互联网普及对甘肃省城乡收入差距的影响
——基于信息不对称视角
孔 星1，2，吕剑平1，2
（1.甘肃农业大学 财经学院，甘肃 兰州 730070；2.甘肃省区域农业与产业组织研究中心，甘肃 兰州 730070）
【摘 要】 甘肃作为西部欠发达省份，城乡发展不平衡、农村发展不充分成为制约其经济发展的主要问题，而互联网技术的普及对城乡收入差距产生了重要影响。基于信息不对称视角，从理论上分析了互联网普及对城乡收入差距的影响，并采用甘肃省2000—2017年的相关数据进行了实证检验。结果表明：互联网普及与甘肃省城乡收入差距之间存在“倒U 型”曲线关系，并且已进入互联网普及促进城乡收入差距缩小的阶段。此外，经济发展水平提高和产业结构优化对甘肃省城乡收入差距缩小有着显著的促进作用。因此，从加快农村信息化建设、推进城乡基本公共服务均等化、注重区域经济发展的质量和协调性、优化产业结构四个方面给出了政策启示。
【关键词】 互联网普及；城乡收入差距；信息不对称；实证检验；甘肃
一、引言
党的十九大首次指出：“我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分发展之间的矛盾”[1]，这一重大论断表明，区域发展不平衡已成为我国经济社会发展面临的主要问题。甘肃作为西部欠发达省份，城乡发展失衡成为长期制约其经济发展的主要因素，甘肃省统计局统计数据显示，2017年甘肃省农村居民人均可支配收入为8 076 元，而同期甘肃省城镇居民人均可支配收入达27 763 元，城镇居民收入是农村居民收入的3.44 倍，城乡收入存在较大差距。城乡收入差距与二元经济社会结构存在紧密联系[2]，在二元经济社会结构背景下，城乡居民信息获取存在不对称性[3]，而信息不对称是造成收入差距的重要原因[4]。互联网作为低成本、高效率的现代信息传递手段，在解决信息不对称方面发挥着重要作用。因此，关注互联网普及对城乡收入差距的影响，对破解城乡数字鸿沟、实现城乡融合发展有重要意义。
学者们对城乡收入差距及其影响因素的研究可谓汗牛充栋。已有研究分别从体制机制[5]、公共政策[6]、资源配置[7]、产业结构及城镇化[8]等视角探析了产生城乡收入差距的原因。Acemoglu 等[4]认为信息不对称也是造成收入差距的重要因素，Bauer[9]认为，互联网技术通过改变信息不对称，对城乡收入差距产生了重要影响。中国自20 世纪90年代引入互联网以来，信息化程度得到迅速提升[10]，学者们开始关注互联网普及对收入差距的影响。一方面，部分学者认为互联网在破解城乡数字鸿沟、缩小城乡收入差距方面有积极作用[11]。互联网普及可以为农村居民传递就业信息，增加农村居民收入[12]，特别是近年来互联网+农业、农村电商等的发展，丰富了农民增收渠道，显著缩小了城乡收入差距[10]。另一些学者则认为，互联网使用会拉大区域收入差距，从互联网技术中受益的大多集中在经济发达的东部沿海地区[13]，城乡因互联网普及率的不同，对收入增长的影响也存在显著差异[3]。
从已有研究来看，首先，学者们从体制机制、公共政策、经济发展水平、产业结构及城镇化等角度研究城乡收入差距的较多，而从信息不对称视角研究城乡收入差距的较少。其次，互联网普及对城乡收入差距的影响，学者们尚未形成统一的观点，仍需进一步讨论。最后，从研究区域来看，已有研究大多关注东部经济发达地区，而对甘肃等西部欠发达省份的研究较少。因此，本文对互联网普及与城乡收入差距之间关系的验证，能丰富关于城乡收入差距的研究，对缩小甘肃等西部欠发达省份的城乡收入差距有重要政策启示。
虽然新的会计准则中大量使用了公允价值，目前对公允价值属性的研究已经有了一些理论上的研究成果，但是截至目前还没有一套完整的公允价值理论框架和科学依据，很多公允价值的运用都缺乏有效的理论指导，尚未实现一套比较规范、标准、合理的方法体系，对公允价值的研究还有待深入，其中最突出的表现就是估价技术上的不成熟。很多领域还很难克服人为因素影响，这些问题都需要进一步探讨。
二、理论分析
