数字经济对城乡融合高质量发展的影响——基于长三角地区的实证

doi:10.12677/ecl.2024.133763

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数字经济对城乡融合高质量发展的影响——基于长三角地区的实证
The Impact of Digital Economy on the High-Quality Development of Urban-Rural Integration—Based on the Empirical Evidence of Yangtze River Delta

DOI: 10.12677/ecl.2024.133763, PDF, HTML, XML,
作者: 杨春丽：江苏大学财经学院，江苏镇江
关键词: 数字经济；城乡融合高质量发展；乡村产业振兴；异质性分析；Digital Economy； High-Quality Development of Urban-Rural Integration； Revitalization of Rural Industries； Heterogeneity Analysis

摘要: 本文以长三角地区2011~2021年41个城市数据作为研究样本，使用熵值法测度数字经济发展和城乡融合高质量发展指数，通过时间和城市双重固定效应模型实证检验长三角地区数字经济对城乡融合高质量发展的促进作用以及中介效应。研究结果发现：长三角地区数字经济能显著推动城乡融合高质量发展，乡村产业振兴起到中介作用。基于区域异质性分析发现，数字经济对中心城市和非中心城市城乡融合高质量发展水平的提升均为促进作用，且对中心城市的作用效果更明显。

Abstract: This paper selects the data of 41 cities in the Yangtze River Delta region from 2011 to 2021 as research samples, and uses the entropy method to measure the digital economy development and the high-quality development index of urban-rural integration, and empirically tests the promoting role and intermediary effect of the digital economy on the high-quality development of urban-rural integration in the Yangtze River Delta region through the double fixed-effects model of time and city. The results show that the digital economy in the Yangtze River Delta can significantly promote the high-quality development of urban-rural integration, and the revitalization of rural industries plays an intermediary role. Regional heterogeneity analysis reveals that the digital economy promotes the improvement of the high-quality development level of urban-rural integration in both central cities and non-central cities, and the effect of digital economy on central cities is more obvious.

文章引用：杨春丽. 数字经济对城乡融合高质量发展的影响——基于长三角地区的实证[J]. 电子商务评论, 2024, 13(3): 6175-6184. https://doi.org/10.12677/ecl.2024.133763

1. 引言

城乡融合高质量发展问题是建设社会主义现代化强国和实现城乡居民共同富裕目标的关键问题。党的二十大报告明确指出要坚持农业农村优先发展，坚持城乡融合发展，促进城乡之间的要素流动，并赋予城乡融合发展新的时代要求。《中国数字经济全景白皮书(2022)》显示，近五年来，我国数字经济一直保持着良好的发展态势，数字经济规模实现了54.1%的快速增长。其中，2021年数字经济发展对GDP的贡献率约为40%，其规模达42.4万亿元，说明数字经济已成为我国经济发展的主要动力，要想推动城乡融合高质量发展，就要积极把握住这一重要契机。

当前文献主要从数字经济对农民收入与收入差距、城乡消费与城乡要素等单一层面影响视角进行研究。如Philip et al. (2017)认为互联网的使用通过提高农村地区的信息传播速度这一途径显著提升农村居民收入[1]。陈智等(2024)通过实证研究发现数字经济能通过助力农村电商发展，从而改变传统农产品销售模式并减少运输成本，进而促进农民增收[2]。Lechman (2022)认为发展中经济体能够利用数字经济达到消除贫困的目的。数字化通过收入和教育转移等途径减少贫困的发生，并建议政府制定数字经济发展战略时要注重信息和通讯技术发展[3]。刘帅和许煜赜(2024)认为数字金融能够显著促进农民增收，进而提升农民享受型消费水平[4]。熊颖等(2022)通过实证检验得出我国城乡消费差距有所缓解，电子商务发展能够显著缩小城乡消费差距，其影响为先缩小后扩大的“U型”趋势[5]。陈海鹏等(2023)认为数字经济能够通过促进劳动力和资本等要素向乡村产业扩散，促进乡村产业发展，缩小城乡收入差距[6]。

