互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)甘肅省城鄉(xiāng)收入差距的影響
——基于信息不對(duì)稱視角

孔 星，呂劍平

（1.甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院，甘肅 蘭州 730070；2.甘肅省區(qū)域農(nóng)業(yè)與產(chǎn)業(yè)組織研究中心，甘肅 蘭州 730070）

一、引言

黨的十九大首次指出：“我國(guó)社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾”[1]，這一重大論斷表明，區(qū)域發(fā)展不平衡已成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展面臨的主要問題。甘肅作為西部欠發(fā)達(dá)省份，城鄉(xiāng)發(fā)展失衡成為長(zhǎng)期制約其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素，甘肅省統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2017年甘肅省農(nóng)村居民人均可支配收入為8 076 元，而同期甘肅省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入達(dá)27 763 元，城鎮(zhèn)居民收入是農(nóng)村居民收入的3.44 倍，城鄉(xiāng)收入存在較大差距。城鄉(xiāng)收入差距與二元經(jīng)濟(jì)社會(huì)結(jié)構(gòu)存在緊密聯(lián)系[2]，在二元經(jīng)濟(jì)社會(huì)結(jié)構(gòu)背景下，城鄉(xiāng)居民信息獲取存在不對(duì)稱性[3]，而信息不對(duì)稱是造成收入差距的重要原因[4]?；ヂ?lián)網(wǎng)作為低成本、高效率的現(xiàn)代信息傳遞手段，在解決信息不對(duì)稱方面發(fā)揮著重要作用。因此，關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，對(duì)破解城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝、實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展有重要意義。

學(xué)者們對(duì)城鄉(xiāng)收入差距及其影響因素的研究可謂汗牛充棟。已有研究分別從體制機(jī)制[5]、公共政策[6]、資源配置[7]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及城鎮(zhèn)化[8]等視角探析了產(chǎn)生城鄉(xiāng)收入差距的原因。Acemoglu 等[4]認(rèn)為信息不對(duì)稱也是造成收入差距的重要因素，Bauer[9]認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)通過改變信息不對(duì)稱，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了重要影響。中國(guó)自20 世紀(jì)90年代引入互聯(lián)網(wǎng)以來，信息化程度得到迅速提升[10]，學(xué)者們開始關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)收入差距的影響。一方面，部分學(xué)者認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)在破解城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝、縮小城鄉(xiāng)收入差距方面有積極作用[11]?；ヂ?lián)網(wǎng)普及可以為農(nóng)村居民傳遞就業(yè)信息，增加農(nóng)村居民收入[12]，特別是近年來互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)、農(nóng)村電商等的發(fā)展，豐富了農(nóng)民增收渠道，顯著縮小了城鄉(xiāng)收入差距[10]。另一些學(xué)者則認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)拉大區(qū)域收入差距，從互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)中受益的大多集中在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部沿海地區(qū)[13]，城鄉(xiāng)因互聯(lián)網(wǎng)普及率的不同，對(duì)收入增長(zhǎng)的影響也存在顯著差異[3]。

從已有研究來看，首先，學(xué)者們從體制機(jī)制、公共政策、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及城鎮(zhèn)化等角度研究城鄉(xiāng)收入差距的較多，而從信息不對(duì)稱視角研究城鄉(xiāng)收入差距的較少。其次，互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，學(xué)者們尚未形成統(tǒng)一的觀點(diǎn)，仍需進(jìn)一步討論。最后，從研究區(qū)域來看，已有研究大多關(guān)注東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，而對(duì)甘肅等西部欠發(fā)達(dá)省份的研究較少。因此，本文對(duì)互聯(lián)網(wǎng)普及與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系的驗(yàn)證，能豐富關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距的研究，對(duì)縮小甘肅等西部欠發(fā)達(dá)省份的城鄉(xiāng)收入差距有重要政策啟示。

