数字基础设施建设对农村居民收入不平等的影响效应研究

摘 要：数字基础设施作为承载数据要素的重要工具和发展数字经济的有力支撑，势必会引起社会生产生活方式的深刻变革，同样对于提升农村居民收入水平、优化农村内部收入分配格局的作用不容忽视。文章以“宽带中国”试点政策为背景，探究了数字基础设施建设对农村居民收入不平等的影响效应及其作用机制，并基于使用鸿沟和接入鸿沟进一步考察了可能存在的异质性影响。研究发现，数字基础设施建设可以缓解农村居民收入不平等，在经过一系列稳健性检验后，结论依旧成立。数字基础设施建设更有利于通过促进低收入群体非农就业、提高农业效率、改善人力资本缓解农村居民收入不平等。异质性分析表明，中西部、偏远地区的农村居民仍存在数字基础设施接入鸿沟，收入相对剥夺程度较高、以工资性和经营性收入为主要收入来源、从事纯农业型职业的农村居民受到的减缓作用更大。文章结论为推动数字乡村建设以改善农村内部收入分配格局、实现共同富裕提供了一定的理论依据。

关键词：数字基础设施；收入不平等；“宽带中国”；数字鸿沟；共同富裕

作者简介：斯丽娟，兰州大学经济学院教授、博士生导师（兰州 730000）；王超群，兰州大学经济学院博士研究生（兰州 730000）

基金项目：国家自然科学基金面上项目“低碳发展对中国西北地区经济格局的影响效应研究”（72373060）

DOI编码： 10.19667/j.cnki.cn23-1070/c.2024.03.006

引 言

在2021年中央财经委员会第十次会议上，习近平总书记明确指出，“共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征”①。共同富裕既反映了人民群众对物质和精神生活的美好期盼，也是中国共产党擘画并持续推进的宏伟蓝图，是一项长期、复杂而系统的工程。然而，促进共同富裕，最艰巨、最繁重的任务仍然在农村。实现农村农民共同富裕是全体人民共同富裕的重要内容，相较于城市，农村在居民收入、产业、公共服务等领域处于弱势地位，且农村地区发展不充分和内部收入分配不均衡问题甚至超越城市内部和城乡之间，极大地阻碍了我国实现共同富裕的进程。根据国家统计局数据显示，2021年农村居民后20%低收入户的人均收入为4856元，前20%高收入户的人均收入为43 081元，两者收入之比为1：8.87，远远低于2021年城镇居民内部收入差距的1：6.13。党和国家充分关注这一问题，党的二十大报告中强调“着力促进全体人民共同富裕……增加低收入者收入，扩大中等收入群体”①。我国低收入群体绝大部分在农村，因此探究农村居民收入不平等产生的根源，优化农村居民收入分配格局，让更多低收入群体共享到社会发展成果，对于实现乡村振兴、推进共同富裕具有重大意义。

2024年中央一号文件强调，“持续实施数字乡村发展行动，缩小城乡‘数字鸿沟’”②。在数字技术赋能乡村振兴的过程中，农村数字基础设施是推进数字乡村建设的必要前提，也是弥合城乡“数字鸿沟”、实现乡村振兴的重要保障。近年来，中国大力推动数字中国、网络中国建设进程，尤其在2013年“宽带中国”战略实施后，加快了宽带网络这一战略性公共基础设施在广大农村地区的普及程度和应用水平。据中国互联网信息中心公布的报告显示，截至2022年上半年，我国农村地区数字基础设施全面提升，基本实现“村村通宽带”，农村互联网普及率相较于半年前增长1.2%，现已到达58.8%，农村网民总人数为2.93亿。数字基础设施赋予农村农业生产、居民生活、乡村治理等各个领域的数字化转型，衍生的数字技术能够突破时空限制，疏通城乡之间信息、资金、劳动力、技术等要素加速流动，对农村产业转型、农民就业、增收创收等方面产生深刻影响。数字基础设施建设在赋能农村居民增收的同时，能否缓解农村居民收入不平等？其潜在的作用机制是什么？农村居民间的“数字鸿沟”是否会导致影响效果的差异？对上述问题的探讨，不仅有利于促进数字乡村建设，更为以宽带网络变革为代表的数字基础设施建设改善农村内部收入分配格局、实现共同富裕提供了一定的参考。

基于此，本文引入个体收入相对剥夺模型构建农村居民收入不平等指数，基于2010—2020年中国家庭追踪调查数据（CFPS），将“宽带中国”战略这一政策冲击作为准自然实验，利用多期双重差分模型，从家庭微观层面探究了数字基础设施建设对农村居民收入不平等的影响效应和作用机制，进一步讨论了数字基础设施建设是否因接入鸿沟和使用鸿沟对农村居民收入不平等的影响效应具有异质性。

本文可能的边际贡献如下：在研究视角上，探讨了数字基础设施建设对农村居民收入不平等的影响效应，有利于拓展数字基础设施在农村地区的微观效应以及农村收入分配领域的相关研究。在研究方法上，依托“宽带中国”试点政策的外生性，运用双重差分模型、平行趋势检验、PSM-DID、异质性处理效应分析等多种稳健性方法，解决了数字基础设施建设与农村居民收入不平等之间的内生性问题，识别了两者之间的因果关系。在研究内容上，从促进非农就业、提高农业效率、改善人力资本方面，揭示了数字基础设施建设缓解农村居民收入不平等的具体作用路径，并基于使用鸿沟和接入鸿沟考察了可能存在的异质性影响，为深入理解数字经济背景下如何有效缩小农村收入差距提供了借鉴和启示。

