數(shù)字經(jīng)濟、要素配置效率與城鄉(xiāng)融合發(fā)展

黃永春，宮尚俊，鄒 晨，賈 琳，許子飛

（1.河海大學商學院，江蘇 南京 211100；2.北京理工大學管理與經(jīng)濟學院，北京 100081；3.蘭州財經(jīng)大學統(tǒng)計學院，甘肅 蘭州 730020）

進入21世紀，為解決好“三農(nóng)”問題、縮小城鄉(xiāng)差距，中國深入實施城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、城鄉(xiāng)一體化發(fā)展戰(zhàn)略，有效推動中國城鄉(xiāng)關系進入新的歷史階段。但是，在實踐中“以城市為中心，以增長為導向”的發(fā)展路徑并未發(fā)生本質改變，中國依舊存在農(nóng)村資金要素大量流失、對農(nóng)業(yè)的反哺補貼不足、城鄉(xiāng)一體化水平提升相對緩慢等突出問題［1］。農(nóng)村和城市發(fā)展地位不平等成為當前城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡、農(nóng)村發(fā)展不充分的關鍵原因。中國高質量發(fā)展亟須建立平等互惠的新型城鄉(xiāng)關系，推動城鄉(xiāng)生產(chǎn)生活、公共服務、生態(tài)環(huán)境等方面協(xié)同發(fā)展。基于此，中國共產(chǎn)黨第十九次全國代表大會提出“要堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，按照產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風文明、治理有效、生活富裕的總要求，建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機制和政策體系，加快推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化”的戰(zhàn)略路徑，明確了農(nóng)村與城市同等的戰(zhàn)略地位。

城鄉(xiāng)融合發(fā)展，是將城市和鄉(xiāng)村作為一個有機體，其關鍵在于縮小城鄉(xiāng)收入差距，驅使城鄉(xiāng)要素雙向流動、二元結構轉化為一元結構，最終實現(xiàn)城鄉(xiāng)要素自由流動和公共資源均衡配置［2-4］。為針對性地采取有效措施，掌握促進城鄉(xiāng)融合的動力機制，學者們探討了經(jīng)濟發(fā)展水平［5］、土地政策改革［6］、勞動力流動［7］等因素對城鄉(xiāng)融合的影響。在此基礎上，學者們還圍繞深化城鄉(xiāng)要素流動機制［8］、建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一要素市場［9］、促進城鄉(xiāng)公共服務配置均等化［10］等方面提出推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展的實現(xiàn)路徑?？梢?，實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展的核心在于處理好城鄉(xiāng)關系嚴重失調問題，重視農(nóng)村發(fā)展的平等性、自主性和內生性。數(shù)字技術的廣泛應用催生了互促互融的社會共同體觀念，為推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展提供了新的方案，在放大農(nóng)村剩余價值、淡化城鄉(xiāng)地域性特征、消解城鄉(xiāng)文化觀念壁壘等方面具有顯著作用，能夠有效修正城鄉(xiāng)的失衡關系［11］。近年來，學者們高度關注數(shù)字技術對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的重要影響，主要有兩派觀點：有學者認為以大數(shù)據(jù)技術和云計算為依托的信息技術變革對城鄉(xiāng)關系演進起到重要推動作用，能夠有效推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展［12］；而有的學者則持反對意見，認為數(shù)字技術的不均衡發(fā)展會產(chǎn)生城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝從而阻礙城鄉(xiāng)融合進程，會給農(nóng)業(yè)的數(shù)字化轉型、農(nóng)村的社會建設等領域帶來一系列問題［13］。

綜上所述，學者們對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的概念內涵、影響因素和實現(xiàn)路徑等方面的深入研究，以及對數(shù)字技術給予城鄉(xiāng)融合發(fā)展影響的高度關注，都給研究提供了寶貴的參考價值。如今，中國進入數(shù)字經(jīng)濟時代，數(shù)字經(jīng)濟驅動數(shù)字技術深度融入各種生產(chǎn)要素中，使其煥發(fā)出更強的活力?；诖?，文章從要素配置效率角度，闡釋數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的作用機制，并基于2011—2020年全國30個省份（未涉及港澳臺和西藏地區(qū)）面板數(shù)據(jù)對三者之間的關系進行了實證分析。這有助于厘清三者之間的關系，對進一步發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟在城鄉(xiāng)融合發(fā)展中的作用有一定的指導意義和參考價值。