二、理論分析

新古典經(jīng)濟(jì)理論的重要假設(shè)之一，就是市場(chǎng)信息是對(duì)稱的，各市場(chǎng)主體掌握的信息是充分而確定的。Arrow、Spence、Grossman 和Stigliz 等經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)這一假定提出批判，并提出了信息不對(duì)稱理論。該理論認(rèn)為，由于市場(chǎng)的復(fù)雜性和決策主體理性的有限性，現(xiàn)實(shí)中人們所獲得的信息是不均勻、不充分、不完全和不確定的。掌握信息充分的人員，往往處于有利地位；而掌握信息貧乏的人員，則處于不利地位[14]。在互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)擴(kuò)散的早期階段，城鎮(zhèn)居民利用地理位置、經(jīng)濟(jì)條件、硬件設(shè)施及受教育程度等方面的優(yōu)勢(shì)，最先享受互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)帶來的信息優(yōu)勢(shì)，城鄉(xiāng)信息不對(duì)稱導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民收入差距逐步擴(kuò)大。隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的進(jìn)一步擴(kuò)散，特別是移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展，使得農(nóng)村居民逐步利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)進(jìn)行信息的傳遞和加工處理，城鄉(xiāng)信息不對(duì)稱程度逐漸縮小。互聯(lián)網(wǎng)知識(shí)作為公共物品的“外溢性”和“干中學(xué)”效應(yīng)，使得農(nóng)村居民在利用互聯(lián)網(wǎng)增加收入上逐步擁有了后發(fā)優(yōu)勢(shì)，城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步縮小。因此，互聯(lián)網(wǎng)普及對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，經(jīng)歷了一個(gè)先擴(kuò)大后縮小的“倒U 型”變化過程。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）甘肅省互聯(lián)網(wǎng)普及與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的統(tǒng)計(jì)描述

1.甘肅省城鄉(xiāng)收入差距的統(tǒng)計(jì)描述

（1）城鄉(xiāng)居民收入比值分析：借鑒陳斌開和林毅夫（2013）[15]的方法，用城鎮(zhèn)居民收入與農(nóng)村居民收入之比來衡量城鄉(xiāng)收入差距，城鄉(xiāng)居民收入比值的計(jì)算公式為：

其中，UARGN 即為城鄉(xiāng)居民收入比值，Iu為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，Ir為農(nóng)村居民人均可支配收入。城鄉(xiāng)居民收入比值的高低能直接反映城鄉(xiāng)收入差距的大小。如圖1 所示，2000—2017年城鄉(xiāng)居民收入比值的變化趨勢(shì)為：以2008年的峰值4.16 為界，呈現(xiàn)出先上升后下降的變化過程，表明同期甘肅省城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)“倒U 型”的發(fā)展趨勢(shì)。

圖1 2000—2017年甘肅省城鄉(xiāng)居民收入比值變動(dòng)情況

（2）泰爾指數(shù)分析：作為比較，也利用泰爾指數(shù)衡量城鄉(xiāng)收入差距。借鑒王曉鴻和馬旭東（2019）[16]的方法，泰爾指數(shù)的計(jì)算公式為：

其中，Theilt即為泰爾指數(shù)。Yt、Y1t和Y2t分別表示t 時(shí)期的總收入、城鎮(zhèn)居民總收入和農(nóng)村居民總收入，Pt、P1t和P2t分別表示t 時(shí)期的總?cè)丝跀?shù)、城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)和農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)。泰爾指數(shù)的取值范圍為0 到正無窮，泰爾指數(shù)越趨近于0，表明城鄉(xiāng)收入差距越小；反之，泰爾指數(shù)越遠(yuǎn)離0，則城鄉(xiāng)收入差距越大。如圖2 所示，2000—2017年甘肅省城鄉(xiāng)收入的泰爾指數(shù)在2007年達(dá)到峰值，呈現(xiàn)出先上升后下降的發(fā)展態(tài)勢(shì)，表明2000—2017年甘肅省城鄉(xiāng)收入差距經(jīng)歷了一個(gè)先擴(kuò)大后縮小的變化過程。

圖2 2000—2017年甘肅省城鄉(xiāng)收入的泰爾指數(shù)