一、文献综述与理论分析

（一）文献综述

数字基础设施已逐渐成为农村地区经济转型的重要基础性保障，现有文献主要从宏观和微观两个层面证实了其对农村地区农业生产、农民增收、就业、教育等方面具有积极作用。就宏观层面而言，已有研究发现，农村数字基础设施建设能够赋能农业经济和农业生产，具体表现在通过促进农业产业融合、提升农业技术水平从而增强农业经济韧性，①加快农村经济转型进程、保障经济生存和可持续发展能力，②甚至有利于农村居民融入数字社会进而缓解社会孤立问题。③也有文献表明，农村数字基础设施建设会逐渐缩小城乡收入差距。④就微观个体层面而言，数字基础设施建设通过提升农产品附加值⑤、创造更多就业机会⑥、推动农村居民创业⑦等实现农村居民收入的包容性增长、降低贫困脆弱性。此外，数字基础设施建设还能够突破教育资源约束、增加社会资本而提高农村地区子代的人力资本投资回报率，进而促进代际收入向上流动性。

有关数字技术或互联网对农村居民收入不平等的影响效应，现有文献分别得出不同的结论。第一种观点是数字技术或互联网能够缓解农村居民收入不平等，即农村数字技术或互联网接入会增加农村居民对于信息的获取、处理、加工能力，提升农产品流通、销售和市场效率，降低市场与农村居民之间的搜寻成本，提高就业概率，⑨促进非农就业的结构转型，增加工资性收入，⑩从而缩小农村居民收入不平等。斯丽娟等人研究发现，数字普惠金融能够通过降低信贷约束和提高信息可获取能力这两个渠道降低农村居民的收入不平等。第二种观点是数字技术或互联网使用因“数字鸿沟”的存在会扩大农村居民收入不平等。陆杰华等人认为使用层面的能力鸿沟比接入鸿沟的影响更大。华中昱等人研究发现在跨越一级接入鸿沟后，数字技术不存在使用鸿沟和“亲富”现象，能够为中低收入农村居民提供增收路径。而刘子玉和罗明忠则认为相较于接入鸿沟，由数字技术使用能力、人力资本、阶层认同差异造成的使用鸿沟是导致农村居民收入差距的主要因素。

（二）理论分析

1. 数字基础设施建设对农村居民收入不平等的影响

数字基础设施作为推动数字技术应用渗透至农村地区、为农村社会生产和居民生活提供数字化服务的普惠性基石，不仅能够赋能农村增收、为夯实共同富裕提供物质基础，而且其“普惠性”特性决定了各收入阶层群体可以平等参与社会财富创造，共享数字红利和财富分配的机会，缩小农村居民收入不平等。

首先，数字基础设施通过赋能农村经济增长及质量提升，为缩小农村居民收入不平等提供了物质基础。数字基础设施作为新一代信息化基础设施，是数字技术与传统基础设施的结合，兼具两者的基本属性。一方面，数字基础设施具有“传统基建”的公共性、通用性、基础性以及强外部性等特征，能够保障农村生产生活良性运行，通过拉动投资、降低交易成本、提高生产效率促进农村地区经济增长。①基础设施建设不仅能够提高农村整体收入水平，还可以改善农村内部收入差距，低收入农村居民能在其中获益更多，实现了农村包容性增长。②另一方面，相较于“传统基建”，数字基础设施具有更大的投资乘数效应，蕴含的数据要素和大数据、人工智能、物联网等数字技术不仅有利于改善资源配置效率，促进农村生产效率提升，转变传统农业生产模式，提高农村居民的经营性收入，做优农村经济存量；而且通过数字技术、平台促进农村传统产业转型和多元化融合，实现农村产业链拓展和价值链跃升，创造更多就业机会，带动农村居民非农就业，进一步增加了工资性收入，做大农村经济增量，以实现农村经济增长和质量提升，成为缩小农村居民收入不平等的前提条件，不断做大农村共同富裕的“蛋糕”。

其次，数字基础设施有助于农村各收入阶层群体平等参与社会财富创造与分配，共享数字红利和经济发展成果，缩小农村居民收入不平等。数字基础设施拥有比传统基建效率更高、成本更低、覆盖更广、渗透更深的优势，更具普惠性和包容性。一方面，数字基础设施通过数字技术和平台优势，促进农村地区与城市间实现要素自由流动、资源互惠共享以及公共服务均等化，助推社会财富在农村地区的合理分配与共享。同时营造出的自由、公开、透明的市场环境，能够激发农村地区不同类型的市场主体及不同阶层的群体从事创新创业活动，提升财富创造、消费与分配在农村地区的市场公平性。既有研究表明，在“互联网+”背景下，数字技术对于农村居民的增收作用大于城镇居民，能够为农村弱势群体提供更多的发展机会，弥合城乡之间贫富差距。③另一方面，有助于带动农村不同收入阶层，特别是低收入群体缓解信息不对称、融入社会网络、参与市场分工协作，并创造社会财富。数字基础设施建设能够拓宽农村居民获取资源信息的渠道，缓解信息不对称，使得农村弱势群体参与市场经济，不仅有助于优化农业资源配置、提高生产力和市场溢价能力，而且能为低收入群体提供更多的就业机会和增收渠道，在一定程度上为收入来源不稳定、弱劳动能力的农村居民消除致贫返贫风险，创造稳定的收入来源，提高低收入群体的收入水平，从而缩小农村居民收入不平等，分好农村共同富裕的“蛋糕”。

相较于高收入农村居民，低收入农村居民普遍存在更为严重的信息供给约束，“从无到有”接入互联网和数字技术的这一质变过程中，低收入农村居民可能会获得更高的边际报酬。④已有大量研究也证实了这一观点，陈梦根等人提出数字技术不仅能够提高居民收入水平，并且其产生的增收效应在低收入群体中更为显著，有利于缩小群体内收入不平等。⑤张勋等人认为由数字技术衍生出的数字普惠金融能够显著提升农村低收入群体收入水平，缩小区域内部和城乡间差距，实现包容性增长。①深入微观层面，刘子玉等人认为数字基础设施的接入逐渐弥合了农村居民的“数字鸿沟”，赋予更多农村居民共享数字红利的发展机会，对实现农村共同富裕发挥“桥梁”作用。②华中昱等人指出，农村居民在跨越一级数字鸿沟后，数字技术应用优化了低收入农村居民进行生计活动过程中的资源要素配置，进而促进其增收。③电商作为数字技术变革在农村最为广泛的形态之一，邱泽奇等人指出在有利的乡村社会环境下，其能够为数字技能和素养处于弱势的农村居民提供更多机会，缩小内部贫富差距。④据此，本文提出研究假说如下：

