山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

地方政府偿债压力，是核心解释变量；Xict 为控制变

量组；啄i、浊c、姿t 分别表示个体固定效应、城市固定效

应与年份固定效应；着ict 为残差项。

由于中国各地级市可以自主确定辖区内社会保

险征收力度，各地区社会保险实际缴费率并不相同，

即使位于相同省份的地级市之间也存在差异。此外，

并非所有省份的社会保险费都由税务部门征收，这

意味着许多企业在缴纳社会保险费时存在操作空

间，因而不同企业的社会保险实际缴费率也存在差

异。在获取企业财务报表附注中的“应付职工薪酬”

及相关明细科目的基础上，分离出企业的工资（奖

金、津贴和补贴）科目和社会保险缴费科目数据，使

用企业缴纳的社会保险费与所付工资的比值计算企

业社会保险实际缴费率。计算发现，2011—2020 年

中国 A 股上市公司社会保险实际缴费率的平均值

为 16.7%，远低于法定费率。

借鉴毛捷和黄春元（2018）[33]以及吴敏等（2022）[24]

的做法，使用地级市层面融资平台有息负债占 GDP

的比重衡量地方政府偿债压力（Debt）。其中，融资平

台有息负债数据通过融资平台公司资产负债表中

短期借款、应付票据、一年内到期的长期负债、其他

流动负债、应付短期债券、长期借款及应付债券等

科目加总得到。

在基准回归模型中进一步控制城市和企业特

征变量来缓解因遗漏变量导致的内生性问题。其中，

城市层面的特征变量包括经济发展水平（lnPGDP）、

产业结构（Structure）、对外开放程度（lnOpen）；企业

层面的特征变量包括员工规模（lnLabor）、资本规模

（lnCapital）、边际利润率（PMR）、资产收益率（ROA）、

资产负债率（DTAR）、股权结构（Ownership）。除了

上述变量外，还控制了个体固定效应、城市固定效

应及时间固定效应。以上变量的定义与描述性统

计结果见表 1。

为验证假设 H1、H2 和 H3，在模型（1）的基础上

进一步构建如下中介效应模型：

Mict=琢+准Debtct+酌Xict+啄i+浊c+姿t+着ict （2）

SSCRit=琢+兹Debtct+渍Mict+酌Xict+啄i+浊c+姿t+着ict （3）

其中，M 为中介变量，其他变量和估计方法均

与基准模型保持一致。若模型（2）和模型（3）中的

系数 准 和 渍 全部显著，则说明中介效应成立。若 兹

也显著并且与 准伊渍 的符号方向一致，则说明变量

M 具有部分中介效应。

变量名称 英文简称 变量定义 观测值 平均值 标准差 最小值 最大值

企业社会保险实际缴费率 SSCR 企业社会保险缴费总额占工资总额的比重 14000 0.167 0.108 0.0175 0.520

地方政府偿债压力 Debt 企业所在城市融资平台有息负债占 GDP 的比重 14000 0.349 0.366 0.000 2.830

经济发展水平 lnPGDP 人均 GDP 的对数 14000 11.326 0.549 9.080 13.100

产业结构 Structure 第二产业增加值占 GDP 的比重（%） 14000 43.675 11.200 16.200 82.200

对外开放程度 lnOpen 城市实际使用外资金额的对数 14000 14.088 1.570 3.990 16.800

员工规模 lnLabor 企业员工数量的对数 14000 7.921 1.250 3.260 13.200

资本规模 lnCapital 企业总资产的对数 14000 22.407 1.330 18.800 28.600

边际利润率 PMR 企业利润与销售成本之和除以销售收入 14000 1.016 0.289 -9.670 16.200

资产收益率 ROA 企业净利润与资产总额的比率 14000 0.038 0.065 -1.400 0.526

资产负债率 DTAR 企业负债总额除以资产总额 14000 0.424 0.202 0.007 1.960

股权结构 Ownership 企业第一大股东持股比例（%） 14000 34.054 14.800 2.870 86.500

表 1 变量定义与描述性统计

四、实证分析结果

（一）基准回归结果

表 2 为面板固定效应基准回归结果。表 2 第

（1）列结果表明，在不加入任何控制变量和固定效

应时，地方政府偿债压力对企业社会保险实际缴

费率具有显著的负向影响。第（2）列是加入个体固

定效应、城市固定效应及时间固定效应后的回归

结果，地方政府偿债压力对企业社会保险实际缴

费率的负向影响依然显著。第（3）列是进一步加入

城市特征变量和企业特征变量后的回归结果，地

方政府偿债压力对企业社会保险实际缴费率仍具

有显著的负向影响。具体而言，在加入所有控制变

曾祥金，等：地方政府偿债压力如何影响企业社会保险实际缴费

·48·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

量和各项固定效应后，核心解释变量地方政府偿

债压力（Debt）的系数为-0.014，表明地方政府偿债

压力每增加 1 个百分点，企业社会保险实际缴费

率将会减少 0.014 个百分点。此外，从第（3）列中控

制变量的回归结果看，城市产业结构、对外开放程

度、企业资产收益率、资产负债率、股权结构对企

业社会保险实际缴费率均有显著影响。

（二）内生性分析

1.工具变量法。在基准回归模型中，加入个体固

定效应、城市固定效应及时间固定效应控制除地方

政府偿债压力之外可能会影响企业社会保险实际缴

费率的其他因素。与此同时，由于地方政府偿债压力

是地级市层面的宏观变量，企业从微观层面难以对

其产生直接影响。尽管如此，仍然存在因遗漏变量导

致的内生性问题，为地方政府偿债压力寻找合适的

工具变量能够有效缓解内生性问题。选取地方财

政支出中的医疗卫生支出和农林水事务支出作为

地方政府偿债压力的工具变量。医疗卫生支出和

农林水事务支出均属于地方公共财政支出部分，

进而与地方政府债务相关，满足工具变量的相关

性假定。同时，医疗卫生支出和农林水事务支出均

为必要民生支出，受宏观经济环境波动的影响较

小（余海跃和康书隆，2020；饶品贵等，2022）[5，34]，

属于政府公共财政支出中相对外生的项目，满足

工具变量的外生性假定。以医疗卫生支出和农林

水事务支出分别作为地方政府偿债压力的工具变

量的回归结果如表 3 所示。

表 3 第（1）至（2）列为医疗卫生支出作为工具变

量的回归结果，第（3）至（4）列为农林水事务支出作

为工具变量的回归结果。表 3 第（1）列与第（3）列

中的工具变量第一阶段回归结果表明，地方财政

医疗卫生支出与农林水事务支出均在 1%的显著

性水平上与地方政府偿债压力正相关。第一阶段

的 F 检验值分别为 53.11 和 39.09，排除了弱工具

变量的问题。表 3 第（2）列和第（4）列的第二阶段

回归结果表明，地方政府偿债压力对企业社会保

险实际缴费率的影响在 1%的水平上显著为负，与

基准回归结果一致。从回归系数大小看，第（2）列

和第（4）列中地方政府偿债压力回归系数的绝对

值均大于基准回归结果，表明内生性问题导致地

方政府偿债压力对企业社会保险实际缴费率的负

面影响在基准回归模型中被低估。

2.多期双重差分法。为了验证基准回归结果的

稳健性，进一步使用多期双重差分法检验地方政府

偿债压力对企业社会保险实际缴费率的影响。榆多期

双重差分的模型如公式（4）所示，其中，DID 为反映

当年地方政府债务水平是否高于 GDP 的变量，其余

变量含义和模型（1）相同。具体而言，当城市 c 在年

份 t 的地方政府债务水平高于 GDP 时，可以认为地

方政府偿债压力处于过高的状态，DID 取值为 1；当

城市 c 在年份 t 的地方政府债务水平低于 GDP 时，

DID 取值为 0。

SSCRit=琢+茁DIDct+酌Xict+啄i+浊c+姿t+着ict （4）

回归结果如表 3 第（5）列所示，DID 回归系数

为-0.010，且在 5%的水平上显著，表明过高的地方

政府偿债压力会导致企业社会保险实际缴费率降

低，该结论与基准回归结果在系数方向和统计显著

性上基本一致。

表 2 基准回归结果

变量

（1） （2） （3）

SSCR SSCR SSCR

Debt

-0.013

***

（-2.720）

-0.020

***

（-3.029）

-0.014

**

（-2.217）

lnPGDP

-0.003

（-0.951）

Structure

0.002

***

（6.746）

lnOpen

0.002

*

（1.677）

lnLabor

0.003

（0.906）

lnCapital

0.003

（0.944）

PMR

0.004

（1.476）

ROA

-0.068

***

（-5.081）

DTAR

0.034

***

（3.599）

Ownership

-0.000

***

（-2.947）

Constant

0.171

***

（63.057）

0.174

***

（74.153）

-0.026

（-0.305）

时间固定效应 No Yes Yes

样本量 14000 14000 14000

调整 R

2 0.002 0.786 0.792

个体固定效应 No Yes Yes

城市固定效应 No Yes Yes

注：括号中是企业层面聚类标准误；*、**、*** 分别表示在

10%、5%、1%的水平上显著。

曾祥金，等：地方政府偿债压力如何影响企业社会保险实际缴费

·49·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

（三）机制分析

上述结果表明，地方政府偿债压力显著降低了

企业社会保险实际缴费率。根据理论分析中提出的

三个假设，进一步研究地方政府偿债压力对企业社

会保险实际缴费率的传导机制，具体包括融资挤占

效应、企业税费“跷跷板”效应与地方政府社会保险

征收力度的影响。

1.融资挤占效应。为了分析地方政府偿债压力

是否挤占了企业部门的信贷资金，使得企业融资约

束增强，进而导致企业社会保险实际缴费率下降，

此处使用企业有息负债数量的对数和企业负债利

息率来分别反映企业在信贷融资数量（lnNum）和信

贷融资成本（Cost）上受到的融资约束。随后将二者

分别放入模型（2）和模型（3）中，评估企业信贷融资

数量和企业信贷融资成本的中介效应。表 4 第（1）

和（2）列为企业信贷融资数量的中介效应回归结果。

表 4 第（1）列可以看出，地方政府偿债压力的回归

系数显著为负，说明地方政府偿债压力的增加显著

挤出了企业信贷融资数量，加强了企业的融资约

束。表4 第（2）列中企业信贷融资数量系数显著为

正，中介效应成立，表明地方政府偿债压力会减少企

业获取的信贷数量，形成融资挤占效应，进而使得企

业社会保险实际缴费率减少。表 4 第（3）和（4）列为

企业信贷融资成本的中介效应回归结果。表 4 第（3）

列中地方政府偿债压力的回归系数为正，且在 5%的

水平上显著，即地方政府偿债压力的增加使得企业

获取信贷的融资成本上升，加强了企业的融资约束。

表 4 第（4）列中企业信贷融资成本的系数显著为负，

中介效应成立，表明地方政府偿债压力使得企业信

贷融资成本上升，进而导致企业社会保险实际缴费

率下降。由此，假设 H1 得以证明。

2.企业税费“跷跷板”效应。假设 H2 提出，地方

政府偿债压力可能通过增加企业实际税收负担进而

影响社会保险实际缴费率。为验证这一假设，根据式

（5）计算出企业实际税率（Tax）作为衡量企业实际税

收负担的代理变量，并将其代入模型（2）和模型（3）

中，评估企业实际税收负担的中介效应。企业实际税

率的计算公式如式（5）所示，相应的回归结果见表 4

第（5）和（6）列。表 4 第（5）列回归结果表明，地方政

府偿债压力对企业实际税率的回归系数显著为正，

这意味着地方政府偿债压力使得企业实际税率增

加。表 4 第（6）列中企业实际税率的系数显著为负，

中介效应成立，表明地方政府债务压力使得企业实

际承担的税收负担增加，进而引发企业税费“跷跷

板”效应，导致企业社会保险实际缴费率减少。由于

企业逃避或不规范缴纳社会保险费仅需承担社会

保险行政部门责令更改、加收滞纳金及罚款等处

罚，相较于征税的强制性和偷税漏税需要承担的严

重法律责任，企业在税费平衡之间往往选择降低社

会保险缴费，最终导致企业社会保险实际缴费率降

低，假设 H2 得到证明。

实际税率越（所得税原递延所得税负债增加原递延

所得税资产减少）衣营业收入 （5）

3.地方政府社会保险征收力度。假设 H3 提出，

表 3 工具变量与多期双重差分回归结果

变量

（3） （4） （5）

Debt SSCR SSCR

Debt

-0.174

***

（-3.163）

医疗卫生支出

农林水事务支出

0.096

***

（6.363）

DID

-0.010

**

（-2.013）

样本量 14000 14000 14000

调整 R

2 0.068 0.152 0.792

F 值 39.09

控制变量 Yes Yes Yes

固定效应 Yes Yes Yes

（1）

Debt

4.719

***

（7.288）

14000

0.047

53.11

Yes

Yes

（2）

SSCR

-0.186

***

（-3.104）

Yes

Yes

14000

0.196

注：括号中是企业层面聚类标准误；**、*** 分别表示在 5%、1%的水平上显著。

曾祥金，等：地方政府偿债压力如何影响企业社会保险实际缴费

·50·

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地方政府偿债压力可能通过降低社会保险征收力度

进而影响企业社会保险实际缴费率。为验证这一假

设，选取社会保险行政处罚数量指标（Penalty）作为

地方政府社会保险征收力度的代理变量。地方政府

对违反社会保险缴费规定的企业给予行政处罚是社

会保险征收力度的重要体现。本文在北大法宝行政

处罚数据库中搜集了 2011—2020 年各个城市对企

业社会保险缴费违规行为进行行政处罚的案件数

量，并将社会保险行政处罚数量代入模型（2）和模

型（3）中，评估社会保险征收力度的中介效应，相应

的回归结果见表 4 第（7）和（8）列。表 4 第（7）列中

地方政府偿债压力对社会保险行政处罚数量的回

归系数显著为负，证明随着地方政府偿债压力上

升，对社会保险行政处罚的数量显著下降。表 4 第

（8）列中社会保险行政处罚数量的系数显著为正，中

介效应成立，表明地方政府债务压力降低了社会保

险征收力度，导致企业社会保险实际缴费率减少，

假设 H3 得以证明。

表 4 机制检验

变量

（1） （2） （8）

lnNum SSCR SSCR

Debt

-0.791

*

（-1.792）

-0.014

**

（-2.182）

-0.011

*

（-1.673）

lnNum

0.001

**

（2.007）

Cost

Tax

Penalty

0.016

***

（7.014）

Constant

-5.970

（-1.019）

-0.024

（-0.285）

-0.035

（-0.416）

样本量 14000 14000 14000

调整 R

2 0.633 0.816 0.816

控制变量 Yes Yes Yes

固定效应 Yes Yes Yes

（3）

Cost

0.014

**

（2.027）

-0.356

*

（-1.662）

14000

0.043

Yes

Yes

（4） （5）

SSCR Tax

-0.014

**

（-2.210）

0.003

***

（2.892）

-0.004

***

（-2.591）

-0.027

（-0.320）

-0.074

***

（-4.124）

Yes Yes

Yes Yes

14000 14000

0.816 0.676

（6）

SSCR

-0.013

**

（-2.082）

-0.284

***

（-4.950）

-0.047

（-0.558）

Yes

Yes

14000

0.817

（7）

Penalty

-0.214

***

（-12.710）

0.576

***

（2.682）

Yes

Yes

14000

0.297

注：同表 2。

（四）稳健性检验

为了进一步确保研究结论的可靠性，通过替换

被解释变量、改变核心解释变量度量方式及使用核

心解释变量滞后项进行稳健性检验。

首先，替换被解释变量。由于养老保险和医

疗保险在社会保险缴费中占比最高，如果基准回

归中地方政府偿债压力对企业社会保险实际缴

费率的负向效应真实存在，地方政府偿债压力对

企业养老保险和医疗保险实际缴费率也应当具

有显著的负向影响。因此，将企业养老保险和医

疗保险实际缴费率作为被解释变量，使用与基准

回归相同的计量模型进行检验，结果见表 5 第

（1）至（2）列。回归结果表明，地方政府偿债压力

会降低企业养老保险实际缴费率（ACR_EI）和医

疗保险实际缴费率（ACR_MI），与基准回归结果

保持一致。

其次，改变核心解释变量的度量方式。此处使用

融资平台全部债务占 GDP 的比重（All_debt）作为地

方政府偿债压力的代理变量，即在前文地方政府偿

债压力的测度中增加应付账款、预收账款及流动负

债等会计科目。回归结果如表 5 第（3）列所示，与基

准回归结果保持一致。

最后，由于地方政府偿债压力对企业社会保险

实际缴费率的影响在时间上可能存在滞后性，故而

将基准回归模型中的地方政府偿债压力变量分别滞

后一期、二期及三期进行回归，回归结果见表 5 第

（4）至（6）列。回归结果均表明，地方政府偿债压力滞

后期的回归系数在 1%的水平上显著为负，与基准回

归结果保持一致。

通过上述分析，地方政府偿债压力对企业社会

保险实际缴费率的回归结果均未发生实质性变化，

这说明基准回归结果具有稳健性。

曾祥金，等：地方政府偿债压力如何影响企业社会保险实际缴费

·51·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

（五）异质性分析

对地方政府偿债压力影响企业社会保险实际

缴费率的机制分析表明，地方政府偿债压力会通

过税费“跷跷板”效应降低企业社会保险实际缴费

率。这一机制隐含两个前提条件：一是税收负担和

社会保险费都会对企业造成成本压力；二是由于

逃税要承担严厉的法律后果，企业更有动机通过

减少社会保险实际缴费缓解成本压力。如果上述

机制和对应的前提条件真实成立，对于社会保险

缴费压力更大的企业而言，社会保险实际缴费率

应当下降得更为明显。由于社会保险成本压力对

于劳动力投入多或盈利能力弱的企业而言相对更

大，因此，本文根据企业是否为劳动密集型企业和

企业盈利能力强弱进行异质性分析。

社会保险支出压力与企业劳动力投入水平密切

相关，当企业劳动密集程度增加时，企业社会保险支

出压力也会随之增大。参考卢闯等（2015）[35]、蔡伟贤

和李炳财（2021）[32]的处理方式，采取如下步骤构建

衡量企业是否为劳动密集型的指标：首先，计算企业

员工数量和固定资本的比率（LPK），该值越大代表

企业劳动要素投入相对水平越高；其次，构造劳动密

集型企业的二值虚拟变量（Labor_int），若 LPK 高于

样本年度中位数，Labor_int 取值为 1，反之为 0。在此

基础上，将劳动密集型企业及其与核心解释变量地

方政府偿债压力的交互项加入基准回归模型中进行

分析，回归结果见表 6 第（1）列。结果显示，劳动密集

型企业与地方政府偿债压力的交互项系数在 5%的

水平上显著为负，表明地方政府偿债压力降低企业

社会保险实际缴费率的影响在劳动密集型企业中更

为显著。上述结果与预期一致，由于劳动密集型企业

面临着更高的社会保险支出压力，导致其更有动机

通过降低社会保险实际缴费率减轻成本。

社会保险支出压力还会受到企业盈利能力的影

响，对于盈利能力强的企业而言，社会保险支出造成

的成本压力更小。企业盈利能力指标的构建步骤如

下：首先，计算企业总资产利润率，即企业利润与总

资产的比值；其次，构造企业盈利能力的二值虚拟

变量（Profit），当总资产利润率高于样本年度中位

数时，Profit 取值为 1，反之为 0。在此基础上，将企业

盈利能力及其与核心解释变量地方政府偿债压力的

交互项加入基准回归模型中进行分析，回归结果见

表 6 第（2）列。结果表明，企业盈利能力与地方政府

偿债压力的交互项系数在 10%的水平上显著为正，

说明对于盈利能力强的企业而言，地方政府偿债压

力对企业社会保险实际缴费率的负向影响更小。该

结论也与预期一致，即盈利能力强的企业削减社会

保险支出的动力越小，盈利能力弱的企业削减社会

保险支出的动力越大。

