人力资本的有效举措，也是吸引现代生产要素流入乡村的重要引擎，通过城乡数字不平等与教育不平等的强化，造成乡村精英持续流向城市，乡村劳动力数字禀赋内卷化，形成负反馈的路径锁定，减缓了人才、资本、技术、数据等现代要素在乡村的集聚。其四，制约乡村治理现代化。伴随城市化的快速发展，乡村治理主体和治理对象的流动性加快，数字技术进步为农民参与乡村资产、资源、生态、治安、文化等领域的公共活动提供了跨时空表达渠道，成为乡村治理现代化的助推器。然而，数字不平等使缺乏上网意愿和数字技能的农民失去了表达公共需求以及参与乡村公共事务的机会，导致乡村公共品供给缺少代表性，乡村数字化治理在无意识中加剧了不平等^[11]。此外，乡村智慧医疗、智慧教育、智慧社保、数字文化等公共服务开展难度较大，农民对社会政策的认可度以及社会性公共品供给的满意度不高，不利于打造共建共治共享的乡村治理新格局。基于上述分析，本文提出如下研究假设：

H1：城乡数字不平等对乡村发展存在直接的抑制效应。

（二）数字不平等、城镇化阻滞与乡村发展

数字不平等使农民获得的数据资源和社会支持相对较少，难以利用互联网进行“人力资本增进型”活动，无法胜任数字技术渗透型工作，阻碍乡村企业走向数字化发展模式，不利于乡村产业结构升级、乡村一二三产业融合和产城一体化。此外，数字不平等使农民与外部世界产生信息交流障碍，只能选择在低工资、低福利、低稳定性的非正规市场就业，不利于农民向城市的长期流动，不利于农民融入基于数字化生活方式的城市社会，带来了新型城镇化的阻滞效应^[12]。新型城镇化具有促进非农就业、农民增收、农地集约和农业技术进步的作用，而城镇化阻滞不仅导致乡村农地流转难度加大、地块碎片化问题难以破解、农业规模化和专业化程度下降、农业生产经营效率低下，而且造成农民增收缓慢，乡村消费结构难以升级，乡村市场难以扩大，由此减缓了乡村发展。本文提出如下研究假设：

H2：城乡数字不平等带来城镇化阻滞效应，从而间接减缓了乡村发展。

二、模型、变量与数据来源

（一）模型设定

为检验数字不平等对乡村发展的影响效应，基准模型设定如下：

develop =α +α dp +ρcontrol +λ +ε （1）

其中， 表示乡村发展水平， 表示数字不平等， 为控制变量， 为随机扰动项， 和 分别代表地区和年份。 为模型待估参数，若 为正，表明数字不平等对乡村发展产生助推效应，反之则意味着数字不平等对乡村发展具有抑制效应。考虑数据具有短面板的特性，双控制省份固定效应和时间固定效应会损失自由度，降低系数显著性，故采取单控制固定效应。

（二）变量选取

1. 核心变量

被解释变量是乡村发展水平（develop），考虑到单一指标难以反映乡村发展的多维属性，本文以中国社科院农村发展研究所编制的“农村发展指数”衡量乡村发展水平，该指数立足“五大发展理念”，包括5个维度、14个二级指标和25个三级指标^[13]。核心解释变量是数字不平等（dp）。本文认为数字不平等是一种动态的相对差距，没有统一的衡量标准，而单一的宽带支付能力或者综合的数字化指数并没有体现城乡数字不平等的动态变化，因此，本文采用城乡人均固定宽带拥有量之比来衡量，稳健性检验中采用城乡百户家用电脑之比（rhc）以及城乡固定宽带拥有量的泰尔指数（tel）作为替代指标。此外，城镇化是农村人口向城市迁移集聚的过程，本文采用农村常住人口占总人口的比重（%）来衡量城镇化阻滞效应，用rcity表征。

2. 控制变量

参照现有研究^[14]，选取如下控制变量：（1）市场环境（mi），伴随我国要素市场化改革的深化，市场环境对乡村发展具有重要影响，采用王小鲁、樊纲等编制的市场化指数来衡量；（2）财政支农水平（fd），以农林水支出占财政支出百分比来表示；（3）经济增长（gdp），采用各地人均GDP表示；（4）对外依存度（open），采用进出口贸易总额占GDP比重来表示。

（三）数据来源

囿于数据可得性的限制，样本为除港澳台、上海、西藏之外的29个地区，时间跨度为2012—2018年。数据主要来自于《中国统计年鉴》《中国财政年鉴》以及各省统计年鉴（2013—2019年）。经济类指标均以2012年CPI为基期进行平减，为降低异常值的干扰，对样本进行了前后1%的缩尾处理。为保证变量的平稳性，对所有变量进行了对数化处理。相关变量的描述性统计如表1所示。