假说1：数字基础设施建设有利于缩小农村居民收入不平等。

2. 数字基础设施建设影响农村居民收入不平等的作用机制

数字基础设施建设能够改变信息传输方式，为农村居民获取信息资源、缓解信息不对称提供了可能，在促进非农就业、提高农产品效率、优化人力资本等方面起到一定作用，拓宽了低收入农村居民稳定增收渠道，进而影响到农村居民收入不平等，具体作用机制如下：

一是促进非农就业。首先，数字基础设施建设能够推动农村传统产业向数字化转型，促进“互联网+”与农业、乡村旅游、服务业等多领域深度融合，不断催生出新业态、新模式、新应用。例如农村电商、物流快递员、货物打包员等岗位以及短视频、网络直播等新形式不断涌现和繁荣发展，为农村闲余劳动力尤其是农业散户、弱贫困劳动力、无稳定收入来源的低收入群体就地就近就业创造大量机会，从源头上拓展低收入农村居民就业选择和稳定增收的渠道。⑤其次，数字基础设施带来的普惠性信息，能够拓展农村居民获取就业信息的渠道，消除其与劳动力市场之间的信息不对称。相较于普通农村居民，低收入农村居民通常面临着更为严重的信息壁垒，而数字基础设施下沉会提高低收入农村居民信息可得性，帮助他们搜寻更匹配的工作岗位，促进非农就业，获得更高的边际报酬。⑥最后，数字技术在农业农村领域的应用，代替了原有从事农业生产的人工劳动力，推动低技能的农村剩余劳动力由传统农业部门向低技能偏向的数字化非农部门流动，⑦促使低收入群体获得工资性收入以实现更快的收入增长，规避因自然风险、市场风险、政策性风险等不确定性因素导致的致贫风险，有利于缓解农村居民的收入不平等。

二是提高农业效率。在农业生产层面，通过将物联网、传感器、农业大数据等信息技术赋能农业生产流程中，实现农业生产规模化和管理智能化，使由于自身农业资源禀赋、身体条件、劳动力水平低下而从事小农经营的农业散户与农业大户之间的劳动效率趋同，缩小两者之间的收入差距。同时通过线上平台与专家开展咨询指导、技能培训，提高科学种植技术和农业生产效率，进而提高农民收入。⑧在农产品销售层面，数字基础设施建设催生了互联网销售模式，农村电商、直播带货等数字化营销模式拓宽农产品市场和销售渠道，解决农产品滞销问题。①并且在销售过程中能够打破消费者与生产者之间的信息不对称，降低双方交易成本，防止中间商蓄意压价和购买者讨价还价的恶性局面，实现农产品产销精准对接，有利于帮助低收入农村居民拓宽销路、提升农产品价值，进而提高农业经营性收入。在农产品流通层面，数字基础设施衍生出的快递物流能够帮助农产品快速出村进城，缩短农产品流转时间，拓宽农产品流通渠道。

三是改善人力资本。长期的城乡二元结构和公共物品的排他性，导致城乡之间存在医疗、教育等公共服务不平等。②依托数字基础设施的数字技术能够跨越时空局限，改变医疗、教育等公共服务的城乡供给格局，以较低的边际成本向农村地区实现传播、渗透和共享。农村居民特别是低收入弱势群体因此可以享受到与城镇居民同等优质的医疗和教育资源，弥补低收入家庭在健康、教育等人力资本投资方面的不足，增强低收入群体的内生发展动力，促进代际向上流动，进而抑制农村居民收入不平等。在医疗保健方面，通过推动“互联网+医疗”实现医疗资源在农村地区的优化配置，借助在线咨询、远程会诊、远程治疗等形式，不仅能够提高农村居民的医疗保健知识，通过自身防御、保健等减少生病产生的费用，而且提供更为便捷、及时、高效的医疗服务，节省去大城市就医的时间和费用成本，在享受更为优质医疗服务的同时减少医疗支出，改善健康型人力资本。在教育方面，通过远程教学、同步课堂、慕课、AI教育等方式，使得农村特别是低收入家庭子代能够享受到城市优质的教育和文化资源，激发和培育学习兴趣，促使农村父代加大对子代文化知识、兴趣技能等各方面的培养和投入，改善教育型人力资本。通过增强农村弱势群体的健康型和教育型人力资本质量，提升低收入农村居民就业竞争力，实现代际收入和阶层向上流动，缓解农村居民收入不平等。综上，本文提出研究假说如下：

假说2：数字基础设施建设通过促进非农就业、提高农业效率、改善人力资本影响农村居民收入不平等。

二、研究设计

（一）模型构建

2013年8月，国务院下发了《关于印发“宽带中国”战略及实施方案的通知》，标志着以数字基础设施建设推动社会经济数字化转型正式开启。该方案制定了我国中、长期阶段性的宽带发展目标，通过改善宽带用户规模、提升网速、降低资费、加快光纤宽带普及等方式全面助推城乡宽带网络普及应用和数字技术广泛渗透。为贯彻落实这一战略，国家分别于2014年、2015年、2016年分为三批共确立了120个城市（群）为“宽带中国”试点城市，这一战略政策强化了农村数字基础设施建设。因此为进一步识别数字基础设施与农村居民收入不平等之间的影响效应，本文利用“宽带中国”战略试点政策的外生冲击，依据农村居民所在城市是否被列入“宽带中国”战略的试点城市，若属于试点城市则为处理组，其余样本作为控制组，利用多时点双重差分估计模型（DID）来检验数字基础设施建设对农村居民收入不平等的因果效应，构建的计量模型设定如下：