除了考虑上述两种因素外，本文还依据企业所

在区域进行异质性分析。首先构建区域位置的二值

表 5 稳健性检验

变量

（6）

SSCR

Debt

All_debt

Debt t_1

Debt t_2

Debt t_3

-0.044

***

（-5.700）

Constant

-0.080

（-0.949）

样本量 14000

调整 R

2 0.817

控制变量 Yes

固定效应 Yes

（1）

ACR_EI

-0.097

**

（-2.429）

0.174

（0.268）

14000

0.376

Yes

Yes

（2） （3）

ACR_MI SSCR

-0.032

*

（-1.871）

-0.009

**

（-2.137）

-0.053

（-0.164）

-0.023

（-0.274）

Yes Yes

Yes Yes

14000 14000

0.373 0.816

（4）

SSCR

-0.023

***

（-3.220）

-0.046

（-0.551）

Yes

Yes

14000

0.816

（5）

SSCR

-0.033

***

（-4.270）

-0.064

（-0.761）

Yes

Yes

14000

0.816

注：同表 2。

曾祥金，等：地方政府偿债压力如何影响企业社会保险实际缴费

·52·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

虚拟变量（Region），将样本所在区域划分为东部地

区（Region=0）和中西部地区（Region=1），然后将区

域位置及其与核心解释变量地方政府偿债压力的

交互项加入基准回归模型中进行分析，回归结果见

表 6 第（3）列。回归结果显示，区域位置与地方政府

偿债压力的交互项系数在 1%的水平上显著为负，表

明与东部地区相比，地方政府偿债压力对企业社会

保险实际缴费率的负向影响在中西部地区更大。

五、进一步讨论

（一）社会保险费由税务部门征收

中共中央办公厅和国务院办公厅于 2018 年印

发的《国税地税征管体制改革方案》规定，从 2019 年

1 月 1 日起，各项社会保险费交由税务部门统一征

收。虞此前，中国社会保险征管体制经历了漫长的改

革历程，由最初的工会征缴劳动保险金到企业营业

外列支，再到社会保险经办机构征收，然后发展为由

社会保险经办机构和税务部门共同征收（刘军强，

2011）[36]。由于社会保险经办机构征收缺乏强制性，

社会保险经办机构和税务部门共同征收又存在信息

不对称问题，因此，在由税务部门统一征管前，企业

能够有策略地逃避社会保险缴费（蔡伟贤和李炳财，

2021）[32]。值得注意的是，并非所有地区都是在 2019

年开始由税务部门征收社会保险费。部分地区为了

防止企业逃避社会保险缴费，2019 年前已经实现了

由税务部门征收社会保险费，还有部分地区出于种

种原因仍由社会保险经办机构征收（鄢伟波和安磊，

2021）[37]。在外部经济环境影响下，各地直至 2020 年

底才基本实现社会保险费征收体制统一。

由税务部门征收社会保险费能够防止企业逃费

行为（曾益等，2020）[38]，与社会保险经办机构相比，

由税务部门征收社会保险费能否缓解地方政府偿债

压力对企业社会保险实际缴费率的负面影响？这是

需要进一步讨论的问题之一。

为了检验税务部门征收社会保险费能否有效改

善企业社会保险缴费行为，本文搜集了 2011—2020

年各地区社会保险费征收机构的相关信息。基于征

收机构信息，构建税务部门征收（TAA_TAR）的二值

虚拟变量，当对应地区实现了由税务部门征收社会

保险费时，该变量取值为 1，反之为 0。在此基础上，

将税务部门征收变量及其与地方政府偿债压力的交

互项同时加入基准回归模型进行分析，回归结果见

表 7 第（1）列。回归结果显示，税务部门征收与地方

政府偿债压力的交互项系数在 1%的水平上显著为

正，表明与社会保险经办机构征收相比，由税务部

门征收社会保险费能够有效缓解地方政府偿债压

力对企业社会保险实际缴费率的负面影响，防止企

业逃避社会保险缴费。此外，根据社会保险费是否

由税务部门全责征收构造了税务部门全征（TAR）

的二值虚拟变量，当实现由税务部门全征时取值为

1，反之为 0。同上，将税务部门全征及其与地方政

府偿债压力的交互项放入回归模型进行分析，回归

结果见表 7 第（2）列。回归结果显示，与社会保险经

办机构征收和税务部门代征相比，由税务部门全责

征收社会保险费更为有效。

（二）加强地方政府债务治理

在地方政府债务持续扩张背景下，国务院于

表 6 异质性分析

（S=Labor_int） （S=Profit） （S=Region）

Debt伊S

-0.016

**

（-2.191）

0.008

*

（1.773）

-0.044

***

（-4.350）

Debt

-0.006

（-0.746）

-0.017

**

（-2.492）

0.011

（1.380）

S

0.002

（0.425）

-0.009

***

（-3.841）

0.000

（0.000）

Constant

-0.039

（-0.467）

-0.015

（-0.183）

-0.035

（-0.416）

样本量 14000 14000 14000

调整 R

2 0.816 0.816 0.817

控制变量 Yes Yes Yes

固定效应 Yes Yes Yes

（1） （2） （3）

变量 SSCR SSCR SSCR

注：同表 2。

表 7 税务部门征收社会保险费的政策效应

（E= TAA_TAR） （E=TAR）

Debt伊E

0.051

***

（9.514）

0.085

***

（8.795）

Debt

-0.065

***

（-7.657）

-0.038

***

（-5.080）

E

-0.002

（-0.344）

0.000

（0.000）

Constant

-0.011

（-0.131）

-0.017

（-0.203）

样本量 14000 14000

调整 R

2 0.796 0.796

控制变量 Yes Yes

固定效应 Yes Yes

（1） （2）

变量 SSCR SSCR

注：括号中是企业层面聚类标准误；*** 表示在 1%的水

平上显著。

曾祥金，等：地方政府偿债压力如何影响企业社会保险实际缴费

·53·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

2014 年 9 月印发了《关于加强地方政府性债务管理

的意见》（国发〔2014〕43 号），提出“加快建立规范

的地方政府举债融资机制”“对地方政府债务实行

规模控制和预算管理”“控制和化解地方政府性债

务风险”。该文件的出台对地方政府举债融资起到

了规范作用，参照余明桂和王空（2022）[7]的做法，将

该文件的出台作为影响地方政府偿债压力的外生

冲击，使用双重差分法检验该政策的实施是否有利

于缓解地方政府偿债压力对企业社会保险实际缴

费率的负面影响。具体而言，以地方政府债务水平

是否高于中位数为标准生成城投债水平的二值虚拟

变量（Treat），将地方政府债务高于中位数的地区作

为实验组（Treat=1），低于中位数的地区作为控制组

（Treat=0）；将意见出台时间视为政策发生时点生成

政策实施情况的二值虚拟变量（Post），政策实施以

前 Post 取值为 0，政策实施之后 Post 取值为 1，双重

差分的回归结果如表 8 所示。表 8 第（1）至（2）列

为地方政府债务治理政策出台对地方政府债务总

量对数（lnLGD）的回归结果，其中，交互项系数显

著为负，表明地方政府债务治理政策的实施显著

减少了高债务融资城市的债务规模。第（3）至（4）

列为地方政府债务治理政策出台对企业社会保险

实际缴费率（SSCR）的回归结果，其中，交互项系数

显著为正，表明与政策实施前相比，地方政府债务

治理政策的推行显著缓解了地方政府偿债压力对

企业社会保险实际缴费率的负面影响。因此，加强

地方政府债务治理有利于减少地方政府债务规

模、有助于缓解地方政府偿债压力对企业社会保

险实际缴费率的不利影响。

六、结论与对策建议

（一）研究结论

本文使用 2011—2020 年中国 A 股上市公司数

据，运用面板固定效应模型分析了地方政府偿债压

力对企业社会保险实际缴费率的影响及作用机制，

并使用双重差分法进一步评估了由税务部门征收社

会保险费和加强地方政府债务治理的政策效应。结

论如下：第一，地方政府偿债压力显著降低了企业社

会保险实际缴费率，且在运用工具变量法、多期双重

差分法以及其他稳健性检验后结论仍然成立；第二，

地方政府偿债压力通过挤占企业信贷资源并增加信

贷融资成本，提高企业实际税率与降低社会保险征

收力度等三项机制，使得企业社会保险实际缴费率

减少；第三，异质性分析表明，与资本密集型、盈利能

力强以及东部地区企业相比，地方政府偿债压力对

劳动密集型、盈利能力弱以及中西部地区企业社会

保险实际缴费率产生的负向影响更为明显；第四，由

税务部门征收社会保险费和加强地方政府债务治理

是缓解上述负面影响的重要政策措施。与社会保险

经办机构相比，由税务部门征收社会保险费能够显

著缓解地方政府偿债压力对企业社会保险实际缴费

率的负面影响。此外，地方政府债务治理政策的出台

显著减少了高债务融资城市的债务规模，抑制其通

过新增城投债来偿还旧债，减少了对信贷资源的挤

占，进一步缓解了地方政府偿债压力对企业社会保

险实际缴费率的不利影响。

（二）对策建议

基于以上研究结论可以得出一些建议。首先，加

强地方政府债务治理，规范地方政府债务举借和偿

还行为。在债务举借环节，中央要统一地方政府债务

的举借程序，债务发行应作为地方政府预算报告的

重要内容提交地方人大审批和监督，涉及置换债券

的发行行为还应报全国人大常委会审批。在债务偿

还环节，中央要明确地方政府债务的偿还主体和时

限，当届政府举借的债务须自行偿还，防止新的隐性

债务扩张。其次，完善社会保险费交由税务部门征收

的配套措施，继续提高城镇职工社会保险制度的统

筹层次。《社会保险法》《社会保险费征缴暂行条例》

等相关法律法规应当根据社会保险费征缴遇到的现

实问题适时做出修订，尤其需要明确先前由社会保

险经办机构行使，现应划归到税务部门的权责。研究

结论反映了中国社会保险制度统筹层次低、受地方

政策影响的现实问题。对此，亟待加强社会保险法治

化建设，全面提高社会保险统筹层次，提高社会保障

表 8 加强地方政府债务治理的政策效应

变量

（1） （2） （3） （4）

lnLGD lnLGD SSCR SSCR

Post伊Treat

-0.895

***

（-6.714）

-0.938

***

（-6.958）

0.011

***

（3.762）

0.016

***

（4.932）

Treat

0.543

***

（6.028）

-0.000

（-0.047）

Post

0.847

***

（7.664）

-0.002

（-0.844）

Constant

16.268

***

（5.023）

5.698

*

（1.911）

0.004

（0.052）

0.725

***

（9.647）

样本量 14000 14000 14000 14000

调整 R

2 0.671 0.668 0.792 0.655

控制变量 Yes Yes Yes Yes

固定效应 Yes Yes Yes Yes

注：括号中是企业层面聚类标准误；***、* 分别表示在

1%、10%的水平上显著。

曾祥金，等：地方政府偿债压力如何影响企业社会保险实际缴费

·54·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

注释：

淤 1993年《国务院关于坚决制止乱集资和加强债券发行管理的通知》（国发〔1993〕24号）强调：“任何地区、部门、企事业单

位和个人，一律不得在国务院有关规定之外，以各种名义乱集资”。1994年颁布的《中华人民共和国预算法》第三十五条明确规

定：“地方各级预算按照量入为出、收支平衡的原则编制，不列赤字”。

于 2009年中国人民银行和银监会联合发布的《关于进一步加强信贷结构调整促进国民经济平稳较快发展的指导意见》（银

发〔2009〕92号）提出：“支持有条件的地方政府组建投融资平台，发行企业债、中期票据等融资工具”。

盂 20世纪90年代，中国企业职工社会保险制度改革的标志性政策文件明确了属地管理原则。1991年《国务院关于企业职工

养老保险制度改革的决定》（国发〔1991〕33号）提出“各省、自治区、直辖市人民政府可以根据国家的统一政策，对职工养老保险

作出具体规定，允许不同地区、企业之间存在一定的差别”。1994年《企业职工生育保险试行办法》（劳部发〔1994〕504号）提出“生

育保险按属地原则组织”。1996年《企业职工工伤保险试行办法》（劳部发〔1996〕266号）提出“县级以上各级人民政府劳动行政部

门主管本行政区域内的企业职工工伤保险工作”。1998年《国务院关于建立城镇职工基本医疗保险制度的决定》（国发〔1998〕44

号）提出“基本医疗保险原则上以地级以上行政区（包括地、市、州、盟）为统筹单位，也可以县（市）为统筹单位，北京、天津、上海3

个直辖市原则上在全市范围内实行统筹”。

榆 后文还将国务院《关于加强地方政府性债务管理的意见》（国发〔2014〕43号）的出台作为影响地方政府偿债压力的政策

冲击，并使用双重差分法检验了其对企业社会保险实际缴费的影响，回归结果见表8第（3）列和第（4）列。

虞 见新华社2018年7月20日报道《中共中央办公厅、国务院办公厅印发〈国税地税征管体制改革方案〉》，中国政府网转载了

该报道，网址链接为http：//www.gov.cn/zhengce/2018-07/20/content_5308075.htm。

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制度的公平性、统一性和规范性。最后，降低企业

社会保险法定缴费率，加大社会保险征收力度。社

会保险费是企业成本的重要组成部分，如果税务

部门按照企业实际费基和法定费率征收社会保险

费，当前许多企业可能难以为继。因此，一方面要

继续降低企业社会保险法定缴费率，防止税务部

门强制性征收对企业运转造成冲击；另一方面要

逐步加大社会保险征收力度、压实缴费基数。这有

利于在主观上增强企业社会保险缴纳意愿，防止

企业逃费行为，在稳定社会保险基金收入的同时

兼顾企业的生存和发展。

（三）不足与展望

本文通过理论分析和实证分析相结合的方式，

研究了地方政府偿债压力对企业社会保险实际缴

费的影响和作用机制。受制于数据可得性，目前社

会保险征收力度以社会保险行政处罚数量指标来

衡量。这一指标虽然可以从结果上反映地方政府社

会保险征收力度，但用于反映地方政府在社会保险

征收上的投入仍有一定缺陷。随着政府信息逐渐公

开，后续研究可以进一步通过收集社会保险征收的

人员投入等相关信息进行补充分析。此外，选用的

上市公司数据虽然有比较高的代表性，但仍具有一

定局限性，随着未来数据可得性的提高，后续研究

可以将非上市公司纳入研究对象从而扩大研究范

围，以便更加准确识别地方政府债务对企业社会保

险实际缴费影响的融资挤占效应。

曾祥金，等：地方政府偿债压力如何影响企业社会保险实际缴费

·55·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

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［责任编辑：邱 迪］

曾祥金，等：地方政府偿债压力如何影响企业社会保险实际缴费

·56·

产业经济

Journal of Shanxi University of Finance and Economics

DOI 编码：10.13781/j.cnki.1007-9556.2023.12.005

2023年12月

第45卷 第12期

Dec.，2023

Vol.45 No.12

电子商务发展与农村非农就业增长

——基于 CFPS 数据的分析

陈建垒，王 纯

（南开大学 经济学院，天津 300071）

［摘 要］在以电子商务为代表的数字经济与实体经济融合推动经济高质量发展的背景下，构建包含电子商务技术的经济

结构变革模型，实证分析电子商务发展如何促进农村劳动力从农业部门向非农部门转移。研究发现，电子商务发展通过降低信

息不对称机制、宗族社会网络调节机制显著促进农村地区非农就业增长，而随着村庄到中心城镇距离的增加，非农就业增长效

应下降。此外，电子商务发展对促进中西部农村地区创业、东部农村地区受雇用就业的影响最为显著。

［关键词］电子商务；非农就业；通勤距离；宗族社会网络；乡村振兴

［中图分类号］F323 ［文献标志码］A ［文章编号］1007-9556（2023）12-0057-15

E-Commerce Development and Rural Non-Farm Payrolls Growth

——Analysis Based on CFPS Data

CHEN Jian-lei, WANG Chun

（School of Economics, Nankai University, Tianjin 300071, China）

Abstract: The integration of the digital economy, represented by e-commerce, with the real economy has driven the high-quality

economic development. In this context, this study constructed the economic structural transformation model including e -commerce

technology, and empirically analyzed how the development of e-commerce promoted the transition of rural labor from the agricultural

sector to the non-agricultural sector. The results showed that the development of e-commerce significantly promoted the non-farm

payrolls growth in rural areas by the mechanisms of reducing information asymmetry and the moderating effect of clan social network.

Meanwhile, the growth effect of non-farm payrolls would be weakening along with a longer distance from villages to the central town.

Additionally, the impact of e-commerce development was more pronounced in promoting entrepreneurship in the rural areas of the

central and western regions, as well as in facilitating employed jobs in the rural areas of the eastern region.

Key W ords: e-commerce; non-farm payrolls; commuting distance; clan social network; rural revitalization

［基金项目］教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目（20JZD028）

［作者简介］陈建垒（1993—），男，河南周口人，南开大学经济学院博士研究生，主要研究方向是区域经济学、机器学习

与因果推断；王 纯（1993—），女，天津人，南开大学经济学院博士研究生，主要研究方向是数字经济与大

数据分析。

一、引言

推动数字技术融入乡村治理与乡村发展是数字

乡村、数字中国战略的重要内容。党的二十大报告提

出，要加快建设网络强国、数字中国，促进数字经济

和实体经济深度融合。以电子商务为代表的数字经

济与实体经济融合改变了生产方式和消费模式，为

·57·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期 陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