2.甘肅省互聯(lián)網(wǎng)普及狀況的統(tǒng)計(jì)描述

互聯(lián)網(wǎng)普及狀況通常用互聯(lián)網(wǎng)普及率來衡量，其計(jì)算公式為：

其中，INT 為互聯(lián)網(wǎng)普及率，Pn表示互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)，Pt表示總?cè)丝跀?shù)。如圖3 所示，2000—2017年甘肅省互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)由9.2 萬人增加至1 294 萬人，同期甘肅省互聯(lián)網(wǎng)普及率由0.36%上升至49.28%，互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)普及率均實(shí)現(xiàn)快速增長(zhǎng)，甘肅省信息化程度顯著提升。但是，甘肅省城鄉(xiāng)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展仍存在較大差異。以2017年細(xì)分?jǐn)?shù)據(jù)為例，全省城鎮(zhèn)互聯(lián)網(wǎng)普及率為65.93%，而農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率僅為34.07%。從互聯(lián)網(wǎng)硬件設(shè)施來看，全省互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入576.4萬戶，其中城鎮(zhèn)互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入380 萬戶，農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)寬帶僅接入196.4 萬戶。全省城鎮(zhèn)居民家庭平均每百戶計(jì)算機(jī)與移動(dòng)手機(jī)擁有量分別為70.8臺(tái)和240.1 部，而農(nóng)村居民家庭平均每百戶計(jì)算機(jī)與移動(dòng)手機(jī)擁有量分別只有16.8 臺(tái)和190 部。

圖3 2000—2017年甘肅省互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)與互聯(lián)網(wǎng)普及率

3.甘肅省互聯(lián)網(wǎng)普及與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的統(tǒng)計(jì)描述

如圖4 所示，2000—2017年甘肅省互聯(lián)網(wǎng)普及率與城鄉(xiāng)居民收入之間存在正向關(guān)系。由圖5可見，2000—2017年甘肅省互聯(lián)網(wǎng)普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系表現(xiàn)為：隨著互聯(lián)網(wǎng)普及率的提高，城鄉(xiāng)居民收入比和泰爾指數(shù)均呈現(xiàn)出先擴(kuò)大后縮小的變化趨勢(shì)，表明互聯(lián)網(wǎng)普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U 型”關(guān)系。但是，這種關(guān)系僅僅是描述性的，二者之間這一特殊的關(guān)系究竟是偶然的，還是真實(shí)存在的，需要進(jìn)一步通過實(shí)證驗(yàn)證。

（二）變量選擇

本文的被解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距，衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)有城鄉(xiāng)居民收入比值、泰爾指數(shù)和基尼系數(shù)等。城鄉(xiāng)居民收入比值的高低能直接反映城鄉(xiāng)收入差距的大小[15]，因此，文章采用城鄉(xiāng)居民收入比值來衡量城鄉(xiāng)收入差距，記為UARGN。解釋變量選擇互聯(lián)網(wǎng)普及率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)?；ヂ?lián)網(wǎng)普及率用INT 表示；Kuznets（1962）[17]認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與收入差距之間存在“倒U 型”曲線關(guān)系，即隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，收入分配差距會(huì)經(jīng)歷一個(gè)先擴(kuò)大后縮小的變化過程。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平一般用國(guó)內(nèi)或地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量，記為GDP；熊素宜和周婷（2018）[18]認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，特別是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，在吸納勞動(dòng)力就業(yè)及縮小城鄉(xiāng)收入差距方面發(fā)揮著重要作用，因此本文選擇第三產(chǎn)業(yè)增加值占生產(chǎn)總值的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，記為IS。

（三）模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證甘肅省互聯(lián)網(wǎng)普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間是否存在“倒U 型”曲線關(guān)系，需擴(kuò)展Cobb-Douglas 生產(chǎn)函數(shù)，將該函數(shù)變形為：

對(duì)（4）式兩邊取自然對(duì)數(shù)可得：

式子（5）中C 為常數(shù)，因此該式可進(jìn)一步變形為：

其中，i 為觀測(cè)次數(shù)，ε 為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

（四）數(shù)據(jù)來源

本文采用甘肅省2000—2017年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。其中甘肅省生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)增加值、城鄉(xiāng)人口數(shù)、城鄉(xiāng)居民人均可支配收入來自2001—2018年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《甘肅發(fā)展年鑒》和《甘肅農(nóng)村年鑒》，甘肅省互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、知網(wǎng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（CNNIC）。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文涉及的變量均屬于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了避免時(shí)間序列變量的非平穩(wěn)性造成“偽回歸”結(jié)果，必須對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此，本文采用Augmented Dickey-Fuller 檢驗(yàn)（簡(jiǎn)稱ADF 檢驗(yàn)）來檢測(cè)相關(guān)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。檢測(cè)結(jié)果如表1 所示。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

