邢懷振，蘇 群

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，南京 210095）

0 引言

數(shù)字經(jīng)濟已成為我國經(jīng)濟發(fā)展的重要驅(qū)動力。而城鄉(xiāng)居民收入差距作為世界各國工業(yè)化過程中普遍存在的現(xiàn)象[1]，是經(jīng)濟發(fā)展進程中不可避免的問題。我國城鄉(xiāng)居民收入比從2000 年的2.74 上升到2007 年的3.14，而后逐年下降，盡管在2020 年已降至2.56，但一直處于高位波動。鑒于此，深入剖析二者之間的影響關(guān)系顯得尤為重要。數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展為農(nóng)村地區(qū)居民帶來的收入增長要大于城鎮(zhèn)居民，中等收入群體成為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展紅利的最大受益者[2]。數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展可以有效地提高勞動力的非就業(yè)水平，從而使其工資性收入得以增加，實現(xiàn)收入差距的縮小[3]。然而，有學(xué)者卻持有相反意見，認為數(shù)字經(jīng)濟雖然有利于農(nóng)民增收，但會進一步擴大收入差距[4]。近期研究對于數(shù)字經(jīng)濟與城鄉(xiāng)收入差距之間的影響關(guān)系提出新的觀點，認為二者之間并非簡單的線性關(guān)系：（1）“U”型關(guān)系。由于數(shù)字經(jīng)濟在發(fā)展前期存在著普惠性，數(shù)字技術(shù)應(yīng)用門檻不高，因此城鄉(xiāng)居民都可以較好地享受數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展帶來的數(shù)字紅利。但數(shù)字經(jīng)濟的飛速發(fā)展會拉大“二級數(shù)字鴻溝”，繼而擴大城鄉(xiāng)收入差距[5]。（2）“倒U”型關(guān)系。數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展前期，“一級數(shù)字鴻溝”的存在成為阻礙城鄉(xiāng)收入差距縮小的重要因素。但在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展后期，農(nóng)村地區(qū)可以充分發(fā)揮其自身的后發(fā)優(yōu)勢，進而有助于農(nóng)村居民收入水平的提高，縮小城鄉(xiāng)收入差距[6]。

綜上所述，雖然在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響方面的研究成果日益豐富，但現(xiàn)有研究對二者之間的影響關(guān)系卻未形成統(tǒng)一的共識。本文分別從收入水平和收入結(jié)構(gòu)雙重視角對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距之間的影響關(guān)系進行了探討，并考察了其區(qū)域異質(zhì)性；通過構(gòu)建以城鎮(zhèn)化、受教育水平作為門檻變量的門檻效應(yīng)模型，實證檢驗了二者在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距影響中的門檻效應(yīng)。

1 研究假設(shè)

隨著我國數(shù)字技術(shù)的發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)等新型通信技術(shù)的普及與發(fā)展在加快信息傳播的同時，降低了農(nóng)民在獲取信息時所產(chǎn)生的相關(guān)費用，也降低了獲取與農(nóng)業(yè)及農(nóng)業(yè)有關(guān)技術(shù)的成本[7]。農(nóng)民可以通過互聯(lián)網(wǎng)來獲得知識，從而提升他們的生產(chǎn)效率。同時，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展也會影響整個社會的整體就業(yè)狀況和就業(yè)結(jié)構(gòu)，進而促進非農(nóng)就業(yè)[8]。非農(nóng)就業(yè)水平的提高進一步拉動了農(nóng)村居民收入的增長，農(nóng)民對于非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的意愿也相應(yīng)提高[9]。