1 理論分析與研究假設

1.1 數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的直接效應

數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展能夠將城鄉(xiāng)作為一個有機整體，在縮小城鄉(xiāng)收入差距、推動城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展、促進城鄉(xiāng)要素雙向流動和形成城鄉(xiāng)一體化消費市場等方面均具有顯著的促進作用。首先，數(shù)字經(jīng)濟可以縮小城鄉(xiāng)收入差距。數(shù)字經(jīng)濟通過數(shù)字技術的應用，不僅能夠促進農(nóng)民就業(yè)和創(chuàng)業(yè)、減少農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)成本，還能夠推動農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、加工與銷售等全方面協(xié)調發(fā)展，從而提高農(nóng)民收入。同時由于后發(fā)優(yōu)勢，在城市的帶動作用下，農(nóng)村居民能夠享受更多的數(shù)字紅利，收入效應與城鎮(zhèn)居民相比更大，這將有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距［14-18］。其次，數(shù)字經(jīng)濟能夠推動城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。數(shù)字產(chǎn)業(yè)化和產(chǎn)業(yè)數(shù)字化憑借數(shù)據(jù)和信息的高滲透性、可再生性和利益普惠性特征，變革了國民經(jīng)濟原有的產(chǎn)業(yè)體系，使傳統(tǒng)的產(chǎn)業(yè)邊界逐漸趨于模糊。隨著城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)間持續(xù)地相互影響、疊加漸變，農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)會進入到相輔相成的質變融合階段，再過渡到創(chuàng)新演化的互動式深度融合階段，最后達到平衡穩(wěn)定的互促互融階段［19］。再次，數(shù)字經(jīng)濟有利于促進城鄉(xiāng)要素雙向流動。數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展降低了信息不對稱，能夠讓經(jīng)濟主體獲得生產(chǎn)組織、市場交易信息的成本更低更便利，這會推動微觀主體的經(jīng)濟權力擴大、選擇范圍拓展，從而有利于推動生產(chǎn)要素按照市場供求關系和城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)功能定位進行流動和集聚，實現(xiàn)城鄉(xiāng)資源要素的雙向流動［20-21］。最后，數(shù)字經(jīng)濟有助于形成城鄉(xiāng)一體化消費市場。隨著互聯(lián)網(wǎng)覆蓋率的提高以及數(shù)字技術和商業(yè)模式的創(chuàng)新結合，數(shù)字經(jīng)濟逐步將城鄉(xiāng)消費各鏈條通過開放的生態(tài)系統(tǒng)，整合到數(shù)字化平臺［22］。例如：以線上網(wǎng)絡平臺為主體的電子商務，憑借其獨特的商品交易模式，打破了傳統(tǒng)商品交易過程中的地理限制，隨著鄉(xiāng)村移動互聯(lián)網(wǎng)和智能手機普及率的提升，電子商務會逐漸下沉，不斷釋放鄉(xiāng)村的消費潛力，這將有利于破解城鄉(xiāng)二元貿易體系，加快形成城鄉(xiāng)一體化的消費市場［23］?；诖?，文章提出以下有待驗證的假設。

假設1：數(shù)字經(jīng)濟能夠推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展。

1.2 數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的要素配置效率中介效應

數(shù)字經(jīng)濟能夠通過提高勞動、資本、土地、信息和數(shù)據(jù)等生產(chǎn)要素的配置效率來間接推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展。首先，數(shù)字經(jīng)濟能夠通過提高勞動配置效率來縮小城鄉(xiāng)收入差距。城鄉(xiāng)二元戶籍制度束縛了勞動力的自由流動，所產(chǎn)生的二元經(jīng)濟結構等分割和扭曲了勞動力市場。隨著互聯(lián)網(wǎng)和通信技術的應用，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展在一定程度上模糊了勞動力流動的地域限制，助力農(nóng)業(yè)剩余勞動力向邊際效率更高的非農(nóng)部門轉移，進而有利于向非農(nóng)部門轉移的農(nóng)業(yè)勞動力獲得更高的收入，有效緩解了城鄉(xiāng)收入差距的擴大［24-25］。其次，數(shù)字經(jīng)濟能夠通過提高資本配置效率來促進城鄉(xiāng)資本成本趨同。數(shù)字普惠金融的發(fā)展提高了金融服務的覆蓋面、可得性和便利性，有效地解決了地理排斥等產(chǎn)生的金融排斥系列問題，緩解了小微企業(yè)的融資困境，增加了農(nóng)民、城鎮(zhèn)低收入者等弱勢群體的創(chuàng)收機會，促進了金融市場運行效率的提高［26］?？梢?，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展有利于城鄉(xiāng)間的資本成本趨同，與此同時，還有助于實現(xiàn)勞動力要素的空間再配置，緩解城市空間的擁擠效應，增加社會福利與資源要素的整體利用效率［27］。再次，數(shù)字經(jīng)濟能夠通過提高土地配置效率來促進城鄉(xiāng)空間協(xié)同開發(fā)。數(shù)字經(jīng)濟結合集成遙感、地理探測、大數(shù)據(jù)和人工智能等數(shù)字技術動態(tài)管控土地質量、集約度等隱性形態(tài)，引導土地資源在配置中發(fā)揮最大價值，可以緩解城市建設用地不足、農(nóng)村建設用地浪費等突出問題，有利于促進城鄉(xiāng)空間協(xié)同開發(fā)，加快城鎮(zhèn)化發(fā)展進程［28-29］。最后，數(shù)字經(jīng)濟能夠通過提高信息和數(shù)據(jù)的配置效率來實現(xiàn)技術、管理等要素向農(nóng)村的凈流入。數(shù)字經(jīng)濟具有普惠性和包容性特征，有利于促使城鄉(xiāng)數(shù)字基礎設施均衡配置，助力信息、數(shù)據(jù)等新的關鍵生產(chǎn)要素融入生產(chǎn)、流通、消費等各環(huán)節(jié)，進而有利于推進城市的現(xiàn)代化要素更多配置到農(nóng)業(yè)和農(nóng)村，實現(xiàn)技術、管理等要素向農(nóng)村的凈流入，推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展［30-31］，具體見圖1?；诖耍恼绿岢鲆韵掠写炞C的假設。

