城市数字经济的益贫式增长效...——基于农村流动劳动力视角_赵锦春.pdf

赵锦春 现代经济探讨 改革发展城市数字经济的益贫式增长效应 基于农村流动劳动力视角内容提要：以城市最低工资标准界定低收入农村流动劳动力群体，利用 年 与 个地级市的匹配数据，检验城市数字经济发展的益贫式增长效应、机制与异质性。研究发现：城市数字经济发展可通过收入提升和分配改善两个机制实现农村流动劳动力的益贫式增长，这一结论在考虑模型内生性和替换解释变量后依然成立。异质性分析表明，提高劳动者受教育程度能加速提升城市数字经济的益贫效应。流入地社会保障缺失制约了数字经济发展对农村流动劳动力益贫效应的发挥。单纯提高城市最低工资标准则会加剧收入不平等，甚至逆转其益贫效应。因此，要在推动城市数字经济发展、促进农村流动劳动力非农就业的同时，提升农村流动劳动力的技能水平与就业匹配能力，健全社会保障机制，充分释放数字经济发展的“城乡共富红利”。关 键 词：城市数字经济农村流动劳动力益贫式增长共同富裕中图分类号：；文献标识码：文章编号：（）一、引言中共二十大报告强调，“全体人民共同富裕是中国式现代化的特征之一，应在高质量发展中推进共同富裕，要坚持农业农村优先发展，坚持城乡融合发展，畅通城乡要素流动。”农业农村现代化仍是中国式现代化进程中最为薄弱、最值得关注的环节。益贫式增长（）是 年由亚洲发展银行最早提出的包容性发展概念。益贫式增长指的是，在保持全社会平均收入增长的同时，确保低收入群体收入获得更快增长，分享经济社会发展成果。益贫式增长兼顾“效率”与“公平”发展理念，长期得到国内外学界的持续关注（和 ，；范从来，）。“十三五”末，中国消除农村地区绝对贫困任务圆满完成。现代化建设阶段，中国减贫战略将由大规模“运动式”扶贫，转为以高质量发展缓解城乡不平等为主线的“防贫”治理能力提升（李小云等，；朱玲和何伟，）。然而，城乡收入差距对中国收入不平等的贡献长期超过，城乡发展不平衡仍是中国发展不平衡不充分的集中呈现（吴愈晓，）。年，“十四五”规划首次将加快数字化发展，建设“数字中国”纳入国家战略。数字经济是以数据资源为关键要素，以现代信息网络为载体的各类型新经济形态。数字经济在激发消费、创造就业、推动 增长等方面发挥的效能日益显著（赵涛等，；李宗显和杨千帆，）。年，全国有 万灵活就业从业人员依 托 互 联 网 平 台 就 业 创 业，占 就 业 人 数 比 超。充分就业是经济稳定发展与家庭持续增收的关键。因此，农村劳动力能否自由流动、城乡公共资源能否均衡配置、城乡公民权利能否平等不仅关乎扎实推进城乡共同富裕的成败，也是在高质量发展中解决农村相对贫困的重要课题（万广华等，）。基金项目：江苏省社会科学基金重大招标项目“江苏率先全面实施乡村振兴战略研究”（编号：）；江苏省社会科学院阐释党的二十大精神专项应急课题“共同富裕目标下数字赋能县域城乡融合发展的机制与路径研究”（编号：）。国务院新闻办：人类减贫的中国实践白皮书。中国信息通讯研究院、腾讯微信：年数字化就业新职业新岗位研究报告。DOI:10.13891/ki.mer.2023.03.003 截至 年，中国数字经济规模达到 万亿，占 比重为 ，数字经济已成为推动经济增长的引擎之一。城市数字经济发展能否带动农村流动劳动力更快增收？其实现机制是怎样的？如何加速释放城市数字经济的“城乡共富红利”？上述问题的回答无疑能为现代化阶段构建城乡包容性发展新格局提供基于数字经济视角的新解读。鉴于此，利用 年 中 国 流 动 人 口 动 态 监 测 调 查（）与地级市匹配数据，在测度农村流动劳动力益贫式增长成效的基础上，检验城市数字经济发展对农村流动劳动力群体益贫式增长的影响。本文可能的边际贡献如下：一是将益贫式增长研究扩展至城市就业的农村流动劳动力群体，利用城市最低工资标准测度相对贫困发生率及益贫式增长成效，更具时代关照和现实意义。二是验证城市数字经济发展通过收入增长和收入分配改善两个渠道实现农村流动劳动力群体益贫式增长的机制。