從表1 中ADF 檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%的顯著性水平下，城鄉(xiāng)居民收入比、生產(chǎn)總值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、互聯(lián)網(wǎng)普及率的原始水平序列和一階差分序列均存在單位根，是非平穩(wěn)序列。所有序列在經(jīng)過二階差分后，ADF 統(tǒng)計(jì)值均小于臨界值，不存在單位根，表明所有序列滿足二階單整。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是為了考察變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。由于所有序列都是二階單整，因此需構(gòu)建VAR 模型，利用AIC 和LR 準(zhǔn)則得到VAR模型的滯后期數(shù)為2。協(xié)整檢驗(yàn)的方法有單一方程的EG 兩步法、頻域非參數(shù)譜回歸法和基于回歸系數(shù)完全信息的Johansen 檢驗(yàn)法。由于樣本容量較小，本文采用Johansen 檢驗(yàn)法來進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2 所示。

表2 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表2 中Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，明顯拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的假定，但無法拒絕至多存在一個(gè)、至多存在兩個(gè)及至多存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系的假定，表明這些變量間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

通過平穩(wěn)性及協(xié)整檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民收入比、生產(chǎn)總值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、互聯(lián)網(wǎng)普及率之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是無法確定這些變量之間是否存在因果關(guān)系，因此需要對(duì)這些變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

從表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果可見，在5%的顯著性水平下，生產(chǎn)總值是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰成因，但城鄉(xiāng)收入差距卻不是生產(chǎn)總值的格蘭杰成因；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰成因，城鄉(xiāng)收入差距也不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的格蘭杰成因；互聯(lián)網(wǎng)普及率是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰成因，但城鄉(xiāng)收入差距卻不是互聯(lián)網(wǎng)普及率的格蘭杰成因。也就是說，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和互聯(lián)網(wǎng)普及率是甘肅省城鄉(xiāng)收入差距變化的主要原因。但是，統(tǒng)計(jì)意義上的格蘭杰因果關(guān)系并不等于實(shí)際因果關(guān)系，因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系還需借助回歸分析做進(jìn)一步研究。

（四）實(shí)證結(jié)果

為了驗(yàn)證甘肅省互聯(lián)網(wǎng)普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間是否存在“倒U 型”曲線關(guān)系，需引入互聯(lián)網(wǎng)普及率的平方項(xiàng)，但引入平方項(xiàng)并兩邊取自然對(duì)數(shù)后，自變量之間存在嚴(yán)重的多重共線性。針對(duì)這一問題，此處的做法是剔除變量互聯(lián)網(wǎng)普及率，而保留其平方項(xiàng)。將模型（7）修正如下：

根據(jù)前文理論分析可知，自變量互聯(lián)網(wǎng)普及率對(duì)因變量的邊際效應(yīng)是可變的，因此引入平方項(xiàng)，由于的取值取決于INTi，符合普通最小二乘法（OLS）線性模型的假定，因此可以利用OLS 法對(duì)模型（8）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 回歸結(jié)果

由表4 的回歸結(jié)果可知，R2=0.644486，模型對(duì)樣本的擬合較好。在α=5%的顯著性水平下，針對(duì)原假設(shè)H0：βj=0（j=1，2，3，4）。從F 檢驗(yàn)來看，F(xiàn)=8.459854＞Fα（3，15）=5.20，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0，表明回歸方程顯著；從t 檢驗(yàn)來看，對(duì)應(yīng)的t 統(tǒng)計(jì)量分別為4.248 604、-2.508 756、-2.554 876、-2.617 717，其絕對(duì)值均大于（15）=2.131，這說明Ln（GDP）、Ln（IS）、Ln（INT2）三個(gè)自變量對(duì)Ln（UARGN）有顯著影響。根據(jù)表4 回歸結(jié)果，模型估計(jì)的結(jié)果可寫為：