然而，隨著我國數(shù)字經(jīng)濟的迅猛發(fā)展，農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展面臨新的挑戰(zhàn)，城鄉(xiāng)間的“數(shù)字鴻溝”已成為影響城鄉(xiāng)收入差距的重要因素[10]。由于我國城市和農(nóng)村要素稟賦存在巨大差異，使得“數(shù)字紅利”更加傾向于城市地區(qū)。截至2022年全國城市網(wǎng)絡(luò)覆蓋率已達到82.9%，而農(nóng)村地區(qū)的網(wǎng)絡(luò)覆蓋率還不到60%。雖然我國信息化建設(shè)速度不斷加快，但兩者之間存在較大差距，城鄉(xiāng)之間的“一級數(shù)字鴻溝”依然存在。同時，由于農(nóng)村居民文化程度較低，在使用網(wǎng)絡(luò)、智能設(shè)備等信息工具方面還不夠熟練，與城鎮(zhèn)居民相比，其數(shù)字素養(yǎng)有很大的差距[11]，因此，“二級數(shù)字鴻溝”的存在同樣制約著城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

但是，隨著城鄉(xiāng)之間數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，農(nóng)民的數(shù)字化素養(yǎng)相應(yīng)提高，農(nóng)民也能從數(shù)字經(jīng)濟中獲得“數(shù)字紅利”，有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和農(nóng)民收入水平，從而對城鄉(xiāng)收入差距的縮小產(chǎn)生積極影響。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)1：數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生先擴大后縮小的“倒U”型影響。

數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施的完善需要城鎮(zhèn)化來提供必要的硬件支持[12]。然而，在城鎮(zhèn)化水平較低的地區(qū)，城鎮(zhèn)化的“虹吸作用”較弱，無法為農(nóng)村剩余勞動力提供充足的就業(yè)崗位，同時，由于當(dāng)?shù)財?shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不夠完善，難以為農(nóng)村地區(qū)居民提供信息支持，進而使得“一級數(shù)字鴻溝”持續(xù)擴大；而在城鎮(zhèn)化水平較高的地區(qū)，城鎮(zhèn)化的推進在一定程度上有助于當(dāng)?shù)卣斦杖氲奶岣撸沟谜梢约哟髮r(nóng)村數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施的投資力度[13]，農(nóng)村居民能夠更好地享受到“數(shù)字紅利”，提高收入水平，進而縮小城鄉(xiāng)收入差距。在我國的就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過程中，想要適應(yīng)新的就業(yè)需要就必須具有一定的專業(yè)技術(shù)和文化水平[14]。另外，提高居民受教育程度可以更好地跨越“數(shù)字鴻溝”，在增加收入的同時縮小收入差距。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)2：城鎮(zhèn)化、受教育程度在數(shù)字經(jīng)濟對城鄉(xiāng)收入差距的影響中存在門檻效應(yīng)。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

本文構(gòu)建如下回歸模型：

其中，Gap為被解釋變量，代表城鄉(xiāng)收入差距；De為解釋變量，代表數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平；De2為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的平方項；X為一系列控制變量；i為地區(qū)，t為年份，α0、α1、α2、βi為待估系數(shù)，εit為隨機誤差項。

2.2 變量選取及數(shù)據(jù)說明

2.2.1 解釋變量

數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平（De）。對于數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的衡量，不同學(xué)者所采用的方法也不盡相同。本文在考慮數(shù)據(jù)可得性的基礎(chǔ)上，借鑒文獻[16]，通過構(gòu)建數(shù)字經(jīng)濟綜合指數(shù)指標體系對2013—2020年各省份的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平進行測算。

2.2.2 被解釋變量

在收入水平視角下，城鄉(xiāng)收入差距（Gap）作為被解釋變量，采用城鄉(xiāng)居民收入比表示；在收入結(jié)構(gòu)視角下，被解釋變量分別為城鄉(xiāng)工資性收入差距（Gap1）、城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距（Gap2）、城鄉(xiāng)財產(chǎn)性收入差距（Gap3）以及城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移性收入差距（Gap4），并依次采用城鄉(xiāng)居民工資性收入比、城鄉(xiāng)居民經(jīng)營性收入比、城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入比與城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入比表示。

