互聯(lián)網普及、農村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)融合

王 偉，孔繁利

（內蒙古民族大學 經濟學院，內蒙古 通遼 028000）

0 引言

中國的城鄉(xiāng)分割制度由來已久，傳統(tǒng)的城鄉(xiāng)二元體制已經成為鄉(xiāng)村發(fā)展的桎梏，鄉(xiāng)村長期扮演著“犧牲者”的角色，在城鎮(zhèn)化和工業(yè)化政策的倒逼下鄉(xiāng)村持續(xù)向城市“輸血”，城市偏向政策使得城市的集聚功能不斷增強，資源單向流動帶來的“馬太效應”進一步放大了城鄉(xiāng)之間的差距，城鄉(xiāng)之間的矛盾凸顯。隨著我國工業(yè)化進入中后期階段，經濟實力不斷增強，具備了“城市支持農村，工業(yè)反哺農業(yè)”的條件，二元固化格局松動，城市不再無休止地掠奪鄉(xiāng)村資源。自2002 年黨的十六大報告提出城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展以來，城鄉(xiāng)關系沿著“分割、統(tǒng)籌、一體化”的邏輯主線不斷發(fā)展，直至黨的十九大報告提出“建立健全城鄉(xiāng)融合的體制機制和政策體系”，標志著城鄉(xiāng)關系進入了全面融合的新階段，城鄉(xiāng)關系從分割對立逐步走向融合共生。因此，分析中國城鄉(xiāng)融合發(fā)展的演進規(guī)律，探索城鄉(xiāng)融合發(fā)展的可實現(xiàn)路徑，成為當前實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興與城鄉(xiāng)轉型發(fā)展的重點。

城鄉(xiāng)融合的有關研究主要集中在三個方面：一是有關城鄉(xiāng)融合的內涵、路徑與特征的研究[1,2]；二是對城鄉(xiāng)融合水平的測度，周江燕和白永秀（2014）[3]構建包含空間、經濟、社會和環(huán)境的四維一體化指標，采用兩步全局主成分分析法對城鄉(xiāng)一體化水平展開測度，孫群力和周鏢（2021）[4]采用熵值法測算了城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平，并進一步通過Kernel 密度估計和Dagum 基尼系數(shù)法探討了地區(qū)差異和收斂性問題；三是城鄉(xiāng)融合的影響因素，學者們從財政分權[4]、城鄉(xiāng)要素錯配[5]、土地市場改革[6]、社會保障機制[7]等不同方向展開研究。可以發(fā)現(xiàn)，既有文獻主要關注制度因素對城鄉(xiāng)融合的影響，而忽略了互聯(lián)網等硬件基礎設施的重要作用，基于此，本文在以下方面做了拓展：第一，將硬件因素互聯(lián)網普及和制度因素農村金融發(fā)展同時納入研究框架；第二，將空間因素納入研究結構，采用動態(tài)空間杜賓模型來分析互聯(lián)網和農村金融對城鄉(xiāng)融合的綜合影響；第三，在區(qū)域異質性視角下研判互聯(lián)網普及和農村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)融合的影響；第四，運用面板門檻模型分析互聯(lián)網普及、農村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)融合的非線性影響。