三是基于流入地城市与个体异质性两个维度阐释数字经济益 贫 效 应 的 差异性。二、文献综述与研究假说国外学者较早探讨了城市经济发展对流动劳动力的“虹吸”效应及其增收效应。在集聚效应的影响下，农村流动劳动力在城市能够与当地劳动力形成技能互补，增加就业机会（，）。城市经济的溢出效应还能通过价格效应与数量效应重塑区域劳动力市场，带动更多劳动力就业（，）。在工资和租金梯度的影响下，城市经济也会促进知识创造的外溢性，提高劳动力生产率水平，带动建筑、服务、餐饮等行业就业（等，）。近年来，数字经济发展的农民就业与 增 收 效 应 得 到 学 界 的 更 多 关 注。张 勋 等（）认为，数字金融显著提升了农村贫困家庭收入。城市数字经济发展带动农村流动劳动力更快增收，继而缩小城乡收入差距的结论也得到较多研究的证实。刘军（）就认为，数字经济发展可以缩小城乡收入差距，农村劳动力向城市转移则是关键机制。田鸽和张勋（）也验证了城市数字经济通过工业互联网推进高技能农村劳动力向城市非农就业流动的机制。数字经济能够弥合劳动力供求双方的信息不对称，降低市场搜寻成本，匹配就业需求（李三希和黄卓，）。数字经济还能够打破劳动力流动的制度壁垒，创造更多就业机会，改善农村流动劳动力收入分配（白雪洁等，）。此外，数字经济的“去中心化”功能可以弥合传统物理距离造成的供求错配，激活城市市场潜能，激发农村流动劳动者在城市的创业活跃度（惠献波，）。城市数字经济发展对农村流动劳动力具有收入提升和分配改善的双重效应，这与益贫式增长的核心要求相一致。基于此，本文提出如下假说：城市数字经济发展能够在促进农村流动劳动力增收的同时，缩小农村流动劳动力之间的收入差距，改善收入不平等，实现益贫式增长。数字技术应用和数字经济发展本身具有“技术中性”特征。城市产业结构、分工格局以及社会保障体系仍是决定农村流动劳动力能否分享数字经济红利的关键。当前，与数字经济发展相匹配的社会保障制度仍未建立。胡拥军和关乐宁（）就认为，当前城市数字经济扩张就业的潜力尚未充分激活，与城市数字经济发展不相适应的城乡社会保障体系可能会降低农村流动劳动力的福利水平。此外，针对农村流动劳动力的流入地社会保障多以“保基本”、“广覆盖”为原则，难以覆盖教育、医疗及养老的基本需求（何炜，）。异地社保接续也存在制度设计、缴费年限互认、统筹基金转移等多重制度梗阻（杨林和柳俊燕，）。其次，单纯提高城市最低工资标准会强化高技能劳动力对低技能劳动力的替代，能否有助于减贫仍有待观察（和 ，）。另外，在城市高端服务中，农村流动劳动力通常参与较少。城市服务业占比的提升过程意味着非技能密集型制造业收缩、技能密集型服务业扩张，会推动劳动收入份额下降，加 剧 劳 资 报 酬 分 配 比 的 恶 化（林 淑 君 等，）。基于此，本文提出如下假说：城市流入地社会保障体系缺失以及服务业占比过高对农村流动劳动力分享城市数字经济发展的益贫红利存在抑制效应。国务院新闻办：携手构建网络空间命运共同体。现代经济探讨 改革发展人力资本和个体技能水平差异是影响农民接受新技术和新知识的重要因素，而受教育程度则是劳动者人 力 资 本 水 平 的 集 中 体 现（王 广 慧 和 张 世 伟，）。面对城市数字化进程的加快，农村流动劳动力群体同样面临着与城市本地居民间“城乡数字鸿沟”难题（刘军，）。何宗樾等（）就指出，数字普惠金融对于低收入群体的“数字鸿沟”与“互联网偏向”会 提 高 贫 困 发 生 率，加 深 多 维 贫 困。曾 亿 武 等（）则认为，受教育程度更高的农户对电子商务营销模式接受度较高，农村电子商务加剧了农户内部的收入不平等，个体人力资本禀赋差异是导致农村电商户增收差异的重要因素。基于此，本文提出如下假说：提升农村流动劳动力受教育程度有助于推动其实现益贫式增长，加速释放城市数字经济的“城乡共富红利”。三、数据来源与研究设计数据来源及样本概况本文数据来自 年中国流动人口动态监测调查（）。