RDict = α0 + α1 ⋅ digpolicyict + Z'ict ⋅ α2 + λi + δt + εict （1）

其中，RDict 代表第t 年城市c 农村居民i 的农村居民收入不平等指数，核心解释变量digpolicyict =Dc（i） ⋅ Tt，是本文重点关注的双重差分项（DID），Dc（i） 代表农村居民个体i 所在的城市c 是否被列入“宽带中国”政策的试点城市，Tt 代表的是第t 年是否实施了“宽带中国”政策，若农村居民所在城市当年属于“宽带中国”战略的试点城市，则该值为1，否则为0，用以衡量数字基础设施的建设程度。Z'ict' 代表可能影响农村居民收入不平等的一系列控制变量，涉及到农村居民个体、家庭、地区层面，λi 为个体固定效应，δt 为时间固定效应，εict 为随机扰动项。

（二）变量选取与说明

1. 被解释变量

本文的被解释变量为农村居民收入不平等指数，目前对于衡量个体层面的收入不平等程度通常有基尼系数、泰尔指数、Kakwani指数、Podder指数、Yitazhaki指数等。由于Kakwani指数能够改善基尼系数不满足加和可分解性的缺点，本文根据CFPS问卷中有关农村居民所在家庭纯收入作为测算基础，利用Kakwani指数对农村居民的相对剥夺状况进行测度，以代表农村居民收入不平等程度。在特定的群组内，收入水平越低的农村居民通常在收入分配中越处于劣势地位，受到的相对剥夺程度越深，即Kakwani相对剥夺指数越大，由此反映农村居民的收入不平等程度越高，相反则越低。具体测算方法如下：在一个个体数量为n 的农村居民群组X 内，将所有个体的收入依次按照升序进行排列，得到该农村居民群组内的总体收入分布函数为Y = （y1，y2，…，yn ），y1 ≤ y2 ≤ … ≤ yn，根据收入相对剥夺指数的定义，依次将每个农村居民个体与其他个体进行比较，则该个体的收入相对剥夺指数可表示为：

式（2）中，RD （yj，yi ）反映了个体j 对个体i 的收入相对剥夺指数，将RD （yj，yi ）对j 求和，并除以群组内收入均值，则个体i 的收入不平等程度可以表示为：

式（3）中，μY 为群组Y内所有农村居民个体收入的平均值，μ+yi 为群组Y内收入超过yi 的所有农村居民个体收入的平均值，γ+yi 是群组Y中收入超过yi 的农村居民个体数量占总样本数的百分比。

2. 解释变量

数字基础设施建设（digpolicy）。利用“宽带中国”战略准自然实验构建数字基础设施建设指标。具体地，根据工业和信息化部网站公布的“宽带中国”示范城市名单，采用多期双重差分法的识别策略，若农村居民所在城市当年属于“宽带中国”试点示范城市，则在该年及之后赋值为1，否则为0。

3. 控制变量

本文分别从户主个体特征、家庭特征以及所在地区特征三个层面，选取了可能影响农村居民收入不平等或者数字基础设施建设的相关控制变量。（1）个体特征变量，主要包含年龄、性别、婚姻状况、受教育程度、健康状况，考虑到年龄对农村居民收入可能存在非线性影响，同时加入了年龄的平方项。（2）家庭特征变量，主要包含老年抚养比、少儿抚养比、家庭规模和家庭金融资产。其中老年抚养比用家庭中65岁及以上人口数占劳动年龄人口数的比例来衡量，少儿抚养比用家庭中0-14岁人口数占劳动年龄人口数的比例来衡量，家庭规模指家庭成员的人口总数，家庭金融资产用家庭金融资产总值衡量，包含定期或活期存款、股票、基金、债券、金融衍生品、其他金融产品及借款。（3）地区特征变量，包括农村居民所在城市的人均GDP、产业结构、财政支出三个变量。地区产业结构采用产业高级化指数，以三产产值与二产产值之比来衡量，地区财政支出采用城市公共财政支出占GDP比重来衡量。变量的描述性统计如表1所示。

（三）样本选择与数据来源

本文采用的数据主要包含三种：（1）2010—2020年中国家庭追踪调查数据（CFPS），是由北京大学中国社会科学调查中心在全国范围内组织开展实地追踪调查得到的问卷数据，该调查项目每两年作为一个周期开展一次，2010—2020年共开展了6次调查，其中调查样本涵盖了中国25个省（自治区和直辖市），问卷内容涉及家庭及个体的基本信息、成员关系、经济活动、健康、教育、社会交往、人口迁移等方面，数据具有随机性、全面性和代表性，能够从微观个体层面为研究提供更为细致的数据支撑。（2）“宽带中国”战略的试点城市数据，来源于中华人民共和国工业和信息化部官网公布的试点城市名单。（3）地区相关的社会经济发展数据来源于《中国区域经济统计年鉴》《中国城市统计年鉴》以及各省市的统计年鉴等。

从CFPS数据家庭经济库和成人库中分别筛选、清洗所需的变量数据，并依据家庭经济库中受访户主编码与成人库中的个人编码将两个数据库进行匹配。由于“宽带中国”战略试点实施时间为2014、2015、2016年，在利用多期双重差分模型评估政策效果时，样本中处理组的年份至少需要涵盖政策实施前后各一期的数据。而CFPS数据中样本追踪调查的期数和年份不一，因此剔除样本中只有1、2、3期的数据，保留包含4、5、6期的样本。同时根据问卷中的城乡分类，剔除样本中属于城市家庭的个体以及变量中存在缺失值和异常值的样本，最终获得涵盖2010—2020年共6期的非平衡面板数据，合计3554户16 716个有效的农村居民家庭追踪样本。在城市层面与“宽带中国”战略试点城市进行匹配。从表1可以看出，样本内属于“宽带中国”战略试点城市占比为17.7%。