1 理論分析與研究假設

隨著互聯(lián)網基礎設施和互聯(lián)網技術的普及，其對經濟社會發(fā)展的引領支撐作用日益增強，這勢必會影響城鄉(xiāng)間的資源配置，互聯(lián)網對城鄉(xiāng)融合的影響路徑有如下兩條：第一，互聯(lián)網的全覆蓋能夠縮小城鄉(xiāng)之間的信息鴻溝，以往只注重本地區(qū)深耕的農村部門能夠融入更大的市場體系中，實現(xiàn)城鄉(xiāng)間廣泛的交流融合、資源配置效率的提升、發(fā)展成果的共通共享?，F(xiàn)階段“網紅直播、訂單農業(yè)、社區(qū)團購”等新銷售模式的迅猛發(fā)展就是互聯(lián)網改善的結果，以往由于信息閉塞的原因，城鄉(xiāng)之間的資源互換難以實現(xiàn)，通信網絡縮短了生產者和消費者之間匹配的路徑與時間，減少了搜尋成本，擴大了生產要素與最終產品的交易半徑和進入機會，通過開辟多元化的市場空間，降低了資源要素依賴單一市場的脆弱性[8]，能夠促進城鄉(xiāng)間資源的交流、互動與融合。第二，造成城鄉(xiāng)分割的原因不僅有戶籍管理、土地流轉等制度性因素，還有城鄉(xiāng)之間勞動者素質差異、技術水平成熟度不同等技術性因素，這同樣會導致農村勞動力難以有效融入城市的分工體系中，阻礙了城鄉(xiāng)融合發(fā)展?；ヂ?lián)網能夠使得城鄉(xiāng)間的就業(yè)市場更加透明化，促進知識的溢出和傳播，提高農村地區(qū)的人力資本水平，使得城鄉(xiāng)間的勞動力素質不斷被拉平[9]，打破由于制度性因素帶來的城鄉(xiāng)分割。值得注意的是，互聯(lián)網有較強的外部性，會產生兩種不同的影響，在示范效應和擴散效應的作用下，發(fā)達地區(qū)會帶動落后地區(qū)發(fā)展，實現(xiàn)不同區(qū)域城鄉(xiāng)融合水平的整體提高。此外，隨著互聯(lián)網普及率的提高，資本、勞動力和信息的流動速度加快，落后地區(qū)的資金、人才等要素會被發(fā)達地區(qū)吸引，在“馬太效應”和“數(shù)字鴻溝”的影響下，導致落后地區(qū)的鄉(xiāng)村衰落，城鄉(xiāng)發(fā)展出現(xiàn)失衡?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假設1：互聯(lián)網普及促進了城鄉(xiāng)融合發(fā)展且其影響具有空間溢出效應。

農村金融發(fā)展同樣對城鄉(xiāng)融合有重要的影響，這主要有以下幾個原因：第一，農村金融發(fā)展能夠打破“城鄉(xiāng)二元金融結構”，緩解金融排斥和信貸資金不足的問題，破除農民在生產、創(chuàng)業(yè)和消費過程中的流動性約束，進一步催生新產業(yè)和新業(yè)態(tài)，使農村的勞動生產率繼續(xù)提高并增強農村地區(qū)的發(fā)展?jié)摿?，加速城鄉(xiāng)融合發(fā)展；第二，農村金融水平的提高能夠實現(xiàn)農村資本的原始積累，克服金融資源配置時的“精英俘獲”現(xiàn)象[10]，增加農民收入以及改善農村內部的收入分配格局，進而推動勞動要素價格的均等化，縮小城鄉(xiāng)收入差距，最終實現(xiàn)人口、資金、技術在城鄉(xiāng)間的雙向流動；第三，農村金融發(fā)展能夠緩解農業(yè)發(fā)展中的資金短缺問題，促進農業(yè)科技研發(fā)、涉農成果轉化和農技人才積累[11]，而知識和技術具有較強的正外部性，有助于化解農業(yè)生產中的不確定性，打通城鄉(xiāng)經濟循環(huán)堵點，推進周邊地區(qū)城鄉(xiāng)融合發(fā)展，最終實現(xiàn)區(qū)域經濟一體化?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假設2：農村金融發(fā)展水平提高促進了城鄉(xiāng)融合發(fā)展且其影響具有空間溢出效應。