经济高质量发展提供了强大动力。从生产端来看，电

子商务扩张诞生了新的产业集聚发展模式—淘宝

村，截至 2021 年底全国共形成 7 023 个淘宝村，使

得乡村经济发展焕发新活力；淤从消费端来看，全国

网上购物人数从 2000 年的零起步，增加到 2021 年

的 8.4 亿人，成为全球最大的电子商务消费市场。于

与此同时，坚持农业农村优先发展，巩固拓展脱贫攻

坚成果，推动乡村产业振兴，也是当前各级政府的重

要任务。借助电子商务技术，为实现上述战略目标提

供了可行路径。从 2014 年开始，财政部、商务部、国

务院扶贫办联合实施了“电子商务进农村综合示范

县计划”，截至 2021 年，全国累计建设县级电子商务

公共服务中心和物流配送中心 2 400 个，村级电商

服务站点 14.8 万个，带动 618 万贫困地区农民增

收。盂通过电子商务将农村地区接入到全国统一大市

场之中，推动城乡生产与消费有效对接，畅通农产品

进城和工业品下乡双向渠道，为农村地区脱贫和乡

村振兴提供了支撑。

已有文献表明，电子商务发展可以增加居民消

费支出、提高居民收入水平、促进农村地区经济发

展、提升地方财政收入（Couture et al.，2021；王奇

等，2021；吴一平等，2022；秦芳等，2022）[1-4]。此外，

部分关于电子商务发展对创业影响的研究发现，

电子商务可以促进农村地区创业，但对于城市地

区的创业影响不显著（邱子迅、周亚虹，2021；张琛

等，2023）[5，6]。总的来说，当前文献较少涉及电子商

务发展对于经济结构变革以及农村地区非农就业

影响的研究，且上述影响机制也尚不清晰。因此，

从理论和实证方面研究电子商务发展对于农村地

区非农就业的影响，不但可以理清电子商务发展

与实体经济进行融合的内在机制，也可以为政府

制定相关政策提供理论依据。

和本文密切相关的文献是电子商务发展与就业

的关系。关于二者关系的研究，当前文献主要从两方

面展开。一种观点认为，电子商务发展可以带来更多

的就业机会。电子商务是一种基于互联网的商业模

式，其本质是互联网技术的应用，属于数字经济的范

畴，其可以降低由信息不对称造成的高昂交易成本

（Akerlof，1978；胡中立、王书华，2021）[7，8]，对于企业

的进入和扩张，以及就业岗位的创造和匹配都是有

利的。作为中国特有的电子商务模式，电子商务的发

展带动大量企业聚集在一起形成淘宝村，创造了众

多非农就业岗位。榆Dai 和 Zhang（2015）[9]通过对淘宝

镇的研究发现，电子商务降低了资本进入壁垒、减轻

对社交网络的依赖，从而使得许多过去缺乏财务和

社会资本的人成为了企业家。虞电子商务发展不仅

促进了特定地区的非农就业增长，也可以带动全国

层面的就业增加（史依铭、严复雷，2023）[10]。Huang

等（2018）[11] 评估了电子商务扩张对农村和城市地

区创业的影响，发现电子商务发展利于新创企业进

入且减少现有企业退出，使得生活在电子商务发展

水平较高地区的家庭更有可能经营自己的企业。此

外，邱子迅、周亚虹（2021）[5]从供给和需求的视角

进行分析，发现电子商务发展通过提升城市居民的

消费，扩大电子商务市场规模，进而推动了农村地

区的创业和就业。

另一种观点认为，电子商务发展对就业的影响

表现中性，甚至会减少就业岗位。由于就业替代效应

的存在，电子商务发展很难带来就业增量，只会导致

就业机会在不同国家和地区之间重新配置。Terzi

（2011）[12]发现，由于发达国家主导电子信息产业，电

子商务发展会使得发达国家受益，发展中国家的就

业机会受到损失。沿着上述思路，Biagi 和 Falk

（2017）[13]研究了欧洲范围内电子商务活动对劳动力

需求的影响，结论显示即使在发达国家内，电子商务

发展也不会创造更多的就业岗位，电子商务对总就

业需求的影响是中性的，但行业间存在差异，电子商

务发展会增加制造业和服务业的工作岗位，导致其

他行业就业机会减少。Chava 等（2022）[14]使用美国

320 万家商店数据分析发现，电子商务发展使得每

个县零售业减少 938 个工作岗位，尽管可以增加

256 个物流运输行业的工作岗位，但总体表现出对

就业的负面冲击。Couture 等（2021）[1]通过随机控制

实验研究了电子商务发展对中国农村地区的影响，

结论显示对于生产者而言，电子商务扩张带来的收

入效应有限，即其对农村地区的就业和创业行为很

难造成直接影响。

本文可能的边际贡献：（1）在理论分析中，将电

子商务技术引入到经济结构变革模型之中，探究电

子商务发展如何影响经济结构变革——劳动力从

农业部门转移到制造业部门；（2）在工具变量的选

取上，基于通勤距离（运输距离）进行构建，较好的

克服电子商务发展对农村非农就业增长效应的内

生性问题；（3）在机制分析中，研究宗族社会网络

在电子商务促进农村非农就业过程的调节作用机

制，并基于村庄内的姓氏数量和占比构建社会网络

变量，为研究社会网络与其他经济变量的关系提供

新的分析视角。

·58·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

二、理论模型与机制分析

（一）电子商务发展与非农就业增长的理论模型

经济结构变革（Structure Transformation）是现

代经济增长的重要特征，其典型事实是生产要素

在农业部门、制造业部门等领域进行重新配置，尤其

是劳动力从农业部门转移到制造业部门（Kuznets，

1973）[15]。经济结构变革模型为分析农业部门和制造

业部门之间的关系提供了易处理的分析框架。本文

以 Matsuyama（1992）[16]的经济结构变革模型为基础，

将电子商务技术引入到制造业生产函数中，探究电

子商务的发展是如何影响劳动力在农业部门和制造

业部门之间流动。

一般均衡模型的设定。模型包括需求方的消费

者和供给方的生产者，需求方由代表性家庭构成，生

产方包括农业部门和制造业部门。每个代表性家庭

无弹性的供给 1 单位劳动，且从农业部门和制造业

部门获取收入，并将收入全部用来购买农产品和制

造业产品。电子商务技术的发展会提高制造业部门

的产出水平，在短期内农业部门的产出不受电子商

务发展的影响。直观理解电子商务是互联网的应用，

其本质是一种技术进步，其发展会带动制造业生产

的扩张（Laudon and Traver，2013）[17]。

1.家庭行为。代表性家庭的效用函数如公式（1）

所示。

∞

0 乙 e

-籽t×（c

A（t）-酌

A）

滋×c

M（t）

1-滋

dt （1）

其中，c

A（t）代表 t 时期家庭对农产品的消费数

量；c

M（t）代表 t 时期家庭对制造业产品的消费数

量；酌

A 表示家庭维持生存所必需的农产品消耗；籽

是贴现因子；滋 代表效用函数中农产品和制造业产

品的相对重要性。进一步，家庭的预算约束由公式

（2）给出。

c

A（t）+p（t）c

M（t）臆w（t）+仔（t） （2）

其中，（2）式的左边是家庭消费支出，右边是

家庭收入。本文选取农产品作为计价物（标准化为

1），p（t）是以农产品为计价单位的制造业产品的

价格，w（t）是家庭工资性收入，仔（t）是由于生产要

素报酬递减导致的家庭利润收入，其他项和前文

保持一致。

2.生产者行为。经济体的产出包括农产品和制

造业产品，分别由农业部门和制造业部门提供。生产

函数满足以下性质：生产要素边际产出大于零，且边

际报酬递减。制造业部门和农业部门的生产函数如

公式（3）和公式（4）所示。

Y

M（t）=X（t）伊F（L

M（t），e（t）） （3）

Y

A（t）=B

A 伊G（L

A（t）） （4）

其中，Y

M（t）代表 t 时期的制造业产出水平；

L

M（t）是制造业部门雇佣的劳动力数量；e（t）是电

子商务发展水平，进入到制造业的生产函数中；X（t）

表示除了电子商务发展之外的技术进步；Y

A（t）

代表 t 时期的农产品产出水平；L

A（t）是农业部门

雇佣的劳动力数量。在短期内，农业部门不存在技

术进步。与内生增长模型保持一致（Romer，1986）[18]，

制造业的技术进步和制造业的产出成正比。进一

步，由于劳动力在农业部门和制造业部门进行分

配，将劳动力标准化之后，则劳动力在市场出清时

满足公式（5）。

L

M（t）+L

A（t）臆1 （5）

本文在分析过程中，令 m（t）代表制造业部门

就业所占的比重，在实现充分就业时 L

M（t）=m（t），

L

A（t）=1-m（t）。

3.稳态分析。本文模型中的均衡定义为，在给定

的要素价格和产品价格下，家庭通过调整消费支出，

劳动力在农业部门和制造业部门之间进行自由流

动，最终家庭实现效用最大化，生产者实现利润最大

化。在家庭实现效用最大化时，农业部门的产出和制

造业的产出全部用来消费，则有以下结果：

c

A（t）=酌

A+滋p（t）c

M（t）（/ 1-滋） （6）

c

M（t）=Y

M（t）=X（t）伊F（m（t），e（t）） （7）

c

A（t）=Y

A（t）=B

A 伊G（1-m（t）） （8）

企业实现利润最大化时，农业部门和制造业部

门的边际产品价值相等，制造业部门的工资率水平

w

M（t）和农业部门的工资率水平 w

A（t）相等，且其

边际产品价值等于工资率水平，如公式（9）所示。

w

A（t）=B

A 伊g（1-m（t））=p（t）伊X（t）伊F（m（t），

e（t））=w

M（t） （9）

其中，f 是 F 关于 L

M 的一阶导数，为制造业部门

的边际产出；g 是 G 关于 L

A 的一阶导数，为农业部

门的边际产出。联立公式（6）至公式（9），计算市场出

清时等式满足的条件，此时有：

渍（m，e）=酌

A

/B

A （10）

渍（m，e）=G（1-m）-［滋伊g（1-m）F（m，e）］/

［（1-滋）伊（f m，e）］ （11）

其中，渍 可以解释为制造业产品相对于农业产

品的相对需求函数。进一步，对公式（11）关于制造业

就业份额 m 进行求导，则有：

坠渍（m，e）/坠m=G忆（1-m）-滋（/ 1-滋）伊

（驻/f义（m，e）） （12）

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

·59·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

驻=［g忆（1-m）F（m，e）+g（1-m）F忆（m，e）］伊

（f m，e）-g（1-m）F（m，e）f忆（m，e）跃0 （13）

坠渍（m，e）/坠m约0 （14）

公式（12）至公式（14）显示 渍 是关于制造业就业

份额 m 的减函数。接下来，对公式（11）关于电子商

务发展水平 e 进行求导，则有：

坠渍（m，e）/坠e=-［滋伊g（1-m）（/ 1-滋）］伊

［F忆（m，e）（f m，e）-F（m，e）f忆（m，e）］/

f（2 m，e） （15）

［F忆（m，e）（f m，e）-F（m，e）f忆（m，e）］忆=

F义（m，e）（f m，e）+F忆（m，e）f忆（m，e）-

F忆（m，e）f忆（m，e）+F（m，e）f义（m，e）=

F义（m，e）（f m，e）+F（m，e）f义（m，e）约0 （16）

坠渍（m，e）/坠e跃0 （17）

其中，公式（16）满足 Inada 条件。公式（17）显示

渍 是关于电子商务发展水平 e 的增函数。由于 酌

A 是

维持生活所需最低消费的农产品，B

A 是农业技术，

二者在短期内都保持不变，则 酌

A

/B

A 在短期内为保

持不变的常数。如果电子商务水平 e 变大，则会导

致公式（11）右边变大，为了保持等号成立，则制造

业份额 m 的取值会上升。上述结论具有重要的现

实意义：在短期内，电子商务的发展，会导致更多

的劳动力从农业部门转移到制造业部门；在长期，

当农业部门的生产效率提升时，B

A 变大，为了使得

等式（11）成立，需要更多的劳动力从农业部门转

移到制造业部门。也就是说，在短期，电子商务水

平提升使得制造业部门的生产效率提升获得更

高的工资报酬，吸引更多的劳动力从农业部门转

移到制造业部门；在长期，当农业生产效率 B

A 提

高时，相对较小的劳动力就能够生产维持生存所

必须的粮食，从而推动更大比例的劳动力进入制

造业部门。

基于上述理论分析，提出本文的假说 1。

假说 1：电子商务发展促进了农村地区非农就

业增加。

（二）电子商务发展对农村非农就业影响的作用

机制

数字经济可以降低经济活动的搜寻成本、运输

成本、追踪成本和识别成本（Goldfarb and Tucker，

2019）[19]。作为数字经济重要的应用，电子商务发展

可以减少信息不对称，降低企业进入门槛并推动企

业规模扩张，进而创造更多的创业和就业机会（许宪

春等，2019；陈晓红等，2022）[20，21]。在电子商务兴起之

前，出于市场竞争的考虑，传统的商业模式下企业倾

向于对销售渠道和进货渠道保密，这种做法不仅

可以维持较高利润，还间接提升市场进入门槛，使

其对潜在进入者保持竞争优势。随着电子商务的

发展，原先处于信息劣势的农村低收入居民，能够

凭借电子商务的低搜索成本获取前沿的市场信

息，从而增加该群体的创业机会（Jensen，2010）[22]。

此外，电子商务可以有效地连接供给和需求两端，

实现跨越时间和空间约束的信息匹配，使农村地

区生产的产品可以直接销售到城市，从而极大地

扩展了企业的市场范围（孙浦阳等，2017）[23]。具体

来说，在规模经济和外部经济效应的作用下，电子

商务的发展可以使企业扩大生产规模，推动周边

以及上下游产业的拓展，促进物流、运输、仓储、广

告等行业的发展，为农村地区劳动力提供更多的

就业岗位，从而促进农村居民从农业部门向非农

部门的转移（Gao et al.，2018）[24]。总的来说，即使

电子商务扩张对现有就业结构具有破坏性，但其

能降低就业和创业过程中的搜寻和匹配成本，当

农村地区借助电子商务接入到全国统一大市场

后，能够带来更多的机遇，所有村民都将拥有公平

竞争的机会，被摧毁的就业结构将会迅速重建，从

而全面促进农村地区非农就业的增长。

基于上述理论机制分析，提出本文的假说 2。

假说 2：电子商务发展可以降低信息不对称从

而促进农村地区非农就业增加。

（三）宗族社会网络的调节效应

电子商务在促进农村地区非农就业的过程中，

宗族社会网络起着重要作用。改革开放以来，虽然中

国的家庭模式发生了巨大变化，但家族（宗族）主义

在中国社会经济发展过程中仍然扮演着重要角色

（Whyte，1996）[25]。以血缘关系为基础构筑的宗族社

会网络，渗透在农村地区居民生活和生产的各个方

面，涵盖了从衣食住行、婚丧嫁娶，到人口流动和企

业发展（郭云南等，2013）[26]。宗族社会网络不仅是

“信息交换网络”，也是“资金融通网络”，还扮演着

“社会比较参考系”的重要角色（田子方等，2022）[27]。

作为社会网络的一种具体形式，宗族社会网络能够

提升低收入社会群体的资源配置水平和对风险的承

担能力（Narayan and Pritchett，1999）[28]。随着地区经

济活跃程度的增加，对资金的需求也随之增大；信息

越丰富，对信息的甄别就显得更加重要。相比城市

地区，农村居民在获取资金支持以及对信息进行识

别时面临更大挑战。因此，电子商务在促进农村地

区非农就业的过程中，宗族社会网络对于融资支持、

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

·60·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

信息共享与识别具有更加重要的作用。相较于传统

的朋友圈，宗族网络提供融资支持的可能性更大，并

且能够获得更高的资金额度（林建浩等，2016）[29]。宗

族社会网络内部信息的共享可以推动某个行业发

展，来自同一个宗族或者临近的居民更容易从事相

同的非农经济活动（Hellerstein et al.，2011）[30]，如快

递行业的“通达”系全部来自浙江桐庐的一个家族。

即使不是从事相同的行业，如果家族中的人从事商

业活动，其从事非农就业的概率要显著高于普通村

民（郭云南等，2013）[27]。

基于上述理论分析，提出本文的假说 3。

假说 3：宗族社会网络在电子商务发展促进农

村地区非农就业过程中起着重要调节作用。

三、数据变量与实证策略

（一）数据变量

核心解释变量是电子商务发展水平，现有文献

衡量电子商务发展水平的指标主要包括两种。第一，

使用清华大学电子商务交易技术国家工程实验室

等机构联合发布的中国电子商务发展指数，该指标

测度了中国省级层面电子商务发展状况。然而使用

省级层面的电子商务发展指数可能会掩盖子空间

单元的异质性，对于制定更加精准化的区域发展政

策是不利的。第二，使用淘宝村的数量作为电子商

务发展水平的代理变量，由于淘宝村数据包含详细

的地理信息，上述方法可以弥补使用省级层面电子

商务发展指数面临的问题。然而，用淘宝村数量作

为电子商务发展水平指数也存在以下问题：淘宝村

是由生产厂家集聚产生的，其仅从供给端考虑电子

商务的发展水平，缺乏对消费侧的考虑，并不能真

正反映某个地区的电子商务发展水平。基于上述考

虑，本文使用了阿里巴巴研究院发布的地级市层面

的电子商务发展指数（E_commerce），其给出了全

国所有地级市层面的电子商务发展排名状况。该

电子商务发展指标由网商指数、网购指数两部分

构成，二者合成了电子商务发展指数。鉴于数据的

可获得性，本文把地级市层面电子商务发展指数

排名进入全国前 100 的赋值为 1，否则为 0，数据时

期是 2013—2016 年。愚

被解释变量是农村地区的非农就业（Non_ farm）。

非农就业数据来源于中国家庭追踪调查（CFPS）数

据（谢宇等，2014）[31]。CFPS 数据是一项针对中国家

庭经济活动、健康状况以及人口特征的综合信息社

会调查，覆盖全国 25 个省份，人口占比超过 95%，具

有较好的代表性。CFPS 以行政区划和社会经济地位

为主要分层变量，采用与规模成比例的多阶段概

率抽样。对于面谈困难的非同居家庭成员，CFPS

尽可能采用电话或网络面谈方式。上述措施使得

样本流失率较小，可以最大程度上减轻样本选择

偏误。为了和电子商务发展指数进行匹配，本文使

用的非农就业数据来自于 2014 年和 2016 年的两

次调查。本文所使用的非农就业包括除了从事农

业生产经营的所有个体就业数据。从事非农业生

产赋值为 1，否则为 0。进一步，把农村地区非农就

业数据分成以下两部分：一部分是由企业家精神

驱动的创业活动（Non_ farm_1），包括私营企业主、

个体工商户以及其他自我雇佣经济活动；另一部分

是被雇佣而产生的就业行为（Non_ farm_2），主要是

工厂打工以及在服务业就业。

关于控制变量的选取，主要包括可能影响非

农就业的个体层面和家庭层面的变量。个体层面

的变量包括年龄、性别、婚姻状况、受教育程度、自

我评估身体状况、是否购买养老保险、是否使用互

联网。受访者个体的年龄记为 Age；性别记为

Gender， 男 性 为 1， 女 性 为 0； 婚 姻 状 况 记 为

Marriage，未婚为 0，已婚为 1，离婚为 2；受教育程

度记为 Education，其中，文盲为 0，小学为 1，初中

为 2，高中为 3，大专为 4，本科为 5，硕士为 6，博

士为 7；自我评估身体状况记为 Health，身体状况

取值 1—7，1 为最差，7 为最好；是否购买养老保险

记为 Insurance，有养老保险为 1，否则为 0；是否使

用互联网记为 Internet，使用互联网为 1，否则为 0。

家庭层面的变量包括家庭规模、家庭小孩数量、家

庭老人数量。家庭规模记为 Family_size；家庭小孩

数量（年龄低于 7 岁）记为 Children_num；家庭老人

数量（年龄高于 70 岁）记为 Older_num。表 1 给出

了主要变量的描述性统计。

变量名称 变量符号 样本量 平均值 标准差

全部非农就业 Non_ farm 24150 0.319 0.466

自主创业 Non_ farm_1 24150 0.076 0.265

受雇佣非农就业 Non_ farm_2 24150 0.243 0.429

表 1 变量的描述性统计

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

·61·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

（二）实证策略

为了研究电子商务发展水平与农村地区非农就

业之间的关系，本文采用了双重固定效应模型，实证

策略如公式（18）所示。

Yit=琢0+琢1E_commerceit+ 茁Xit+vi+Tt+滋it （18）

其中，i 是个体；t 是年份；Yit 是个体 i 在 t 年份

是否从事非农就业，0 表示从事农业相关工作，1

表示从事非农就业；E_commerceit 是个体 i 所在地

级市的电子商务发展指数在 t 时期是否进入全国

100 强；Xit 是一组控制变量，包括个体和家庭层面

的变量；vi 是个体固定效应；Tt 是时间固定效应；滋it

是随机扰动项。

考虑到线性概率模型的预测值落到［0，1］区间

之外的问题，为了确保估计结果的稳健性，本文还同

时使用了面板 logit 模型，估计方程如公式（19）和公

式（20）所示。

Y

*

it =琢0+琢1E_commerceit+茁Xit +vi+Tt+滋it （19）

P（r Y=1）=P（r Y

*

it 跃0）=撰［琢0+琢1ECTIit+ 茁Xit+vi+Tt］

（20）

其中，Y

*

it 是潜在变量；Y 是结果变量；撰 表示

logit 模型的累计分布函数。考虑到面板 logit 模型，

在估计时会出现偏差，采用 Dhaene 和 Jochmans

（2015）[32] 的思路，使用了 JC 估计量 （Jackknifecorrected Estimator）对其进行偏误校正。

（三）内生性问题

电子商务发展对于农村地区非农就业的影响

分析，面临两大挑战。第一，非农就业和电子商务

发展互为因果的问题，理论上讲电子商务的发展

可以带动当地非农就业的增长，与此同时，经济基

础尤其是工业基础 （非农就业岗位较多） 好的地

区，更加容易发展电子商务，即本地的非农就业经

济活动导致了电子商务的发展。第二，遗漏变量的

问题，如果被遗漏变量和电子商务发展水平存在

相关性，对于上述模型的估计结果存在高估或者

低估的状况，导致回归系数不是一致估计量。为了

解决上述内生性问题，本文构建了基于通勤距离

的工具变量，利用地级市距离广州和杭州的通勤距

离之和取对数（Comdis）作为电子商务发展水平的

工具变量。和地理距离相比（张勋等，2019）[33]，通

勤距离更能够反映出不同地区之间的空间经济距

离。本文使用的通勤距离是利用百度地图导航的

最优路线获取的，涵盖了全国所有地级市两两之

间的通勤距离。工具变量的使用要满足以下两个

条件：（1）相关性假设，从地级市的空间分布来看，

杭州和广州是中国电子商务发展程度最高的地

区，在其周围电子商务的发展程度呈现递减的趋

势，上述相关性的分析也可以通过 F 检验来进行；

（2）外生性假设，基于地理数据构建的通勤距离工

具变量与非农就业二者之间不存在逻辑上的关联

变量名称 变量符号 样本量 平均值 标准差

电子商务发展水平 E_commerce 24150 0.288 0.453

年龄 Age 24150 47.820 13.866

性别 Gender 24150 0.535 0.499

婚姻状况 Marriage 24150 1.011 0.338

受教育程度 Education 24150 2.121 1.133

身体健康状况 Health 24150 5.495 1.206

是否有养老保险 Insurance 24150 0.615 0.486

是否使用互联网 Internet 24150 0.253 0.435

家庭规模 Family_size 24150 4.552 2.009

家庭孩子数量 Children_num 24150 0.860 1.018

家庭老人数量 Older_num 24150 0.432 0.701

通勤距离 Comdis 24150 7.256 0.391

地势坡度 Slope 24150 11.220 5.368

村庄与县城距离 County_dis 24150 3.505 1.042

村庄大姓占比 Name_ per 24150 0.205 0.306

表 1（续）

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

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山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

性。此外，本文还使用了另外一个工具变量地势坡

度（Slope）。与上述分析类似，使用坡度作为工具

变量的理由是，地势坡度平缓的地区更加容易进

行信息基础设施建设，使得信息传输更加便捷，

有利于当地电子商务的发展，满足相关性假设。

此外，地势坡度与当地的就业没有直接的关系，工

具变量的外生性得以满足（Qian，2008；柏培文、张

云，2021）[34，35]。

四、实证结果与解释

（一）基准回归结果

表 2 是电子商务发展对农村地区非农就业增

长影响的基准回归结果。其中，前 3 列是使用线性

概率模型并逐步添加控制变量进行估计的结果；

后 3 列是利用 logit 模型逐步添加控制变量进行估

计的结果。对于线性概率模型，核心解释变量——

电子商务发展水平（E_commerce）都在 1%的水平

上显著，回归系数在 0.08 到 0.13 之间，即电子商

务的发展对于农村非农就业的提升作用在 8%到

13%之间。在 logit 模型中，本文使用了 JC 估计量

对估计系数进行修正，表中汇报的是平均边际效

应（Average Partial Effect），系数大小在 0.13~0.15

之间，和线性概率模型基本保持一致，说明估计结

果是稳健的。上述结论显示出，电子商务发展显著

促进了农村地区非农就业增长。

表 2 电子商务发展对农村地区非农就业影响的基准回归结果

线性概率模型

E_commerce

0.087

***

（0.011）

0.147

***

（0.004）

0.139

***

（0.004）

Age

-0.002

***

（0.000）

-0.003

***

（0.000）

Gender

-0.020

***

（0.005）

-0.020

***

（0.005）

Marriage

-0.034

***

（0.006）

-0.005

（0.006）

Education

0.023

***

（0.001）

0.022

***

（0.001）

个体固定效应 是 是 是

Health

-0.001

（0.001）

-0.001

（0.001）

Insurance

0.001

***

（0.000）

0.001

***

（0.000）

Internet

0.141

***

（0.005）

0.136

***

（0.005）

Family_size

-0.014

***

（0.001）

Children_num

-0.016

***

（0.003）

Older_num

0.052

***

（0.003）

Constant

0.667

***

（0.006）

年份固定效应 是 是 是

调整 R

2 0.870 0.042 0.048

样本量 24150 24150 24150

0.130

***

（0.011）

-0.013

***

（0.001）

-0.054

***

（0.011）

-0.276

***

（0.013）

0.004

***

（0.001）

是

-0.001

（0.001）

0.001

***

（0.000）

0.102

***

（0.010）

1.374

***

（0.023）

是

0.876

24150

logit 模型

0.125

***

（0.011）

0.138

***

（0.004）

-0.014

***

（0.001）

-0.054

***

（0.011）

-0.254

***

（0.014）

0.005

***

（0.001）

0.001

（0.001）

0.001

***

（0.000）

0.098

***

（0.010）

-0.013

***

（0.003）

-0.001

（0.006）

0.070

***

（0.007）

1.395

***

（0.028）

是 是

是 是

0.877 0.016

24150 24150

（1） （2） （3） （4） （5） （6）

变量 被解释变量：Non_ farm

注：括号里是聚类稳健标准误，聚类到村庄层面；*** 代表 1%的显著性水平；logit 模型中使用 JC 估计量。

（二）内生性问题的探讨

基准回归显示电子商务发展显著促进了农村地

区非农就业增长。上述结论面临内生性问题的挑战，

遗漏变量和双向因果关系可能使得模型的估计结果

产生偏误。为了解决内生性问题，本文使用了以下两

个工具变量：一是地级市到广州和杭州的通勤距离

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

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山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

之和取对数（Comdis）；二是地级市层面的地势坡度

（Slope）。上文已经对工具变量适用性进行了论述，

接下来使用上述工具变量做进一步的分析。

表 3 是利用工具变量进行检验的第一阶段回归

结果。前 3 列使用 E_commerce 对工具变量（通勤距

离、地势坡度和二者的组合）进行回归，后 3 列使用

E_commerce 对工具变量与年份的交互项进行回归。

结果显示，第一阶段回归结果的 F 值都显著大于

10，可以排除弱工具变量假设。进一步分析显示，无

论是使用通勤距离还是地势坡度，以及二者的组合

作为工具变量，都在 1%的水平上显著负相关，和前

文对工具变量的讨论保持一致。

表 3 工具变量检验：第一阶段回归结果

变量

（1） （5） （6）

解释变量：E_commerce

Comdis

-0.173

***

（0.017）

Slope

Comdis伊Year

-0.073

***

（0.010）

Slope伊Year

-0.015

***

（0.001）

-0.015

***

（0.001）

个体控制变量 是 是 是

家庭控制变量 是 是 是

第一阶段 F 值 108.646 512.924 340.545

（2）

-0.025

***

（0.001）

是

是

572.986

（3） （4）

-0.119

***

（0.016）

-0.025

***

（0.001）

-0.104

***

（0.010）

是 是

是 是

378.982 109.101

个体固定效应 是 是 是 是 是 是

年份固定效应 是 是 是 是 是 是

调整 R

2 0.315 0.366 0.376 0.314 0.357 0.364

样本量 24150 24150 24150 24150 24150 24150

注：括号里是聚类稳健标准误，聚类到村庄层面；*** 代表 1%的显著性水平。

表 4 汇报了利用工具变量进行第二阶段回归

的结果。Panel A 是以线性概率模型为基础进行分

析的。Panel B 是使用 Probit 模型进行分析，其第

一阶段的处理过程和使用线性概率模型的过程

保持一致，在第二阶段回归中利用第一阶段估计

的电子商务发展水平进行 Probit 回归，由于无法

像线性模型那样采取固定效应对不可观测的遗

漏变量进行差分消除，利用混合回归的方法并且

将标准误差聚类到个体层面。舆 （1）、（2）、（4）和

（5）列使用单个工具变量进行分析，（3）和（6）列

使用工具变量组合进行 2SLS 的分析。回归结果显

示，在利用工具变量后回归结果依旧在 1%的水平

上显著为正，且回归系数增大，介于 0.4 与 0.8 之

间。以（3）和（6）列的 2SLS 回归结果为例，和其他

城市相比，电子商务发展水平位于前 100 的城市，

非农就业机会增长了 40%。在 Probit 模型中，系数

变得更大，尽管其数值大小可能有所偏差，但有一

点可以肯定是的，由于内生性的问题，基准回归模

型低估了电子商务发展对于农村地区非农就业的

促进作用。

表 4 工具变量检验：第二阶段回归结果

变量

（1） （5） （6）

被解释变量：Non_ farm

（2） （3） （4）

Panel A：线性概率模型

E_commerce

0.821

***

（0.106）

0.360

***

（0.043）

0.416

***

（0.038）

0.834

***

（0.106）

0.376

***

（0.044）

0.434

***

（0.039）

调整 R

2 0.024 0.189 0.177 0.017 0.186 0.173

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

·64·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

此外，在利用工具变量组合进行 2SLS 分析时，

为了检验过度识别问题，本文使用了有限信息极大

似然估计（Angrist and Pischke，2009）[36]。结果如表 5

所示，其与利用 2SLS 的结果基本保持一致，排除工

具变量过度识别。

（三）稳健性检验

为了确保基准回归结果的稳健性，除了前文使

用的多种计量估计方法、工具变量法之外，接下来从

三个方面做进一步的论证。第一，替换电子商务发展

水平指标，本文利用清华大学电子商务交易技术国

家工程实验室发布的省级层面的电子商务发展指数

作为替换的解释变量进行分析。第二，考虑到异常样

本值会对研究结论造成影响，本文在稳健性检验过

程中对样本极端取值进行了剔除，剔除的样本包括

受教育程度、年龄、家庭规模、家庭孩子数量、家庭老

人数量等变量取值在 99%分位数之外的数据。第三，

考虑到人口迁徙可能会影响到本地非农就业的状

况，为了使得识别效应更加具有针对性，本文进一步

对研究个体进行了限定，只考虑户口在本地和就业

在本市的就业状况。

利用上述方法进行稳健性分析的结果如表 6 所

示，前 3 列是静态工具变量，后 3 列是动态工具变量。

（1）列和（4）列是替换电子商务发展水平变量的回归

结果，由于采用的指标是省级层面的，回归系数尽管

有所缩小，但依然显著为正，说明电子商务发展水平

对农村地区非农就业的影响是确定的。（2）列和（5）列

剔除了受教育程度、年龄、家庭规模、家庭孩子数量、

家庭老人数量等变量取值在 99%分位数之外的样

本，回归系数在 0.41 左右和前文基本一致。（3）列和

（6）列对研究对象进行了控制，只考虑到户口在本市

且常年居住在本地的群体，结果依旧是稳健的。

变量

（1） （5） （6）

被解释变量：Non_ farm

个体控制变量 是 是 是

家庭控制变量 是 是 是

（2）

是

是

（3） （4）

是 是

是 是

个体固定效应 是 是 是 是 是 是

年份固定效应 是 是 是 是 是 是

调整 R

2 0.024 0.070 0.048 0.016 0.042 0.048

样本量 24150 24150 24150 24150 24150 24150

E_commerce

1.837

***

（0.059）

0.975

***

（0.074）

1.207

***

（0.062）

0.933

***

（0.071）

1.154

***

（0.061）

1.854

***

（0.058）

Panel B：Probit 模型

第一阶段 F 值 108.646 572.986 378.982 109.101 512.924 340.545

工具变量 Comdis Slope Combine Comdis伊Year Slope伊Year Combine伊Year

表 4（续）

注：在 Panel A 线性概率模型中聚类在村庄层面；在 Panel B 的 Probit 模型中聚类在个体层面；Combine 是 Comdis+Slope 的