三、实证结果与分析

（一）数字不平等对乡村发展的影响

根据表达式（1），表2报告了估计结果。其中，第（1）列是混合OLS回归（POLS），第（2）列是最小二乘虚拟回归（LSDV），第（3）和（4）列分别是固定效应和随机效应回归，第（5）列采用Driscoll-Kraay标准误进行固定效应回归，控制可能存在的组间异方差、组内自相关和截面相关问题。考虑到数字不平等对乡村发展可能存在滞后效应，第（6）列采用数字不平等的滞后1期作为核心解释变量。由于数字不平等和乡村发展水平在组内变化相对较小，组间变异更需要控制，因此，基准模型采用地区固定控制了组间变异。Hausman检验结果显示，固定效应（FE）优于混合回归和随机效应。比较第（1）～（6）列的回归结果，数字不平等及其滞后1期的估计系数绝对值在0.03～0.058之间，第（1）（2）列模型中在5%水平下显著为负，第（3）～（6）列均在1%水平下显著为负，表明数字不平等对乡村发展存在显著的抑制效应，从而检验了研究假设H1，这一结果与现有文献基本一致^[15]。

在控制组间异方差、组内自相关和截面相关三大问题上，第（5）列结果更为稳健。根据Driscoll-Kraay标准误的固定效应模型回归结果，市场环境的估计系数在1%水平下显著为正，表明市场环境越完善，更有利于激发乡村市场主体活力，从而助推乡村发展，这也是“市场化改革只有进行时没有完成时”的生动诠释。财政支农和经济增长均对乡村发展产生显著的提升效应，分别为0.183和0.664，符合理论预期，可能在于地方财政支农力度越大、地区经济增长水平越高，更能弥补乡村公共品供给短板，支持乡村经济和社会发展。然而，对外依存度的估计系数为负，但不具有统计显著性，可能在于对外依存度为乡村发展提供了更大的外部机会，但同时也对乡村市场化、组织化和农业竞争力提出更大挑战，尤其对粮食安全、耕地、生态等乡村生产结构带来一定的负向冲击。因此，以国内大循环为主体、国内国际双循环共同促进的新发展格局，更加有利于乡村发展。

（二）内生性讨论

为防止内生性对基准回归的影響，本文以数字不平等的高阶差分滞后项作为工具变量，分别采用两阶段最小二乘法（TSLS）、两步GMM以及极大似然估计（LIML）进行回归（表3）。表3中第（1）列采用两阶段最小二乘法（TSLS），第（2）列采用两步GMM，用来控制扰动项的异方差和自相关，第（3）列采用对弱工具变量不太敏感的有限信息极大似然估计（LIML）。工具变量的识别不足检验（K-P rk LM统计量）ｐ值都小于0.1、弱识别检验的C-D Wald F统计量均大于10%的临界值，以及过度识别检验（Hansen J统计量）所对应的ｐ值均大于0.1，表明工具变量的选择是有效的。但数字不平等的内生性检验结果显示ｐ值均大于0.1，表明数字不平等不构成内生性的挑战。与基准模型回归结果比较，工具变量回归后数字不平等的估计系数有所下降（从0.058下降到0.046），但系数方向仍然一致，进一步支持了研究假说H1。控制变量的系数值存在小幅度变动，系数方向与表2基本一致。

为保证结论的可靠性，本文采用了3组稳健性检验。1. 采用城乡百户家用电脑之比（ ）以及城乡固定宽带拥有量的泰尔指数（tel）对乡村发展进行回归。2. 采用粮食主产区样本和主销区样本进行回归。3. 把乡村发展在95分位点处缩尾后再次重复基准回归。以上3组回归结果表明数字不平等对乡村发展的负向效应仍然显著，限于篇幅，回归结果从略。