2 研究設計

2.1 變量說明

（1）因變量：城鄉(xiāng)融合水平（conver）。城鄉(xiāng)融合是一個復雜的動態(tài)系統(tǒng)，核心是如何實現(xiàn)要素在城鄉(xiāng)間自由流動與優(yōu)化配置，城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平評價指標體系的設計應該考慮城鄉(xiāng)關系的整體性、互動性、協(xié)調性和漸進性發(fā)展特征，在指標體系設計中要包含多元維度，保證城鄉(xiāng)融合指標的全面性，同時要防止指標過細造成的高度相關，此外，在指標的合理性方面，對既有指標進行類型上的劃分，將指標劃分為對比類、狀態(tài)類和動力類，使不同類型的指標能夠更好地體現(xiàn)城鄉(xiāng)融合。本文參考周江燕和白永秀（2014）[3]的指標體系設計原則，從城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機制的核心出發(fā)，著重研究“人口、經濟、社會、空間、生態(tài)”五個維度的融合，并將5個維度的一級指標擴展到20個二級指標，運用TOPSIS熵權法測算城鄉(xiāng)融合發(fā)展的綜合得分。

（2）核心自變量：互聯(lián)網普及（internet）。隨著互聯(lián)網向農村地區(qū)的滲透和延伸，農村居民能夠通過線上渠道進行交易，勢必對城鄉(xiāng)融合產生重要的影響，所以本文采用互聯(lián)網普及率作為衡量指標。農村金融發(fā)展（agrln），采用人均涉農貸款數(shù)量衡量農村金融發(fā)展水平，該指標越大說明金融資源向農村的流動越多。

表1 城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平綜合評價指標體系

（3）控制變量。通過梳理相關文獻并結合理論分析，本文采取如下控制變量：政府影響（gov），采用財政支出占GDP 的比重來衡量；機械化水平（mash），采用農業(yè)機械總動力/鄉(xiāng)村人口來衡量；產業(yè)結構（structure），采用第三產業(yè)增加值占地區(qū)生產總值的比重來衡量；市場化水平（market），采用非國有工業(yè)企業(yè)數(shù)與工業(yè)企業(yè)總數(shù)之比來衡量。

在數(shù)據(jù)來源上，本文選取2005—2020 年省級面板數(shù)據(jù)，以上數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》以及EPS數(shù)據(jù)平臺，缺失的數(shù)據(jù)采用插值法補齊，鑒于數(shù)據(jù)的質量和可獲得性，研究樣本為我國30 個省份（不含西藏和港澳臺），各個變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

2.2 模型構建

根據(jù)理論分析，互聯(lián)網普及和農村金融發(fā)展不僅對本地區(qū)城鄉(xiāng)融合水平有影響，還具有空間溢出效應，所以本文采用動態(tài)空間杜賓模型進行分析，模型設定為：

其中，conver代表城鄉(xiāng)融合，internet和agrln分別代表互聯(lián)網普及和農村金融發(fā)展，X代表控制變量集合，i、j和t分別代表本地區(qū)、其他地區(qū)和時間，μ和λ分別代表個體固定效應和時間固定效應，ε代表隨機干擾項。

在空間權重的選擇上，本文分別選擇地理相鄰權重和經濟地理空間權重。地理相鄰權重將兩個區(qū)域是否有共同的邊界視為聯(lián)系的基礎，其表達式為：

經濟地理空間權重將地理因素和經濟因素綜合考慮，其表達式為：

其中，Wd為地理相鄰權重矩陣，Y代表實際GDP，t和n分別為時間和地區(qū)數(shù)為考察期內i省份的實際GDP均值，為考察期內實際GDP均值。

3 實證分析

3.1 空間相關性檢驗

在運用空間計量方法分析之前，需要檢驗城鄉(xiāng)融合是否具有空間依賴性，采用Moran，sⅠ，計算公式如下：

其中，n代表省份，xi與xj分別代表區(qū)域i和區(qū)域j的城鄉(xiāng)融合指數(shù)，wij是空間權重。由表3 的結果可知，城鄉(xiāng)融合的莫蘭指數(shù)均為正向且都很顯著，說明城鄉(xiāng)融合存在空間效應，可以使用空間計量模型進行分析。