理论界已从城乡收入、消费差距及城乡要素配置等角度探讨了数字经济对城乡融合的影响效应，新形势下，数字经济能否推动长三角地区城乡融合高质量发展，乡村产业振兴在二者之间是否发挥中介效应为本研究的核心议题。

2. 研究假设

数字经济推动城乡融合高质量发展的影响机理体现在以下两方面。

1) 我国城乡之间的“数字鸿沟”显著缩小[7]。数字鸿沟是信息富有者与信息匮乏者之间在信息获取与处理方面的差距，包括信息生产、接入、和使用鸿沟等[8]。随着我国数字乡村建设水平的不断提高，越来越多的数据要素和数字技术融入到农业生产中，这将有效提升农业机械和管理现代化水平，极大地缩小城镇和乡村的信息生产鸿沟，从而提升乡村生产效率。数字经济的发展使得农民能够通过互联网等信息平台获取更多的农作物品种和种植等农业生产相关知识，缩小城乡之间的信息接入鸿沟，从而更加科学、合理地从事农业生产[9]。同时，数字化的信息平台能够进一步提升乡村居民的数字素养，从而能够最大化地发挥数字技术的作用。数字化应用在乡村地区的广泛普及也能有效缩小城乡信息使用鸿沟，助力城乡差距缩小[10]。

2) 农村地区收获“数字红利”。数字经济的发展无疑会促进电子商务产业的发展，进而实现农产品线上销售，“直播”等新的营销方式也使得农民有机会直面消费者，拓宽了各种农产品的销售渠道，从而提升了农业生产销售的稳定性，激发贸易效应和成本效应从而促进农村居民增收[11]。另外，由于农村数字基础设施水平的不断提升，越来越多的企业将其生产经营活动不断地向农村区域扩展蔓延，这在缓解城市资源环境压力的同时，使得农村闲置的土地和劳动力等资源得到了充分利用。这些农村区域新业态的出现不光是增加了农村居民的就业选择，而且激发了农民的创业意愿[12]，提升了其增收能力。因此，数字经济的发展能够使农村地区收获更多的“数字红利”，进而推动城乡经济、空间和生态等多维融合发展。因此，本文提出如下假说：

假说1：数字经济发展能够促进长三角地区城乡融合高质量发展。

乡村产业振兴是乡村居民收入增加、幸福感提升的重要抓手，是实现城乡融合高质量发展的关键路径。一方面，数字化的知识和信息不断融入农业生产中，这不仅有助于提升农业经营主体的综合素质和经营管理能力，为农业生产技术效率的提高提供了机会[13]；而且有助于实现农业生产技术水平的提升和农业生产的现代化和智能化。这都有助于提高农业生产效率，从而促进乡村产业转型并实现快速发展，进一步助力乡村产业的振兴和乡村居民收入提升。另一方面，互联网等数字信息技术通过融入农产品的市场推广环节和销售环节，在提升乡村各种绿色产品的知名度的基础上，再通过有效促进农村电子商务的发展来降低滞销风险从而保证农产品销售环节的稳定性，这有助于保持市场秩序的相对稳性定和供需关系的动态平衡进而增加了农产品的销量[2]，进一步助力农民增收，缩小城乡经济差距。农民在数字经济的影响下，适应生产和生活方式变革的能力不断提高，促使其能够快速抓住机遇谋求自身发展，为城乡融合高质量发展贡献力量。因此，本文提出如下假说：

假说2：数字经济发展能够通过助力长三角地区乡村产业振兴来促进城乡融合高质量发展。

3. 研究设计

3.1. 样本选择与数据来源

本文以长三角地区各城市为研究对象，长三角地区包括上海市、浙江省、江苏省、安徽省内41个地级及以上城市，选取2011~2021年的相关数据，并对少量缺失的数据使用线性插值法补齐，各变量数据来源于EPS数据库、《中国城市统计年鉴》、“北京大学数字普惠金融指数”、《统计公报》和各省市统计年鉴。