新古典经济理论的重要假设之一，就是市场信息是对称的，各市场主体掌握的信息是充分而确定的。Arrow、Spence、Grossman 和Stigliz 等经济学家对这一假定提出批判，并提出了信息不对称理论。该理论认为，由于市场的复杂性和决策主体理性的有限性，现实中人们所获得的信息是不均匀、不充分、不完全和不确定的。掌握信息充分的人员，往往处于有利地位；而掌握信息贫乏的人员，则处于不利地位[14]。在互联网技术扩散的早期阶段，城镇居民利用地理位置、经济条件、硬件设施及受教育程度等方面的优势，最先享受互联网技术带来的信息优势，城乡信息不对称导致城镇居民与农村居民收入差距逐步扩大。随着互联网技术的进一步扩散，特别是移动互联网技术的发展，使得农村居民逐步利用互联网技术进行信息的传递和加工处理，城乡信息不对称程度逐渐缩小。互联网知识作为公共物品的“外溢性”和“干中学”效应，使得农村居民在利用互联网增加收入上逐步拥有了后发优势，城乡收入差距进一步缩小。因此，互联网普及对城乡收入差距的影响，经历了一个先扩大后缩小的“倒U 型”变化过程。
三、实证设计
（一）甘肃省互联网普及与城乡收入差距关系的统计描述
1.甘肃省城乡收入差距的统计描述
（1）城乡居民收入比值分析：借鉴陈斌开和林毅夫（2013）[15]的方法，用城镇居民收入与农村居民收入之比来衡量城乡收入差距，城乡居民收入比值的计算公式为：
其中，UARGN 即为城乡居民收入比值，Iu为城镇居民人均可支配收入，Ir为农村居民人均可支配收入。城乡居民收入比值的高低能直接反映城乡收入差距的大小。如图1 所示，2000—2017年城乡居民收入比值的变化趋势为：以2008年的峰值4.16 为界，呈现出先上升后下降的变化过程，表明同期甘肃省城乡收入差距呈现“倒U 型”的发展趋势。
此外，日常课程中采用网络教学平台收集过程性数据，包括平时测试分数、资料查阅情况以及教师发布内容完成情况等；在课堂中教师记录学生上课表现，工作台整理情况等，共占课程评价的30%。新的评价机制降低了最终考试成绩在总体成绩中所占的比例,更多的是综合考查学生的综合能力和专业应用能力，也调动了学生的学习热情，增强课程培养学生学习能力的作用。
图1 2000—2017年甘肃省城乡居民收入比值变动情况
数据来源：国家统计局统计数据库。
（2）泰尔指数分析：作为比较，也利用泰尔指数衡量城乡收入差距。借鉴王晓鸿和马旭东（2019）[16]的方法，泰尔指数的计算公式为：
本文采用甘肃省2000—2017年的时间序列数据。其中甘肃省生产总值、第三产业增加值、城乡人口数、城乡居民人均可支配收入来自2001—2018年的《中国统计年鉴》、《甘肃发展年鉴》和《甘肃农村年鉴》，甘肃省互联网使用人数来自国家统计局统计数据库、知网中国经济与社会发展统计数据库和中国互联网络信息中心（CNNIC）。
其中，Theilt即为泰尔指数。Yt、Y1t和Y2t分别表示t 时期的总收入、城镇居民总收入和农村居民总收入，Pt、P1t和P2t分别表示t 时期的总人口数、城镇总人口数和农村总人口数。泰尔指数的取值范围为0 到正无穷，泰尔指数越趋近于0，表明城乡收入差距越小；反之，泰尔指数越远离0，则城乡收入差距越大。如图2 所示，2000—2017年甘肃省城乡收入的泰尔指数在2007年达到峰值，呈现出先上升后下降的发展态势，表明2000—2017年甘肃省城乡收入差距经历了一个先扩大后缩小的变化过程。
其中，i 为观测次数，ε 为随机干扰项。
图2 2000—2017年甘肃省城乡收入的泰尔指数
数据来源：国家统计局统计数据库。
2.甘肃省互联网普及状况的统计描述
互联网普及状况通常用互联网普及率来衡量，其计算公式为：
如图4 所示，2000—2017年甘肃省互联网普及率与城乡居民收入之间存在正向关系。由图5可见，2000—2017年甘肃省互联网普及率与城乡收入差距之间的关系表现为：随着互联网普及率的提高，城乡居民收入比和泰尔指数均呈现出先扩大后缩小的变化趋势，表明互联网普及率与城乡收入差距之间存在“倒U 型”关系。但是，这种关系仅仅是描述性的，二者之间这一特殊的关系究竟是偶然的，还是真实存在的，需要进一步通过实证验证。
图3 2000—2017年甘肃省互联网使用人数与互联网普及率