数据筛选标准如下：删除未就业样本；保留年龄在 岁之间劳动力样本；删除上月工资或营业收入为负值样本；保留就业身份为固定雇主雇员或自营劳动者样本；删除户籍地与流入地缺失样本。表的样本初步分析发现，农村流动劳动力收入均值持续上升，在城市最低工资标准逐年增长的情况下，低于城市最低工资标准的低收入发生率先升后降。年以来，农村流动劳动力的低收入发生率逐年下降。年度农村流动劳动力平均月收入 增 长 元，但 月 收 入 标 准 差 仅 增 长。表样本城市最低工资标准与农村流动劳动力月收入情况年份样本数城市最低工资标准农村流动劳动力月工资营收均值标准差最小值最大值相对贫困发生率 注：最低工资标准为年度全样本地级市最低工资标准均值。若农村流动劳动力月工资营收低于流入地城市最低工资标准则界定为相对贫困低收入群体。指标界定（）益贫式增长指标。为了检验假说，以减贫等 值 增 长 率（，）作为被解释变量测度农村流动劳动力的益贫式增长水平。假设时期城市的农村流动劳动力中月工资低于最低工资标准的低收入 群 体 比 重 为，（）。表示时期城市的月最低工资标准，表示农村流动劳动力工资均值。（）为收入分布。定义减贫增长弹性：（，（）（，（）（）其中，为月收入增长率。减贫增长弹性可分解为纯增长效应 与纯分配效应，减贫等值增长率（）定义为：（）（）国家卫生健康委流动人口数据平台：，年月 日。其中，纯分配效应为卡克瓦尼指数：（）。当时，为“强益贫式增长”。当 时，称为“涓滴式增长”。以 指数作为相对贫困衡量指标，参照月最低工资标准设定相对贫困线，选择贫困强度测度。（）数字经济指标。参考赵涛等（）从城市互联网发展和数字普惠金融两方面构建数字经济指标体系。互联网发展包含：地级市互联网普及率 、互 联 网 行 业 从 业 人 员 占 比 和 产 出 以及移动互联网用户比重 四个指标，数字普惠金融使用北大数字普惠金融指数 表示（见表）。使用熵值法和主成分分析法分别测算数字经济发展指数，记为 和 ，作为核心解释变量。表数字经济发展水平指标体系数字经济指数一级指标符号二级指标数字经济发展指数（和 ）互联网普及率 每百人互联网用户数互联网行业从业人员比重 计算机和软件从业人员占比互联网行业产出比重 人均电信业务量移动互联网用户比重 每百人移动电话用户数数字普惠金融指数 数字普惠金融指数注：二级指标数据均来自 年 中国城市统计年鉴，数字普惠金融指数数据来自北京大学数字金融研究中心。（）控制变量选取。引入城市与个体层面控制变量检验假说和假说。个体层面控制变量包括：性别（），二值变量，表示男性。受教育年限（）。婚姻状况（），二值变量，表示已婚。单位所有制属性（）。使用劳动者就业单位所有制性质表示。行业属性（）。根据受访者所处行业不同，依次划分采掘业、制造业、服务业和农业四个行业大类。城市控制变量则包括：流入地与户籍地社会保障水平（和 ），使用农村劳动力在流入地或户籍地是否参加各类社会保险的变量表示。经济发展水平 ，使用城市人均 表示。城市产业结构，用三产业增加值占 比表示。城市外贸依存度 ，进出口总额占 比重反映城市外向型经济对农村流动劳动力益贫式增长的影响。城市最低工资标准（），用当期城市最低工资标准表示。实证部分使用变量定义及数据来源参见表。基础实证设计设定如下模型检验城市数字经济对农村流动劳动力益贫式增长的影响：（）其中，、分别表示城市和年份。为待估系数。为益贫式增长变量，使用农村流动劳动力减贫等值增长率 表示。是熵值法计算的城市数字经济指数。为个体控制变量，为城市控制变量。为省份、城市与年度固定效应，为随机误差项。四、实证检验结果与分析农村流动劳动力益贫式增长的典型特征（）益贫式增长测算结果。表的测算结果显示指数大于且比重由 至 年度的 ，快速上升至 至 年度的 ，而的城市占比也从 至 年度的 ，快速下降至 至 年度的 。多数年份中，指数绝对值高于 。由此可城市数字经济指标构建方法借鉴：赵涛、张智、梁上坤：数字经济、创业活跃度与高质量发展 来自中国城市的经验证据，管理世界 年第 期。表中五个二级指标均为正向