為了保證模型估計(jì)的正確性，本文分別利用White 檢驗(yàn)和LM 檢驗(yàn)來判斷模型是否存在異方差和自相關(guān)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5 和表6 所示。White檢驗(yàn)首先要構(gòu)造方差σ2與解釋變量之間的輔助回歸函數(shù)，得到模型（9）的輔助回歸共有9 個(gè)解釋變量，所以自由度為9，由表5 中White 檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，，表明模型不存在異方差；由表6 中LM 檢驗(yàn)結(jié)果可知，LM=TR2=7.696455，其對(duì)應(yīng)p 值為0.051 3，在5%的顯著性水平下并不存在自相關(guān)。

表5 White檢驗(yàn)結(jié)果

表6 LM 檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與政策啟示

（一）結(jié)論

本文在理論分析的基礎(chǔ)之上，提出互聯(lián)網(wǎng)普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U 型”關(guān)系的假定，并選用甘肅省2000—2017年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間這種特殊的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及互聯(lián)網(wǎng)普及率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。具體表現(xiàn)為：甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距之間存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，甘肅省城鄉(xiāng)收入差距會(huì)進(jìn)一步縮?。换ヂ?lián)網(wǎng)普及率與甘肅省城鄉(xiāng)收入差距之間存在“倒U 型”曲線關(guān)系，并且已進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)普及促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距縮小的階段。

（二）政策啟示

根據(jù)理論分析和實(shí)證結(jié)果，針對(duì)甘肅省城鄉(xiāng)收入差距仍然較大的現(xiàn)實(shí)困境，本文提出以下政策啟示。

1.加快農(nóng)村信息化建設(shè)，逐步改善城鄉(xiāng)信息不對(duì)稱現(xiàn)象。針對(duì)農(nóng)村地區(qū)信息化進(jìn)程滯后，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)服務(wù)體系不健全等問題，應(yīng)借助“一帶一路”建設(shè)紅利和“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”發(fā)展機(jī)遇，利用財(cái)政扶持、城鎮(zhèn)化建設(shè)、對(duì)外開放、農(nóng)村電商及“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”等多種舉措，完善農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)寬帶網(wǎng)絡(luò)和第四代移動(dòng)通信網(wǎng)絡(luò)的全覆蓋，加快推進(jìn)農(nóng)村信息化進(jìn)程，建設(shè)一條覆蓋面廣、成本低廉、方便快捷和功能齊全的互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)利用通道，逐步改善城鄉(xiāng)信息不對(duì)稱現(xiàn)象。

2.推進(jìn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化，從源頭上治理城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝。城鄉(xiāng)互聯(lián)網(wǎng)普及率的差異及信息不對(duì)稱現(xiàn)象，歸根到底是城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口素質(zhì)、基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)等方面發(fā)展“二元化”造成的數(shù)字鴻溝。因此，必須從源頭上消減城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝。為此，首先要完善再分配機(jī)制，加大對(duì)農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移支付力度；其次，重視城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、教育資源配置、公共服務(wù)供給的均等化，逐步建立健全全民覆蓋、普惠共享、城鄉(xiāng)一體的基本公共服務(wù)體系，推進(jìn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化。

3.注重區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和協(xié)調(diào)性，進(jìn)一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。從實(shí)證結(jié)果的分析中可見，現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對(duì)甘肅省城鄉(xiāng)收入差距縮小起到了積極的促進(jìn)作用。因此，針對(duì)城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡、農(nóng)村發(fā)展不充分的矛盾，要更加注重區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和協(xié)調(diào)性。一方面，要以農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合為契機(jī)，增強(qiáng)農(nóng)村內(nèi)部發(fā)展動(dòng)力；另一方面，構(gòu)建“以工帶農(nóng)”和“以城促鄉(xiāng)”的新型城鄉(xiāng)關(guān)系，加快城鄉(xiāng)融合發(fā)展，為農(nóng)村發(fā)展?fàn)I造良好的外部環(huán)境。此外，要進(jìn)一步優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級(jí)化、服務(wù)化方向發(fā)展，在實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)增值的同時(shí)擴(kuò)大就業(yè)規(guī)模、提升就業(yè)質(zhì)量。同時(shí)，要因地制宜，充分發(fā)掘地方特色，對(duì)優(yōu)勢(shì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行深加工，打造農(nóng)業(yè)產(chǎn)供銷加一體化產(chǎn)業(yè)鏈，充分吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力就業(yè)。