圖1 數(shù)字經(jīng)濟推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展的作用機制

假設2：數(shù)字經(jīng)濟能夠通過提高要素配置效率間接推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展。

1.3 要素配置效率對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的數(shù)字經(jīng)濟門檻效應

由于各個區(qū)域的經(jīng)濟水平、信息化水平、科學技術投入水平、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平等存在差異，數(shù)字經(jīng)濟會存在明顯的區(qū)域異質性［32］。數(shù)字經(jīng)濟利用互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、云計算等新興技術與傳統(tǒng)經(jīng)濟融合，在要素的市場化配置環(huán)節(jié)中，形成了更為公開透明的市場環(huán)境，可以實現(xiàn)供需精準匹配，能夠有效提高要素配置效率［33］。例如：通過大數(shù)據(jù)分析，消費者的需求，尤其是個性化需求，能夠及時準確地被生產(chǎn)者識別和滿足，減少了由于信息不對稱帶來的額外成本，實現(xiàn)有效供給；其次，平臺企業(yè)成功地將社會中的閑置資源重新利用起來，創(chuàng)造更多的價值［34］。因此，在不同程度的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平下，區(qū)域的要素配置效率會呈現(xiàn)較大差別，從而對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響作用也有所不同。在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平高的區(qū)域，經(jīng)濟發(fā)展較成熟，市場機制較完善，這時該區(qū)域要素的供給與需求較平衡，要素配置的效率就相對較高。鑒于要素配置效率對城鄉(xiāng)融合發(fā)展具有顯著的促進作用，因此，要素配置效率較高的地區(qū)會更好地實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展。同理，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展相對落后的區(qū)域，市場透明度較低，由于信息不對稱，供需雙方只能結合有限信息進行“理性決策”，往往導致要素配置效率降低，制約了區(qū)域城鄉(xiāng)融合發(fā)展?；诖?，文章提出有待驗證的假設3。

假設3：要素配置效率對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的促進作用會受到數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平門檻作用的影響，相對于低數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平而言，高數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平下要素配置效率對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的促進作用會明顯增強。

2 研究設計

2.1 變量測度

2.1.1 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平

關于數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的測度，文章借鑒黃慧群等［35］和趙濤等［36］的研究方法，用互聯(lián)網(wǎng)普及率、互聯(lián)網(wǎng)相關從業(yè)人員、互聯(lián)網(wǎng)相關產(chǎn)出、移動電話普及率和中國數(shù)字普惠金融指數(shù)五個指標衡量數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，具體的代理變量分別為人均互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)、計算機服務和軟件業(yè)從業(yè)人員數(shù)占城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員比重、人均電信業(yè)務總量、人均移動電話用戶數(shù)以及北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)中的總指數(shù)［37］。將數(shù)據(jù)標準化后，采用全局主成分分析法進行降維處理，得到數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，記為Dige。

2.1.2 要素配置效率

要素配置效率可以通過要素市場扭曲程度來反映。文章借鑒林伯強等［38］的做法，采用各地區(qū)要素市場發(fā)育得分與樣本中最高要素市場發(fā)育得分之間的相對差距來衡量要素市場扭曲程度。具體而言，文章構造的要素市場扭曲指標為：

其中：Facit為第i個區(qū)域在第t年的要素市場扭曲程度，factorit為第i個區(qū)域在第t年的要素市場發(fā)育得分，具體指標來自中國分省份市場化指數(shù)報告［39］，并根據(jù)俞紅海等［40］的做法，以年平均增長幅度預測2017—2020的數(shù)據(jù)。為便于分析，文章將要素配置效率設置為正向指標，具體將所求的要素市場扭曲指標逆向化，得到各地區(qū)的要素配置效率，記為Fae。