工具变量组合；*** 代表 1%的显著性水平。

表 5 过度识别检验：有限信息极大似然估计（LIML）

变量

（1） （3） （4）

被解释变量：Non_ farm

E_commerce

0.416

***

（0.038）

0.434

***

（0.039）

0.441

***

（0.040）

个体控制变量 是 是 是

家庭控制变量 是 是 是

个体固定效应 是 是 是

（2）

0.422

***

（0.039）

是

是

是

年份固定效应 是 是 是 是

调整 R

2 0.177 0.176 0.173 0.171

样本量 24150 24150 24150 24150

工具变量 Combine Combine

Combine伊

Year

Combine伊

Year

估计方法 2SLS LIML 2SLS LIML

注：Combine 是 Comdis +Slope 的工具变量组合；括号

里是聚类稳健标准误，聚类到村庄层面；*** 代表 1%的显

著性水平。

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

·65·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

五、进一步分析：机制渠道及异质性

（一）电子商务发展对农村非农就业影响的机制

分析

通过上面的实证分析，可以看出电子商务的扩

张对于农村地区非农就业产生了显著的促进作用。

然而，电子商务发展对于农村就业结构变革的影响

是通过何种机制产生作用的，需要进一步分析。在前

文分析提及，电子商务发展促进农村非农就业的机

制主要是减少信息不对称状况，降低市场交易成本，

便于新企业进入和现有企业规模扩张。本文接下来

对上述机制进行检验。

对于降低信息不对称的检验，本文的思路如下：

高收入的农村家庭相对于低收入的农村家庭在信息

获取上显然更具有优势（Jensen，2010）[22]，若电子商

务对非农就业的促进作用是通过降低信息不对称实

现的，高收入农村家庭中个体的信息优势将会下降，

电子商务的发展将会导致处于信息劣势的低收入家

庭个体获得更高的创业和就业机会。

表 7 显示了电子商务发展对不同收入个体的非

农就业状况的影响。在机制检验过程中，本文以

2014 年农村居民家庭收入为基准，按照收入从低到

高将全部个体划分为 4 个组别。（1）、（2）、（3）、（4）分

别代表收入最低的 25%个体、收入中下 25%的个

体、收入中上 25%的个体和收入最高的 25%个体。

表中是使用动态工具变量进行回归的结果，可以看

出对于收入较低的 50%个体，回归结果在 1%的水

平上显著为正，而对于收入较高的个体，上述回归结

果不显著。即电子商务发展会帮助低收入家庭个体

获得更多的非农就业机会，验证了电子商务发展可

以降低信息不对称程度的机制。上述机制也具有重

要的现实意义，电子商务发展可以使得收入较低的

群体获益更多，对于减少贫富差距，实现乡村振兴具

有重要政策启示。

（二）宗族社会网络调节机制检验

以血缘关系构成的宗族社会网络在电子商务

促进农村地区非农就业增长过程中扮演着重要角

色。检验宗族社会网络调节机制的思路如下：如果

宗族社会网络在电子商务发展促进农村地区非农

就业起着重要作用，则将社会网络、社会网络与电

表 6 稳健性检验

变量

（1） （5） （6）

被解释变量：Non_ farm

E_commerce

0.038

***

（0.007）

0.413

***

（0.035）

0.366

***

（0.044）

个体控制变量 是 是 是

家庭控制变量 是 是 是

（2）

0.406

***

（0.034）

是

是

（3） （4）

0.358

***

（0.044）

0.043

***

（0.008）

是 是

是 是

个体固定效应 是 是 是 是 是 是

年份固定效应 是 是 是 是 是 是

调整 R

2 0.323 0.174 0.165 0.486 0.171 0.164

样本量 24150 23508 20330 24150 23508 20330

第一阶段 F 值 39.888 368.829 383.824 35.582 330.435 351.026

工具变量 Combine Combine Combine Combine伊Year Combine伊Year Combine伊Year

注：同表 5。

表 7 降低信息不对称机制检验

变量

（1） （3） （4）

个体控制变量 是 是 是

家庭控制变量 是 是 是

个体固定效应 是 是 是

（2）

是

是

是

年份固定效应 是 是 是 是

调整 R

2 0.174 0.184 0.027 0.043

样本量 5636 5636 5636 5636

第一阶段 F 值 49.011 50.413 29.788 19.932

工具变量

Combine伊

Year

Combine伊

Year

Combine伊

Year

Combine伊

Year

E_commerce

0.435

***

（0.120）

0.530

（0.359）

0.724

（0.906）

0.467

***

（0.105）

被解释变量：Non_ farm

收入最低 收入中下 收入中上 收入最高

注：同表 5。

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

·66·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

子商务发展水平的交互项加入到基准回归方程，通

过观察交互项的符号和大小检验上述机制。本文使

用村庄内的姓氏分布状况作为宗族社会网络变量。

中国的乡村地区，村庄的起源是具有血缘关系的人

口聚集在一起以及后来部分人口迁入形成的，因此，

同一个姓氏的人大多来自具有血缘关系的家族。本

文使用村子内前 5 大姓人数占整个村子人口的比重

（Name_ per）和村庄内姓氏数量（Name_num）来表示

宗族社会网络关系。村庄内大姓氏人口数量占整个

村庄人口比重越高说明村庄内宗族社会网络越紧

密；姓氏的数量越多，说明具有血缘关系的家族数量

越多，社会网络越复杂。

表 8 是宗族社会网络调节机制检验的结果。表

中为 2SLS 回归的第二阶段结果，核心解释变量是

电子商务发展水平与姓氏的交互项。由于 CFPS 只

汇报了 2014 年的村庄姓氏数据，本文将姓氏与年

份进行交互相乘对宗族社会网络变量进行控制。其

中，列（1）的核心解释变量是电子商务发展水平与

前 5大姓氏占比的交互项；列（2）的核心解释变量是

电子商务发展水平与姓氏个数的交互项。电子商务

与村庄内前 5 大姓氏占比的交互项在 1%的水平显

著为正，即村子内部大姓氏占比越高，社会网络越紧

密，电子商务发展对于非农就业的影响效应越大；电

子商务发展水平与村庄内姓氏个数的交互项显著为

负，即村庄内姓氏越多，宗族社会关系越疏远，对非

农就业的影响为负。上述结论显示，电子商务的发展

并没有降低农村居民对宗族社会网络的依赖，反而

是社会网络越密切，对非农就业影响效应越大。事实

上，上述结论在现实中也能够得以验证，前文提及的

快递行业多数出自同一家族就是最佳案例。

（三）异质性分析

1.市场接入便利性。市场便利接入或者市场可

达性对于企业选址、产业发展起着重要作用（李兰冰

等，2019）[37]。Donaldson 和 Hornbeck（2016）[38]研究发

现随着铁路网络从 1870 年到 1890 年的扩张，将使

美国农业土地的总价值增加 60豫。因此，电子商务对

农村非农就业的影响会受到市场接入便利的影响。

本文用村庄与中心城镇（集镇、县城、省会城市）的地

理距离来表示市场接入的便利性。表 9 将电子商务

发展水平与市场可达性的交互项作为核心解释变

量。进一步，第（1）列将该个体所在村庄距集镇的距

离取对数（Town_dis）作为市场可达性指标；第（2）列

将个体所在村距县城的距离取对数（County_dis）作

为市场可达性指标；第（3）列将个体所在村与省会的

距离取对数（Prov_dis）作为市场可达性指标。

表 9 的结果显示，电子商务和市场可达性的交

互项都在 1%的水平上显著为负。即距离商业中心越

近，村庄接入市场越便利，电子商务发展对于非农就

业的促进效应越大。进一步分析，交互项系数分别

是-0.093、-0.189、-0.077，可以看出村庄与县城的距

离对于电子商务促进非农就业的影响最大，与省会

城市的距离影响最小，而与集镇的距离带来的影响

位于二者之间。上述结论表明，农村地区非农就业增

长（经济发展）最为关键的一环是与县城之间的经济

联系，县域经济在实现乡村振兴中扮演者最为重要

的角色。上述结论在一定程度下突破了中心—外围

理论（Krugman，1991）[38]，上述理论认为在本地市场

效应和规模报酬递增的情况下会形成中心—外围的

表 8 宗族社会网络调节机制检验

年份固定效应 是 是

调整 R

2 0.154 0.182

样本量 24150 24150

第一阶段 F 值 272.802 161.372

工具变量 Combine伊Year Combine伊Year

个体固定效应 是 是

家庭控制变量 是 是

变量

（1） （2）

个体控制变量 是 是

被解释变量：Non_ farm

E_commerce伊Name_ per

0.481

***

（0.176）

E_commerce伊Name_num

-0.230

***

（0.029）

E_commerce

0.300

***

（0.074）

0.959

***

（0.102）

Name_ per伊Year

0.001

***

（0.000）

Name_num伊Year

0.006

（0.008）

注：村庄内的姓氏数据只在 2014 年的 CFPS 中进行了

汇报，因此本文使用 2014 年的数据分别与 2014 年、2016

年的电子商务发展水平数据进行交互；使用 2014 年的姓

氏数据与年份进行交互对宗族社会网络变量进行控制；交

互项做了去均值化处理；Combine 是 Comdis +Slope 的工具

变量组合；括号里是聚类稳健标准误，聚类到村庄层面；

*** 代表 1%的显著性水平。

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

·67·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

（2） （3）

个体控制变量 是 是

家庭控制变量 是 是

个体固定效应 是 是

（1）

是

是

是

年份固定效应 是 是 是

调整 R

2 0.189 0.195 0.163

样本量 24150 24150 24150

第一阶段 F 值 137.120 132.824 94.285

工具变量

Combine伊

Year

Combine伊

Year

Combine伊

Year

变量

被解释变量：Non_ farm

E_commerce

1.014

***

（0.093）

0.040

（0.108）

0.582

***

（0.063）

E_commerce伊

Town_dis

-0.093

***

（0.022）

E_commerce伊

County_dis

-0.189

***

（0.027）

E_commerce伊

Prov_dis

-0.077

***

（0.023）

产业分工格局，中心区从事工业生产，边缘地区从事

农业生产。在电子商务的加持下，即使距离省会城市

（大的中心市场）较远，只要距离小的中心城市较近，

借助便利的市场可达性，当地农村的经济依然能够

取得发展。

2.非农就业类型差异。根据就业类型不同，非农

就业可以分以下两大类：受雇用就业及企业家精神

迸发产生的创业和自我雇佣就业机会。沿着上述思

路，并参考 Gebresilasse（2023）[40]异质性分析的做法，

本文把电子商务对非农就业的影响按照就业类型不

同做了进一步的分析，探讨了不同区域（东部、中部、

西部和东北地区）电子商务扩张对创业型和受雇用

型的非农就业的影响。余

电子商务发展对不同非农就业类型影响的回

归结果如表 10 所示。Panel A 的被解释变量是自我

雇佣以及创业类型的非农就业活动，检验了电子商

务发展对于由企业家精神驱动的创业活动的影响。

Panel B 的被解释变量是从事受雇用类型的非农就

业，检验了电子商务发展对于雇佣性就业的影响。

首先，本文对全部样本进行了回归分析，Panel A 的

（1）列显示电子商务发展对于创业型就业影响的回

归系数是 0.14，而 Panel B 的（1）列显示出电子商务

发展对受雇佣就业的影响为 0.38，上述回归系数都

在 1%的水平上显著。即从全国层面来看，电子商务

发展对于雇佣型的非农就业效应显著大于创业型

的就业效应，电子商务发展对于非农就业的影响主

要是通过雇佣实现的。

进一步，本文分地区研究了电子商务发展对

不同非农就业类型的影响，结果如表 10 的（2）列

至（5）列所示。其中，（2）列至（5）列分别表示东部

地区、中部地区、西部地区和东北地区的回归结

果。结论如下：电子商务发展对于农村地区创业型

非农就业的影响显示，中部和西部地区显著为正，

而东部和东北地区不显著；对于农村地区受雇用

型的非农就业影响，东部地区显著为正，而中部地

区、西部地区和东北地区都不显著。总的来说，电

子商务的发展同时促进了农村地区创业型的非农

就业和雇佣型非农就业，但在进一步的分地区分

析中，发现上述效应依然存在显著差异。东部地

区、中部地区和西部地区都能够在电子商务发展

促进农村地区非农就业增长中获益，而对东北地

区的影响不显著。

表 9 异质性分析：市场接入便利性

注：本文在做固定效应回归时，对村庄与集镇距离、县

城距离和省会距离进行了吸收；Combine 是 Comdis+Slope 的

工具变量组合；括号里是聚类稳健标准误，聚类到村庄层

面；*** 代表 1%的显著性水平。

表 10 异质性分析：不同非农就业类型

变量

（1） （2） （3） （4） （5）

全国 东部 中部 西部 东北

Panel A：Non_ farm_1

E_commerce

0.329

**

（0.152）

-0.101

（0.066）

0.138

***

（0.038）

0.015

（0.062）

0.021

***

（0.004）

调整 R

2 0.115 0.107 0.116 0.116 0.104

第一阶段 F 值 34.054 133.463 18.265 33.457 124.312

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

·68·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

六、结论与启示

（一）研究结论

电子商务发展对于增加农民收入、促进乡村

振兴至关重要。本文从理论模型和实证方面研究

了电子商务发展对农村地区非农就业的影响。理

论模型显示，电子商务发展可以促进经济结构变

革，推动劳动力从农业部门向制造业部门转移。利

用工具变量进行实证分析发现，电子商务发展显

著促进农村地区非农就业增长，上述结论在一系

列稳健性检验后依旧成立。机制分析显示电子商

务发展可以降低信息不对称从而促进农村地区非

农就业增长，而宗族社会网络在电子商务促进农

村地区非农就业增长过程中起着重要调节作用。

异质性分析表明，村民所在村庄距离中心城镇的

距离越近，电子商务的发展对农村地区的非农就

业增长效应越显著，而县城所起作用高于集镇与

省会城市。电子商务发展对雇佣型和创业型的非

农就业影响存在显著差异，分地区来看，中部地区

和西部地区的创业效应较为显著，而东部地区的

受雇用就业效应最为明显。

（二）对策建议

第一，政府要积极加大农村信息基础设施投资，

提升村民接入互联网的便利性。当前正处于数字经

济时代，互联网发展极大了降低了信息的获取成本。

无论你身处繁华的都市，还是遥远的乡村，借助互联

网都可以实时了解最新信息，将商品销售到全国乃

至全球各地。因此，推动农村地区、尤其是贫穷落后

地区的信息基础设施建设至关重要，便利的信息基

础设施使得农村地区接入到全国统一大市场之中，

广阔的市场需求和众多的商业机会为农村地区的人

们提供了无限可能，进而推动农村地区非农就业增

长和收入增加。

第二，在村庄配备专业的技术人员，提供相关

的技能培训与咨询服务。农村居民的受教育程度

普遍偏低，如果没有相关的职业技能培训，即使能

够便利的接入互联网，也很难发现创业、就业机

会。此外，互联网的发展使得信息传播更加便捷，

但网上同时遍布着大量不实信息，农民缺乏对信

息甄别的能力，更加容易上当受骗。因此，在大力

发展互联网等信息技术时，需要配备专业的技术

人员，在积极帮助农村居民开展职业技能培训的

同时帮助村民进行咨询服务。

第三，要加强县村之间的经济联系，推动县域经

济发展。县域经济对于农村电子商务的发展乃至全

国经济增长都是至关重要的。县城在中国城市体系

中扮演着承上启下的作用，是农产品转运出去的关

键节点，借助县城渠道打破地理距离的桎梏，推动农

村企业做大做强，助力农村产品走向全国。

（三）不足与展望

虽然本文利用微观个体研究了电子商务发展对

农村非农就业的影响，但仍然存在一些可以改进和

完善的地方。首先，本文所使用的数据来自 2014 年

变量

（4） （5）

家庭控制变量 是 是

（1）

是

（2） （3）

是 是

个体固定效应 是 是 是 是 是

年份固定效应 是 是 是 是 是

调整 R

2 0.163 0.098 0.171 0.166 0.093

样本量 24150 6544 6885 7365 3135

全国 东部 中部 西部 东北

第一阶段 F 值 34.054 133.463 18.265 33.457 124.312

工具变量 Combine伊Year Combine伊Year Combine伊Year Combine伊Year Combine伊Year

个体控制变量 是 是 是 是 是

Panel B：Non_ farm_2

E_commerce

0.383

***

（0.038）

0.378

***

（0.063）

0.280

（0.434）

0.253

（0.158）

-0.167

（0.715）

表 10（续）

注：Combine 是 Comdis+Slope 的工具变量组合；括号里是聚类稳健标准误，聚类到村庄层面；***、** 分别代表 1%、5%的

显著性水平。

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

·69·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

注释：

淤 数据来源：阿里研究院官网（www.aliresearch.com）。

于 数据来源：第49次《中国互联网络发展状况统计报告》。

盂 数据来源：《中国农村电子商务发展报告（2021—2022）》。

榆 阿里巴巴研究院对淘宝村的认定标准主要包括三方面：（1）经营场所，在农村地区，以行政村为单元；（2）销售规

模，电子商务年销售额达到1 000万元；（3）网商规模，本村活跃网店数量达到100家，或活跃网店数量达到当地家庭户数

的10%。

虞 淘宝镇指的是一个镇、乡或街道拥有的淘宝村大于或等于3个为淘宝镇。

愚 由于阿里巴巴研究院在2016年之后不再公布全国地级市电子商务指数，因此本研究使用2016年之前的数据。

舆 由于logit模型无法使用工具变量回归，此处使用Probit模型进行回归分析。

余 本文对于东部、中部、西部和东北地区的划分方法参考国家统计局网站，具体来说，东部10省包括北京、天津、河北、上海、

江苏、浙江、福建、山东、广东和海南；中部6省包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部12省包括内蒙古、广西、重庆、四川、

贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆；东北3省包括辽宁、吉林和黑龙江。

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（1）：1-18.

和 2016 年两个时期，由于电子商务等数字经济飞速

发展，利用上述数据得出的结论可能无法很好的解

释当前经济发展现状；其次，未能解答如何推动电子

商务进一步发展，也未能对非农就业的质量做进一

步的实证量化。随着大数据与机器学习技术的兴起，

可获取的数据源会越来越多、越来越详细，未来可以

利用海量数据构造一种新的指标来衡量电子商务发

展水平，同时在更加微观的空间尺度上对电子商务

发展水平与农村非农就业的关系进行识别，从而使

得结论更加科学与完善。

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

·70·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

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［责任编辑：邱 迪］

陈建垒，等：电子商务发展与农村非农就业增长

·71·

产业经济

Journal of Shanxi University of Finance and Economics

DOI 编码：10.13781/j.cnki.1007-9556.2023.12.006

2023年12月

第45卷 第12期

Dec.，2023

Vol.45 No.12

数字技术赋能农民增收：

作用机制与影响效应

苏 群，邢怀振，刘 晨

（南京农业大学 经济管理学院，江苏 南京 210095）

［摘 要］基于区域异质性视角，利用2014—2021年我国30个省份面板数据，通过构建双重固定效应模型和空间杜宾模型

从理论和实证角度考察数字技术与农民增收之间的影响关系、作用机制以及空间溢出效应。研究结果表明：数字技术显著促进

了农民增收且具有长期增长效应，而推动城乡融合、促进农民非农就业和助力农村普惠金融发展是数字技术促进农民增收的重

要路径；区域异质性显示，经济发达地区数字技术对农民增收的促进作用优于经济欠发达地区；进一步研究发现，数字技术对农

民增收的影响存在显著的空间溢出效应。

［关键词］数字技术；农民增收；作用机制；区域异质性；空间溢出效应

［中图分类号］F49 ［文献标志码］A ［文章编号］1007-9556（2023）12-0072-15

Digital Technology Empowers Farmers to Increase Income:

Action Mechanism and Influential Effect

SU Qun, XING Huai-zhen, LIU Chen

（School of Economics and Management, Nanjing Agricultural University, Nanjing 210095, China）

Abstract: Based on the perspective of regional heterogeneity, the paper firstly selected the panel data of 30 provinces in China

from 2014 to 2021, and constructed the double fixed -effects model and the spatial Durbin model. Then the study examined the

causality relationship, action mechanism and the spatial spillover effects between digital technology and farmers’income increase from

both the theoretical and empirical perspectives. The results showed that: digital technology significantly promoted farmers’income

increase, and there was a long-term growth effects. In this relationship, there were three influential channels, that was, promoting

urban -rural integration, driving farmers’non -agricultural employment and boosting the development of rural inclusive finance.

Regional heterogeneity showed that, the promoting effect of digital technology in developed regions was bigger than that in

economically underdeveloped regions. Further research found that, there was a significant spatial spillover effects in the causal

relationship between digital technology and farmers’income increase.

Key W ords: digital technology; farmers’income increase; action mechanism; regional heterogeneity; spatial spillover effects

［基金项目］江苏高校哲学社会科学一般项目（2021SJA0262）

［作者简介］苏 群（1968—），女，宁夏银川人，南京农业大学经济管理学院教授，经济学博士，博士生导师，主要研究方向是

农村教育与社会保障；邢怀振（1994—），男，山东邹平人，南京农业大学经济管理学院博士研究生，主要研究方

向是收入不平等与农民增收；刘 晨（1996—），女，江苏徐州人，南京农业大学经济管理学院博士研究生，主要

研究方向是农村经济与社会保障。

一、引言

扎实推进农民农村共同富裕，全面推动乡村振

兴，不断提升农村经济社会发展水平，促进农村居民

收入持续增长，是新发展阶段一项重大而紧迫的战

·72·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期 苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