2.2.3 門檻變量

城鎮(zhèn)化（Ur）。城鎮(zhèn)化的發(fā)展加快了農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)地區(qū)的轉(zhuǎn)移就業(yè)進程，而數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展又會通過影響就業(yè)結(jié)構(gòu)而作用于流動勞動力的就業(yè)，進而會對城鄉(xiāng)收入差距帶來影響[17]，因此，本文選取各省份年末城鎮(zhèn)常住人口數(shù)與年末城鄉(xiāng)人口總數(shù)之比來進行衡量。

受教育程度（Edu）。居民受教育程度的提高，有助于人力資本水平的提升，進而推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)水平，提高收入水平并跨越“二級數(shù)字鴻溝”[18]。本文采用各省份每十萬人中高等學(xué)校學(xué)生人數(shù)的比重進行衡量。

2.2.4 控制變量

經(jīng)濟發(fā)展水平（lnGDP），采用各省份國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)來衡量，同時引入經(jīng)濟發(fā)展水平的平方項（lnGDP2）作為控制變量；對外開放程度（Open），采用各省份對外進出口總額占GDP的比重來表示；科技投入水平（Ti），采用各省份科技投入支出與一般公共服務(wù)支出之比來衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（Is），采用各省份第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比來衡量；政府支出（Gov），采用政府一般公共預(yù)算支出占各省份國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來衡量。

本文利用2013—2020 年我國30 個省份（不含西藏和港澳臺）的數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫以及各省份統(tǒng)計年鑒。各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 各變量描述性統(tǒng)計

3 實證分析

3.1 基于收入水平視角分析

3.1.1 全國層面實證結(jié)果

本文基于收入水平視角對全國樣本采用雙固定效應(yīng)模型進行回歸分析。如下頁表2所示，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距均呈現(xiàn)顯著的正向影響。

表2 全國樣本實證結(jié)果

在模型（4）中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平及其平方項系數(shù)均通過顯著性檢驗，系數(shù)分別為0.8686和-0.4883，這表明二者之間存在先擴大后縮小的“倒U”型關(guān)系，驗證了假設(shè)1。而經(jīng)濟發(fā)展水平與其平方項、對外開放的系數(shù)為負但不顯著。城鎮(zhèn)化發(fā)展水平、受教育程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及政府支出的影響系數(shù)均為負且在1%的水平上顯著，表明城鎮(zhèn)化發(fā)展水平、受教育程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及政府支出均會對縮小城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生積極影響。

3.1.2 區(qū)域異質(zhì)性分析

將全國樣本分地區(qū)進行回歸，以考察數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距影響的區(qū)域異質(zhì)性，結(jié)果如表3所示。

表3 分地區(qū)樣本層面實證結(jié)果

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

由表3 中模型（2）、模型（4）以及模型（6）可知，“倒U”型的影響關(guān)系在東部和中部地區(qū)不顯著，而在西部地區(qū)卻表現(xiàn)為正向的線性影響而非“倒U”型。具體來看，在東部地區(qū)，模型（1）中數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的影響系數(shù)在5%的水平上顯著為正。但是在加入數(shù)字經(jīng)濟的平方項后，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平及其平方項系數(shù)均不顯著。然而，模型（3）和模型（4）顯示，無論是否引入數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的平方項，在對中部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的影響系數(shù)均未表現(xiàn)出顯著性。在模型（5）和模型（6）中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平影響系數(shù)均通過顯著性檢驗，其平方項系數(shù)卻未通過顯著性檢驗，這意味著數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的提高會擴大西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。

3.1.3 穩(wěn)健性檢驗

本文采用三種方法來檢驗上文實證結(jié)果是否穩(wěn)?。海?）替換被解釋變量。用泰爾指數(shù)來替換城鄉(xiāng)居民可支配收入之比來衡定城鄉(xiāng)收入差距。（2）縮尾處理。對城鄉(xiāng)收入差距進行1%的縮尾處理，以避免其存在較大波動而引起估計偏差。（3）為避免內(nèi)生性問題，在模型中引入城鄉(xiāng)收入差距的一階滯后項，進而采用SYS-GMM 方法進行回歸，結(jié)果均通過穩(wěn)健性檢驗，證實了結(jié)論的可靠性。