3.2. 变量选取与度量

3.2.1. 被解释变量

城乡融合高质量发展(Integra)。进入新时代，我国经济由高速增长向高质量发展转变，这意味着要统筹协调经济增长与生态环境、成果共享之间的关系。鉴于此，与传统城乡关系关注城乡二元经济结构不同，推动城乡融合高质量发展的关键在于，打破城乡发展壁垒，将城镇和农村置于平等的发展环境，推动城乡要素双向自由流动，实现城乡经济、空间、社会和生态等多方面的融合发展，进而实现共同富裕。因此，本研究认为，城乡融合高质量发展是城乡经济、空间、社会和生态高质量融合的过程，致力于破解城乡发展不平衡和农村发展不充分的困局。参考学者们(刘荣增，2021；陈洁梅，2023)构建的城乡融合和城乡融合高质量发展的相关指标体系[14] [15]，综合考虑城市数据的可获得性，构建长三角城乡融合高质量发展指标体系，通过熵值法测度长三角各城市城乡融合高质量发展水平。表1为城乡融合高质量发展评价体系。

Table 1. Evaluation index system for the high-quality development level of urban-rural integration

表1. 城乡融合高质量发展水平评价指标体系

整体指标	一级指标	二级指标	三级指标	指标属性
城乡融合高质量发展水平	城乡经济融合	城乡经济总量	人均GDP	正
		城乡收入水平	城镇居民人均可支配收入/农村居民人均可支配收入%	负
		城乡消费水平	城镇家庭人均消费/农村家庭人均消费%	负
		城乡消费水平	城市居民恩格尔系数/农村居民恩格尔系数%	正
		城乡要素	非农与农业从业比重比%	正
		城乡要素	农业机械总动力	正
	城乡空间融合	城乡空间集聚度	人口城镇化率%	正
		城乡交通通达性	城乡每百人私人汽车拥有量	正
		城乡交通通达性	公路总里程/土地总面积	正
		城乡信息通达性	城乡可移动电话用户数	正
		城乡信息通达性	开通互联网宽带行政村比重%	正
	城乡社会融合	城乡医疗水平	城乡人均医疗保健支出之比%	负
		城乡社会保障	社会保障和就业支出占地方公共财政支出之比%	正
		城乡文教娱乐消费	城乡居民家庭文教娱乐支出之比%	负
		城乡养老保险覆盖率	基本养老保险人数/常住人口数%	正
	城乡生态融合	城乡节能减排	万元GDP能耗	负
		城乡污染治理	环保支出/政府总支出%	正
		城乡生态绿化	绿化覆盖率%	正

3.2.2. 解释变量

数字经济发展水平(Dige)。参考赵涛等(2020)构建的数字经济发展的相关指标评价体系[16]，综合考虑城市数据的可获得性，从互联网发展和数字普惠金融发展两个维度构建长三角城市的数字经济发展的指标体系，如表2所示，并使用熵值法测度得出长三角各城市数字经济发展水平。

3.2.3. 中介变量

选取乡村产业振兴(Indrev)作为中介变量。

3.2.4. 控制变量

参考现有文献，选取产业结构(Is)、金融发展水平(Finan)、开放程度(Open)、城镇化水平(Urban)、财政分权(Fiscal)作为本研究的控制变量。此外，本文对时间和城市进行了控制。具体变量说明如表3所示。

Table 2. Evaluation index system for the development level of the digital economy

表2. 数字经济发展水平评价指标体系

系统	一级指标	二级指标	指标方向
数字经济发展指数	互联网普及程度	每百人互联网用户数	正
	互联网相关从业人员数	每万人计算机服务和软件从业人员数	正
	互联网相关产出	人均电信业务总量	正
	移动互联网用户数	每百人移动电话用户数	正
	数字普惠金融发展	数字普惠金融指数	正