2.1.3 城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平

城鄉(xiāng)融合將城市與鄉(xiāng)村、城鄉(xiāng)居民生活水平、一二三產(chǎn)業(yè)、基本福利保障、生態(tài)環(huán)境治理等當作一個整體來統(tǒng)籌規(guī)劃，通過建立健全相關制度，推動城鄉(xiāng)人口、空間、經(jīng)濟、社會和生態(tài)等多維度的“雙向互動”和“相互交融”，能促進鄉(xiāng)村實現(xiàn)全面振興［41］。文章在理解城鄉(xiāng)融合內涵和借鑒周佳寧等［42］的中國城鄉(xiāng)融合水平測度指標體系的基礎上，考慮指標的科學性、綜合性和可獲得性原則，從人、空間、經(jīng)濟、社會、生態(tài)5個方面共10個指標構建城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平測度指標體系，具體見表1。最后將以上指標的數(shù)據(jù)經(jīng)過逆向化和標準化后，運用熵權TOPSIS法進行降維處理，得到城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平，記為Uri。

表1 城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平測度指標體系

2.1.4 控制變量

參考已有研究成果，選取以下幾個控制變量，包括對外貿易lnTra，用進出口總額的對數(shù)來衡量，對外貿易程度的高低直接影響進出口商品的結構，從而對城鄉(xiāng)勞動力和其他生產(chǎn)要素的需求產(chǎn)生差異［43-45］；科技創(chuàng)新lnInn，用專利授權數(shù)的對數(shù)來衡量，科技創(chuàng)新能夠在催生新需求、新產(chǎn)品和新動力以及消除城鄉(xiāng)壁障等方面，對城鄉(xiāng)融合發(fā)展產(chǎn)生重要影響［46-48］；人口密度lnDen，用單位面積人口數(shù)的對數(shù)來衡量，人口密度反映該區(qū)域的城鄉(xiāng)居民總量，城鄉(xiāng)人口密度會通過影響該區(qū)域的城鎮(zhèn)化進程，進一步影響城鄉(xiāng)融合發(fā)展［49-51］；基礎設施Inf，用人均道路面積來衡量，基礎設施建設的完善有利于加強農(nóng)村與城市之間的聯(lián)系，為城鄉(xiāng)要素雙向流動提供條件［52-54］；產(chǎn)業(yè)結構Uis，用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比來衡量，產(chǎn)業(yè)結構的升級會影響城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)相互融合，進而影響二元經(jīng)濟結構，此外也會對城鄉(xiāng)居民的收入水平產(chǎn)生影響［55-58］。

2.2 數(shù)據(jù)來源

由于港澳臺數(shù)據(jù)統(tǒng)計方式不一致和西藏地區(qū)相關數(shù)據(jù)缺乏，文章研究對象為2011—2020年中國30個省市自治區(qū)（未涉及港澳臺和西藏地區(qū)），其數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011—2020）》以及各省份統(tǒng)計年鑒和Wind數(shù)據(jù)庫，針對部分缺失數(shù)據(jù)，文章運用線性差值或均值差值法將其補齊，來確保數(shù)據(jù)的完整性。在運用數(shù)據(jù)進行實證分析之前，首先將各個指標進行描述性統(tǒng)計，結果見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計結果

2.3 模型構建

2.3.1 基本模型構建

為驗證上述研究假設，文章首先構建以下基準回歸模型：

式（1）中：Uriit為第i個區(qū)域在第t年的城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平，Digeit為第i個區(qū)域在第t年的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，Cit代表一系列控制變量，μi表示不隨時間變化的個體固定效應，δt表示不隨個體變化的時間固定效應，εit表示隨機擾動項。

假設2認為，數(shù)字經(jīng)濟通過提高要素配置效率間接推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展。為了驗證該作用機制，文章首先作一個初步的考察，先將要素配置效率納入回歸方程，見式（2），然后在公式（2）的基礎上加入數(shù)字經(jīng)濟，見式（3），模型如下：

式（2）—式（3）中：Faeit表示第i個區(qū)域在第t年的要素配置效率，是文章的核心解釋變量。

2.3.2 中介效應模型

為驗證要素配置效率是否在數(shù)字經(jīng)濟與城鄉(xiāng)融合發(fā)展之間發(fā)揮顯著的中介效應。文章參考溫忠麟等［59］提出的中介效應檢驗方法，建立如下中介效應模型：

其中：β1反映了數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的總效應，γ1反映了數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的直接效應，α1γ2表示數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的中介效應。此外，還可通過Sobel檢驗和Bootstrap法來判斷是否存在中介效應。