数据来源：中国互联网络信息中心（CNNIC）。
3.甘肃省互联网普及与城乡收入差距关系的统计描述
其中，INT 为互联网普及率，Pn表示互联网使用人数，Pt表示总人口数。如图3 所示，2000—2017年甘肃省互联网使用人数由9.2 万人增加至1 294 万人，同期甘肃省互联网普及率由0.36%上升至49.28%，互联网使用人数与互联网普及率均实现快速增长，甘肃省信息化程度显著提升。但是，甘肃省城乡互联网发展仍存在较大差异。以2017年细分数据为例，全省城镇互联网普及率为65.93%，而农村互联网普及率仅为34.07%。从互联网硬件设施来看，全省互联网宽带接入576.4万户，其中城镇互联网宽带接入380 万户，农村互联网宽带仅接入196.4 万户。全省城镇居民家庭平均每百户计算机与移动手机拥有量分别为70.8台和240.1 部，而农村居民家庭平均每百户计算机与移动手机拥有量分别只有16.8 台和190 部。
图4 2000—2017年甘肃省互联网普及率与城乡居民收入的拟合关系
数据来源：国家统计局统计数据库和中国互联网络信息中心（CNNIC）。
（二）变量选择
从表2 中Johansen 协整检验结果可知，在5%的显著性水平下，明显拒绝不存在协整关系的假定，但无法拒绝至多存在一个、至多存在两个及至多存在三个协整关系的假定，表明这些变量间存在长期的均衡关系。
图5 2000—2017年甘肃省互联网普及率与城乡收入差距的拟合关系
数据来源：国家统计局统计数据库和中国互联网络信息中心（CNNIC）。
（三）模型构建
为了验证甘肃省互联网普及率与城乡收入差距之间是否存在“倒U 型”曲线关系，需扩展Cobb-Douglas 生产函数，将该函数变形为：
协整检验是为了考察变量之间是否存在长期的均衡关系。由于所有序列都是二阶单整，因此需构建VAR 模型，利用AIC 和LR 准则得到VAR模型的滞后期数为2。协整检验的方法有单一方程的EG 两步法、频域非参数谱回归法和基于回归系数完全信息的Johansen 检验法。由于样本容量较小，本文采用Johansen 检验法来进行协整检验，检验结果如表2 所示。
研究组患者护理满意度为100%,显著高于对照组的83.33%,两组比较具有统计学差异(P<0.05)。如下表2所示。
式子（5）中C 为常数，因此该式可进一步变形为：
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（四）数据来源
多发性骨髓瘤患者的临床特征为骨髓内浆细胞发生恶性增生，分泌单克隆轻链或免疫球蛋白，且伴有正常免疫球蛋白降低和骨质疏松或(和)广泛溶骨病变[5-6]。由于多发性骨髓瘤的临床表现极具多样化，在早期极易发生误诊。因而临床上对于出现不能解释的骨质疏松、腰背疼痛，反复感染以及肾功能损害的老年贫血患者，应给予高度的重视。骨髓细胞形态学检查是临床诊断多发性骨髓瘤的重要参考依据，通过进行骨髓穿刺涂片，对患者的骨髓细胞形态学改变情况进行观察，可以有效鉴别以及诊断多发性骨髓瘤。由于骨髓细胞形态学检查获取骨髓液较为容易，细胞形态比较清楚，涂片操作简单，临床使用较为广泛[7-9]。
四、实证检验与结果
（一）平稳性检验
本文涉及的变量均属于时间序列数据，为了避免时间序列变量的非平稳性造成“伪回归”结果，必须对相关数据做平稳性检验。因此，本文采用Augmented Dickey-Fuller 检验（简称ADF 检验）来检测相关数据的平稳性。检测结果如表1 所示。
(5)以A线为中心线，对umnyxv线镜像，再以O为基点，对umnyxv线及其镜像线进行阵列，最后按设计尺寸标注得电枢冲片工程图7。图8是按上述传统作圆求交点法所制梯形槽电枢冲片实物图。
表1 变量的平稳性检验结果
从表1 中ADF 检验结果可以看出，在5%的显著性水平下，城乡居民收入比、生产总值、产业结构、互联网普及率的原始水平序列和一阶差分序列均存在单位根，是非平稳序列。所有序列在经过二阶差分后，ADF 统计值均小于临界值，不存在单位根，表明所有序列满足二阶单整。
亲朋邻里都静静地看着这一幕。已然有女人捂嘴啜泣。老巴看着阿里走出了悼念厅，突然放声大哭，说：“老婆，你醒醒呀，阿里再找你，我们怎么办？”