三、实证结果与分析

（一）基准回归

表2显示了基于多期DID模型评估数字基础设施建设影响农村居民收入不平等的基准回归结果，其中所有回归模型均控制了时间固定效应和个体固定效应。第（1）列中反映了在控制个体和时间双固定效应下，数字基础设施建设对农村居民收入不平等的总体影响效应。第（2）—（4）列考察了在依次加入户主个体层面、家庭层面和地区层面的控制变量后的影响效应。由表2第（1）列可知，digpolicy 的估计系数在5%水平上显著为负，表明数字基础设施建设可以有效缓解农村居民收入不平等。在依次加入不同维度的控制变量后，估计系数仍显著为正，回归模型的拟合系数R2也不断增大，这证实了模型的合理性和基准回归结果的稳健性。从系数的经济含义来看，与非试点城市相比，“宽带中国”试点政策促进数字基础设施建设使得试点城市内的农村居民收入不平等程度降低1.3—1.5个百分点，可见数字基础设施建设对农村居民收入不平等的减缓作用相当可观。数字基础设施建设有利于农村网络设施的改造提升，使得互联网和数字技术在农村地区广泛应用，提高农村居民对丰富的信息资源获取与使用能力，低收入农村居民通过降低信息不对称拓宽就业渠道、促进非农就业、提高农产品市场效率，从而扩大低收入群体的后发优势，有效缓解收入不平等。

从控制变量的回归结果来看，年龄的一次项系数均显著为负，二次项系数显著为正，表明年龄和收入不平等程度之间存在一种“U形”关系。随着农村居民年龄的增加，熟练的劳动技能和积累的工作经验更有利于获得高收入，缓解收入不平等现象，但当年龄超过最佳劳动年龄时，具备的劳动能力逐渐减弱，缓解收入不平等的作用呈现边际递减。少儿抚养比在1%的水平上显著为正，家庭成员结构中少儿比例越高，家庭劳动人数越少，家庭经济负担越大，相应地人均收入水平越低，会扩大农村居民收入不平等。家庭规模、家庭金融资产、地区人均GDP系数均显著为负，其有利于缓解农村居民收入不平等。劳动人员数量越多、物质资本水平和经济状况较好的家庭，相对收入水平处于较高水平，面临的收入相对剥夺程度越低。同样地，农村居民所在城市的经济发展水平越高，数字基础设施建设水平越高，农村内部收入差距越小。

（二）平行趋势检验

使用多期双重差分模型的前提是需要满足平行趋势检验，处理组和控制组在“宽带中国”试点政策实施前应具有平行的变化趋势，即排除影响农村居民收入不平等的因素来源于政策开始前两组表现出的系统性差异。因此，本文利用事件研究法检验试点政策实施前后3期农村居民收入不平等的动态变化趋势，具体模型设定如下：

式（4）中，Dc（i） ⋅ Tτ 为虚拟变量，τ 为相对年份，指当前年份与政策实施年份之差，若农村居民i 所在城市c 在第τ 年实施了“宽带中国”试点政策，该值则为1，否则为0。Στ = -33ατ Dc（i） ⋅ Tτ 表示政策实施前3期至政策实施后3期虚拟变量和系数。由于选取样本涵盖2010年、2012年、2014年、2016年、2018年、2020年共6期数据，“宽带中国”试点政策实施时间分别为2014—2016年，因此政策实施前后各为3期。其余变量的符号含义与基准回归模型（1）中相同。平行趋势检验在该式中重点关注系数ατ，反映了“宽带中国”试点政策在实施前3期至实施后3期时，属于试点城市和非试点城市的农村居民收入不平等差异。本文将“宽带中国”战略实施当期的前一年作为基准年份，由图1可以看出，政策实施前3期和政策实施当期（t = 0，-1，-2，-3时）的系数ατ 均不显著，表明试点城市与非试点城市的农村居民收入不平等程度在实施前并未出现系统性差异，研究样本满足平行趋势检验。政策实施后2期（t = 1，2时）系数ατ 均显著为负，表明“宽带中国”试点政策对试点城市所在的农村居民收入不平等程度具有减缓作用，与基准回归结果一致。但在政策实施当期以及实施后第3期未通过显著性，说明“宽带中国”试点政策具有时效性，在“宽带中国”建设初期，政策效果还没有完全发挥，在实施后两年效果最为明显，同时出现这种情况可能与“宽带中国”示范城市创建期为3年有关，随着年份的推移，政策效力渐弱，亟待进一步探索通过加强数字基础设施建设来缓解农村居民收入不平等的长效机制。

（三）稳健性检验

1. 安慰剂检验。为排除影响试点城市和非试点城市农村居民收入不平等之间的差异可能由时间变化趋势导致的，本文构建虚拟的“宽带中国”试点政策实施时间来进行安慰剂检验。“宽带中国”试点政策从2014年开始实施，本文假设将实施年份提至2014年以前，分别提前2年、3年和4年，即构建三个虚拟的DID项，分别以did_2、did_3、did_4表示，同样利用模型（1）进行回归估计。由结果可知，did_2、did_3、did_4的系数估计值均不显著，表明政策未实施之前，并没有对试点城市和非试点城市的农村居民收入不平等差异产生影响，表明基准回归结果是较为稳健的，不存在系统性偏误。