略任务，也是实现中国式现代化的重要要求。①近年

来，以 5G 通讯、物联网为核心的数字技术发展迅

猛，推动着新一轮技术革命，对社会结构以及人们生

产生活方式带来全方位影响。“十三五”末，全国行政

村通光纤和通 4G 比例均超过 98%，5G 加速向农村

地区覆盖，农村宽带用户数和农村网民规模分别达

到 1.42 亿户和 3.09 亿人，农村地区互联网普及率达

55.9%，城乡互联网普及率差距较 2015 年末缩小逾

10 个百分点。②互联网的普及以及电商平台等数字

技术的应用激发了农村地区的经济活力。我国农民

可支配收入实现较快增长，由 2014 年的 10 489 元

增至 2021 年的 18 931 元，但其实际增长率却出现

放缓的趋势。③与此同时，由于农业农村数字化发展

水平整体不高、农民数字技术应用能力较弱，如何运

用数字技术力量促进农民增收、助力农民农村共同

富裕仍然是我国必须面对的一个现实问题。因此，准

确评价数字技术与农民增收之间的逻辑关系及作用

机理具有重要的现实意义。

二、文献综述

随着全面建成小康社会目标的实现，确保广大

农民收入更快增长已成为实现全民共同富裕的关键

（黄季焜，2022）[1]。对于农民增收影响因素的研究主

要集中于增收渠道、农户自身、要素投入以及政策因

素四个视角。在增收渠道方面，创业可以促进市场蓬

勃发展，为农民群体创造和提供多种非农就业机会

（林嵩等，2023）[2]；在农户自身方面，包括健康状况

（许源源和陈安妮，2023）[3]、年龄和性别 （于潇和

Peter，2014）[4]、文化程度（唐红涛和谢婷，2022）[5]等因

素；在要素投入方面，通过技术进步（马轶群和孔婷

婷，2019）[6]、转移劳动力（张志新等，2020）[7]、提高生

产率等方式增加农民收入；在政策因素方面，土地流

转可以通过提高农业生产效率，促进农民增收（余晋

晶和葛扬，2023）[8]。

进入数字经济时代，数字技术已经成为农业农

村现代化发展的助推器，推动着经济、生态、乡村治

理等方面数字化转型，为提高农业生产效率及农村

经济转型注入新的活力。在理论层面，数字技术所具

备的“乘数效应”和“累积效应”在促进农民增收方面

发挥着重要作用（李怡和柯杰升，2021）[9]。就已有研

究而言，数字技术对农民增收影响的结论尚未达成

统一共识。多数文献肯定了数字技术对农民增收的

积极作用。孙俊娜等（2023）[10]研究发现，数字技术的

发展推动着农业生产与经营方式向着智能化、集约

化方向发展，促进农业产业提质增效，进而有助于改

善农民收入。Goya（l 2010）[11]基于印度大豆种植户数

据研究发现，互联网的运用对农民收入具有显著的

促进作用。孙华臣等（2021）[12]利用 PSM 和 PSMDID 等处理效应模型估计发现，农村互联网深化具

有显著的增收效应，且互联网家庭收入较非互联网

家庭提高约 21.2%。与此同时，数字技术作为减缓

贫困的重要潜力（张勋等，2019）[13]，同样被予以证

实。然而，部分研究发现数字技术对促进农民增收

的作用效果甚微。Aker 等（2016）[14]的研究发现，手

机使用率的提高显著促进了农村劳动力的转移，却

未对农民收入水平的提高带来显著影响。曹冰雪和

李瑾（2019）[15]基于 2018 年京津冀蔬菜种植户调查

数据分析发现，信息基础投入仅对高农业收入的农

户具有增收效应。在关于二者非线性研究方面，李

琪等（2019）[16]发现，数字技术对农民增收的影响呈

现出“倒 U 型”。

综上，学术界对于客观认识我国农民收入的影

响因素以及数字技术对农民增收的推动作用已有较

深理解与探讨，但依旧有可拓展的空间。本文可能存

在的边际贡献有以下几点：（1）在实现对数字技术量

化评估的基础上，将数字技术与农民增收纳入统一

研究框架中，厘清了数字技术对农民增收的影响效

应及传导机制，丰富了相关领域的研究；（2）运用空

间杜宾模型，基于空间地理矩阵、非对称空间经济地

理矩阵和空间反距离平方矩阵考察并验证了数字技

术对农民增收的空间溢出效应；（3）从研究视角来

看，基于区域异质性视角考察了不同经济发展水平

地区数字技术增收效应的差异化，为更好的弥合区

域差异，促进农民增收提供了新视角。

三、数字技术促进农民增收的理论分析

（一）数字技术的定义

数字技术是包括大数据、人工智能、云计算在内

的多种数字化技术综合集称，其最突出的特点是呈

指数级增长。数字技术的发展有助于整体经济效率

大幅度提升，对经济高质量发展具有重要的推动作

用。本文在借鉴曾世宏等（2023）[17]、刘家树和顾为都

（2023）[18]研究的基础上，认为数字技术是信息技术

发展的高级阶段，包括了数字基础发展和数字网络

发展两大维度。

（二）数字技术助力农民增收

随着互联网、大数据等数字技术在农业生产领

域的嵌入与发展，加快了农业生产逐步向着智能化、

网络化和集约化方向的转变，改变了以往传统的农

业生产方式，成为农业可持续发展的重要推动力。与

·73·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

此同时，数字技术赋能乡村建设，促进了乡村旅游、

乡村文化的传播与发展，为实现乡村振兴提供了重

要保障。以互联网、云服务为基础的数字技术现已

成为农民群体与外界沟通的桥梁，为农民提供了获

取便捷、有效就业信息的渠道，从而有助于促进农

民从收入较低的农业生产环节逐步转向收入较高

的非农产业。而且，数字技术的发展提高了农民获

取新技术与知识的便捷性，在实现农民以相对较低

成本进行知识更新、提高人力资本的同时，拓宽了

农民的社会网络，有助于其社会资本的积累，进而

更好的实现农民创业融资，降低创业风险，提高创

业绩效。在市场交易方面，数字技术的发展打破了

交易市场长期存在的信息不对称壁垒，有利于交易

信息向农村居民的传递，进而通过减少中间环节、

降低交易成本等方式来扭转因信息不对称而造成

的劣势，增加农民在交易环节中的议价话语权，从

而促进农民增收。因此，提出假说 1。

假说 1：数字技术的发展对促进农民增收具有

积极影响。

（三）数字技术对农民增收的影响存在区域异质性

数字化的应用与推广存在着两面性，数字技术

发展不均衡的现象已成为影响农民充分享受数字技

术信息红利的重要因素。相对于经济发达地区而言，

经济欠发达地区在数字化建设步伐、资金投入以及

与实体经济融合方面处于弱势地位，加之该地区农

村居民人均受教育水平偏低，加大了跨越“数字鸿

沟”的难度。史常亮（2023）[19]认为，“数字鸿沟”所体

现出的不仅是因区域经济发展水平不同而造成的

数字技术发展差异，而更多的是由此引发的“数字

化红利”差异以及收入分化差异。尽管已有研究表

明，互联网的推广和应用将有助于促进现代农业的

发展，但其促进作用在富裕国家表现得更为明显

（Lio and Liu，2006）[20]。就农户角度而言，互联网的应

用更有益于我国经济发达的东部地区农村居民收入

水平的提高（刘晓倩和韩青，2018）[21]。究其原因，可

能是经济发达地区数字技术发展较快，相较于经济

欠发达地区具有一定的先发优势，对农民增收的作

用效果更为显著；对于经济欠发达地区，数字技术发

展相对滞后，难以充分享受因数字技术发展带来的

数字红利，从而使得数字技术对农民增收的作用效

果产生差异。因此，提出假说 2。

假说 2：数字技术对农民增收的作用效果存在

区域异质性，且更有利于经济发达地区农民收入

水平的提高。

（四）城乡融合、非农就业和农村普惠金融的中

介效应

城乡融合发展作为解决我国城乡发展不平衡、

打破城乡二元经济结构、畅通城乡要素流动、实现乡

村振兴的必由之路，是学术界关注的重要问题。以

互联网、人工智能为基础的数字技术作为重要的技

术变革将直接或间接对城乡关系发展产生重要影

响。数字技术所具备的高通用性、高渗透性、高共

享性，使其可以快速且有效地渗透到城乡社会经济

发展的方方面面（吴宸梓和白永秀，2023）[22]，进而

有助于解决好城乡之间资源、空间要素错配等问

题，打破城乡在生产、分配等环节所存在的障碍，

同时实现农村剩余劳动力的优化配置，推动农民就

业，提高农民收入。

数字技术的发展与应用改善了农村剩余劳动力

就业市场的信息不对称，基于互联网强大的信息检

索功能，农民可以更好的获得一手的相关就业信息，

并且借助互联网来扩大社会资本、拓宽就业渠道，在

缩短找寻工作时间的同时节约搜寻成本，提高非农

就业概率，促进农民工资性收入的增长（万倩雯等，

2019）[23]；数字技术的发展促进了农村电子商务的快

速崛起，创造了大量的就业机会，提高农村居民就近

参与非农就业的可能性，在为农村居民提供长期可

靠就业的基础上，可以更好的从事季节性农业生产

活动。与此同时，数字技术推动了农村地区智慧农业

的大发展，减少了农民从事农业生产的时间损耗，解

放了更多的农村劳动力，促进了农民非农就业，进而

有利于农民增收。

数字技术的发展改变了传统金融的发展环境，

推动农村数字金融的普及，农村居民可以借助移动

设备完成网络支付、小额贷款等一系列金融服务，拓

宽了农村数字金融的服务覆盖范围。与此同时，农村

普惠金融的发展很好的弥补了传统金融服务效率较

低、小农难以获取相关贷款服务等不足，并且农民可

以直接通过网络服务平台进行金融理财，获取理财

收益，增加财产性收入（韩长根和张力，2017）[24]。农

村普惠金融的发展降低了农村居民小额贷款的门

槛，农村居民可以通过线上平台实现方便快捷的借

贷服务，为农民创业提供原始的资金支持，提高了农

民创业活动的积极性，有利于提高农民非农收入。综

上，提出假说 3。

假说 3：推动城乡融合、促进农村居民非农就

业、助力农村普惠金融发展是数字技术提高农村

居民收入水平的重要路径。

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·74·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

（五）数字技术对农民增收影响的空间溢出效应

数字技术打破了原有经济活动的时间和空间限

制，加强了地区之间的信息交流和要素流动，增强

了区域间经济活动的广度和深度，在促进本地区

经济发展的同时，也会对邻近地区农民收入的提

升产生积极影响。其影响效用主要体现在三方面：

其一，技术溢出效应，数字技术促进了地区之间生

产要素的流动，提高了区域间经济活动的效率，有

利于知识及技术等因素的溢出；其二，技术扩散效

应，数字技术以其自身具备的高效流通和传播扩

散机制，使得原本封闭的两个经济体之间可以借

助数字技术实现信息交流，畅通区域之间市场经

济发展的堵点，推动农业生产技术的交流与共享；

其三，示范效应，数字技术基于庞大的数据信息网

络，较好的实现了区域经济活动的融合，为区域间

经济合作和技术共享提供了良好契机，并且基于

数字媒体和网络平台对外围带来示范效应，进而

带动邻近地区经济发展水平的提高，促进农民增

收。因此，提出假说 4。

假说 4：数字技术对农民增收具有显著的空间

溢出效应。

四、研究设计

（一）模型构建

基于前文理论分析，设定如下基准回归模型：

INi，t=琢0+琢1Digi，t+琢2Xi，t+姿i+滋t+着i，t （1）

其中，INi，t 为本文的被解释变量，表示的是 i

时期 t 省份农民收入；Digi，t 为本文的核心解释变

量，表示的是 i 时期 t 省份数字技术发展水平；Xi，t

为一组控制变量；琢0 为常数项；琢1、琢2 为相关系数；

姿i 和 滋t 分别代表的是个体效应和时间效应；着i，t 为

随机误差项。

为了探究数字技术与农民增收二者之间可能存

在的间接作用机制，本文将城乡融合（Int）、非农就业

（Ne）以及农村普惠金融（Rf）作为中介变量，以检验

上述三者是否在数字技术对农民增收的影响中存在

中介效应。在式（1）的基础之上，分别构建以下线性

回归模型：

Zi，t=酌0+酌1Digi，t+酌2Xi，t+姿i+滋t+着i，t （2）

INi，t=籽0+籽1Digi，t+籽2Zi，t+籽3Xi，t+姿i+滋t+着i，t （3）

其中，Zi，t 代表所选中介变量；酌0、籽0 为常数项；

酌1、酌2、籽1、籽2 为相关系数；其他字母解释同上。

（二）指标选取

1.被解释变量。农民收入（IN）：相关研究表明，

农村居民可支配收入指标可以较好地反映农民

的收入水平（齐文浩等，2021）[25]。为了剔除物价水平

变动对农民可支配收入的影响，以 2013 年为基

期对其进行平减处理。同理，在下文稳健性检验

中，对农民工资性收入和经营性收入同样进行平

减处理。

2.解释变量。数字技术（Dig）：数字技术作为数

字化综合技术体系，其测度方法也不尽相同，本文借

鉴刘军等（2020）[26]、杨军鸽和王琴梅（2023）[27]的方

法，分别从数字基础发展和数字网络发展两个维度

予以量化测度。

一级指标 二级指标 衡量标准及单位 属性

数字基础发展

光缆密度 光缆长度/区域面积（千米/平方千米） +

移动电话基站密度 移动电话基站数/区域面积（台/平方千米） +

人均电信业务总量 电信业务总量/常住人口数（元/人） +

人均软件业务收入 软件业务收入/常住人口数（元/人） +

数字网络发展

移动电话普及率 每百人拥有的移动电话数（台/百人） +

宽带互联网普及率 宽带互联网用户数与常住人口数之比 +

移动互联网普及率 移动互联网用户数与常住人口数之比 +

人均移动互联网接入流量 移动互联网接入流量/常住人口数（万 GB/人） +

表 1 数字技术发展水平综合指标体系

表 2 展示了我国 2014—2021 年 30 个省份人

均 GDP 与数字技术发展水平的均值及位次，并依

据人均 GDP 均值排名情况划分出经济发达地区

和经济欠发达地区，后文将以此作为样本划分依

据，进一步考察数字技术对农民增收影响的区域

异质性。

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·75·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

3.中介变量。将城乡融合、非农就业和农村普惠

金融作为数字技术影响农民增收的中介变量。

城乡融合（Int）：城乡融合作为城乡之间良性互

动并协调发展的一种状态，有助于实现城乡之间优

劣互补和成果共享，拓宽农民增收渠道，推动农民收

入增长。借鉴崔格格和刘维奇（2021）[28]、徐姗和吴青

青（2023）[29]的研究，分别基于要素融合、社会融合、

空间融合、经济融合以及生态融合五个角度，构建城

乡融合发展水平综合指标体系对我国 30 个省份

2014—2021 年城乡融合发展水平进行了测度。

经济发达地区 经济欠发达地区

省份 人均 GDP 均值/位次 数字技术发展水平均值/位次 省份 人均 GDP 均值/位次 数字技术发展水平均值/位次

北京 142607.88/1 0.4092/2 海南 48692.50/16 0.1381/9

上海 137046.25/2 0.4400/1 四川 48557.13/17 0.1101/17

江苏 105621.50/3 0.2238/4 江西 48233.00/18 0.0923/29

天津 91225.13/4 0.2150/5 新疆 48165.00/19 0.1019/24

浙江 88951.38/5 0.2381/3 河南 47567.50/20 0.1051/23

福建 88667.25/6 0.1548/7 宁夏 47558.63/21 0.1370/10

广东 78212.63/7 0.1997/6 吉林 44663.25/22 0.1066/20

重庆 66392.38/8 0.1468/8 山西 44114.13/23 0.1057/21

湖北 66072.63/9 0.0986/27 青海 44044.13/24 0.1286/12

山东 65013.38/10 0.1280/13 河北 42994.75/25 0.1067/19

内蒙古 64379.50/11 0.1089/18 云南 42543.13/26 0.1104/16

陕西 58136.75/12 0.1369/11 广西 38166.50/27 0.1014/25

湖南 53397.38/13 0.0975/28 黑龙江 38148.50/28 0.0760/30

辽宁 53252.25/14 0.1242/14 贵州 37798.25/29 0.1236/15

安徽 52425.75/15 0.1057/22 甘肃 31493.38/30 0.1007/26

表 2 2014—2021 年我国 30 省份人均 GDP 与数字技术发展水平均值及位次表

一级指标 二级指标 衡量标准及单位 属性

城乡融合

要素融合

城镇化率（%） +

人均货物周转量（亿吨/千米） +

农业财政支出占比（%） +

建成区面积与农作物播种面积之比 +

社会融合

城乡千人床位比 -

城乡居民人均文教娱乐支出比 -

城乡居民最低生活保障标准差异 -

空间融合

路网密度（千米/平方千米） +

电话普及率（部/百人） +

城乡投递路线长度之比 -

旅客周转量（亿人/千米） +

经济融合

城乡居民人均可支配收入比 -

城乡居民人均消费比 -

第一产业人均产值/第二、三产业人均产值 -

农业机械总动力与农作物播种总面积之比（万千瓦/千公顷） +

生态融合

城市生活垃圾无害化处理率（%） +

城市污水处理率（%） +

农药使用量（千克/公顷） -

森林覆盖率（%） +

表 3 城乡融合综合指标体系

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·76·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

非农就业（Ne）：非农就业现已成为促进农民增

收的关键，农民增收问题的核心已经变成了如何解

决农民的非农就业问题（钟甫宁和何军，2007）[30]。由

于在统计数据中无法直接获取农民非农就业人口

比，因此，参考王子凤和张桂文（2023）[31]的做法进行

计算，具体公式如下：

Ne=（Ns+Nt）/Nf （4）

其中，Ns 表示第二产业就业人数；Nt 表示第三

产业就业人数；Nf 表示总就业人数。

农村普惠金融（Rf）：农村普惠金融作为农村经

济的调节剂，对农民收入增长和农村经济发展具有

重要的推动作用。参考郑家喜等（2020）[32]的做法，分

别从使用情况、可获得性以及服务效率三个维度，包

含涉农贷款余额、银行类金融机构人口密度、农业保

险深度、农户存款余额、银行类金融机构地理密度、

保险类金融机构人口密度、保险类金融机构地理密

度、人均涉农贷款率、涉农贷款率，以及农业保险人

均赔付率在内的 10 个分指标并通过熵值法对农民

普惠金融进行测度。

4.控制变量。城镇化（Ur）：由于全国统一口径存

在差异且部分数据可获得性不佳，此处借鉴杜文

胜和曹彤等（2022）[33]的做法，以各省份城镇地区

常住人口数占该地区总人口数之比表示。产业结

构（Is）：采用第三产业增加值与第二产业增加值

之比表示。农村经济发展水平（GDP）：采用各省份

农林牧渔总值与农村就业总人口数之比来表示。

农村人力资本（Edu）：用各受教育阶段人数乘以对

应系数与农村地区总人数之比表示。抚养比（Dr）：

农村人口抚养比增加将降低劳动力的有效供给，

不利于农民收入的提升，因此，本文将农村地区的

小儿抚养比和老年抚养比进行加总得到农村人口

总抚养比。

（三）数据来源与描述性统计

基于数据的可得性与时效性，本文选取我国

30 个省份面板数据作为实证样本，其时间跨度为

2014—2021 年，共 8 年数据。其数据主要来源于

《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国人口

与就业统计年鉴》《北京大学数字普惠金融指数

（2014—2021）》以及各省份统计年鉴与统计数据。

以下为各变量的描述性统计，如表 4 所示。

变量 符号 样本量 均值 标准误 最小值 最大值

被解释变量 农民收入 IN 240 1.5696 0.3474 0.9325 2.4095

解释变量 数字技术 Dig 240 0.1490 0.1221 0.0103 0.6577

控制变量

城镇化 Ur 240 0.6153 0.1113 0.4030 0.8930

产业结构 Is 240 1.4451 0.7511 0.7043 5.2440

农村人力资本 Edu 240 7.7907 0.6273 5.8783 9.9104

农村经济发展水平 GDP 240 1.2364 0.3012 0.6244 2.8214

抚养比 Dr 240 0.4731 0.1051 0.2273 0.7483

中介变量

城乡融合 Int 240 0.2483 0.0840 0.1260 0.6681

非农就业 Ne 240 0.6932 0.1374 0.3867 0.9816

农村普惠金融 Rf 240 2.8133 0.6880 1.4593 4.7050

表 4 变量的描述性统计

五、实证分析

（一）基准回归

表 5 分别列示了 OLS 模型、随机效应模型、个

体固定效应和双重固定效应模型下数字技术对农

民收入影响的基准回归结果。模型（1）至模型（4）的

回归结果显示，数字技术回归系数在 1%的水平下

通过了显著性检验，其边际效应分别为 2.045 2、

1.564 8、1.059 7 和 0.450 3，这表明数字技术对农民

增收具有显著的正向影响。因此，假说 1 成立。

表 5 基准回归结果

变量

OLS

（1）

RE

（2）

FE

（3）

FE

（4）

Dig

2.0452

***

（0.1773）

1.5648

***

（0.1472）

1.0597

***

（0.0925）

0.4503

***

（0.0977）

Ur

-0.9845

***

（0.1971）

0.0090

（0.2498）

5.5274

***

（0.4045）

2.1659

***

（0.3436）

Is

-0.0558

**

（0.0232）

0.0402

（0.0344）

0.1496

***

（0.0397）

0.0203

（0.0222）

Edu

0.0814

***

（0.0266）

0.0842

***

（0.0300）

0.1701

***

（0.0210）

0.0097

（0.0182）

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·77·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

（二）区域异质性检验

基于前文区域经济发展水平的划分，此处分别

从经济发达地区和经济欠发达地区两个角度考察数

字技术对农民增收影响的区域异质性，实证结果如

表 6 所示。在模型（1）中，数字技术在 1%显著水平下

对经济发达地区农民增收具有积极影响，边际效应

为 0.043 2，而对于经济欠发达地区而言，数字技术

对农民增收的影响系数为正，却未表现出显著影响，

这表明数字技术对农民增收的促进作用会因地区经

济发展水平的不同而产生差异，并且数字技术对于

经济发达地区农民收入水平的提高具有更为显著的

积极影响，故假说 2 成立。

（三）传导机制检验

依据前文理论分析，本文分别检验城乡融合、

非农就业以及农村普惠金融在数字技术对农民增

收影响的中介效应及其区域异质性，其结果如表 7

至表 9 所示。

1.城乡融合。促进城乡融合，是破除城乡二元结

构、推动乡村振兴的重要路径。在表 7 中，由模型（1）

和模型（2）可知，数字技术和城乡融合对农民收入的

影响系数均显著为正，且数字技术同样会显著促进

城乡融合，这表明城乡融合在数字技术对农民收入

的影响中存在中介效应。对于经济发达地区而言，如

模型（3）和模型（4）所示，数字技术对经济发达地区

城乡融合具有显著促进作用，并且城乡融合同样有

助于农民收入的提高。对于经济欠发达地区而言，如

模型（5）和模型（6）所示，数字技术对城乡融合和农

民收入具有显著的正向影响，而城乡融合对农民收

入的影响不显著。

变量

OLS

（1）

RE

（2）

FE

（3）

FE

（4）

省份效应 控制 控制

年份效应 不控制 控制

R

2 0.7240 0.9085 0.9614 0.9917

Obs 240

GDP

0.5099

***

（0.0522）

0.5561

***

（0.0495）

0.1550

***

（0.0421）

0.1473

***

（0.0253）

Dr

0.5932

***

（0.1558）

1.5181

***

（0.1743）

0.5573

***

（0.1455）

-0.0877

（0.0994）

常数项

0.4053

*

（0.2178）

-0.7897

***

（0.2325）

-3.9868

***

（0.2291）

-0.4317

*

（0.2447）

表 5（续）

注：***、**、* 分别表示 1%、5%、10%的显著性水平。

表 6 异质性回归结果

Dig

0.4386

***

（0.1470）

0.6984

（0.2259）

经济发达地区

（1）

经济欠发达地区

（2）

变量

FE

注：***、* 分别表示 1%、10%的显著性水平。

Edu

0.0257

（0.0317）

0.0100

（0.0218）

GDP

0.0834

（0.0504）

0.1700

***

（0.0300）

Dr

-0.2767

*

（0.1526）

0.0381

（0.1459）

常数项

-1.3831

***

（0.4281）

0.0331

（0.2915）

省份效应 控制

年份效应 控制

R

2 0.9900 0.9946

Obs 120 120

Is

0.0220

（0.0393）

0.0281

（0.0260）

Ur

3.3471

***

（0.5604）

1.4442

***

（0.5271）

表 7 传导机制检验：城乡融合

Dig

0.4289

***

（0.0378）

0.1780

***

（0.0609）

0.5922

**

（0.2344）

0.2172

*

（0.1230）

0.4995

***

（0.0640）

0.1082

（0.1825）

城乡融合

（1）

城乡融合

（5）

农民收入

（6）

农民收入

（2）

城乡融合

（3）

农民收入

（4）

变量

全样本 经济发达地区 经济欠发达地区

Int

0.5966

（0.3835）

0.5432

***

（0.1801）

0.6614

***

（0.2306）

控制变量 控制

常数项

0.2213

**

（0.0948）

0.1267

（0.0786）

-0.0425

（0.2934）

-0.5520

**

（0.2431）

0.2756

（0.1863）

-1.5654

***

（0.4171）

省份效应 控制

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·78·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

2.非农就业。如表 8 所示，在模型（1）中，数字技

术对非农就业影响在 1%的水平下显著为正，这表

明数字技术有助于推动农村居民的非农就业，而在

模型（2）中，数字技术和非农就业对农民收入的影响

系数均在 1%的水平下显著为正，这表明数字技术

和非农就业同样会促进农民增收。因此，在全样本视

角下数字技术可以通过推动农村地区居民的非农就

业来促进农民增收。分区域来看，在模型（3）和模型

（5）中，数字技术对经济欠发达地区非农就业的影响

表现出显著的正向推动作用，而在经济发达地区这

种正向推动作用不显著。在模型（4）和模型（6）中，数

字技术与非农就业对农民收入的影响均表现出显著

的正相关。这表明，非农就业在数字技术对农民增收

的影响中存在中介效应，并且这类中介效应同样存

在于经济欠发达地区，而对经济发达地区而言，这类

中介效应不显著。

城乡融合

（1）

城乡融合

（5）

农民收入

（6）

农民收入

（2）

城乡融合

（3）

农民收入

（4）

变量

全样本 经济发达地区 经济欠发达地区

年份效应 控制

R

2 0.7987 0.9920 0.7961 0.9908 0.8874 0.9947

Obs 240 120 120

表 7（续）

注：同表 5。

表 8 导机制检验：非农就业

Dig

0.1945

***

（0.0715）

0.3773

*

（0.2071）

0.5773

**

（0.2210）

0.3796

***

（0.0961）

0.0695

（0.0887）

0.4098

***

（0.1436）

非农就业

（1）

非农就业

（5）

农民收入

（6）

农民收入

（2）

非农就业

（3）

农民收入

（4）

变量

全样本 经济发达地区 经济欠发达地区

Ne

0.3211

***

（0.1093）

0.3632

***

（0.0940）

0.4139

**

（0.1681）

控制变量 控制

年份效应 控制

常数项

0.1615

（0.1791）

0.0859

（0.2672）

0.0054

（0.2803）

-0.4904

**

（0.2369）

0.2521

（0.2584）

-1.4874

***

（0.4190）

省份效应 控制

R

2 0.7771 0.9922 0.7516 0.9906 0.8164 0.9950

Obs 240 120 120

注：同表 5。

3.农村普惠金融。如表 9 所示，在模型（1）和

模型（3）中，数字技术对农村普惠金融的影响系数

在 1%的水平下均通过了显著性检验，其边际效应

分别为 1.178 1 和 1.305 3，而在模型（5）中，数字

技术对农村普惠金融具有不显著的负向影响，这

表明数字技术将助力农村普惠金融发展，但对经

济欠发达地区农村普惠金融的发展具有不利影

响。在模型（2）和模型（6）中，数字技术和农村普惠

金融对农民收入均表现出显著的正向影响，而在

模型（4）中，农村普惠金融对农民收入的影响为正

但未通过显著性检验。

综上所述，城乡融合、非农就业和农村普惠金融

在数字技术对农民增收的影响中存在中介效应和区

域异质性，因此，假说 3 成立。

表 9 传导机制检验：农村普惠金融

Dig

1.1781

***

（0.2006）

-0.0095

（0.4061）

0.7001

***

（0.2159）

0.3691

***

（0.1051）

1.3053

***

（0.2728）

0.4378

**

（0.1652）

农村普惠金融

（1）

农村普惠金融

（5）

农民收入

（6）

农民收入

（2）

农村普惠金融

（3）

农民收入

（4）

变量

全样本 经济发达地区 经济欠发达地区

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·79·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