Table 3. Variable definitions

表3. 变量定义

变量属性	变量名称	计算方法
被解释变量	城乡融合高质量发展水平(Integra)	指标体系测度计算得出
解释变量	数字经济发展水平(Dige)	指标体系测度计算得出
中介变量	乡村产业振兴(Indrev)	农林牧渔业总产值/GDP
控制变量	产业结构(Is)	第二产业增加值/第三产业增加值
	金融发展水平(Finan)	金融机构存贷款余额/GDP
	开放程度(Open)	外商直接投资/GDP
	城镇化水平(Urban)	城镇常住人口/常住总人口
	财政分权(Fiscal)	财政收入/财政支出

3.3. 模型构建

首先，为验证假说1，本文将构建固定效应模型，实证检验数字经济对城乡融合高质量发展的影响实效，基准回归模型如下：

$I n t e g r a_{i t} = α_{0} + β_{0} D i g e_{i t} + θ_{0} C o n t r o l s_{i t} + λ_{t} + μ_{i} + ε_{i t}$ (1)

其次，为验证假说2，本文在基准回归模型基础上，构建中介效应模型。具体步骤如下：

$I n d r e v_{i t} = α_{2} + β_{2} D i g e_{i t} + θ_{2} C o n t r o l s_{i t} + λ_{t} + μ_{i} + ε_{i t}$ (2)

$I n t e g r a_{i t} = α_{3} + β_{3} D i g e_{i t} + γ_{3} I n d r e v_{i t} + θ_{3} C o n t r o l s_{i t} + λ_{t} + μ_{i} + ε_{i t}$ (3)

4. 实证分析

4.1. 描述性统计

表4报告了本文主要变量的描述性统计结果。从中可以看到，Integra的均值为0.261，最小值为0.112，最大值为0.726，说明研究样本内的城市在城乡融合高质量发展水平方面具有较大差异。Dige的均值为0.147，最小值为0.01，最大值为0.695，这表明数字经济在各样本之间存在较大差异，这也为本文的研究提供了条件。

4.2. 基准回归分析

表5为长三角地区数字经济发展水平影响城乡融合高质量发展的基准回归结果，本文采用时间和地区双向固定模型进行检验。列(1)为未加入控制变量的估计结果，结果显示数字经济发展水平对城乡融合

Table 4. Descriptive statistics

表4. 描述性统计

变量	样本量	均值	标准差	最小值	最大值
Integra	451	0.261	0.088	0.112	0.726
Dige	451	0.147	0.122	0.010	0.695
Indrev	451	0.144	0.105	0.006	0.508
Is	451	1.106	0.400	0.359	3.198
Finan	451	2.773	0.929	1.328	6.299
Open	451	0.027	0.018	0.0002	0.093
Urban	451	0.617	0.120	0.313	0.896
Fiscal	451	0.632	0.227	0.246	1.116

Table 5. Baseline regression analysis

表5. 基准回归分析

变量		(1) Integra	(2) Integra
Dige		0.088^***	0.086^***
		(0.020)	(0.019)
Is			0.020^***
			(0.004)
Finan			−0.011^***
			(0.004)
Open			0.219^**
			(0.094)
Urban			0.056^*
			(0.030)
Fiscal			0.003
			(0.012)
常数项		0.204^***	0.162^***
		(0.003)	(0.019)
城市固定		YES	YES
时间固定	YES			YES
样本量	451			451
R²	0.850			0.865

注：括号内为标准误，^*、^**和^***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

高质量发展的影响系数为0.088，在1%下显著为正，数字经济每增长1个单位，城乡融合高质量发展水平会提升0.088个单位，说明数字经济发展水平能促进城乡融合高质量发展，假说1得到验证。列(2)为增加控制变量的估计结果，其结果显示数字经济发展水平依旧在1%的显著性水平下为正，因此数字经济对长三角地区城乡融合高质量发展水平的促进效应符合现实预期，证明了前文结论的可靠性。