（二）协整检验
对（4）式两边取自然对数可得：
表2 Johansen 协整检验结果
本文的被解释变量为城乡收入差距，衡量城乡收入差距的指标有城乡居民收入比值、泰尔指数和基尼系数等。城乡居民收入比值的高低能直接反映城乡收入差距的大小[15]，因此，文章采用城乡居民收入比值来衡量城乡收入差距，记为UARGN。解释变量选择互联网普及率、经济发展水平和产业结构。互联网普及率用INT 表示；Kuznets（1962）[17]认为，经济发展水平与收入差距之间存在“倒U 型”曲线关系，即随着经济发展水平的提高，收入分配差距会经历一个先扩大后缩小的变化过程。经济发展水平一般用国内或地区生产总值来衡量，记为GDP；熊素宜和周婷（2018）[18]认为产业结构升级能显著缩小城乡收入差距，特别是第三产业的发展，在吸纳劳动力就业及缩小城乡收入差距方面发挥着重要作用，因此本文选择第三产业增加值占生产总值的比重来衡量产业结构，记为IS。
（三）格兰杰因果检验
通过平稳性及协整检验可以发现，城乡居民收入比、生产总值、产业结构、互联网普及率之间存在长期稳定的均衡关系，但是无法确定这些变量之间是否存在因果关系，因此需要对这些变量进行格兰杰因果检验。检验结果如表3 所示。
表3 格兰杰因果检验
从表3 格兰杰因果检验结果可见，在5%的显著性水平下，生产总值是城乡收入差距的格兰杰成因，但城乡收入差距却不是生产总值的格兰杰成因；产业结构不是城乡收入差距的格兰杰成因，城乡收入差距也不是产业结构的格兰杰成因；互联网普及率是城乡收入差距的格兰杰成因，但城乡收入差距却不是互联网普及率的格兰杰成因。也就是说，经济发展水平和互联网普及率是甘肃省城乡收入差距变化的主要原因。但是，统计意义上的格兰杰因果关系并不等于实际因果关系，因此，产业结构与城乡收入差距之间的关系还需借助回归分析做进一步研究。
（四）实证结果
为了验证甘肃省互联网普及率与城乡收入差距之间是否存在“倒U 型”曲线关系，需引入互联网普及率的平方项，但引入平方项并两边取自然对数后，自变量之间存在严重的多重共线性。针对这一问题，此处的做法是剔除变量互联网普及率，而保留其平方项。将模型（7）修正如下：
根据前文理论分析可知，自变量互联网普及率对因变量的边际效应是可变的，因此引入平方项，由于
的取值取决于INTi，符合普通最小二乘法（OLS）线性模型的假定，因此可以利用OLS 法对模型（8）进行参数估计，估计结果如表4所示。
表4 回归结果
由表4 的回归结果可知，R2=0.644486，模型对样本的拟合较好。在α=5%的显著性水平下，针对原假设H0：βj=0（j=1，2，3，4）。从F 检验来看，F=8.459854＞Fα（3，15）=5.20，应拒绝原假设H0，表明回归方程显著；从t 检验来看，
对应的t 统计量分别为4.248 604、-2.508 756、-2.554 876、-2.617 717，其绝对值均大于
（15）=2.131，这说明Ln（GDP）、Ln（IS）、Ln（INT2）三个自变量对Ln（UARGN）有显著影响。根据表4 回归结果，模型估计的结果可写为：
都洋人卖的冰淇淋令我记忆深刻。都洋人很会做生意，在庐山名气很大，他们家有冰窖。当年做冰淇淋全是手工操作，他们在装冰块的大木桶里安装一个带漏孔的铁球，将牛奶和糖放进铁球，用手柄摇动铁球，牛奶与糖融合着从铁球漏孔中出来，与木桶里磨碎的冰碴混合，就是好吃的冰淇淋。为了降低温度，木桶里的冰块加了盐。
为了保证模型估计的正确性，本文分别利用White 检验和LM 检验来判断模型是否存在异方差和自相关，检验结果如表5 和表6 所示。White检验首先要构造方差σ2 与解释变量之间的辅助回归函数，得到模型（9）的辅助回归共有9 个解释变量，所以自由度为9，由表5 中White 检验结果可知，在5%的显著性水平下，
，表明模型不存在异方差；由表6 中LM 检验结果可知，LM=TR2=7.696455，其对应p 值为0.051 3，在5%的显著性水平下并不存在自相关。
表5 White检验结果
表6 LM 检验结果
五、结论与政策启示