（三）数字不平等、城镇化阻滞与乡村发展

数字不平等是否通过城镇化阻滞效应对乡村发展产生影响？在基准模型（1）式的基础上，采用交互效应模型，检验数字不平等与城镇化阻滞的交互效应：

develop =β +β dp +βinter +ρcontrol +λ +ε （2）

其中， 为数字不平等与城镇化阻滞的交互项， 为交互项系数。进一步，采用中介效应模型识别城镇化阻滞效应对乡村发展的间接影响：

rcity =β +β dp +ρcontrol +λ +ε （3）

develop =γ +γ dp +γ rcity +ρcontrol +λ +ε （4）

其中，城镇化阻滞效应（rcity）为中介变量，根据Acemoglu等^[16]的渠道判別机制，若（3）（4）式中 、 显著，并且 的显著性或系数值相对于 中的 存在明显下降，那么城镇化阻滞效应的传导机制成立。表4报告了城镇化阻滞的间接影响效应估计结果。第（1）列是数字不平等与城镇化阻滞的交互效应，inter的估计系数在10%水平上显著为负，表明数字不平等与城镇化阻滞效应共同减缓了乡村发展。第（2）列是基准模型回归，第（3）列是城镇化阻滞效应对数字不平等的回归，检验 的显著性，结果显示数字不平等的估计系数（ ）在1%水平上显著为正，表明数字不平等延缓了城镇化进程。第（4）列在基准模型中加入了渠道变量，结果表明城镇化阻滞的估计系数（ ）在1%水平上显著为负，符合我们的理论预期。与第（2）列相比，数字不平等估计系数（ ）的显著性由1%变为10%，系数估计值由0.058下降为0.025，说明数字不平等通过城镇化阻滞效应对乡村发展产生间接的负向影响，从而支持了研究假设H2。具体来说，城市化阻滞效应可以解释这一负向效应的56.7%。

结语

当前，互联网、大数据、人工智能等新信息技术革命为我国乡村发展提供了新机遇。然而，城乡数字不平等是我国推进数字乡村和实施乡村振兴战略不容忽视的挑战。基于省际面板数据，实证检验了数字不平等、城镇化阻滞与乡村发展之间的关系。研究发现：城乡数字不平等加大农业生产效率变革难度、削弱乡村产业融合创新、减缓现代要素流入乡村以及制约乡村治理现代化，从而对乡村发展产生直接的抑制效应。考虑到可能存在内生性、衡量偏误和特殊样本的影响后，这一效应依然稳健。从传导机制看，数字不平等对新型城镇化产生阻滞效应，进而减缓了乡村发展。就控制变量而言，市场环境、财政支农以及经济增长均对乡村发展具有显著的提升效应，但对外依存度对乡村发展具有一定的负向影响，意味着乡村发展必须以国内大循环为主体，充分发挥国内超大规模市场优势。

本文研究提供了如下政策启示：第一，加大乡村数字普惠支持力度。要把握当前新基建建设的政策机遇，引导政府、市场和社会资本加大数字乡村建设投入，补齐乡村数字基础设施短板，提高乡村数字可及性和数字包容性。完善乡村数字服务网络，降低乡村数字服务成本，使农民享受“用得上、用得起、用得好”的数字服务。第二，提升农民数字素养和数字技能。开展乡村数字扫盲行动，培养农民的上网意愿。加大农民的数字技能培训力度，增强农民网络安全防护意识和使用技能，提升农民数字化深度应用能力。推动乡村数字化基础教育高质量发展，阻断数字不平等的代际传递，扩大乡村数字资本。加大涉农数字产品和数字技术开发力度，打造乡村富民惠民数字化平台，为农民共享数字红利创造更多的经济机会。第三，消除城市化阻滞效应。推进信息、数据进村入户，引导信息、技术、人才和资本向农村流动，加大数字人才反哺乡村力度，提高农民信息获取能力和自我发展能力。积极构建新时代包容性城乡关系，推动城乡互联互通和数字化融合。第四，构建包容性数字援助制度体系。立足中国国情，加大对数字边缘化群体的社会支持力度，建立健全包容性数字化制度体系，引导平台企业、社会组织、志愿者助力消除城乡数字不平等，强化以工补农、以城带乡，协同推进城乡共同走向数字化富裕。

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Digital Inequality， Urbanization Block and Rural Development

ZHANG Jun¹， LI Li²

（1. School of Economics， Anhui University of Finance & Economics， Bengbu 233030， China;2. School of Continuing Education， Anhui University of Finance and Economics， Bengbu 233030， China）

Abstract： Digital inequality between urban and rural is a challenge that can not be ignored in promoting digital countryside and implementing Rural Revitalization Strategy. Based on the provincial panel data， this paper analyzes the impact of the urban-rural digital inequality on the rural development. The results show that the digital inequality has a direct inhibitory effect， which remains robust after considering the possible endogeneity and the impact of other measurement errors. From the perspective of transmission mechanism， the digital inequality has a blocking effect on the new urbanization， which slows down the rural development. The above findings provide new ideas and empirical evidence for understanding the relationship between the digital inequality， urbanization block and the rural development， and improving rural inclusive digital support policies.

Keywords：digital inequality， rural development， blocking effects of urbanization