表3 空間相關性結果

3.2 基準回歸結果

根據(jù)上文理論分析，互聯(lián)網普及、農村金融發(fā)展能夠促進城鄉(xiāng)融合，為了檢驗此結論，采用4種模型進行分析，如表4 所示，模型一是靜態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸（FE），由于省份之間存在異質性，所以采用固定效應模型較為合適，利用Hausman 檢驗得到同樣結論。模型二是動態(tài)系統(tǒng)矩估計（GMM），通過加入解釋變量的滯后項，能夠有效避免內生性問題，AR（2）和Hansen的結果說明模型不存在自回歸和弱工具變量問題，得到的結果具有可靠性。模型三和模型四包含了空間因素，分別是地理相鄰和經濟地理條件下的動態(tài)空間杜賓模型，兩個模型中的ρ系數(shù)為正向且顯著，說明城鄉(xiāng)融合存在空間效應，經濟聯(lián)系越緊密和地理距離越近，從鄰近地區(qū)獲得的溢出效應就越強，城鄉(xiāng)融合表現(xiàn)出顯著的空間集聚特征。由表4 的回歸結果可知，四個模型的互聯(lián)網系數(shù)均為正向且顯著，說明互聯(lián)網普及有利于城鄉(xiāng)融合水平的提高，農村金融發(fā)展的系數(shù)也均為正向且顯著，說明農村金融發(fā)展同樣有利于城鄉(xiāng)融合水平的提高。因此假設1和假設2均得到驗證。

表4 基準回歸結果

在其他各種影響因素中，政府影響的系數(shù)為負向且很顯著，說明政府過大的行政支出和城市偏向型發(fā)展政策不利于農村部門的發(fā)展，阻滯了城鄉(xiāng)融合水平的提高。機械化水平的系數(shù)為負且顯著，體現(xiàn)了資本和技術對勞動力的替代，隨著農業(yè)機械化水平提高，釋放出來的農村勞動力會加速向城市部門流動，在配套公共服務不足和城市工作崗位有限的約束下，會對城市居民的就業(yè)和生活產生較大的沖擊，帶來擁擠問題和犯罪問題，不利于城鄉(xiāng)融合發(fā)展。產業(yè)結構的系數(shù)為正且顯著，主要是因為產業(yè)結構的動態(tài)調整，促進了資源在農業(yè)部門和非農業(yè)部門之間的重新配置，這會提高農業(yè)部門的生產效率，帶動農業(yè)部門的發(fā)展，吸引生產要素的流入，從而降低城鄉(xiāng)之間的差異。市場化水平的提高不利于城鄉(xiāng)融合發(fā)展，現(xiàn)階段的市場化雖然有利于發(fā)揮價格機制的調節(jié)作用，提高要素市場的競爭性和流動性，但在政府政策、教育醫(yī)療資源、基礎設施投資等偏向性因素的影響下，可能使資源和要素向城市部門集聚，帶來城鄉(xiāng)差距的進一步擴大，在未來的發(fā)展中還要不斷地提高市場化水平，使其過渡到高級階段。

3.3 空間效應分解

在表4 模型三和模型四中，W×internet的系數(shù)均為負且顯著，說明互聯(lián)網的發(fā)展不利于周邊地區(qū)的城鄉(xiāng)融合，W×agrln的系數(shù)為正且顯著，說明農村金融發(fā)展促進了周邊地區(qū)的城鄉(xiāng)融合。近期的空間經濟學研究表明，利用空間滯后項代表溢出效應可能出現(xiàn)有偏的估計，采用LeSage 和Pace（2009）[12]的偏微分方法，將總效應分解為直接效應和間接效應（溢出效應）得到的結果更為準確。