3.2 基于收入結(jié)構(gòu)視角分析

3.2.1 全國層面實證結(jié)果

如下頁表5 所示，在模型（1）和模型（2）中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平及其平方項系數(shù)均通過顯著性檢驗，并且在模型（2）中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平影響系數(shù)顯著為正，其平方項影響系數(shù)顯著為負，這表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)工資性收入差距的影響為先擴大后縮小的“倒U”型。由模型（3）可知，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平系數(shù)通過了顯著性檢驗，而在模型（4）中加入數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平及其平方項后，其系數(shù)均不顯著。由模型（5）可知，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平影響系數(shù)通過5%水平的顯著性檢驗，但是在模型（6）中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平及其平方項系數(shù)均未能通過顯著性檢驗。在模型（7）和模型（8）中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平及其平方項均未對城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移性收入差距帶來顯著影響。

表5 全國樣本層面實證結(jié)果

3.2.2 區(qū)域異質(zhì)性

為了考察收入結(jié)構(gòu)視角下的區(qū)域異質(zhì)性，接下來分別從東部地區(qū)、中部地區(qū)及西部地區(qū)采用雙固定效應(yīng)模型進行實證分析，結(jié)果表明：（1）對于部地區(qū)而言，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平及其平方項系數(shù)均通過了顯著性檢驗且數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平影響系數(shù)為正，其平方項影響系數(shù)為負，這說明“倒U”型的影響關(guān)系同樣存在于數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)工資性收入差距之間。在對城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距的影響中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的影響系數(shù)顯著為負，但是在加入其平方項后，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的影響系數(shù)不再顯著；在對城鄉(xiāng)財產(chǎn)性收入差距和城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移性收入差距的影響中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的影響系數(shù)均未通過顯著性檢驗。（2）對于中部地區(qū)而言，在對城鄉(xiāng)工資性收入差距的影響中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平影響系數(shù)為負且通過顯著性檢驗，而在對城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距的影響中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平影響系數(shù)顯著為正，這表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平有助于縮小中部地區(qū)城鄉(xiāng)工資性收入差距，卻擴大城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距。在對城鄉(xiāng)財產(chǎn)性收入差距的影響中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的影響系數(shù)顯著為正，但是其平方項卻不顯著。在對城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移性收入差距的影響中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平及其平方項的影響系數(shù)均通過顯著性檢驗，且前者為負值后者為正值。（3）對于西部地區(qū)而言，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)工資性收入差距產(chǎn)生顯著的正向擴大效應(yīng)。在對城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距的影響中，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平影響系數(shù)顯著為負，而在加入其平方項后，二者不再顯著，但依舊表現(xiàn)為負向關(guān)系。數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平及其平方項對城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移性收入差距的影響均未表現(xiàn)出顯著性。

3.3 進一步分析

為了更好地考察數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距影響的分界點，以城鎮(zhèn)化和受教育程度為門檻變量，引入面板門檻模型，設(shè)定如下雙重門檻模型：

其中，Ur和Edu作為門檻變量，分別代表的是城鎮(zhèn)化發(fā)展水平和受教育程度；θ、γ為門檻值。

3.3.1 基于收入水平視角分析

在進行回歸之前，需要對模型是否存在門檻效應(yīng)予以檢驗，結(jié)果如表6所示。

表6 收入水平的門檻效果檢驗結(jié)果

由表6可以看出，城鎮(zhèn)化在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響中存在著單一門檻效應(yīng)，其單一門檻的門限值為0.5315。而受教育程度在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響中存在著雙重門檻效應(yīng)，且雙重門檻的門限值分別為0.2258 和0.3812，因此假設(shè)2 成立。隨后進行門檻效應(yīng)回歸，結(jié)果見表7。