4.3. 内生性处理与稳健性检验

4.3.1. 内生性检验

考虑到数字经济发展与城乡融合高质量发展之间可能存在反向因果等内生性问题，因此采用工具变量法进行内生性分析。借鉴黄群慧等(2019)的思路[17]和Nunn和Qian (2014)的方法[18]，选取上一年互联网用户数这一个随时间变化的变量与2000年每百人固定电话数量交乘项作为工具变量，回归采用两阶段最小二乘法(2SLS)，其结果如表6所示。表6中的列(1)为IV-2SLS的估计结果，列(1)结果显示数字经济发展水平能促进城乡融合高质量发展，且LM检验和Wald F检验表明不存在工具变量识别不足和弱工具变量的问题，与上文结论保持一致，证明了结果的稳健性。

4.3.2. 稳健性检验

1) 剔除异常值。研究样本可能会存在过大或过小的异常值，从而对回归结果产生影响，因而本文采用对回归的变量使用缩尾1%的方式来排除极端值的干扰。表6列(2)的回归结果表示，在缩尾1%处理后，数字经济发展水平对城乡融合高质量发展影响系数依旧在1%下显著为正，证明了结论的可靠性。

2) 分阶段回归。数字经济发展具有阶段性，具体表现为2015年之前的“服务制胜”阶段与之后的“流量竞争”阶段。为避免数字经济结构性差异的影响，将样本划分为2011~2015年和2016~2021年两组，分别重新进行回归，结果如表6的列(3)和列(4)所示。分阶段回归后，数字经济的系数仍显著为正，说明研究结论具有稳健性。

Table 6. Endogeneity and robustness test

表6. 内生性与稳健性检验

变量	(1) 2SLS	(2) Integra	(3) 2011~2015年	(4) 2016~2021年
Dige	0.395^***	0.042^**	0.036^**	0.230^***
	(6.27)	(0.018)	(0.017)	(0.046)
常数项		0.136^***	0.076^***	0.076^***
控制变量	YES	(0.017)	(0.021)	(0.021)
		YES	YES	YES
城市固定	YES	YES	YES	YES
时间固定	YES	YES	YES	YES
LM检验	71.748
	(0.000)
Wald F检验	74.538
	(16.38)
样本量	451	451	205	246
R²		0.878	0.715	0.758

注：括号内为标准误，^**和^***分别表示5%和1%的显著性水平。

4.4. 机制检验

乡村产业振兴是农民居民收入上涨、幸福感提升的抓手，是实现城乡融合高质量发展的关键路径。表7中的列(2)表示数字经济对乡村产业振兴的影响系数为0.088，说明数字经济水平对乡村产业振兴有正向促进作用。列(3)结果显示乡村产业振兴的系数在1%的显著性水平下显著为正，同时结合列(2)的结果表明乡村产业振兴效应存在，数字经济发展能通过助力乡村产业振兴间接推动城乡融合高质量发展，假说2得到验证。数字经济水平高的城市数字技术更为成熟，一方面，数字化的知识和信息与农业生产融合，能够有效提高农业生产效率。另一方面，互联网等数字信息技术通过有效促进农村电子商务的发展来降低滞销风险从而保证农产品销售环节的稳定性，形成乡村产业振兴效应。

4.5. 异质性分析

为进一步探究长三角地区数字经济发展水平对城乡融合高质量发展的区域异质性，本文根据《长江三角洲城市群发作战规划》，并借鉴施建刚和段锴丰等(2022)的区域划分[19]，将41个城市划为中心城