由表5 的結果可知，在直接效應方面，兩種空間權重條件下，互聯(lián)網普及的系數(shù)分別為0.2173和0.2091且均在1%的水平上顯著，農村金融發(fā)展的系數(shù)均為0.0005 且均在1%的水平上顯著，說明互聯(lián)網普及和農村金融發(fā)展能夠促進本地區(qū)的城鄉(xiāng)融合，這與上文的分析結論一致。在溢出效應方面，互聯(lián)網系數(shù)分別為-0.1365和-0.0937且均在1%的水平上顯著，說明本地區(qū)互聯(lián)網的發(fā)展不利于周邊省份的城鄉(xiāng)融合，這與現(xiàn)實中的情況較為一致，例如，在京津冀城市群中，北京和天津具有很強的虹吸能力，其城市首位度不斷增加，互聯(lián)網的發(fā)展加速了這種趨勢，導致周邊河北的鄉(xiāng)村資源持續(xù)向北京和天津流動，從而形成了環(huán)京津貧困帶，城鄉(xiāng)發(fā)展出現(xiàn)失衡。農村金融發(fā)展的系數(shù)分別為0.0016 和0.0028 且均在1%的水平上顯著，說明農村金融發(fā)展水平的提高具有正向的空間溢出效應，能夠打破區(qū)域間“以鄰為壑”的現(xiàn)象，推動周邊地區(qū)城鄉(xiāng)融合發(fā)展。

表5 直接效應和間接效應結果分析

4 異質性分析與非線性關系檢驗

4.1 異質性分析

由于地理相鄰權重無法反映省份之間的經濟聯(lián)系，而經濟地理空間權重能夠綜合考慮地理因素和制度性因素，得到的結果更符合現(xiàn)實要求，因此在異質性分析中，主要考察經濟地理空間權重條件下各變量的情況。由表6 的結果可知，首先分析東中部地區(qū)，互聯(lián)網普及和農村金融發(fā)展的直接效應系數(shù)均為正且顯著，在間接效應方面，互聯(lián)網普及存在顯著的負向作用，而農村金融發(fā)展存在顯著的正向作用，這與全國層面的結果一致。西部地區(qū)有兩個特點，第一，互聯(lián)網普及的直接效應系數(shù)不顯著，說明西部地區(qū)的通信基礎設施存量較低，互聯(lián)網對地區(qū)經濟社會活動的滲入和融合不足，很多偏遠地區(qū)的農村人口未能分享互聯(lián)網帶來的紅利，限制了網絡效應的發(fā)揮。第二，農村金融發(fā)展的間接效應不顯著，相較于金融資源豐富的東部地區(qū)，西部地區(qū)面臨著更為嚴重的融資約束，農村金融發(fā)展水平的提高僅能實現(xiàn)省域內城鄉(xiāng)生產要素均衡化配置，未能對省域外的要素流動和融資環(huán)境產生影響，此外，政府對本地市場的保護，又會加強制度性市場分割，限制省域間的城鄉(xiāng)融合發(fā)展。

表6 分區(qū)域回歸結果

4.2 非線性關系檢驗

互聯(lián)網普及和農村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)融合可能產生非線性影響，本文構建多重面板門檻模型[13]，采用bootstrap自助抽樣法進行分析，分別選取互聯(lián)網普及和農村金融發(fā)展為門檻變量，根據(jù)下頁表7 的結果可知，互聯(lián)網普及在雙重門檻下的F值為40.66且在1%的水平上顯著，但在三重門檻下不顯著，農村金融發(fā)展在雙重門檻下的F 值為148.02且在1%的水平上顯著，同樣在三重門檻下不顯著。說明對互聯(lián)網普及和農村金融發(fā)展應采用雙重門檻進行分析。