2.3.3 門檻效應模型

為驗證要素配置對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的作用是否受到數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平門檻效應的影響，文章借鑒Hansen［60］提出的面板數(shù)據(jù)門檻模型理論，在公式（2）的基礎上引入示性函數(shù)，并以數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量，建立單門檻模型，公式如下：

考慮到數(shù)字經(jīng)濟可能存在多個門檻值，文章在單門檻模型的基礎上進行延伸，得到多門檻面板模型，具體公式如下：

式（7）和式（8）中：γn為門檻值，I（·）為示性函數(shù)，如果括號內表達式為真，那么I（·）=1，否則I（·）=0。

3 實證分析

3.1 基準回歸結果

為了探究數(shù)字經(jīng)濟、要素配置效率與城鄉(xiāng)融合發(fā)展之間的影響關系及其相互作用機制，文章首先構建線性回歸模型進行初步研究。表3中模型（1）檢驗了數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的直接影響作用，結果顯示，在控制一系列變量的基礎上，數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展，在1%的顯著性水平下具有顯著正向影響，這表示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平越高，對城鄉(xiāng)融合發(fā)展越有利；模型（2）考察了要素配置效率對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響，結果顯示，在1%的顯著性水平下，要素配置效率對城鄉(xiāng)融合發(fā)展具有顯著的正向作用，即區(qū)域要素配置效率越高對城鄉(xiāng)融合發(fā)展越有利，這與劉明輝等［61］的研究結果相一致。

表3 變量回歸結果

文章重點關注的是數(shù)字經(jīng)濟通過提高要素配置效率，從而推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展的傳導機制。如果數(shù)字經(jīng)濟確實通過提高要素配置效率間接推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展，則模型（3）中數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的估計系數(shù)相對于模型（1）來說應該有所下降［62］。表3的模型（1）中，在1%的顯著性水平下，數(shù)字經(jīng)濟正向作用于城鄉(xiāng)融合發(fā)展，其估計系數(shù)為0.0587。模型（3）在模型（1）的基礎上引入了要素配置效率，結果顯示，在1%的顯著性水平下，數(shù)字經(jīng)濟依然正向作用于城鄉(xiāng)融合發(fā)展，其估計系數(shù)為0.0521，相對于模型（1）來說有所下降，這有效地驗證了數(shù)字經(jīng)濟確實通過影響要素配置效率作用于城鄉(xiāng)融合發(fā)展的傳導機制。

3.2 中介效應檢驗

為了深入分析數(shù)字經(jīng)濟、要素配置效率與城鄉(xiāng)融合發(fā)展三者之間的關系，并對假設2進行進一步的驗證，文章根據(jù)中介效應檢驗方法，實證檢驗了要素配置效率在數(shù)字經(jīng)濟與城鄉(xiāng)融合發(fā)展之間的中介效應（表4）。通過表4可見，模型（4）中數(shù)字經(jīng)濟的估計系數(shù)顯著為正，表明數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的總效應顯著為正；模型（5）中數(shù)字經(jīng)濟的估計系數(shù)顯著為正，表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的提升能夠顯著提高要素配置效率；模型（6）中數(shù)字經(jīng)濟和中介變量要素配置效率的估計系數(shù)均顯著為正，且模型（6）中數(shù)字經(jīng)濟的估計系數(shù)相對于模型（4）有所下降，說明要素配置效率在數(shù)字經(jīng)濟與城鄉(xiāng)融合發(fā)展之間發(fā)揮中介效應。此外，文章還采用Sobel檢驗和Bootstrap法驗證該中介效應的顯著性。檢驗結果顯示，Sobel檢驗的Z值為2.31，通過了5%顯著性水平的檢驗，中介效應占總效應比為11.239%，同時Bootstrap檢驗中置信度為95%的置信區(qū)間不包括0。這說明了要素配置效率的中介效應是顯著的，在數(shù)字經(jīng)濟影響城鄉(xiāng)融合發(fā)展的過程中，要素配置效率扮演著重要中介作用，其呈現(xiàn)“數(shù)字經(jīng)濟→要素配置效率→城鄉(xiāng)融合發(fā)展”的傳導機制。即數(shù)字經(jīng)濟通過避免信息不對稱、降低市場交易成本、突破供求雙方交易地理限制等，提高了要素配置效率，而要素的高配置效率有利于城鄉(xiāng)生產(chǎn)要素互補互促，有利于實現(xiàn)城鄉(xiāng)要素回報趨同，從而推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展。上述中介效應檢驗結果再次證明文章的假設2是成立的。