（一）结论
本文在理论分析的基础之上，提出互联网普及率与城乡收入差距之间存在“倒U 型”关系的假定，并选用甘肃省2000—2017年的相关数据，对互联网普及率与城乡收入差距之间这种特殊的关系进行了实证检验。结果发现，经济发展水平、产业结构及互联网普及率与城乡收入差距之间存在长期稳定的关系。具体表现为：甘肃省经济发展水平和产业结构与城乡收入差距之间存在明显的负相关关系，随着经济发展水平的提高和产业结构的优化，甘肃省城乡收入差距会进一步缩小；互联网普及率与甘肃省城乡收入差距之间存在“倒U 型”曲线关系，并且已进入互联网普及促进城乡收入差距缩小的阶段。
（3）精益服务量表为旅游服务企业了解顾客反馈、确定自身的精益服务水平提供了可操作的测量工具。现行的旅游服务企业顾客反馈主要通过开放式的顾客点评和简单的“是否满意”类问卷调查进行，缺乏能够支持深入分析的结构化的测量工具。精益服务量表不仅可以用来测量顾客对旅游服务企业所提供的服务价值的感知水平，还可以对旅游服务企业的精益服务水平和服务供给系统各要素的情况进行辅助分析，如作为结果变量探索或验证精益服务各要素之间的关系、探索旅游服务企业精益服务水平与顾客满意和顾客忠诚的关系等。
（二）政策启示
根据理论分析和实证结果，针对甘肃省城乡收入差距仍然较大的现实困境，本文提出以下政策启示。
1.加快农村信息化建设，逐步改善城乡信息不对称现象。针对农村地区信息化进程滞后，互联网技术服务体系不健全等问题，应借助“一带一路”建设红利和“乡村振兴战略”发展机遇，利用财政扶持、城镇化建设、对外开放、农村电商及“互联网+农业”等多种举措，完善农村地区互联网宽带网络和第四代移动通信网络的全覆盖，加快推进农村信息化进程，建设一条覆盖面广、成本低廉、方便快捷和功能齐全的互联网技术利用通道，逐步改善城乡信息不对称现象。
2.推进城乡基本公共服务均等化，从源头上治理城乡数字鸿沟。城乡互联网普及率的差异及信息不对称现象，归根到底是城乡经济发展水平、人口素质、基础设施、公共服务等方面发展“二元化”造成的数字鸿沟。因此，必须从源头上消减城乡数字鸿沟。为此，首先要完善再分配机制，加大对农村居民的转移支付力度；其次，重视城乡基础设施建设、教育资源配置、公共服务供给的均等化，逐步建立健全全民覆盖、普惠共享、城乡一体的基本公共服务体系，推进城乡基本公共服务均等化。
3.注重区域经济发展的质量和协调性，进一步优化产业结构。从实证结果的分析中可见，现阶段经济发展水平的提高和产业结构的优化对甘肃省城乡收入差距缩小起到了积极的促进作用。因此，针对城乡发展不平衡、农村发展不充分的矛盾，要更加注重区域经济发展的质量和协调性。一方面，要以农业转型升级和农村产业融合为契机，增强农村内部发展动力；另一方面，构建“以工带农”和“以城促乡”的新型城乡关系，加快城乡融合发展，为农村发展营造良好的外部环境。此外，要进一步优化区域产业结构，推动产业结构向高级化、服务化方向发展，在实现产业增值的同时扩大就业规模、提升就业质量。同时，要因地制宜，充分发掘地方特色，对优势农产品进行深加工，打造农业产供销加一体化产业链，充分吸纳农村剩余劳动力就业。
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【中图分类号】 F126.2
【文献标识码】 A
【文章编号】 1004-2768（2019）08-0091-07
【收稿日期】 2019-05-31
【基金项目】 甘肃农业大学青年研究生指导教师扶持基金项目（GAU-QNDS-201707）
【作者简介】 孔星（1993-），男，甘肃陇南人，甘肃农业大学财经学院、甘肃省区域农业与产业组织研究中心硕士研究生，研究方向：农村与区域发展；吕剑平（1972-），男，甘肃天水人，甘肃农业大学财经学院、甘肃省区域农业与产业组织研究中心副教授，研究方向：区域经济、农业与农村经济发展。吕剑平为通讯作者。
（责任编辑：张友谊 校对：谭锦）
标签：互联网普及论文; 城乡收入差距论文; 信息不对称论文; 实证检验论文; 甘肃论文; 甘肃农业大学财经学院论文; 甘肃省区域农业与产业组织研究中心论文;