Table 7. Mechanism test

表7. 机制检验

变量	(1) Integra	(2) Indrev	(3) Integra
Dige	0.086^***	0.088^***	0.075^***
	(0.019)	(0.028)	(0.019)
Indrev			0.123^***
			(0.035)
常数项	0.162^***	0.456^***	0.106^***
	(0.019)	(0.027)	(0.025)
控制变量	YES	YES	YES
城市固定	YES	YES	YES
时间固定	YES	YES	YES
样本量	451	451	451
R²	0.865	0.600	0.870

注：括号内为标准误，^***表示1%的显著性水平。

Table 8. Heterogeneity analysis

表8. 异质性分析

变量	非中心城市	中心城市
Dige	0.012	0.090^***
	(0.078)	(0.021)
常数项	0.193^***	0.066^**
	(0.025)	(0.028)
控制变量	YES	YES
城市固定	YES	YES
时间固定
样本量	154	297
R²	0.849	0.885

注：括号内为标准误，^**和^***分别表示5%和1%的显著性水平。

市、非中心城市，其中非中心城市包括徐州市、连云港市、淮安市、宿迁市、衢州市等14个城市，其余的27个城市为中心城市。表8为区域异质性的估计结果，从回归结果来看，在中心和非中心城市，数字经济均能推动城乡融合高质量发展。其中，中心城市数字经济的影响系数为0.09，且在1%的显著性水平下显著，非中心数字经济发展水平的影响系数为0.012，中心城市的作用效果更明显。这是因为中心城市多为经济发展水平较高的城市，城乡居民接触以及运用数字化的信息与数字技术的机遇增多，而非中心地区数字经济发展基础本身就相对薄弱，导致居民接受并利用互联网和信息技术等数字技术的能力存在不足，不能更好得利用数字技术助力地区各种产业的数字化转型，因此数字经济对城乡融合高质量发展的影响效应小于中心城市。

5. 结论与建议

本文以2011~2021年长三角地区41个城市的面板数据为样本，研究了数字经济对城乡融合高质量发展的影响效应及其作用机制。研究发现：1) 数字经济能显著促进长三角地区城乡融合高质量发展，且经内生性以及稳健性检验研究结论依旧成立。2) 机制分析发现，数字经济能够通过助力乡村产业振兴进而促进城乡融合高质量发展。3) 异质性分析发现，在中心和非中心城市，数字经济均能推动城乡融合高质量发展，但中心城市的作用效果更明显。基于上述结论，本文提出以下几点对策：

第一，筑牢数字经济促进城乡融合高质量发展的新基建，加快数字经济发展。继续强调数字经济在城乡融合中的作用，要加大信息基础建设，提升互联网普及程度。这不仅要求传统基础建设，比如宽带端口接入等，更要加强乡村5G基站、大数据中心平台等“新基建”的建设，持续加快农村地区的物流和快递等电子商务站点建设，以便建成更成熟的物流体系，助力乡村产业振兴，形成乡村产业振兴效应，促进城乡融合高质量发展。

第二，加强数字经济促进城乡融合高质量发展的人才培养，提供智力支持。数字经济人才培养单独依靠高校或企业的能力都难以达到预期目标，并且可以利用的资源也相对有限。因此，需要校企合作来实现数字经济人才培养目标。在校企合作模式中，高校能够为企业输送相关人才，企业也能够反馈现实中紧缺的技术，通过高校和企业的双向交流和合作，能更有针对性地进行人才培养，提升培养质量与水平。

第三，推进特色农业与数字技术的深度融合，深挖乡村发展潜力。搭建城乡数字经济交流合作平台，推动城乡数字信息资源整合共享，促进城乡数据信息的合作对接，打破城乡数据壁垒。并借助数字平台的流通优势，促使城市数字信息人才和先进技术下乡，在农村地区合理布局数字生产力，提升农村现代化水平，促进乡村产业快速发展，形成乡村产业振兴效应，进一步解决城乡发展不平衡问题。

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