表7 收入水平的門檻回歸結(jié)果

由表7 可以看出，當(dāng)門檻變量為城鎮(zhèn)化水平時，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)均通過了顯著性檢驗且均為正值，這表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平在逐漸擴大城鄉(xiāng)收入差距，并且數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平在不同城鎮(zhèn)化水平下均會對城鄉(xiāng)收入差距帶來正向的擴大效應(yīng)，但是隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展這種正向效應(yīng)會有所減弱；當(dāng)門檻變量為受教育程度時，受教育水平小于等于第一個門限值0.2258 時，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平會持續(xù)拉大城鄉(xiāng)收入差距；受教育程度大于門限值0.2258且小于等于門限值0.3812時，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)未通過顯著性檢驗；受教育程度大于門限值0.3812時，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平會縮小城鄉(xiāng)收入差距。

3.3.2 基于收入結(jié)構(gòu)視角分析

接下來基于不同收入結(jié)構(gòu)視角來探討城鎮(zhèn)化和受教育水平在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距影響中的門檻效應(yīng)。結(jié)果顯示，二者僅在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距影響中存在門檻效應(yīng)，結(jié)果如表8所示。

表8 不同收入結(jié)構(gòu)的門檻效果檢驗結(jié)果

由表8 可以看出，對于城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距而言，城鎮(zhèn)化作為門檻變量時，通過了雙重門檻檢驗，其雙重門檻的門限值分別為0.7415和0.8639；而受教育程度作為門檻變量時，僅通過單一門檻檢驗，其單一門檻的門限值為0.4214。接下來以城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入為被解釋變量進行面回歸分析，結(jié)果如下頁表9所示。

表9 城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距的門檻回歸結(jié)果

由表9 可以看出，在以城鎮(zhèn)化為門檻時，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平在不同城鎮(zhèn)化水平下，均會對城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距帶來顯著的負向影響，但其影響系數(shù)先增大后減小。這表明隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距的縮小作用表現(xiàn)出先增加后減弱的效果；當(dāng)受教育程度為門檻時，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平影響系數(shù)顯著為負，會對城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距產(chǎn)生縮小效應(yīng)，當(dāng)受教育程度越過門限值后，其影響系數(shù)變大。這表明隨著人們受教育程度的提高，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對縮小城鄉(xiāng)工資性收入差距的影響作用會逐漸加大。

4 結(jié)論

本文基于2013—2020 年我國30 個省份的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建雙固定模型以及以城鎮(zhèn)化和受教育程度為門檻變量的面板門檻效應(yīng)模型，分別從收入水平和收入結(jié)構(gòu)雙視角實證檢驗了我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與城鄉(xiāng)收入差距二者之間的影響關(guān)系。得出如下結(jié)論：（1）從收入水平角度來看，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響在全國層面表現(xiàn)出先擴大后縮小的“倒U”型態(tài)勢；（2）從收入結(jié)構(gòu)角度來看，“倒U”型的影響關(guān)系同樣存在于數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)工資性收入差距的影響之中，而隨著時間的推移，對縮小城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距的作用會逐漸減弱，但是會進一步擴大城鄉(xiāng)財產(chǎn)性收入差距，對城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)移性收入差距的影響不顯著；（3）從區(qū)域異質(zhì)性來看，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平在東部地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距影響表現(xiàn)為比較微弱的“U”型關(guān)系；對中部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距未帶來顯著影響，卻會擴大中部地區(qū)的城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距，縮小城鄉(xiāng)工資性收入差距；在西部地區(qū)會擴大城鄉(xiāng)收入差距和城鄉(xiāng)工資性收入差距，卻有助于縮小城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距；（4）城鎮(zhèn)化在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響中存在著單一門檻效應(yīng)，但是在對城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距的影響中存在雙重門檻效應(yīng)，而受教育程度為門檻時，在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響中存在著雙重門檻效應(yīng)，在對城鄉(xiāng)經(jīng)營性收入差距的影響中卻只存在單一門檻效應(yīng)。