注：***、** 分别表示 1%、5%的显著性水平。

（四）农民增收的长期效应

前文基于双重固定效应模型已经证实了数

字技术对农民增收的促进作用，并且给出三种可

能性解释，即数字技术可以通过推动城乡融合、

促进农民非农就业、充分发挥农村普惠金融优势

来提高农民收入。那么数字技术对农民增收的影

响是短期现象还是存在长期效应呢？为此，本文

以当期数字技术发展水平对未来一期和未来二

期的农民增收情况进行回归分析，结果如表 10

所示。模型（1）和模型（2）中，当未来一期和未来

二期农民收入作为被解释变量时，数字技术对农

民收入的影响系数均显著为正，边际效应分别为

0.372 6 和 0.356 3，这表明数字技术对农民增收的

影响存在长期效应；在模型（3）中，当被解释变量

为未来一期农民收入时，数字技术的影响系数为

0.337 2 且在 10%的水平下通过显著性检验，而当

未来二期农民收入作为被解释变量时，数字技术

系数为正但不显著；在模型（5）和模型（6）中，数字

技术对未来一期和未来二期农民收入均不会带来

显著影响。

农村普惠金融

（1）

农村普惠金融

（5）

农民收入

（6）

农民收入

（2）

农村普惠金融

（3）

农民收入

（4）

变量

全样本 经济发达地区 经济欠发达地区

Rf

0.1727

***

（0.0554）

0.0688

**

（0.0344）

0.0006

（0.0564）

控制变量 控制

年份效应 控制

常数项

0.8126

（0.5025）

-0.1504

（0.5241）

0.0590

（0.2788）

-0.4877

**

（0.2444）

0.5618

（0.7944）

-1.3834

***

（0.4316）

省份效应 控制

R

2 0.9904 0.9918 0.9920 0.9900 0.9943 0.9951

Obs 240 120 120

表 9（续）

表 10 数字技术对农民增收的长期效应检验

Dig

0.3726

***

（0.1075）

0.6291

（0.2106）

0.5387

（0.2413）

0.3563

**

（0.1475）

0.3372

*

（0.1730）

0.4359

（0.2753）

t+1

（1）

t+1

（5）

t+2

（6）

t+2

（2）

t+1

（3）

t+2

（4）

变量

全样本 经济发达地区 经济欠发达地区

控制变量 控制

年份效应 控制

常数项

-0.1219

（0.2698）

0.7270

**

（0.3135）

0.7458

（0.3307）

-0.0111

（0.2951）

-1.4706

***

（0.4905）

-0.5516

（0.5934）

省份效应 控制

R

2 0.9900 0.9883 0.9874 0.9833 0.9944 0.9944

Obs 210 180 105 90 105 90

注：同表 5。

（五）数字技术对农民不同收入群体增收的影响

尽管上述实证结果证实了数字技术对农民收入

增长的促进作用，但对于不同收入水平的农民而言，

数字技术增收效应可能存在一定的差异性。因此，通

过设定五个分位点，利用分位数回归来考察数字技

术对于农民不同收入群体的增收效果。其中，五个分

位点依次为 0.1 （低收入群体）、0.25 （中低收入群

体）、0.5（中等收入群体）、0.75（中高收入群体）和 0.9

（高收入群体）。表 11 列示了数字技术对于农民不同

收入群体的分位数回归结果。

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·80·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

如表 11 所示，在全样本条件中，数字技术在不

同分位点上对农民增收均表现出显著的正向促进作

用，其边际效应依次为 0.797 5、0.916 4、1.057 5、

1.213 4 和 1.337 6，不难发现，随着分位点的升高，

数字技术系数值也呈现出递增趋势，这表明在数字

经济时代，农民收入水平的提高对数字技术发展的

依赖程度不断加深，并且数字技术作为农民增收的

重要媒介，其发挥的作用越来越强，所承担的增收赋

能作用也愈发重要。分区域来看，数字技术增收效应

在经济发达地区同样表现出显著的正向递增趋势，

但对于经济欠发达地区而言，尽管数字技术的增收

效应也具有正向递增趋势，却未表现出显著性，这表

明在经济欠发达地区，由于数字技术发展相对滞后，

对农民增收的效果尚未充分发挥，因此，应进一步加

快经济欠发达地区数字技术建设和发展，充分体现

数字技术的增收效应。

表 11 分位数回归结果

Dig

1.2134

***

（0.1642）

1.3376

***

（0.2311）

0.7950

***

（0.2180）

0.9164

***

（0.1555）

1.0575

***

（0.1234）

变量 Q（10） Q（25） Q（50） Q（75） Q（90）

1.3553

***

（0.2060）

1.5094

***

（0.2995）

0.8326

***

（0.3025）

1.0052

***

（0.2056）

1.1676

***

（0.1649）

0.1736

（0.3547）

0.2147

（0.2695）

0.2756

（0.2226）

0.3506

（0.3347）

0.4090

（0.4798）

全样本

地区

经济发达地区

经济欠发达地区

Obs

240

120

120

注：*** 表示 1%的显著性水平。

（六）内生性与稳健性检验

1.内生性处理。数字技术的发展推动了农民收

入的提高，反之，农民收入的提高也可能促进数字技

术的发展，因此，实证模型中可能存在双向因果的关

系。同时，影响农民收入的因素较多，目前数据所涉

及的控制变量难以防止遗漏变量的产生。由于可能

存在潜在的反向因果和遗漏变量问题，本文试图通

过工具变量法予以缓解，识别数字技术对农民增收

的净效应。

因此，此处参考樊轶侠等（2022）[34]的方法，用

2001 年各省份人均邮电业务量（与个体变化有关）

与上一年度全国互联网接入用户数（与时间有关）的

乘积项作为数字技术综合指数的工具变量，选择该

工具变量的原因在于：一方面，地区邮电业务量能够

代表地区电信技术应用和发展水平，也必将对地区

数字技术发展水平产生影响；另一方面，2001 年我

国信息技术应用和发展技术较为落后，而且滞后期

的历史数据并不会对 2014—2021 年农民收入产生

影响。因此，本文选取的工具变量满足外生性与内生

变量相关的要求，变量的选取具有合理性。

在表 12 中，模型（1）采用 2sls 回归以规避因存

在遗漏变量而造成的内生性偏差，同时基于模型稳

健性，模型（2）和模型（3）分别采用 LIML 回归和

GMM 回归来避免因弱工具变量与异方差对实证结

果造成的干扰。内生性检验结果显示，数字技术系

数在 10%的水平上显著为正，这意味农民收入水平

会随着数字技术的发展而逐步提高。据模型（1）回

归结果可知，内生性检验结果为 0.000 0，远小于规

定值 0.05，这意味着所选取的工具变量为内生解释

变量，同时，弱工具变量检验结果为 83.493 0，远大

于规定值 10，表明所选取的工具变量属于强工具

变量，二者均通过了相关检验，证实了所选取的工

具变量的可靠合理性。

2.稳健性检验。考虑到所选取变量可能对实证

结果带来影响，为了确保实证结果是稳定可靠的，本

文采用以下四类方法对回归结果进行稳健性检验：

第一，替换被解释变量，由于农村居民可支配收入主

要源自于经营性收入和工资性收入（王小华，2019）[35]，

因此，选取各省份农民经营性收入与工资性收入之

和作为农村居民可支配收入的替换变量，回归结果

如表 13 中模型（1）所示；第二，替换核心解释变量，

借鉴冀雁龙和夏青（2023）[36]的研究，分别从长途光

表 12 内生性检验结果

变量

2sls

（1）

LIML

（2）

GMM

（3）

Dig

0.2781

*

（0.1512）

0.2781

*

（0.1512）

0.2781

*

（0.1512）

弱工具变量检验 83.4930

内生性检验 0.0000

控制变量 控制

R

2 0.9915 0.9915 0.9915

Obs 240

注：* 表示 10%的显著性水平。

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·81·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

缆线路长度、每百人使用计算机数、互联网宽带接入

端口数、互联网宽带接入用户、软件业务收入、企业

信息化及电子商务企业数、企业拥有网站数、每百家

企业拥有网站数、有电子商务交易活动企业数以及

电子商务销售额 10 个分指标对数字技术综合指标

进行重新测度，以替换原有核心解释变量，回归结果

如表 13 中模型（2）所示；第三，考虑滞后性，由于数

字技术对农民增收的影响可能存在短期滞后性，故

此处将滞后一期的数字技术带入回归模型中进行检

验，回归结果如表 13 中模型（3）所示；第四，剔除部

分地区样本，由于省级自治区在地理位置、社会环境

以及国家政策等方面与其他省份存有差异，而为了

避免此类因素对本文实证结果可能造成的偏差，故

剔除新疆、内蒙古、宁夏以及广西四个省级自治区样

本数据，并重新进行回归，结果如表 13 中模型（4）所

示。在模型（1）至模型（4）中，数字技术回归系数均显

著为正，验证了数字技术的增收效应，同时也证实了

研究结果的稳健可靠性。

（七）数字技术对农民增收的空间溢出效应

以互联网为基础的数字技术飞速发展，破除了

阻碍扩散的壁垒，打破了优质公共服务资源分布不

均的空间及地理限制，有助于农民群体可以零距离

地获取较好的教育、医疗等社会化服务，以实现人力

资本的提升，进而打通增收致富之路。与此同时，农

民可以借助网络数字化平台，实现乡村经济与数字

技术的融合，盘活乡村产业要素，推动农村新经济业

态的发展。数字技术在促进农业要素跨区域重组，优

化区域间农业要素配置的同时，为跨区域农业协作

提供了可能，进而实现知识技术外溢，从而对周边地

区产生正向协同效应，但不同地区之间数字技术发

展并不同步，必然存在差异，正是由于这类差异的存

在，可能会导致盲目跟风和搭便车行为的发生。那么

数字技术在促进本地区农民收入增长的同时，对邻

近地区具有示范效应还是竞争效应，在不同经济发

展水平地区又存在怎么样的差异，值得进一步探讨。

为了更好的解决以上疑问，构建如下空间计量

模型，考察数字技术对农民增收的空间溢出效应：

INi，t=茁0+茁1Digi，t+茁2棕Digi，t+茁3棕INi，t+茁4Xi，t+茁5棕Xi，t

+姿i+滋t+着i，t （5）

其中，棕 表示空间权重矩阵；茁0 为常数项；茁1、茁2、

茁3、茁5 表示本地区 Digi，t、相邻地区 Digi，t、相邻地区

INi，t、相邻地区其他控制变量对本地区 INi，t 的空间溢

出效应；茁4 为控制变量的系数。

通过计算空间自相关指数，对我国 2014—2021

年数字技术和农民收入影响的空间相关性进行了

检验，其结果如表 14 所示，数字技术和农民收入

的莫兰指数均大于 0 且在 1%的水平下拒绝了“无

空间自相关”的原假设，这表明我国各省份数字技

术和农民收入存在着显著的空间相关性。因此，在

考察数字技术对农民增收的影响中需要对其空间

溢出效应加以关注。

在检验数字技术对农民增收的空间溢出效应

前，需要对空间面板模型进行选择。经 Hausman 检

验发现，需要采用固定效应模型来进行实证分析，且

LM 检验发现，空间杜宾模型更适用于本文的研究，

表 13 稳健性检验

变量

替换被

解释变量

（1）

替换核心

解释变量

（2）

考虑

滞后性

（3）

剔除部分

地区样本

（4）

Dig

0.5875

**

（0.2494）

0.1509

*

（0.0788）

0.5508

***

（0.0946）

R

2 0.9207 0.9915 0.9903 0.9926

Obs 240 240 210 208

L.Dig

0.4514

***

（0.1057）

控制变量 控制

年份效应 控制

常数项

-0.4549

（0.6246）

-0.2231

（0.2382）

-0.2709

（0.2605）

-0.6523

（0.2478）

省份效应 控制

注：同表 5。

表 14 2014—2021 年数字技术与农民收入的莫兰指数

2014

0.055

***

［2.792］

0.073

***

［2.943］

年份 Dig IN

2015

0.063

***

［3.025］

0.135

***

［4.643］

2016

0.068

***

［3.208］

0.166

***

［5.498］

2017

0.058

***

［2.872］

0.185

***

［6.018］

2018

0.048

***

［2.523］

0.194

***

［6.263］

2019

0.052

***

［2.650］

0.191

***

［6.176］

2020

0.045

***

［2.426］

0.177

***

［5.811］

2021

0.050

***

［2.688］

0.199

***

［6.418］

注：*** 表示 1%的显著性水平；［］内为 Z 值。

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·82·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

而 Wald 检验和 LR 检验发现，空间杜宾模型不会转

化为空间误差模型和空间滞后模型，因此，在考虑实

证结果稳健性的基础上，分别基于空间地理矩阵、非

对称空间经济地理矩阵以及空间反距离平方矩阵进

行实证分析，结果如表 15 所示。 在三类不同矩阵权重空间杜宾模型下，数字技

术的影响系数均在 1%的水平下显著为正，边际效应

分别为 0.325 4、0.265 1 和 0.300 0，数字技术与权重

矩阵交互项的影响系数均显著为正，边际效应分别

为 1.484 9、3.228 7 和 0.373 5，这表明数字技术会促

进本地区农民增收，同时也会促进邻近地区农村居

民收入的提高，故假说 4 成立。同时，为了更直观地

阐明数字技术和各控制变量对农民收入的影响，将

空间溢出效应进行偏微分分解，分解结果展示了数

字技术及各控制变量对农民增收的直接效应和间接

效应，具体见表 16。

表 15 空间杜宾模型结果

变量

空间

地理矩阵

（1）

非对称空间

经济地理矩阵

（2）

空间反距离

平方矩阵

（3）

Dig

0.3254

***

（0.0841）

0.2651

***

（0.0840）

0.3000

***

（0.0945）

棕Dig

1.4849

***

（0.5965）

3.2287

***

（0.6070）

0.3735

*

（0.2113）

控制变量 控制

省份效应 控制

年份效应 控制

R

2 0.9671 0.9491 0.9654

Obs 240

注：同表 6。

表 16 空间杜宾模型效应分解

间接效应

1.1012

**

（0.4974）

0.4668

（0.4705）

总效应

1.4107

***

（0.4748）

0.4159

（0.4748）

非对称空间

经济地理矩阵

直接效应

0.2354

**

（0.0921）

-0.0799

（0.0810）

间接效应

2.6567

***

（0.6925）

0.2318

（0.4869）

总效应

2.8922

***

（0.6920）

0.1519

（0.4936）

空间反距离

平方矩阵

直接效应

0.3092

***

（0.0953）

-0.0542

（0.0846）

空间地理

距离矩阵

直接效应

0.3094

***

（0.0888）

-0.0508

（0.0835）

变量 Dig Dr

间接效应

0.4353

**

（0.2144）

0.2232

（0.2254）

总效应

0.7446

***

（0.1956）

0.1689

（0.2374）

2.6333

（1.6286）

4.3211

***

（1.6196）

1.6478

***

（0.2793）

3.1798

**

（1.5357）

4.8277

***

（1.5589）

1.6769

**

（0.2846）

1.6877

***

（0.2828）

Ur

0.9202

（0.8465）

2.5972

***

（0.8808）

Is Edu GDP

0.0045

（0.0177）

0.0012

（0.0149）

0.0575

**

（0.0231）

0.2010

**

（0.0888）

0.0937

（0.0828）

0.4088

**

（0.1230）

0.2055

**

（0.0910）

0.0950

（0.0819）

0.4664

***

（0.1237）

0.0086

（0.0175）

0.0021

（0.0146）

0.0756

***

（0.0237）

0.2021

*

（0.1180）

0.1209

（0.0975）

0.4349

***

（0.1376）

0.2108

*

（0.1202）

0.1231

（0.0977）

0.5106

***

（0.1372）

0.0054

（0.0182）

-0.0004

（0.0150）

0.0686

**

（0.0226）

0.0945

**

（0.0456）

0.0581

（0.0407）

0.2396

***

（0.0566）

0.1001

*

（0.0525）

0.0576

（0.0412）

0.3083

***

（0.0596）

注：同表 5。

其中，直接效应显示，数字技术对农民收入的影

响系数分别为 0.309 4、0.235 4 和 0.309 2，且在 1%

的水平下通过了显著性检验，这表明数字技术的发

展会对本地区农民收入的提高具有显著的促进作

用。间接效应显示，数字技术的影响系数在空间地理

矩阵、非对称空间经济地理矩阵及空间反距离平方

矩阵下显著为正，边际效应分别为 1.101 2、2.656 7

和 0.435 3，这说明数字技术的发展在促进本地区农

民增收的同时，也有利于邻近地区农民收入的提高，

究其原因可能是，数字技术的发展模糊了经济活动

的地理边界，扩大了知识、信息的溢出范围，使得本

地区数字技术发展红利能够更好惠及邻近地区，从

而在促进本地区农民增收的同时带动邻近地区农村

居民收入的提升。

就控制变量整体而言，三类不同空间矩阵下各

变量对农民收入的影响基本保持一致，证实了分解

结果是稳健可靠的。以空间地理距离矩阵为例，城镇

化对农民收入影响的直接效应显著为正，而间接效

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·83·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

应却未通过显著性检验，这表明城镇化的发展更有

益于本地农村居民收入水平的提升，但对邻近地区

农村居民的增收效应不显著。农村经济发展水平对

农民收入影响的直接效应和间接效应均显著为正，

这表明农村经济发展水平在提升本地农村居民收入

的同时，也会对邻近地区农村经济的发展具有辐射

带动作用，进而带动邻近地区农村居民收入水平的

提高。农村人力资本与抚养比对农民收入影响的直

接效应和间接效应均表现出显著性，而产业结构仅

间接效应通过了显著性检验，直接效应不显著，这表

明产业结构的优化升级对邻近地区农民增收的辐射

带动作用更强。

表 17 基于空间地理矩阵考察了不同经济发展

水平地区数字技术对农民增收的空间溢出效应。数

字技术对农民收入的影响在经济发达地区和经济欠

发达地区均表现出正向影响，其边际效应分别为

0.335 6 和 0.162 7，而数字技术与权重矩阵交互项

对经济发达地区农民收入具有不显著的负向影响，

而在经济欠发达地区其影响系数在 1%的水平下通

过显著性检验。从分解效应来看，在经济发达地区数

字技术能促进本地区农村居民收入的增长，但对邻

近地区农民收入的提高具有显著的负向影响，这意

味着在经济发达地区，数字技术在促进本地区农民

收入提高的同时，会对邻近地区农民增收造成不利

影响。究其原因可能是在经济发达地区数字技术发

展的外部溢出以竞争效应为主，在本地区通过发展

数字技术来提高农民收入水平时，可能会造成邻近

地区“盲目”跟风或者“搭便车”行为，不利于邻近地

区农民收入水平的提高。但是，对于经济欠发达地区

而言，数字技术对本地区和邻近地区农民增收均具

有正向影响，这可能是由于在经济欠发达地区数字

技术发展处于起步阶段，数字技术对农民增收的影

响主要以示范效应为主，因此，对邻近地区经济发展

具有积极带动作用，打破了地区之间的阻碍，实现了

地区间资源要素的合理配置，对促进本地区和邻近

地区农民收入水平的提高具有正向影响。

六、结论与启示

（一）研究结论

促进数字经济与实体经济融合，充分发挥数字

技术对经济发展的放大和倍增作用，拓宽农民增收

渠道，持续提高农村居民收入水平，是实现农民共同

富裕的关键。本研究基于区域异质性视角，利用

2014—2021 年我国 30 个省份面板数据，通过双向

固定效应模型、中介效应模型和空间溢出效应模型

深入剖析了数字技术对农民增收的影响，得出以下

结论：（1）数字技术发展显著促进了农民收入水平的

提高，并存在长期增收效应，而且经济发达地区数字

技术的增收效应要优于经济欠发达地区；（2）数字技

术可以通过推动城乡融合、促进非农就业、助力农村

普惠金融发展促进农民增收；（3）数字技术对农民增

收的影响存在空间溢出效应，具体而言，数字技术显

著促进本地区农民收入的提高，同时对邻近地区农

民增收具有带动作用，但经济发达地区数字技术的

外部溢出以竞争效应为主，在经济欠发达地区却偏

向于示范效应。

（二）对策建议

基于研究结论，本文提出一些可行的对策建议。

第一，加强农村地区数字基础设施建设。数字技术赋

能农民增收，数字基础设施建设是基础，应进一步加

快数字基础设施发展，积极推进“宽带中国”战略和

“智慧城市”战略实施，推动 5G 通讯、工业互联网等

数字化基础设施建设，推动新一批信息技术基础设

施改造升级，紧抓数字化基础设施建设步伐，加速数

字技术推广和应用范围，促进农民农村发展。第二，

打破城乡壁垒，推动农业农村现代化发展。积极探索

数字技术对促进农民增收的发展途径，扩大互联网

普及范围，加强移动终端服务便捷性建设，充分发挥

数字技术的高渗透性、高共享性等特征，促进城乡间

表 17 区域异质性角度下空间杜宾模型结果及效应分解

-1.3899

（0.9222）

2.5365

***

（0.5751）

0.4587

***

（0.1284）

0.1860

（0.1426）

-1.0161

*

（0.5844）

2.7375

**

（1.0943）

-0.5573

（0.5794）

2.9235

**

（1.1474）

0.3356

***

（0.1252）

0.1627

（0.1323）

变量

经济发达地区

（1）

经济欠发达地区

（2）

R

2 0.5131 0.5014

Obs 120 120

控制变量 控制

省份效应 控制

年份效应 控制

Dig

棕Dig

Dig

直接效应

间接效应

总效应

注：同表 5。

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·84·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

注释：

淤 参见“：扎实促进农民农村共同富裕（新书评介）——《中国农村发展报告2022》简评”《人民日报》（2022年09月30日07版）。

于 农业农村部《“十四五”全国农业农村信息化发展规划》，https://zycpzs.mofcom.gov.cn/html/guowuyuanxinxi/2022/3/

1648004142045.html。

盂 由国家统计局数据获悉，在扣除价格因素后，2017年至2020年间我国农民可支配收入实际增长率分别为7.3%、6.6%、

6.2%和3.8%。

［参考文献］

［1］黄季焜.加快农村经济转型，促进农民增收和实现共同富裕［J］.农业经济问题，2022（7）：4-15.

［2］林 嵩，谷承应，斯晓夫，等.县域创业活动、农民增收与共同富裕——基于中国县级数据的实证研究［J］.经济研究，2023

（3）：40-58.

［3］许源源，陈安妮.共同富裕目标下的乡村健康服务：价值意蕴、现实困境和优化路径［J］.贵州师范大学学报（社会科学

版），2023（2）：48-57.

［4］于 潇，Peter Ho.村委会行为、村干部特征与农民收入——基于CFPS 2010数据的实证分析［J］.农业技术经济，2014

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［5］唐红涛，谢 婷.数字经济与农民收入消费双提升［J］.华南农业大学学报（社会科学版），2022（2）：70-81.

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［7］张志新，邢怀振，于荔苑.城镇化、产业结构升级和城乡收入差距互动关系研究——基于PVAR模型的实证［J］.华东经济

管理，2020（6）：93-102.

［8］余晋晶，葛 扬.农业土地流转、农村产业融合与农民收入增长［J］.山西财经大学学报，2023（9）：78-93.

［9］李 怡，柯杰升.三级数字鸿沟：农村数字经济的收入增长和收入分配效应［J］.农业技术经济，2021（8）：119-132.

［10］孙俊娜，胡文涛，汪三贵.数字技术赋能农民增收：作用机理、理论阐释与推进方略［J］.改革，2023（6）：73-82.