2. 异质性处理效应分析。多期双重差分模型估计量是各组群在各时期的平均处理效应，需要满足处理效应同质性的前提假定，但实际上由于“宽带中国”试点政策是分地区分时点不同批次实施的，导致不同时期不同个体对政策的反应往往存在异质性，因而基于双向固定效应（TWFE）方法下估计出的基准回归结果可能会存在偏误和负权重。①因此，本文借鉴Chaisemartin和D’ Haultfoeuille提出的方法，利用STATA软件中的twowayfeweights命令检验在存在异质性处理效应的情况下，多期DID估计量是否依旧稳健。结果显示，在所有2360个ATT的权重中，有2250个ATT为正权重，只有110个ATT为负权重，负权重在整体中占比较小，这在一定程度上说明多期DID估计量并未受到异质性处理效应的实质性影响，结果是较为稳健的。此外，为克服“坏控制组”问题，本文利用did_multiplegt命令来构建DIDM模型进行估计。结果表明，在试点政策实施前影响系数均不显著，政策处理效应均不存在，满足平行趋势假设，在政策实施后第1、2期系数通535e843098a1b281ff94955591783949过了显著性，表明在考虑异质性处理效应后，本文估计结果仍具有稳健性。

3.倾向得分匹配（PSM-DID）。由于不同农村居民家庭之间存在差异而导致样本自选择偏差的问题，本文进一步使用倾向得分匹配双重差分（PSM-DID）方法，将农村居民个体、家庭以及地区层面特征变量作为匹配变量，由于处理组变量为二元哑变量，因此利用Logit模型估计倾向得分值，并采用最近邻匹配法估计权重，对处理组和控制组的农村居民样本进行匹配，匹配后处理组和控制组的特征变量标准化误差均减小，表明匹配结果是有效的。在此基础上剔除拒绝共同支撑假设的农村居民样本后再利用公式（1）进行回归估计。由回归结果表3列（1）可知，digpolicy 的估计系数在5%水平上显著为负，且估计系数大小与基准回归结果相近。表明在控制了样本自选择偏误问题后，“宽带中国”试点政策带动的数字基础设施建设仍能够显著缓解农村居民的收入不平等。

4.替换被解释变量和核心解释变量。首先是替换被解释变量，利用Yitzhaki指数方法对农村居民收入不平等程度进行测度。表3列（2）展示了回归结果，可以看到digpolicy 的估计系数显著为负。其次是替换核心解释变量，本文借鉴方福前等人的研究，①将各地级市的互联网发展指数作为数字基础设施建设水平的替代变量，同样以高维双向固定效应模型进行回归，结果如表3列（3）所示，digpolicy 的影响系数在1%水平上显著为负，能够有效减缓农村居民收入不平等。不论是以Yitzhaki指数更换被解释变量衡量方式还是以互联网发展指数作为替换解释变量的代理指标，两者均表明数字基础设施建设能够显著减缓农村居民的收入不平等，说明研究结果具有稳健性。

5.排除其他相关政策干扰。样本期内农村居民收入不平等可能会受到其他政策影响，导致评估“宽带中国”政策效应存在偏误。通过借鉴已有研究和梳理相关政策文件②发现，“国家级电子商务进农村综合示范政策”这一试点政策的实施会通过数字化模式和网络拓宽农村地区的农产品销售渠道，带动农村居民创业或非农就业，提高农村居民收入，从而会影响农村居民收入不平等程度，且该政策执行时间与“宽带中国”政策实行时间有重叠。因此，本文将“电子商务进农村示范县”政策构建的虚拟变量（rural e-commerce）加入基准回归模型中进行DID估计，结果如表3列（4）所示。可以看出在排除了“电子商务进农村示范县”试点政策可能产生的干扰后，digpolicy 的系数与基准回归结果相近，且显著为负，表明“宽带中国”试点政策促使数字基础设施建设对农村居民收入不平等的减缓作用仍然很明显。

6.Tobit方法。由于利用Kakwani指数测度出的被解释变量农村居民收入不平等为非负的受限截断数据，值域在0—1之间，因此采用面板Tobit模型对基准回归模型进行估计。表3列（5）展示了利用Tobit模型估计的回归结果，digpolicy 的系数在1%的水平上为负，进一步说明数字基础设施建设能够缓解农村居民收入不平等。

7.对样本数据进行缩尾处理。为避免异常值影响研究结果，本文根据被解释变量农村居民收入不平等（RD）这一指标，分别对按大小顺序排序后的样本中首尾1%、5%的数据进行缩尾处理，重新对基准回归模型进行估计，回归结果如表3列（6）和（7）所示。结果表明，digpolicy 的估计系数仍均在5%的水平上显著为负，且系数大小与基准回归结果大小相似，再次说明基准回归结果的稳健性。

四、机制检验与进一步分析

（一）机制检验

依据前文的理论分析可知，数字基础设施建设可以通过促进非农就业、提高农业效率、改善人力资本三个渠道缩小农村居民收入不平等。为了验证数字基础设施建设更有利于通过这三个机制促进低收入农村居民收入水平，本文首先将digpolicy 分别对机制变量进行回归，其次将digpolicy 与农村居民家庭人均收入的交互项引入回归模型中，以区分数字基础设施建设对不同收入水平的农村居民家庭的异质性影响。在验证三个作用机制之前，由于是否通过数字基础设施获取有效信息是影响农村居民收入的第一道数字鸿沟，因此本文首先对于是否弥合数字鸿沟这一机制进行检验。

1.弥合数字鸿沟。农村居民是否接入互联网和数字技术从而能够获得信息可得性，成为数字基础设施建设影响农村居民收入不平等的第一道关键机制，即一级数字鸿沟中的“接入鸿沟”。本文采用农村居民家庭中是否接入互联网或使用智能手机来衡量，若使用互联网或智能手机，则赋值为1，否则赋值为0。表4列（1）显示digpolicy 的回归系数在5%水平上显著为正，表明数字基础设施建设为农村居民弥合数字鸿沟提供了可能，有助于提高信息可得性。在列（2）可以看到digpolicy 的系数同样显著为正，而digpolicy 与家庭人均收入的交互项显著为负。相比于列（1），列（2）在考虑农村居民家庭不同收入水平之后，digpolicy 的系数更大，表明数字基础设施建设对于弥合低收入农村居民的数字鸿沟效果更为明显。数字基础设施建设为低收入农村居民接入数字技术提供了可能，从供给侧层面弥合了农村地区的数字技术接入鸿沟，赋予其共享数字红利的机会，有利于其增收进而缩小农村居民收入不平等。