表7 門檻效應檢驗結果

由下頁表8 的結果可知，隨著互聯(lián)網普及率的提高，其對城鄉(xiāng)融合的影響也在不斷增強，具體而言，當互聯(lián)網普及率低于門檻值0.5663時，影響系數(shù)為0.1899，且在1%的水平上顯著，當互聯(lián)網普及率介于0.5663和0.7536之間時，影響系數(shù)為0.2632，且在1%的水平下顯著，當互聯(lián)網普及率高于0.7536時，影響系數(shù)為0.3165，且在1%的水平上顯著。由此可見，不同區(qū)間內互聯(lián)網普及對城鄉(xiāng)融合的促進作用存在差異。第一，當互聯(lián)網的普及率較低時，能夠使用互聯(lián)網的大多數(shù)是學歷較高的技能型人才，對城鄉(xiāng)要素流動的作用有限，隨著互聯(lián)網普及率的提高，農民、學生等各類人群都會成為網絡經濟中的一員，城鄉(xiāng)間的制度性分割會不斷弱化，最終實現(xiàn)城鄉(xiāng)間的經濟互動、社會交流與空間銜接。第二，互聯(lián)網的發(fā)展能夠打破時空限制，滯留在農村部門的資源會被激活，催生出新的業(yè)態(tài)以及形成新的產業(yè)鏈，加速城鄉(xiāng)間產業(yè)互補與融合。

表8 門檻效應回歸結果

隨著農村金融發(fā)展水平的不斷提高，影響系數(shù)呈現(xiàn)“倒U”型特征，具體而言，當農村金融發(fā)展水平低于門檻值0.0203 時，系數(shù)雖然顯著但數(shù)值僅為0.0009，當農村金融發(fā)展水平介于0.0203 與0.0348 之間時，系數(shù)增加到0.0182，且在1%的水平上顯著，達到最高水平，當農村金融發(fā)展水平高于0.0348后，系數(shù)下降為0.0059，同樣在1%的水平上顯著。究其原因，第一階段，農村金融服務水平不足，對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的作用較??；第二階段，農村金融發(fā)展到一定的水平，說明城市部門的金融機構向農村市場延伸并提供多元化的金融服務，使農村部門的融資門檻和融資成本進一步降低，加速資源流入農村部門；第三階段，隨著農村金融的快速膨脹，項目管理、資金審核等問題隨之出現(xiàn)，可能導致涉農資金壞賬率過高，誘發(fā)金融資源向城市部門回流，所以農村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)融合的作用會有所下降。

5 結論與啟示

從互聯(lián)網普及和農村金融發(fā)展是否促進城鄉(xiāng)融合這一問題出發(fā)，本文構建評價指標體系并利用熵權TOPSIS法測算了城鄉(xiāng)融合發(fā)展水平，通過動態(tài)空間杜賓模型進行實證檢驗。研究結果表明：互聯(lián)網普及和農村金融發(fā)展能夠促進本地區(qū)城鄉(xiāng)融合，且表現(xiàn)出顯著的空間溢出效應。進一步研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網普及、農村金融發(fā)展水平提高對城鄉(xiāng)融合的影響存在區(qū)域異質性，且具有雙重門檻效應，互聯(lián)網普及率超過門檻值后，正向效果不斷增強，而農村金融發(fā)展水平隨著門檻值的增加呈現(xiàn)“倒U”型特征。

基于上文的研究結論，得出如下啟示：（1）加大互聯(lián)網基礎設施的投資力度，進一步促進5G 等通信技術的開發(fā)和互聯(lián)網的普及，發(fā)揮互聯(lián)網的要素配置優(yōu)勢。（2）推動農村普惠金融發(fā)展，支持金融機構擴大服務半徑，開展多元化的支農惠農金融服務，引導金融資源向“三農”領域傾斜，提高農村地區(qū)的吸引力。（3）注重互聯(lián)網和農村金融的協(xié)調發(fā)展，要有整體的布局和規(guī)劃，注重各個地區(qū)的差異性，防止以鄰為壑的現(xiàn)象發(fā)生。（4）協(xié)同推進城鄉(xiāng)要素市場改革、戶籍制度改革和投資領域改革，促進基礎設施和公共服務向農村延伸，為城鄉(xiāng)融合創(chuàng)造良好的制度環(huán)境。