表4 要素配置效率的中介效應檢驗

3.3 門檻模型估計

借鑒Hansen［60］的研究成果檢驗門檻效應是否存在，同時確定門檻值的個數(shù)和門檻模型的具體形式。表5是門檻效應的檢驗結果，結果顯示以數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量的單門檻、雙門檻、三門檻對應的P值分別是0.000、0.000和0.940，其中：三重門檻沒有通過檢驗，單、雙門檻模型的P值顯著。因此，基于上述分析，文章后續(xù)采用雙重面板門檻模型進行分析。結合表6的門檻效應回歸結果可知，雙重門檻模型的兩個門檻估計值分別為-0.997和-0.121，根據(jù)門檻值把要素配置效率分為（Dige＜-0.997）（-0.997≤Dige＜-0.121）（Dige≥-0.121）三 個 區(qū)間；要素配置效率對城鄉(xiāng)融合發(fā)展具有顯著的正向影響，且這種作用受到數(shù)字經(jīng)濟雙重門檻效應的影響，具體而言，當數(shù)字經(jīng)濟屬于區(qū)間（Dige＜-0.997）時，要素配置效率系數(shù)為0.0662，當數(shù)字經(jīng)濟屬于區(qū)間（-0.997≤Dige＜-0.121）時，要素配置效率系數(shù)為0.1360，當數(shù)字經(jīng)濟屬于區(qū)間（Dige≥-0.121）時，要素配置效率系數(shù)為0.1837，且要素配置效率的三個系數(shù)均顯著，說明在較高的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平下，要素配置效率對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的促進作用會更強，這也與前文提出的假設3相符合。

表5 門檻效應檢驗

3.4 穩(wěn)健性檢驗

3.4.1 替換自變量

由前文可知，文章用五個指標構建指標體系，并采取全局主成分分析法降維后的總分來衡量數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平。為檢驗研究結果的穩(wěn)健性，文章采用王軍等［63］研究中的2013—2018年數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合指數(shù)，替換文章的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，并帶入公式（1）中重新估計。根據(jù)表6的結果顯示，在替換核心解釋變量后，數(shù)字經(jīng)濟依然對城鄉(xiāng)融合發(fā)展具有顯著的正向作用，即數(shù)字經(jīng)濟能夠促進城鄉(xiāng)融合發(fā)展，這再一次驗證了假設1的穩(wěn)健性。

3.4.2 分階段回歸

數(shù)字經(jīng)濟在不同發(fā)展階段對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響可能存在差異，為驗證數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響是否隨發(fā)展階段而改變，文章參考梁琦等［64］的做法，將2015年7月發(fā)布的《國務院關于積極推進“互聯(lián)網(wǎng)+”行動的指導意見》作為數(shù)字經(jīng)濟繁榮發(fā)展前后的分界點，把數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展分為2011—2015年和2016—2020年兩個階段，得出分樣本回歸結果。根據(jù)表6的結果顯示，在2011—2015年和2016—2020年兩個階段中，數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響方向均是顯著正向的，這表明回歸結果是穩(wěn)健的。

3.4.3 工具變量方法

數(shù)字經(jīng)濟和城鄉(xiāng)融合發(fā)展也可能互為因果，產(chǎn)生內生性問題。因此，需要通過工具變量法進行內生性處理，識別數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展影響的凈效應。文章參考黃群慧等［35］、趙濤等［36］的方法，將1984年每萬人郵局數(shù)作為測度數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的工具變量。選擇此工具變量的原因在于，郵局密度能夠反映當時的電信基礎設施建設情況，其歷史布局會從使用技術與習慣養(yǎng)成等方面影響后續(xù)互聯(lián)網(wǎng)與數(shù)字技術的應用。換言之，歷史上每萬人郵局數(shù)較多的地區(qū)，可能會有較高的互聯(lián)網(wǎng)普及率以及數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平。與此同時，郵局作為傳統(tǒng)通信工具隨著使用頻率的降低，對當前城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響甚微，因此滿足排他性。由于1984年各地區(qū)每萬人郵局數(shù)為截面數(shù)據(jù)，不適用于面板數(shù)據(jù)的計量分析，因此，文章借鑒Nunn等［65］的處理方法，將每萬人郵局數(shù)與全國互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)的一階滯后項相乘得到的面板數(shù)據(jù)，作為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的測度變量。根據(jù)表6的結果顯示，數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的促進作用在考慮內生性后依舊存在，同時顯著拒絕了工具變量識別不足和工具變量弱識別的原假設?？傮w而言，以上結果驗證了采用1984年各地區(qū)每萬人郵局數(shù)與上一年全國互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)的交乘項作為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平工具變量的合理性。