2.促进非农就业。根据问卷中受访者针对“是否从事农业方面的工作但是目前处于农闲季节？农业工作包括种地、管理果树、采集农林产品、养鱼、打渔、养牲畜以及去市场销售农产品等。”这一问题的回答来衡量是否为非农就业，如果回答“否”，则认为农村居民从事非农就业，赋值为1，否则赋值为0。由列（3）、列（4）结果显示，digpolicy 的估计系数在5%水平上显著为正，digpolicy 与家庭人均收入的交互项在1%水平上显著为负，表明数字基础设施建设能够推动农村产业数字化转型，不断衍生出新业态、新模式、新应用，创造出新的就业机会、拓宽就业渠道，同时有利于减缓低收入农村居民与劳动力市场的信息不对称，通过促进低收入农村居民非农就业进而减缓收入不平等。

3.提高农业效率。借鉴魏下海和韦庆芳的研究，①本文采用农业劳动生产率这一指标作为代理变量，具体为农村居民家庭平均劳动力生产的农产品价值，根据农村居民对于问卷中“过去12个月，您家所有生产的、养殖的，及以副产品（如鸡蛋、小猪仔等）卖出去的部分总共卖了多少钱？”这一问题的答案来衡量农产品价值。列（5）中digpolicy 的估计系数显著为正，列（6）中digpolicy 与家庭人均收入的交互项在1%水平上显著为负，且digpolicy 的估计系数大大提高。表明数字基础设施建设更有利于提升低收入群体农业效率而降低农村居民收入不平等。数字基础设施建设有助于缓解低收入农村居民与市场之间的信息不对称，优化生产决策，提升农产品生产、销售、流通效率，促进其增收创收，从而减缓农村居民收入不平等。

4.改善人力资本。参考杨晓军的研究，①本文分别将农村家庭人均医疗保健支出、人均文教娱乐支出作为健康型人力资本和教育型人力资本的代理变量，并且将医疗、健康方面的消费支出进行对数化处理。从列（7）、列（8）的结果可以看出，随着“宽带中国”这一政策实施，数字基础设施建设能够降低农村家庭医疗保健支出，且对于家庭收入越低的作用效果越明显，表明数字基础设施建设有利于减少低收入农村居民的医疗保健支出，提升其健康型人力资本，从而提高其收入水平来改善收入不平等。列（9）、列（10）同样显示，数字基础设施建设能够增加农村居民文化教育方面的消费支出，且对于低收入家庭的作用更显著。数字基础设施为农村地区实现数字化医疗、教育提供了硬件基础，通过“互联网+医疗”“互联网+教育”等数字应用场景，不断提升农村低收入群体健康型和教育型人力资本，增加其就业创业的竞争力，促进代际收入和阶层向上流动，缓解农村居民收入不平等。

（二）进一步分析：对数字基础设施的接入鸿沟和使用鸿沟的探讨

1. 接入鸿沟：数字基础设施对不同网络接入特征的农村居民收入不平等的影响

因区域间经济发展水平、地理环境、政府政策等因素不同，中国数字基础设施的建设和数字技术普及程度具有明显的地域差异，表现为区域数字发展水平不平衡的特征。②尤其是在偏远、相对闭塞的地域环境中，数字基础设施存在的接入鸿沟更为明显，导致数字技术在用户间的接入、应用和普及程度存在较大差异，进而对农村居民收入不平等的作用也有所不同。一般来说，地形起伏度高的地区通常处于相对较为封闭、地势高、地形复杂的山区，直接影响了数字基础设施和通讯设备的安装调试，而未开通高铁的地区意味着地理位置相对偏僻、经济处于欠发达水平、交通基础设施不完善，生活在这些地区的农村居民可能会存在数字基础设施的接入鸿沟。因此，本文选取了三个指标，即农村居民所在省份位于东中西三大地区、所在县是否属于高地形起伏度地区、所在县是否开通高铁，进一步验证不同网络接入特征的农村居民是否存在数字接入鸿沟，结果见表5所示。从三大地区来看，数字基础设施建设对农村居民收入不平等的影响系数在东部地区显著为负，而中、西部地区的系数均不显著。就不同地形起伏度而言，低坡度地区的系数显著为负，而高坡度地区系数不显著。同样地，开通高铁地区的影响系数显著为负，而未开通高铁地区的系数则不显著。可以看出，中西部地区、地形起伏度较高以及未开通高铁地区的农村居民仍然存在较为明显的数字基础设施接入鸿沟，导致其缺乏信息可得性，从而不利于缓解农村居民的收入不平等。因此，在以数字乡村推进农村地区实现共同富裕的道路上，更应加强中西部地区和偏远落后地区的数字基础设施建设，弥合地区之间的数字鸿沟。

2. 使用鸿沟：数字基础设施对不同网络使用特征的农村居民收入不平等的影响

在数字基础设施建设从供给侧层面弥合了农村地区的数字技术接入鸿沟之后，赋予农村居民共享数字红利的机会，然而不同农村居民对于数字技术的使用程度和深度因个体异质性也会存在显著差异。数字基础设施建设对于农村居民收入不平等的影响究竟发挥的是“数字红利”还是“数字鸿沟”的作用，更多可能来源于农村居民对于数字技术的“使用鸿沟”，而这种“使用鸿沟”通常因农村居民所处家庭的经济状况、收入来源、职业类型、文化程度不同存在较大差异。