信息交互和技术推广，加快城乡间各类生产要素流

动，推动城乡融合，推进农村青年和优秀乡绅返乡创

业，提高农村普惠金融服务水平，加大对农民金融服

务力度和普及范围，落实创业优惠政策，建立数字化

信息技术平台，激发农户创业行为，助力乡村振兴。

第三，提高农民数字素养和数字技术应用能力。注重

对于农村居民的数字技能培养，提高农民对于智能

化设备的应用能力，政府部门应加强与农业科研机

构合作，积极开展多样化的数字化技能培训，逐步提

升农村居民数字化意识和实践能力，为数字化农业

发展储备人才。第四，结合地区资源禀赋及发展差

异，因地制宜。由于经济欠发达地区数字基础设施建

设水平低于经济发达地区，使得依托于数字基础设

施的农村数字技术发展缓慢，制约着农民增收进程。

因此，在数字乡村建设政策指引下，应加快经济欠发

达地区农村数字基建投资，为农业数字化发展提供

保障。对于经济发达地区而言，在加快本地区数字技

术升级改造过程中，应积极对经济欠发达地区农村

数字基建发展提供经验交流和技术支持，以强带弱，

充分发挥带头作用。

（三）不足与展望

虽然本文基于经济发展水平异质性视角分别

从理论与实证两方面论述了数字技术对农民增收

的长期效应、作用机制与空间溢出效应，同时，采

用工具变量法、替换变量等方法对实证研究的内

生性与稳健性进行了检验，但对于本研究而言，仍

然存在一些不足和需要改善的地方。首先，基于数

据可得性，本文选取了 2014—2021 年省级面板数

据，在数据样本量方面可能存在偏少的情况，然而

样本数据量偏少可能会对研究结论造成一定的影

响。同时，本研究尚未引用地市级面板数据或县域

级面板数据，后续研究可以进一步补充和完善。其

次，对于数字技术和城乡融合指标衡定方面，是基

于已有研究的基础之上完成的，尽管对于指标的

测算已从多个维度进行了考量，但依旧难以避免

部分影响因素未能纳入综合指标当中，并且随着

未来数字化、城乡一体化的发展，需要纳入更多的

考核指标，因此，在之后的研究当中，可以继续深

化对于该领域的研究思考，使得研究结论更加充

分和完善。

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·85·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

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［责任编辑：邱 迪］

苏 群，等：数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

·86·

工商管理

Journal of Shanxi University of Finance and Economics

DOI 编码：10.13781/j.cnki.1007-9556.2023.12.007

2023年12月

第45卷 第12期

Dec.，2023

Vol.45 No.12

地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

——基于上市企业实质性创新的证据

董香书，赵梦超，王晋梅

（首都经济贸易大学 经济学院，北京 100070）

［摘 要］创新是实现中国式现代化的重要动力，地方政府隐性债务是系统性金融风险的重要来源。研究发现：地方政府隐

性债务虽然提高了创新数量，却抑制了其质量改进，加剧了“重数量、轻质量”的“创新陷阱”；地方政府隐性债务通过挤占信贷资

源、诱导企业金融化抑制了创新数量与质量提升；地方政府隐性债务带来了政府补贴的激励扭曲，使得企业为争夺有限的补贴

而更加注重创新数量的增加却忽略了质量的提升；地方政府隐性债务更容易使政企关系较为密切的企业、经济发展较为落后地

区的企业陷入“重数量、轻质量”的“创新陷阱”。

［关键词］地方政府；隐性债务；实质性创新；创新陷阱；激励扭曲

［中图分类号］F812 ［文献标志码］A ［文章编号］1007-9556（2023）12-0087-14

Does the Hidden Debt of Local Governments Intensify the“Innovation Trap”

——Evidence from the Substantial Innovation of Listed Companies

DONG Xiang-shu, ZHAO Meng-chao, WANG Jin-mei

（School of Economics, Capital University of Economics and Business，Beijing 100070，China）

Abstract: Innovation is the first driving force to achieve high -quality economic development. The hidden debt of local

governments is an important source of systematical financial risk. The research found that: the hidden debt of local govnments

increased the number of invention patents, but it suppressed the quality improvement and intensified the“innovation trap”of“quantity

over quality”. The inhibiting channels included straining credit resources and inducing enterprises’financialisation. Furthermore, the

hidden debt has distorted the incentive effect of government subsidies, which made enterprises fiercely scramble for limited subsidies,

and keep a watchful eye on the quantity. This negative effect of hidden debt was more evident in the enterprises having a close

relationship with the government or located in the relatively backward regions.

Key W ords: local government; hidden debt; substantive innovation; innovation trap; incentive distortion

［基金项目］国家社科基金项目（21BDJ111）

［作者简介］董香书（1981—），女，河北石家庄人，首都经济贸易大学经济学院副教授，经济学博士，主要研究方向是地方政

府债务与经济高质量发展；赵梦超（1995—），男，河北邢台人，首都经济贸易大学经济学院博士研究生，主要研

究方向是经济增长；王晋梅（1993—），女，山西吕梁人，首都经济贸易大学经济学院博士研究生，主要研究方向

是经济增长。

一、引言

创新是经济高质量发展的第一动力，党的二十大

报告强调：“坚持创新在我国现代化建设全局中的核

心地位”。当前我国创新数量取得了长足发展，但创

·87·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期 董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

新质量仍有较大提升空间。依据 WIPO 公布的数据，

2022 年我国 PCT 国际专利申请数量位居世界第一，淤

但综合创新排名仅为第十一名，于这不仅与美国、英

国、德国等经济强国存在较大差距，也与我国作为世

界经济第二大国的地位不符。“重数量、轻质量”的

“创新陷阱”正成为制约我国迈向经济强国的重要障

碍（诸竹君等，2020）[1]，尤其是实质性创新质量的提

升，已成为我国新发展阶段的关键问题。改革开放以

来，发展型地方政府是中国经济保持高速增长的重

要动力，但地方政府在推动经济高速增长的同时也

聚集了大量地方债务。盂虽然 1994 年的《预算法》禁

止了地方政府在表内发债融资，但为解决财政缺口，

地方融资平台应运而生。在 2008 年金融危机爆发之

后，为刺激经济复苏，我国放宽了地方政府融资平台

的限制，自此以融资平台债务为代表的地方政府隐

性债务迅速扩张，带来了较大的经济、金融风险。

十八大以来，党中央高度重视防范化解重大风

险，将风险治理摆在治国理政的重要位置。2014 年

和 2015 年，我国先后发布了《关于加强地方政府性

债务管理的意见》和《新预算法》，均对地方政府债

务作出了规制，“开前门、堵后门”成为了地方债务

治理的主要思路。虽然中央政府加快了隐性债务治

理，但地方政府出于发展经济、晋升激励、新城建设

等动机，依旧大量借债，甚至出现边治理边膨胀的

局面。2014 年我国地方政府隐性债务按最高值估算

为 121 986.9 亿元，2020 年上涨为 427 964.35 亿元，

隐性负债率达 42.12%，占地方政府债务的 62.77%

（沈坤荣、施宇，2022）[3]。2017 年中央政治局会议提

出，“坚决遏制隐性债务增量”。“十四五”规划进一步

提出，“稳妥化解地方政府隐性债务”，并将其作为未

来五年政府工作的重点。党的二十大报告更进一步

强调，“守住不发生系统性风险底线”。地方政府隐性

债务不仅是经济、金融风险的重要来源（Reinhart

and Rogoff，2011）[4]，也会对创新发展产生重要影响。

那么，地方政府隐性债务会如何影响实质性创新？其

影响机制是什么？对不同政企关系和不同区域的企

业会带来何种异质性影响？

本文主要的边际贡献有三点：第一，当前关于地

方政府债务经济绩效的文献对于创新的核心即以发

明专利为代表的实质性创新的研究有待深化，为此

围绕地方政府隐性债务对发明创新（即实质性创新）

数量与质量的影响展开讨论，首次较为系统地提出

地方政府隐性债务强化了实质性创新“重数量、轻质

量”的“创新陷阱”，拓展了现有关于地方政府债务经

济绩效的研究；第二，聚焦于实质性创新的特点，深

入探讨了地方政府隐性债务对企业创新的微观传导

渠道，特别关注了政府补贴的激励扭曲效应，丰富了

相关机理研究；第三，深入探讨了地方政府隐性债务

对于实质性创新的异质性影响，发现其更容易使政

企关系较为密切的企业、经济较为落后地区的企业

陷入“重数量、轻质量”的“创新陷阱”。本研究为未来

化解地方政府隐性债务、实现高质量创新发展提供

了丰富的经验证据。

二、文献述评与理论假说

（一）文献述评

地方政府隐性债务具有金额巨大、方式多样且

风险关联复杂等特征（徐军伟等，2020）[5]，本文重点

从政府隐性债务的角度刨析中国创新为何呈现“数

量长足、质量跛脚”的问题，与此相关文献主要包括

两个方面。

1.地方债务扩张与企业创新相关研究。第一支

文献从挤占企业资金的角度进行了讨论。企业创新

普遍面临较强的融资约束（熊虎、沈坤荣，2019）[6]，地

方政府隐性债务通过挤占信贷资源、增加企业税负，

缩减了企业创新的研发费用，降低了企业研发设备

的更新速度（陈旭东等，2021；吴敏等，2022）[7，8]。第二

支文献从提高融资成本的角度进行了讨论。Croce

et al（. 2019）[9]认为，地方政府债务提高了融资成本，

导致原本研发较为活跃的企业创新放缓。Fan et al.

（2022）[10]认为，地方政府隐性债务对于受到更大财

务限制中小企业技术创新的抑制作用更为明显。张建

顺和匡浩宇（2021）[11]以 2014 年《预算法》的施行作

为政策实验，发现地方隐性债务治理通过降低外部

融资成本、防止企业金融化促进了创新投入增加。第

三支文献从降低研发补贴的角度进行了讨论。张路

等（2021）[12]认为，城市隐性债务导致了研发补贴和

长期外部借款的减少，对当地企业的总体专利申请

具有显著“抑制作用”。侯麟科等（2022）[13]也指出，政

府融资将改变企业补贴力度，抑制企业专利申请。现

有文献给本文研究提供了较好的基础，但仍有一些

研究空间有待完善：一方面，当前文献对创新的核心

即以发明为代表的实质性创新的数量与质量的讨论

有限，而对地方政府隐性债务与实质性创新进行系

统研究将有助于深化对创新发展的认识；另一方面，

发明创新是地方政府支持的重点，地方政府隐性债

务将如何影响政企互动从而引致企业创新行为变

化，对此当前鲜有文献进行讨论，而对该问题进行探

讨将扩展地方政府隐性债务经济绩效的相关研究。

·88·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

2“. 重数量、轻质量”的“创新陷阱”相关研究。第

一支文献从政府激励政策扭曲企业创新行为的角度

进行了讨论。张杰和郑文平（2018）[14]认为，政府创新

激励政策可能会扭曲企业的创新行为。陈强远等

（2020）[15]也指出，中国创新驱动发展战略的实施助

推了整体科技创新水平提升，但也带来了“数量长

足、质量跛脚”的创新困境。米晋宏等（2022）[16]强调，

“求多求快”的补助政策将诱导企业为争取政府补助

而投其所好地进行“策略性研发”，这将挤出高质量

的发明专利申请。黎文靖和郑曼妮（2016）[17]认为，选

择性产业政策的财税扶持手段使得企业更倾向于策

略性创新而非实质性创新。还有学者讨论了专利奖

励（Dang and Motohashi，2015）[18]、数量目标考核（邱

楚芝、赵锦瑜，2022）[19]以及专利法的修订（Tong et

al.，2014）[20]等与“创新陷阱”的关系。第二支文献从

市场角度讨论了企业创新“重数量、轻质量”的原因。

Hu and Jefferson（2009）[21]强调，FDI 的创新溢出效应

和模仿效应是导致企业创新“重数量、轻质量”的重

要原因。谭小芬和钱佳琪（2020）[22]则强调，资本市场

压力造成了中国专利申请存在“重数量、轻质量”“重

申请、轻维护”的现象。综上，当前鲜有文献从地方政

府债务这一视角讨论“创新陷阱”的形成逻辑，而对

地方政府债务与“创新陷阱”进行讨论将深化对如何

摆脱“创新陷阱”的认识。

（二）理论假说

1.地方政府隐性债务对企业创新的影响。发展

型地方政府有较强动力扩大隐性债务，以弥补财政

资源与经济发展目标之间的资金缺口。但是，地方政

府隐性债务扩张可能会不利于企业提高以发明为代

表的实质性创新质量，导致企业陷入“重数量、轻质

量”的“创新陷阱”。

（1）地方政府隐性债务扩张将挤占信贷资源，不

利于企业的实质性创新。实质性创新具有研发投资

大、研发周期长、风险高等特点，对此企业往往需要

借助外部融资支持。我国以银行为主导的金融体系

使得银行信贷成为了企业经营发展的主要融资来

源。第一，地方金融机构购买地方政府隐性债务将提

高企业融资难度。中国银行信贷市场具有明显的“区

域分割”特征（Huang et al.，2020）[23]，本地金融机构

是企业融资的主要来源。地方债务有地方政府的“隐

形担保”，在刚兑预期下地方金融机构有动力购买地

方政府隐性债务，以提高业绩。同时，地方政府对于

地方金融机构拥有股权和行政上的双重控制，在该

影响下，地方金融机构也将购买隐性债务。当金融机

构大量购入地方政府隐性债务时，将减少对当地企

业的信贷供给（Becker and Ivashina，2018）[24]，提高企

业融资难度。第二，地方政府隐性债务扩张将推动利

率上涨，提高企业融资成本。地方融资平台对信贷资

源的挤占加剧了金融市场竞争，也进一步导致了银

行企业贷款利率的攀升。地方政府隐性债务的利率

是商业银行利率的重要参考（吴敏等，2022）[8]。城投

债的发行利率往往高于一般公司债券，致使一般企

业不得不提高融资成本以获得银行贷款。同时，部分

地方融资平台获得信贷资金后，可能会成立投资公

司、小额贷款公司等类金融公司，将信贷资金以更高

的利率转贷给缺乏资金的企业，进一步推高企业融

资成本。综上所述，地方政府隐性债务加剧了企业的

融资难度与成本，将对企业实质性创新尤其是高质

量的实质性创新产生不利影响。

（2）地方政府隐性债务的扩张可能会通过企业

金融化影响实质性创新。第一，地方政府隐性债务扩

张将刺激房地产价格上升。地方政府融资平台大多

是以土地作为抵押物获得信贷资金，土地出让金是

债务偿还的重要保障（张莉等，2019）[25]。地方政府有

动力通过刺激房地产价格上升来获取充足的土地出

让金，以确保融资平台顺利运行。进一步，房地产市

场活跃会让追逐利润最大化的企业有动力进行房地

产投资，以获取更高利润，从而挤出了企业创新投

资。第二，地方政府债务扩张也可能会刺激其他金融

资产收益提高。随着隐性债务（以城投债为代表）的

增加，不断累积的债务风险会推高融资平台债券的

到期收益率，从而通过价格竞争提高其他风险资产

的收益率（余明桂、王空，2022）[26]，这也导致企业倾

向于增加金融市场投资而挤出风险较大的创新投

资，最终不利于企业研发活动的开展。

（3）地方政府隐性债务的扩张可能会加剧政府

补贴的激励扭曲效应。随着创新发展理念日益受到

重视，地方政府纷纷将创新作为推动地方经济发展

的重要动力。对此，许多地方都出台了创新补贴政策，

其中发明补贴是重点。但是，政府补贴也可能会带来

企业迎合式的创新行为。由于存在信息不对称，发明

专利数量更容易被考核，而发明专利质量难以观测，

所以地方政府隐性债务扩张可能会在一定程度上加

剧政府补贴的激励扭曲。第一，地方政府隐性债务扩

张可能会导致企业之间的“逐底竞争”。地方政府隐性

债务的膨胀虽然在短期内可以缓解财政压力，但从长

期来看将挤压地方政府财政资源，导致地方政府对企

业的研发补贴减少。进一步，政府补贴减少可能会带

董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

·89·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

来企业之间的“逐底竞争”，为争取有限的政府补贴，

企业更倾向于进行数量竞争，而忽略质量的提高。第

二，地方政府隐性债务扩张还将扭曲地方政府的行

为。地方政府隐性债务的扩张将增加地方的偿债压

力，导致地方政府短期行为加剧，使得地方政府更倾

向于支持风险较小、周期较短的渐进式创新，而不是

风险较大、周期较长的突破性创新。地方政府隐性债

务扩张可能会带来企业迎合式的创新行为，甚至出

现“骗补式创新”。综上所述，提出假说 H1。

H1：地方政府隐性债务强化了企业“重数量、轻

质量”的“创新陷阱”。

2.地方政府隐性债务对企业创新的异质性影

响。鉴于中国不同企业、不同区域之间都存在较大差

异，地方政府隐性债务对于企业创新的影响也可能

存在差异。

（1）地方政府隐性债务可能会加剧政企关系较

好企业“重数量、轻质量”的创新倾向。第一，地方政

府隐性债务加剧了地区信贷资源的紧张，更凸显了

政企关系较好企业的融资优势。与政府关系较为密

切的企业更容易获得政府支持，融资压力较小。尤

其是国有企业，与政府存在天然的“父子关系”

（Kornai，1979）[27]，因此政府有动机把更多资源分配

给国有企业。地方政府隐性债务扩张即使会对当地

信贷资源产生挤占，对国有企业产生的影响也相对

较小。同时，与政府关系较为密切的企业由于存在

融资优势，可能更倾向于在金融、房地产领域进行

短期投资，强化企业“脱实向虚”，不利于实质性创

新。第二，政企关系较好的企业更容易与地方政府

形成“政企合谋”，这些企业在获取更多地方政府支

持的同时，也需要帮助地方政府完成上级政府关注

的发展目标。由于存在信息不对称，上级政府难以

准确观测创新质量，因此与地方政府关系较好的企

业更有动力推动创新数量的增长，帮助地方政府向

上级政府释放创新发展的信号，而对不易观察的创

新质量提高的动力则有限。第三，政企关系较好的

企业更容易受到政府验收压力的影响。政企关系较

好的企业更容易获得政府的支持，且在企业获得研

发补贴后，政府或监管部门往往以易于观测的创新

数量作为验收标准。对于不满足验收标准的企业，

政府一般会要求其退还补贴且未来一定时期内不

得再次申请补贴（应千伟、何思怡，2022）[28]。在这种

验收压力下，企业更有动力追求创新数量的增加，

进一步加剧企业“重数量、轻质量”的创新行为。综

上所述，在地方政府隐性债务不断扩张的背景下，

政企关系较好的企业更容易陷入“重数量、轻质量”