表6 門檻效應和穩(wěn)健性檢驗結果

3.5 進一步分析

3.5.1 空間溢出效應

數(shù)字經(jīng)濟在一定程度上模糊了要素流動的空間約束，一方面有效推動了市場資源跨區(qū)域流動和重組，另一方面拓展了產(chǎn)業(yè)之間跨區(qū)域融合的廣度和深度，從而顯著提高了鄰邊區(qū)域的要素配置效率，增強了區(qū)域之間城鄉(xiāng)融合發(fā)展的關聯(lián)性，說明數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響可能還會有空間溢出效應?；诖?，文章構建地理距離矩陣、經(jīng)濟距離矩陣以及地理與經(jīng)濟嵌套空間權重矩陣（地理距離矩陣設定為兩省份之間經(jīng)緯度距離的倒數(shù)；經(jīng)濟距離矩陣設定為兩省份樣本考察期內人均GDP平均值之差的絕對值的倒數(shù)；地理與經(jīng)濟嵌套空間權重矩陣設定為二分之一地理距離矩陣與二分之一經(jīng)濟距離矩陣的和），建立空間面板計量模型來探究數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展影響的空間溢出效應。在建立模型之前，文章首先使用Moran’I指數(shù)考察各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟和城鄉(xiāng)融合發(fā)展是否分別存在空間相關性。通過表7的結果可知，2011—2020年數(shù)字經(jīng)濟和城鄉(xiāng)融合發(fā)展在三種矩陣條件下的Moran’I指數(shù)均顯著為正，表明樣本考察期內二者呈現(xiàn)出顯著的空間相關性。文章參考Elhorst［66］的方法，依次進行LM檢驗、LR檢驗、Hausman檢驗并比較Log L數(shù)值的大小挑選理想的空間計量模型，結果顯示個體固定效應的空間滯后（SAR）模型最合適。因此，文章分別在三種矩陣條件下用此模型進行回歸，具體得出的回歸結果見表8。表8結果顯示，空間自回歸系數(shù)和數(shù)字經(jīng)濟的估計系數(shù)在三種空間矩陣的條件下均顯著為正，這表明城鄉(xiāng)融合發(fā)展和數(shù)字經(jīng)濟均存在空間溢出效應，即鄰近區(qū)域的城鄉(xiāng)融合能提高本區(qū)域的城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平，數(shù)字經(jīng)濟可以推進本區(qū)域和鄰近區(qū)域的城鄉(xiāng)融合發(fā)展。為了具體地反映數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的空間效應，文章還將SAR模型中數(shù)字經(jīng)濟的系數(shù)分為直接效應、間接效應和總效應，表8結果顯示，數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的直接效應、間接效應以及總效應在三種空間矩陣的條件下均顯著為正，且直接效應占主要部分。例如：在嵌套矩陣條件下，數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的直接效應為0.0389，間接效應為0.0048，直接效應與間接效應占總效應的比重分別為89.02%和10.98%，表明數(shù)字經(jīng)濟每提高1%，將推進本地的城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平提高0.0389%，推進鄰近地區(qū)的城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平提高0.0048%?？梢姡瑪?shù)字經(jīng)濟主要促進本區(qū)域的城鄉(xiāng)融合發(fā)展，對鄰邊區(qū)域的城鄉(xiāng)融合發(fā)展的促進作用相對較小。

表7 三種矩陣下的Moran’I指數(shù)

表8 數(shù)字經(jīng)濟影響城鄉(xiāng)融合發(fā)展的空間溢出效應

3.5.2 區(qū)域異質性

鑒于各地區(qū)發(fā)展階段和資源稟賦等存在的差異，無論是數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平還是城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平，在不同區(qū)域上都存在著異質性的特點。因此，數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響也可能存在區(qū)域異質性。通過表9可以看出，數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響具有明顯的區(qū)域異質性，東部、西部地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展具有顯著的正向作用，且東部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(shù)相對西部地區(qū)更大，說明東部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的促進作用，比西部更強。值得注意的是，中部地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展具有顯著的負向作用，說明當前中部地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展抑制了該區(qū)域的城鄉(xiāng)融合發(fā)展。產(chǎn)生上述結果的原因可能是，在東部地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展水平最高，城鄉(xiāng)的數(shù)字基礎設施得到均衡布局，農(nóng)民對信息甄別、利用與加工等方面的能力由于長時間的學習與城鎮(zhèn)居民相差較小，在該情境下，數(shù)字經(jīng)濟能夠有力推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展。在中部地區(qū)，盡管數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平相對較高，但是城鄉(xiāng)“數(shù)字鴻溝”的問題比較突出，城鄉(xiāng)之間不僅存在數(shù)字基礎設施等方面的一級數(shù)字鴻溝，還存在二級數(shù)字鴻溝如信息處理與加工等方面的差異，進而不利于該區(qū)域的城鄉(xiāng)融合發(fā)展。在西部地區(qū)，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展處于初級水平，主要體現(xiàn)為普惠性，全民可共享“數(shù)字紅利”，同時農(nóng)村地區(qū)還可以借鑒城鎮(zhèn)地區(qū)數(shù)字技術的應用經(jīng)驗，具有明顯的后發(fā)優(yōu)勢，能夠有效促進城鄉(xiāng)融合發(fā)展，但作用效果相比東部來說較小。