（1）不同收入水平和不同收入结构

首先从不同收入水平来看，数字基础设施建设对不同收入水平下农村居民收入不平等的影响可能产生差异。本文分别选取取对数后的农村居民家庭纯收入、由农村居民家庭纯收入计算得出的收入不平等两个指标作为被解释变量，在20%、50%、80%三个具有代表性的分位点上进行分位数回归，结果如表6所示。可以看出，当以农村居民家庭纯收入作为被解释变量时，各分位点上的系数均在1%水平上显著为正，并且随着农村居民家庭收入的增加，系数逐渐减小。表明数字基础设施建设能够促进农村居民家庭增收，且在中低收入家庭中发挥的增收效果更大，进一步说明数字基础设施建设通过促进低收入群体的增收效应来缓解农村居民收入不平等现象。数字基础设施建设对不同收入水平的群体具有异质性的影响，主要是数字基础设施具有的普惠性和广泛包容性有利于提高低收入群体的收入水平和份额，从而产生收入不平等减缓效应。农村居民在跨越接入鸿沟之后，数字基础设施并没有体现“亲富疏贫”的现象，反而证明数字基础设施存在普惠性，低收入群体能够突破资源禀赋和信息约束，促进家庭收入增长，缩小收入差距。从收入不平等指数来看，数字基础设施建设对于不同分位点的收入不平等都具有减缓效应，但相较于收入相对剥夺程度较低的农村居民而言，对于收入相对剥夺程度较高的减缓作用更大。

根据农村居民家庭收入来源不同，通常将收入划分为工资性、经营性、财产性、转移性以及其他收入，不同收入结构对于总收入不平等的影响程度不同。有学者对农村居民家庭收入结构进行分解，研究发现工资性收入是影响农村居民家庭收入不平等的主要来源。①数字基础设施建设是否会对不同收入结构的收入不平等产生不同的影响效应有待进一步探究。基于此，本文计算出工资性、经营性、财产性、转移性收入的收入不平等指数，分别进行回归。由回归结果表7显示，数字基础设施建设对工资性收入不平等和经营性收入不平等均有显著的负向影响，且工资性收入不平等的影响效果更大。再次验证前文观点，数字基础设施建设能够带动农村居民进行非农就业，获取工资性收入以减少收入不平等，同时在一定程度上缓解了农村居民从事农业经营、个体私营等方面的资金投入限制，有利于通过增加经营性收入来缩小收入不平等。而对于农村居民家庭而言，财产性、转移性收入占整个家庭收入的比例较小，且农村居民之间拥有的财产性收入和转移性收入相差不大。

（2）不同职业类型

农村居民的经济收入与职业类型日渐分化导致了农村不同群体之间的收入分配不平等，除了经济收入差距外，职业分化也是影响农村居民收入不平等的重要原因。因此，本文进一步探讨数字基础设施建设对于不同职业类型的农村居民收入不平等的异质性。通常学术界将农村居民划分为纯农业型、兼业型、非农业型三类，据此分别将农村居民样本分成三个子样本进行分组回归。表8回归结果显示，数字基础设施建设对纯农业型的影响系数通过了5%的显著性检验，而对于兼业型、非农业型的影响系数不显著，表明其有利于减缓纯农业型农村居民收入不平等。对于纯农业型而言，数字基础设施建设有助于在农业生产、销售、流通等领域提高农业生产效率、拓宽农产品销售渠道、提升农产品价值，促进其增收创收，减缓农村居民收入不平等。

五、主要结论与对策建议

能否有效消除农村内部收入不平等成为实现农村共同富裕的关键所在。数字基础设施作为承载数据要素的重要工具，为推进数字乡村建设、优化农村收入分配格局提供了有力的支撑和保障。本文基于农村居民家庭的微观视角，借助“宽带中国”这一政策冲击作为准自然实验，采用2010—2020年中国家庭追踪调查数据（CFPS），利用多期双重差分模型，实证检验数字基础设施建设对农村居民收入不平等的影响效应和作用机制，并进一步讨论了因接入鸿沟和使用鸿沟造成的异质性影响，研究结论如下：第一，数字基础设施建设可以显著缓解农村居民收入不平等，“宽带中国”试点政策促进了数字基础设施建设，从而降低农村居民收入不平等程度大约为1.3—1.5个百分点。在经过平行趋势检验、安慰剂检验、异质性处理效应分析、PSM-DID、排除政策干扰等多种稳健性检验后，结论依旧成立。第二，数字基础设施建设通过促进非农就业、提高农业效率、改善人力资本减缓农村居民收入不平等。第三，异质性分析表明，中西部地区、地形起伏度较高以及未开通高铁地区的农村居民仍然存在较为明显的数字基础设施接入鸿沟。收入相对剥夺程度较高、以工资性和经营性收入为主要收入来源、从事纯农业型职业的农村居民受到的减缓作用更大。

基于上述研究结论，本文提出三点政策建议：第一，加强农村偏远地区数字基础设施建设。进一步贯彻落实“宽带中国”战略，逐步扩大试点城市实施范围，重点推动中西部地区、农村偏远地区5G及千兆互联网、数据中心、信息平台、农村物联网等数字基础设施建设，加快地区交通、电力、水利等传统基础设施的数字化改造升级，弥合地区间的数字鸿沟。第二，拓展农村数字基础设施的多领域数字化应用场景。积极拓展数字基础设施、数字服务与平台不断向农业生产、加工制造、销售流通、乡村旅游等各个领域延伸，探索出智慧农业、农村电商、直播带货、数字农场等新业态新模式，促进数字技术与农村一二三产业深度融合，为低收入群体创造更多就业机会，让更多农村居民共享数字红利。第三，提升农村人力资本质量和数字素养水平。拓展农村地区数字基础设施惠民服务空间，通过构建“互联网+医疗”、“互联网+教育”等数字化公共服务模式，提升农村地区人力资本质量。同时政府通过加强组织培训、公益性线上学习等方式，向农村居民普及数字技术知识和操作技能，提升其数字素养与技能水平，以优化人力资本进而促进数字基础设施建设对农村居民劳动参与率提升的赋能作用。

［责任编辑 求实］