的“创新陷阱”。

（2）地方政府隐性债务可能会加大创新的区域

差距。第一，经济落后地区企业的融资渠道往往更为

单一，对银行信贷资源的依赖更强。地方政府隐性债

务挤占了银行信贷资源，对于需要较大投入、较长研

发周期的发明创新更为不利。第二，经济落后的地区

往往财政实力较弱，更为依赖于地方政府的隐性债

务融资，榆进而更容易让这些地区的企业陷入“重数

量、轻质量”的“创新陷阱”。一方面，财政实力较弱地

区面对的债务偿还压力较大，地方政府的“援助之

手”可能会转变为“攫取之手”。地方政府可能会通过

加强税收征管，甚至通过乱罚、乱征、乱收来缓解债

务偿还压力，导致营商环境恶化，不利于企业的实质

性创新。另一方面，财政实力较弱地区的地方政府隐

性债务膨胀对地方基础性科技投资的挤出效应更

强。鉴于实质性创新离不开外部性较强的基础性研

究的投入（Maurseth and Svensson，2020）[29]，因此地

方政府隐性债务的挤出效应不利于企业实质性创新

活动的开展。第三，中国市场化进程存在“非均衡”的

特征。经济发展落后地区的市场化进程往往相对滞

后（张子珍等，2020）[30]，政企关系有待理顺，这些区

域的企业更容易陷入“重数量、轻质量”的“创新陷

阱”。基于此，提出假说 H2a 和 H2b。

H2a：地方政府隐性债务更容易导致政企关系较

好的企业陷入“重数量、轻质量”的“创新陷阱”。

H2b：地方政府隐性债务更容易导致经济发展落

后地区的企业陷入“重数量、轻质量”的“创新陷阱”。

三、研究设计

（一）数据来源

本文所使用的专利数据来源于 CNRDS，主要选

取了该数据库中包含的上市公司发明、实用新型、外

观设计三种专利的申请、获得和被引用数量等数据。

其他企业数据来源于 Wind 数据库与 CSMAR 数据

库，并且剔除了金融类、ST 类的上市公司。地方政府

隐性债务数据来源于 Wind 数据库，其他城市数据

主要来源于 《中国城市统计年鉴》、CSMAR 数据库

等。数据时间范围为 2010—2020 年。

（二）变量选取

1.被解释变量：实质性创新，从企业发明创新数

量和质量两个维度来衡量。相较于实用型专利和外

观设计专利，发明专利能够更好地衡量企业的实质

性创新，因此使用发明专利的申请数量来衡量实质

性创新数量。由于高质量创新往往具有跃迁型的特

董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

·90·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

点，被引用的次数越多，说明该专利的技术溢出性

越高，也代表企业创新质量越高（Acharya and Xu，

2017）[31]，因此使用发明专利被引用次数作为实质性

创新质量的衡量。

2.解释变量：地方政府隐性债务。参照余海跃和

康书隆（2020）[32]、余明桂和王空（2022）[26]的研究，使

用各地级市融资平台有息债务余额与 GDP 比值的

对数衡量地方政府债务，该种衡量方法不仅可排除

经营性债务的影响，同时包含了非公开发行债务。此

外，以非公开发行债务作为地方政府隐性债务的代

理变量进行稳健性检验。

3.控制变量。选取的控制变量包括：企业年龄，

新成立的企业可能更具创新精神，而成熟企业可能

有更多的资源来进行研发；职工薪资，较高的薪资可

能代表企业雇佣了更多高技能员工；流动资产，反映

了企业的短期偿债能力和其在短期内可用于创新活

动的资源；固定资产比率，企业对固定投资的依赖程

度不同，致使其创新策略和能力也可能不同；营业利

润率，更高的利润率可能意味着企业有更多的内部

资金用于研发和其他创新活动；地区经济增长率，控

制了地区经济水平的内生性影响。此外，除了控制企

业个体和年份固定效应外，还加入了行业固定效应

以控制行业差异的影响。表 1 展示了主要变量的定

义及描述性统计结果。

变量名称 变量符号 变量定义 样本量 均值 标准差 最小值 最大值

地方政府隐性债务 gov_debt 融资平台有息债务余额与 GDP 比值取对数 21733 0.822 1.676 -9.428 3.771

专利引用 cite_ pat 申请发明专利被引用数量取对数 21733 2.065 1.747 0 10.440

发明专利 inv_ pat 发明专利申请数加 1 取对数 21733 1.808 1.520 0 9.038

营业利润率 profit 营业利润与营业收入的比值 21583 0.071 0.247 -2.228 0.638

固定资产比率 fix 固定资产与总资产的比值取对数 21583 -1.939 1.110 -6.228 -0.304

职工薪资 wage 企业应付职工薪酬与营业收入的比值取对数 21583 -4.348 1.168 -8.449 -1.348

流动资产比率 floating 流动资产与总资产的比值取对数 21583 -0.635 0.463 -2.439 -0.039

企业年龄 age 企业当前年与创建年的差值取对数 21583 2.763 0.411 0.693 3.434

地区经济增长 r_ gdp 各市 GDP 增长率 21583 0.082 0.033 -0.071 0.272

表 1 变量定义与描述性统计

（三）实证模型构建

为识别政府隐性债务对于企业“创新陷阱”的影

响，构建下述模型进行检验：

patentit=琢+茁gov_debtct+酌X+啄i+姿t+浊h+着it （1）

上式中，i、t、c、h 分别表示企业、年份、城市、

行业；patent 为实质性创新，创新数量使用发明专

利申请数量（inv_ pat）衡量，创新质量使用专利引

用（cite_ pat）衡量；gov_debt 为城市层面的政府隐

性债务；X 为一系列的企业和地区层面的控制变

量；啄、姿 和 浊 分别表示个体、年份和行业固定效

应；着 为随机扰动项。

四、实证分析

（一）基准回归

表 2 汇报了基准回归的结果。首先，考察地方

政府隐性债务对企业创新数量的影响。第（1）列显

示的是只加入企业、年份与行业固定效应的回归

结果，第（2）列是进一步加入控制变量后的回归结

果，结果均表明地方政府隐性债务的扩张促进了

企业实质性创新数量的增加。其次，考察地方政府

隐性债务对企业创新质量的影响。第（3）列显示的

是只加入企业、年份与行业固定效应的回归结果，

第（4）列是进一步加入控制变量后的回归结果，结

果表明地方政府隐性债务的扩张会显著降低企业

创新质量。基于此，假说 H1 得以验证，即地方政

府隐性债务显著促进了发明专利申请数量增加，

却抑制了专利质量提高，强化了企业“重数量、轻

质量”的“创新陷阱”。地方政府借助融资平台，避

开法律和中央政府监管进行隐性举债，不仅可能

会引发系统性经济、金融风险，还可能会使企业陷

入“创新陷阱”。无论是从风险防范还是从高质量

发展的目标出发，地方政府隐性债务都应当得到

有效管控。

董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

·91·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

（二）稳健性检验

尽管基准回归中加入了多个维度的固定效应

与控制变量，但回归结果仍然可能会受到测量误

差、样本范围、模型设定、内生性问题的影响。基于

此，将进行一系列的稳健性与内生性检验，以保证

结果的可靠性。

1.改变估计方法。由于创新数据中存在许多 0

值，因而尝试使用左截尾的随机 Tobit 模型进行估

计。实证结果见表 3 Panel A 第（1）和（2）列，可见基

准回归结论仍然成立。

2.更改样本范围。本文数据范围是 2010—2020

年，其中 2020 年受新冠肺炎疫情影响，政府债务急

剧攀升，这可能会影响估计结果，因而删除 2020 年

的数据进行稳健性检验。检验结果见表 3 Panel A 第

（3）和（4）列，可见基准回归结论依然成立。

3.更换被解释变量。使用企业独立发明专利申

请量（In_inv_ pat）作为创新数量的替代变量，并使用

剔除自引用后的被引用数（ocite_ pat）作为创新质量

的替代变量，重新进行估计。回归结果见表 3 Panel

A 第（5）和（6）列，仍然支持了基准回归结论。

4.替换解释变量。一般来说，非公开发行债务主

要是银行所承接的债务，更能代表政府债务对银行

信贷资金的挤占。因此，将融资平台的有息债务剔除

掉以城投债为主的公开债务，使用融资平台有息债

务和城投债余额之差与 GDP 之比的对数值来构建

以 融 资平 台 银 行 贷 款 为 主 的 非 公 开 发 行 债 务

（ngov_debt）（饶品贵等，2022）[33]。实证结果见表 3

Panel B 第（1）和（2）列，可见非公开发行债务也促进

了企业创新数量增加，同时降低了企业创新质量，进

一步佐证了地方政府隐性债务加剧了企业实质性创

新“重数量、轻质量”的倾向。

5.基于城市创新的讨论。本部分尝试使用城市

数据进行稳健性检验，限于数据的可得性，使用城市

总体发明专利申请数（city_inv）作为城市创新数量

的代理变量，使用发明专利的授权比率“发明专利授

权数/发明专利申请数”（r_city_inv）作为城市创新质

量的代理变量，进行固定效应回归。进一步，考虑到

我国城市间存在着较为紧密的空间联系，还将采用

空间杜宾模型进行检验。

Yct=琢+籽WYct+浊gov_debtct+兹Wgov_debtct+啄c+姿t+着ct

（2）

其中，下标 c、t 分别表示城市、年份；Y 为城市

层面的创新数量（city_inv）和创新质量（r_city_inv）；

W 为空间权重矩阵，选用反距离空间权重矩阵；其

他变量定义与上文相同。估计结果见表 3 Panal B，

其中第（3）和（4）列为固定效应回归结果，结果显示

地方政府隐性债务带来了城市层面创新“重数量、轻

质量”的倾向。第（5）和（6）列为空间杜宾模型的回归

结果，可见在排除地区间溢出效应之后，地方政府隐

性债务仍然带来了“重数量、轻质量”的“创新陷阱”。

综上，基准回归结论仍得到支持。

6.内生性检验。从双向因果来看，地方政府隐性

债务是一种政府行为，企业的创新活动很难会反向

影响地方政府隐性债务扩张。为避免遗漏变量带来

的内生性问题，选用地方政府隐性债务的滞后一期

作为工具变量，进行内生性检验。此外，还使用医疗

卫生支出作为地方隐性债务的工具变量。选用逻辑

在于：其一，政府的医疗卫生支出显然与政府的财政

收支相关，而财政收支又与地方隐性债务相关，因而

满足相关性假设；其二，医疗卫生支出作为基础性的

民生支出，受宏观经济环境波动的影响较小，因而满

足外生性假设（余海跃、康书隆，2020）[32]。估计结果

见表 3 Panel C，其中第（1）和（2）列为使用滞后一期

地方政府隐性债务作为工具变量的检验结果，第（3）

和（4）列为使用医疗卫生支出作为工具变量的检验

结果，实证结果基本支持基准回归结论。

表 2 基准回归

变量

（1） （2） （3） （4）

inv_ pat inv_ pat cite_ pat cite_ pat

gov_debt

0.047

***

（3.761）

0.049

***

（3.872）

-0.029

**

（-2.401）

-0.022

*

（-1.841）

profit

0.168

***

（6.111）

-0.058

**

（-2.182）

fix

0.014

（1.128）

0.048

***

（4.218）

wage

0.014

（1.441）

-0.002

（-0.201）

floating

-0.074

***

（-2.632）

-0.247

***

（-9.071）

age

0.267

***

（4.362）

1.166

***

（19.741）

r_ gdp

0.751

**

（2.271）

0.709

**

（2.232）

行业固定效应 是 是 是 是

N 21733 21583 21733 21583

adj. R

2 0.746 0.747 0.815 0.821

个体固定效应 是 是 是 是

年份固定效应 是 是 是 是

注：***、**、* 分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著；括号

内为 t 值；下同。

董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

·92·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

五、影响渠道检验

（一）挤占信贷资源

相比实用新型与外观设计专利，以发明为代表

的实质性创新具有投资风险较高、投资周期较长、沉

没成本较大等特点，需要长期稳定的资金投入，基于

此，如何解决企业融资问题成为了促进实质性创新

的关键。理论分析表明，地方政府隐性债务可能会挤

占信贷资源，加剧企业融资约束，对实质性创新产生

不利影响。本部分用融资约束与融资成本来进行渠

道检验。首先，使用 FC 指数（Financial Constraint

Index）衡量企业融资约束程度，FC 越高，表明企业

面临的融资约束程度越高。虞将 FC 及其与地方政府

隐性债务的交乘项 FC伊gov_debt 加入基准模型（1）

中进行检验，结果见表 4 Panel A 第（1）和（2）列。可

见，FC伊gov_debt 的估计系数均显著为负，说明地方

政府隐性债务对于高融资约束企业创新数量与质量

的抑制作用更大。高融资约束企业创新对于信贷资

源的需求更高，对外部资金的支持也更为敏感，因此

地方政府隐性债务挤占信贷资源会对其创新产生更

为不利的影响。其次，从融资成本的角度来考察。信

贷资源的挤占将加剧资金市场需求方的竞争，致使

企业融资成本上升。使用融资成本即企业利息支出

表 3 稳健性检验

gov_debt

0.042

***

（3.269）

0.032

*

（1.848）

-0.025

**

（-2.040）

N 21583 15183 21583

-0.024

*

（-1.818）

21583

0.038

***

（2.878）

-0.027

**

（-2.182）

19021 19021

Panal A 稳健性检验 I

改变估计方法 更改样本范围 更换被解释变量

变量 （1） （2） （3） （4） （5） （6）

inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat In_inv_ pat ocite_ pat

adj. R

2 — — 0.759 0.839 0.815 0.822

Panal B 稳健性检验 II

变量

替换解释变量 改变数据：基于城市层面加总的创新数据

（1） （2） （3） （4） （5） （6）

inv_ pat cite_ pat city_inv r_city_inv city_inv r_city_inv

N 21583 21583 2145 2145 2145 2145

ngov_debt

0.049

***

（3.929）

-0.021

*

（-1.706）

0.117

***

（6.761）

-0.048

***

（-2.602）

0.117

***

（7.086）

-0.046

**

（-2.512）

W伊Y

2.441

***

（12.581）

2.137

***

（7.511）

直接效应

0.109

***

（6.512）

-0.045

**

（-2.420）

间接效应

-1.442

**

（-2.379）

0.280

（1.588）

adj. R

2 0.747 0.821 0.773 0.014 0.317 0.045

Panel C 内生性检验

变量

工具变量：滞后一期地方政府隐性债务 工具变量：医疗卫生支出

（1） （2） （3） （4）

inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat

gov_debt

0.074

***

（4.011）

-0.005

（-0.276）

0.028

（0.245）

-0.274

**

（-2.548）

N 19848 19848 21583 21583

Cragg-Donald Wald F

statistic

20000 20000 237 237

注：限于篇幅，未汇报控制变量的估计结果，并控制了企业个体、年份和行业固定效应，下同；Panal B 中第（3）和（4）列采用

固定面板估计，第（5）和（6）列采用空间杜宾模型估计，其中 W 为反距离空间权重矩阵，Y 为城市层面的发明创新（city_inv）和城

市发明专利的授权比（r_city_inv）。

董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

·93·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

与负债的比值（r_cost）来衡量企业的融资难度，融资

成本（r_cost）越高，意味着企业的融资难度越大（余

明桂、王空，2022）[26]。回归结果见表 4 Panel A 第（3）

和（4）列，根据 gov_debt伊r_cost 的回归系数，说明在

高融资成本条件下，地方政府隐性债务对企业发明

创新产生了显著抑制作用。融资约束与融资成本的

结论相互印证，一致证明了地方政府隐性债务会挤

占信贷资源，带来了企业“融资难、融资贵”问题，不

利于实质性创新。

（二）企业金融化

理论分析表明，企业金融化可能是地方政府隐

性债务影响企业创新活动的重要渠道。为检验此影

响渠道，参照胡海峰等（2020）[35]使用企业金融化资

产与总资产的比值构建企业金融化（finance）指标，愚

将 finance 及其与政府隐性债务的交乘项gov_debt伊

finance 加入基准模型（1）中进行回归。实证结果见

表 4 Panel B 第（1）和（2）列，对于创新质量来说，

gov_debt伊finance 的估计系数显著为负，对于创新数

量来说，gov_debt伊finance 的估计系数为负但不显

著，表明对于金融化程度较高的企业而言，地方政

府隐性债务对创新质量产生了更为不利的影响。企

业金融化又可以分为“投资替代”动机与“蓄水池”

动机：如果出于以预防和储备为目的的“蓄水池”动

机，则其对创新的挤出效应有限；如果出于以获取

更多利润为目的的“投资替代”动机，则会对创新产

生显著的挤出影响（杜洋洋、田祥宇，2021）[36]。因

此，进一步将金融资产分为流动性金融资产（liq）和

非流动金融资产（non_liq）两种，以识别地方政府隐

性债务是通过何种企业金融化动机来影响创新。实

证结果见表4 Panel B 第（3）和（4）列，可见地方政

府隐性债务与非流动金融资产的交乘项 gov_debt伊

non_liq 对于创新质量的估计系数显著为负，但与

流动性金融资产的交乘项 gov_debt伊liq 的估计系

数则不显著。房地产投资、持有至到期投资等非流

动金融资产的持有风险较大，具有更强的“实体投

资替代”动机。对于拥有较高非流动金融资产的企

业，地方政府隐性债务对创新资源的挤出效应更

加明显，不利于企业创新质量提升。以上结果表

明，地方政府隐性债务更多通过“投资替代”动机

的企业金融化挤出了企业创新。

（三）政府补贴的激励扭曲

相比实用新型专利、外观设计专利，当前发明创

新才是地方政府补贴的重点。但是，地方政府隐性债

务可能会带来政府补贴的激励扭曲，促使企业注重

发明创新数量的扩张而忽视其质量提升。为检验该

机制，依据企业财务报表附录，将包含研发、研究、创

新等关键词的政府补贴识别为研发补贴，使用其中

值构建研发补贴哑变量（tecsubsidy），并将 tecsubsidy

及其与政府隐性债务的交乘项 tecsubsidy伊gov_debt

加入基准模型 （1） 进行回归。舆检验结果见表 4

Panel C 第（1）和（2）列，可见对于获得更多政府研发

补贴的企业而言，隐性债务扩张虽然促进了企业创

新数量提高，但对其创新质量的影响并不显著。进

一步，考虑到政府补贴是降低企业创新成本的重

要手段，研发补贴的筛选可能存在遗漏，故使用剔

除税收优惠后的政府补贴构建政府补贴哑变量

（notaxsubsidy）。当政府补贴大于中值时，政府补贴哑

变量为 1，反之为 0。将 notaxsubsidy 和 notaxsubsidy伊

gov_debt 加入基准模型（1）中进行检验，结果见表 4

Panel C 第（3）和（4）列。可见，对于获得相对较高政

府补贴的企业来说，政府隐性债务对于企业创新数

量的正向作用更强，对于企业创新质量的提升作用

则不显著，在一定程度上与研发补贴的结果形成相

互印证。在地方政府隐性债务扩张过程中，企业为获

取政府补贴可能会将更多精力集中于创新数量，而

非创新质量。

接下来，从专利授权、专利维护的角度对企业的

策略性创新进行讨论。国家知识产权局作为对企业

申请的专利质量的最后“把关者”和最终“守门人”，

全面负责对企业申请专利质量的审查和核实，这会

在很大程度上有效甄别、筛选和剔除企业申请和提

交的低质量专利（张杰、郑文平，2018）[14]。尤其对于

发明专利，授权审核更为严格，故使用发明专利授权

数与发明专利授权率来考察隐性债务的影响。实证

结果见表 4 Panel D 第（1）和（2）列，可见地方政府隐

性债务未能显著促进发明专利授权数与发明专利授

权率提高。结合基准回归结论，我们发现地方政府隐

性债务虽然显著促进了企业发明创新申请数量增

加，但对发明专利授权数以及授权率的影响有限。这

也在一定程度上佐证，为获得政府的财政补贴，有的

企业可能进行了重复、低效的发明专利申请。进一

步，从专利维护情况来看，尽管发明专利的有效期限

是 20 年，但有大量的专利并没有达到有效期限便终

止权力，这些专利大多是由于专利所有人不再缴纳年

费，主动放弃维护而终止（谭小芬、钱佳琪，2020）[22]。

因而，引入专利的终止数量余来研究地方政府隐性债

务对企业专利维护的影响。实证结果见表 4 Panel D

第（3）和（4）列，可见地方政府隐性债务提高了企业

董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

·94·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

发明专利的终止个数，但对于总的专利终止个数并

没有显著影响。结合前文实证结论，可以发现虽然

地方政府隐性债务加大了企业申请数量，但也加剧

了“重申请、轻维护”的现象。该结论也从一个侧面

反映出，虽然企业取得发明专利授权可以获得政府

补贴，但企业对发明专利并没有长期维护的动力，

进一步佐证了政府补贴可能会引发激励扭曲。综上

所述，地方政府隐性债务挤占了信贷资源，诱导了

企业金融化，对创新数量与质量均产生了不利影

响。而且，地方政府隐性债务还带来了政府补贴的

激励扭曲，使得企业为争夺有限的财政补贴而更重

视发明创新数量的增加，对质量提升的关注则比较

有限，最终地方政府隐性债务导致企业陷入“重数

量、轻质量”的“创新陷阱”。

表 4 影响渠道检验

inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat

gov_debt

0.097

***

（6.548）

0.011

（0.785）

0.049

***

（3.452）

-0.024

*

（-1.751）

FC

-0.640

***

（-15.687）

-1.010

***

（-25.718）

gov_debt伊FC

-0.094

***

（-4.983）

-0.038

**

（-2.099）

r_cost

-0.408

（-1.136）

0.076

（0.221）

gov_debt伊r_cost

-0.713

***

（-3.855）

-0.229

（-1.299）

N 21096 21096 19521 19521

Panel A 挤占信贷资源的机制检验

变量

（1） （2） （3） （4）

Panel C 诱导企业创新的策略性行为机制检验

变量

（1） （2） （3） （4）

inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat

gov_debt

0.042

***

（3.096）

-0.023

*

（-1.768）

0.041

***

（3.110）

-0.028

**

（-2.207）

adj. R

2 0.751 0.828 0.752 0.828

Panel B 企业金融化的机制检验

变量

（1） （2） （3） （4） （5） （6）

inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat

gov_debt

0.051

***

（4.013）

-0.017

（-1.393）

0.051

***

（4.002）

-0.017

（-1.425）

0.050

***

（3.910）

-0.021

*

（-1.713）

finance

-0.319

***

（-3.291）

0.046

（0.490）

gov_debt伊finance

-0.048

（-1.020）

-0.098

**

（-2.128）

non_liq

-0.525

***

（-2.927）

0.099

（0.569）

gov_debt伊non_liq

-0.066

（-0.750）

-0.235

***

（-2.779）

liq

-0.232

**

（-1.990）

0.028

（0.246）

gov_debt伊liq

-0.038

（-0.664）

-0.042

（-0.752）

N 21583 21583 21583 21583 21583 21583

adj. R

2 0.747 0.821 0.747 0.821 0.747 0.821

董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

·95·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

六、异质性分析

（一）政企关系异质性

政企关系是理解中国长期经济增长和转型

的微观基础，本部分讨论地方政府隐性债务对国

有企业和非国有企业创新的异质性影响。实证结

果见表 5 第（1）至（4）列，可见地方政府隐性债

务对国企创新数量的促进作用大于非国企，对国

企创新质量的影响显著为负，但对非国企创新质

量的影响并不显著。国有企业与政府有着天然的

“血缘”关系，该结果表明，地方政府隐性债务可

能会进一步加剧国有企业“重数量、轻质量”的

“创新陷阱”。

Panel C 诱导企业创新的策略性行为机制检验

变量

（1） （2） （3） （4）

inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat

gov_debt伊tecsubsidy

0.013

*

（1.665）

0.004

（0.476）

gov_debt伊notaxsubsidy

0.016

*

（1.829）

0.014

（1.640）

tecsubsidy/notaxsubsidy

0.069

***

（4.643）

0.114

***

（7.929）

0.158

***

（9.740）

0.146

***

（9.332）

N 21583 21583 21583 21583

adj. R

2 0.748 0.822 0.749 0.822

Panel D 基于授权视角的企业策略性创新的再检验

变量

（1） （2） （3） （4）

ln 发明专利授权数 发明专利授权率 ln 专利申请终止个数 ln 发明申请终止个数

gov_debt

0.022

（1.300）

0.008

（1.110）

0.019

（0.952）

0.011

*

（1.923）

N 13580 9589 10676 10676

adj. R

2 0.666 0.521 0.543 0.268

表 4（续）

表 5 政企关系异质性检验

inv_ pat cite_ pat cite_ pat

gov_debt

0.057

***

（3.015）

-0.037

**

（-2.115）

-0.018

（-0.899）

N 7810 7810 10233

adj. R

2 0.793 0.862 0.814

国企

变量 （1） （2） （8）

inv_ pat

0.046

***

（2.711）

13773

0.719

非国企

（3）

政企联系密切的非国有企业

（4） （5）

cite_ pat inv_ pat

-0.002

（-0.116）

0.076

**

（2.001）

13773 3236

0.798 0.661

（6）

cite_ pat

0.025

（0.712）

3236

0.783

政企联系一般的非国有企业

（7）

inv_ pat

0.039

*

（1.923）

10233

0.743

除了国企和政府具有天然“血缘”关系之外，非

国有企业中一些企业为获取更多的政府支持也和

政府保持着较为密切的关系，不过这些企业往往需

要投入更多资源来维持与政府的关系。使用业务招

待费占营业收入的比重来构建政企关系变量，当业

务招待费占营业收入的比例为非国有企业的前

25%时，定义该企业为政企关系密切的企业。实证

检验结果见表 5 第（5）至（8）列，可见在政企关系密

切的非国有企业中，地方政府隐性债务扩张对其创

新数量的影响显著大于其他非国有企业，但从创新

质量来看，地方政府隐性债务对于政企联系密切的

非国有企业的影响并不显著。综上所述，我们认为

对于政企关系较好的企业，地方政府隐性债务更容

易导致其陷入“重数量、轻质量”的“创新陷阱”，假

说 H2a 得到证明。政企关系密切的企业可以争取到

更多的政府支持，但也可能采取迎合式创新行为，

将更多的注意力集中于易于观测的创新数量提高，

而非质量提升。

董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

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山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

（二）区域异质性

1.基于经济发展水平的区域异质性讨论。发展

不平衡不充分是我国当前社会的主要矛盾，地方

政府隐性债务对于大国区域的创新发展将产生何

种影响？本部分将对此问题进行讨论。首先，按照

人均 GDP 将区域分为经济发达地区与不发达地区

两组，实证结果见表 6 Panel A。结果表明：对于经

济较为发达的地区，地方政府隐性债务对创新数

量产生了显著正向影响，但对创新质量的影响并

不显著；对于经济欠发达地区，地方政府隐性债务

对企业创新数量产生了显著促进作用，对于创新

质量的抑制作用也较为显著。综上，地方政府隐性

债务更容易使经济欠发达地区的企业陷入“创新

陷阱”。其次，将城市分为中心与外围两组进行检

验，俞实证结果见表 6 Panel B 第（1）至（4）列。结果

显示：对于中心城市而言，地方政府隐性债务对企

业专利数量存在较为显著的促进作用，而对创新

质量的影响并不显著；对于外围城市而言，地方政

府隐性债务显著加剧了企业实质性创新“重数量、

轻质量”的倾向。与中心城市相比，外围城市的政

治与经济资源均处于劣势，地方政府隐性债务扩

张更容易使企业陷入“创新陷阱”。最后，在我国工

业化赶超过程中，形成了一批老工业基地，故将样

本分为老工业基地与非老工业基地两组，逾实证结

果见表 6 Panel B 第（5）至（8）列。结果显示，在老

工业基地，地方政府虽然显著促进了企业实质性

创新数量增加，却显著抑制了创新质量提升。激发

老工业基地创新活力是推动“铁锈地带”脱锈的重

要手段，而地方政府隐性债务加剧了“重数量、轻

质量”的创新倾向，将增加老工业基地发展动力转

换的难度，不利于“铁锈地带”顺利脱锈，进一步加

剧了区域发展的不平衡。

表 6 基于区域经济发展水平的异质性检验

inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat

gov_debt

0.077

***

（3.115）

0.015

（0.628）

0.041

**

（2.446）

-0.026

*

（-1.682）

N 10718 10718 10651 10651

Panal A 按是否经济发达地区分组

高人均 GDP 低人均 GDP

变量 （1） （2） （3） （4）

adj. R

2 0.766 0.837 0.739 0.820

Panal B 按是否中心城市和是否老工业基地分组

变量

中心城市 外围城市 老工业基地 非老工业基地

（1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） （8）

inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat

gov_debt

0.090

***

（3.552）

0.009

（0.347）

0.042

**

（2.565）

-0.050

***

（-3.174）

0.054

*

（1.953）

-0.044

*

（-1.725）

0.038

**

（2.573）

-0.018

（-1.294）

N 11754 11754 9817 9817 3000 3000 18575 18575

adj. R

2 0.766 0.835 0.728 0.808 0.730 0.816 0.753 0.824

2.基于财政实力的区域异质性讨论。中国是一

个发展不平衡的大国，各地区财政实力存在较大差

距，财政收入较低、财政压力较大的地区往往更有动

力通过增加地方政府债务来弥补财政缺口。首先，将

样本分为高财政收入组和低财政收入组进行考察。

具体来说，当城市的“财政收入/生产总值”大于中值

时，为高财政收入组，反之为低财政收入组。实证结

果见表 7 Panel A，可见在财政收入较低地区，地方

政府隐性债务对于企业创新数量的影响显著为正，

同时显著抑制了创新质量提升。其次，财政实力较弱

的地区往往财政压力较大，因此进一步从财政压力

的角度进行考察。具体来说，使用公式“（财政支出财政收入）/财政收入”来衡量地区财政压力，并使用

中值将城市分为高财政压力组与低财政压力组。实

证结果见表 7 Panel B，可见在财政压力较大的地

区，地方政府隐性债务在促进企业创新数量增加的

同时也抑制了实质性创新质量提升。

推动落后地区的创新发展是缩小区域经济差距

的重要手段。从实证结论来看，地方政府隐性债务在

经济欠发达的中西部地区、外围城市、老工业基地以

董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

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