表9 數(shù)字經(jīng)濟影響城鄉(xiāng)融合發(fā)展的區(qū)域異質性

4 結論與對策建議

實現(xiàn)高質量城鄉(xiāng)融合發(fā)展成為新時代社會主義現(xiàn)代化建設進程中的主要目標之一。文章以數(shù)字經(jīng)濟為切入點，探討數(shù)字經(jīng)濟影響城鄉(xiāng)融合發(fā)展的內在機制，并在此基礎上，以要素配置效率為中介變量，考察數(shù)字經(jīng)濟通過要素配置效率影響城鄉(xiāng)融合發(fā)展的傳導機制，最后文章還研究了要素配置效率對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的數(shù)字經(jīng)濟門檻效應，數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的空間溢出效應以及區(qū)域異質性。研究發(fā)現(xiàn)：①數(shù)字經(jīng)濟能直接推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展，同時要素配置效率也是數(shù)字經(jīng)濟推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展的重要渠道。②要素配置效率對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的促進作用受到數(shù)字經(jīng)濟雙重門檻效應的影響，在較高的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平下，要素配置效率對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的促進作用更強。③數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展具有顯著的正向空間溢出效應，有利于地區(qū)間的統(tǒng)籌規(guī)劃、協(xié)同發(fā)展；數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的作用還呈現(xiàn)區(qū)域異質性，對東部地區(qū)的城鄉(xiāng)融合發(fā)展推進作用最強，西部次之，但對中部地區(qū)的城鄉(xiāng)融合發(fā)展呈現(xiàn)抑制作用。

為有效推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展，文章提出以下建議：①加強數(shù)字基礎設施建設。數(shù)字基礎設施建設直接決定了數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的廣度和深度，因此，加強數(shù)字基礎設施建設至關重要。在數(shù)字基礎設施建設過程中，要加強頂層設計和統(tǒng)籌規(guī)劃，以推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展、縮小城鄉(xiāng)“數(shù)字鴻溝”為主要目標，以人口密度大、數(shù)字基礎設施配置薄弱的地區(qū)為重點關注對象，結合地區(qū)未來發(fā)展布局，有序安排數(shù)字基礎設施建設。②促進要素自主有序流動。提高要素配置效率是促進城鄉(xiāng)融合發(fā)展的關鍵途徑之一。要完善要素市場化配置體制機制，形成公開透明的市場環(huán)境，促進要素供需精準匹配。增強城市輻射帶動功能，發(fā)揮城市先進技術的示范與引領作用，引導城市信息人才滲透至農(nóng)村、扎根于農(nóng)業(yè)，助力鄉(xiāng)村智能治理，助力農(nóng)業(yè)信息化和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)建設邁上新臺階。優(yōu)化農(nóng)村物流配送系統(tǒng)，解決農(nóng)村最后一公里問題，切實打通城鄉(xiāng)要素流動渠道，促進城鄉(xiāng)要素雙向流動。③推動數(shù)字經(jīng)濟地區(qū)間協(xié)同發(fā)展。數(shù)字經(jīng)濟具有顯著的正向空間溢出效應，因此，在推動數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展過程中，充分發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟驅動區(qū)域城鄉(xiāng)融合協(xié)同發(fā)展的新動能，加強地區(qū)之間政府、市場與社會主體的交流與合作，動態(tài)調整各地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展步伐。此外，完善地區(qū)間數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的區(qū)域合作機制，加強政府宏觀調控的作用，破除數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展過程中新模式、新業(yè)態(tài)的行業(yè)壁壘和地域限制，為各地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的協(xié)同發(fā)展提供保障。④推動數(shù)字經(jīng)濟區(qū)域異質性發(fā)展。數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響存在區(qū)域異質性特征，因此，在發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟過程中要結合各地區(qū)的發(fā)展現(xiàn)狀，因地制宜。對于東部地區(qū)，要繼續(xù)保持絕對優(yōu)勢，持續(xù)提高數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，同時給予中西部地區(qū)必要的人才、技術和資金支持，促進地區(qū)間數(shù)字經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展；對于中部地區(qū)，要弱化城市對鄉(xiāng)村的“虹吸效應”，縮小城鄉(xiāng)之間的數(shù)字鴻溝；對于西部地區(qū)，要加強數(shù)字基礎設施的投資和數(shù)字技術的發(fā)展，同時避免數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的城鄉(xiāng)分化現(xiàn)象，推動城鄉(xiāng)數(shù)字經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展。