互联网普及、农村金融发展与城乡融合.pdf

统 计 观 察统计与决策2023年第19期总第631期0引言中国的城乡分割制度由来已久，传统的城乡二元体制已经成为乡村发展的桎梏，乡村长期扮演着“牺牲者”的角色，在城镇化和工业化政策的倒逼下乡村持续向城市“输血”，城市偏向政策使得城市的集聚功能不断增强，资源单向流动带来的“马太效应”进一步放大了城乡之间的差距，城乡之间的矛盾凸显。随着我国工业化进入中后期阶段，经济实力不断增强，具备了“城市支持农村，工业反哺农业”的条件，二元固化格局松动，城市不再无休止地掠夺乡村资源。自2002年党的十六大报告提出城乡统筹发展以来，城乡关系沿着“分割、统筹、一体化”的逻辑主线不断发展，直至党的十九大报告提出“建立健全城乡融合的体制机制和政策体系”，标志着城乡关系进入了全面融合的新阶段，城乡关系从分割对立逐步走向融合共生。因此，分析中国城乡融合发展的演进规律，探索城乡融合发展的可实现路径，成为当前实现乡村振兴与城乡转型发展的重点。城乡融合的有关研究主要集中在三个方面：一是有关城乡融合的内涵、路径与特征的研究1,2；二是对城乡融合水平的测度，周江燕和白永秀（2014）3构建包含空间、经济、社会和环境的四维一体化指标，采用两步全局主成分分析法对城乡一体化水平展开测度，孙群力和周镖（2021）4采用熵值法测算了城乡融合发展水平，并进一步通过Kernel密度估计和Dagum基尼系数法探讨了地区差异和收敛性问题；三是城乡融合的影响因素，学者们从财政分权4、城乡要素错配5、土地市场改革6、社会保障机制7等不同方向展开研究。可以发现，既有文献主要关注制度因素对城乡融合的影响，而忽略了互联网等硬件基础设施的重要作用，基于此，本文在以下方面做了拓展：第一，将硬件因素互联网普及和制度因素农村金融发展同时纳入研究框架；第二，将空间因素纳入研究结构，采用动态空间杜宾模型来分析互联网和农村金融对城乡融合的综合影响；第三，在区域异质性视角下研判互联网普及和农村金融发展对城乡融合的影响；第四，运用面板门槛模型分析互联网普及、农村金融发展对城乡融合的非线性影响。1理论分析与研究假设随着互联网基础设施和互联网技术的普及，其对经济社会发展的引领支撑作用日益增强，这势必会影响城乡间的资源配置，互联网对城乡融合的影响路径有如下两条：第一，互联网的全覆盖能够缩小城乡之间的信息鸿沟，以往只注重本地区深耕的农村部门能够融入更大的市场体系中，实现城乡间广泛的交流融合、资源配置效率的提升、发展成果的共通共享。现阶段“网红直播、订单农业、社区团购”等新销售模式的迅猛发展就是互联网改善的结果，以往由于信息闭塞的原因，城乡之间的资源互换难以实现，通信网络缩短了生产者和消费者之间匹配的路径与时间，减少了搜寻成本，扩大了生产要素与最终产品的交易半径和进入机会，通过开辟多元化的市场空间，降低了资源要素依赖单一市场的脆弱性8，能够促进城乡间资源的交流、互动与融合。第二，造成城乡分割的原因不仅有户籍管理、土地流转等制度性因素，还有城乡之间劳动者素质差异、技术水平成熟度不同等技术性因素，这同样会导致农村劳动力难以有效融入城市的分工体系中，阻碍了城乡融合发展。互联网能够使得城乡间的就业市场更加透明化，促进知识的溢出和传播，提高农村地区的人力资本水互联网普及、农村金融发展与城乡融合王伟，孔繁利（内蒙古民族大学 经济学院，内蒙古 通辽 028000）摘要：文章在采用熵权TOPSIS法测算了城乡融合发展水平的基础上，使用20052020年我国30个省份的面板数据，通过动态空间杜宾模型和面板门槛模型实证检验互联网普及、农村金融发展对城乡融合的影响。研究发现：从整体来看，互联网普及和农村金融发展能够提高本地区城乡融合水平，且表现出显著的空间溢出效应；分区域来看，发现互联网普及和农村金融发展对东中部地区的效果更为显著，而对西部地区的效果较弱；在门槛效应方面，互联网普及和农村金融发展对城乡融合水平存在双重门槛效应，互联网普及率超过门槛值后，正向效果不断增强，而农村金融水平随着门槛值的增加呈现“倒U”型特征。关键词：互联网；农村金融；城乡融合中图分类号：F061.5文献标识码：A文章编号：1002-6487（2023）19-0102-05基金项目：国家社会科学基金西部项目（21XMZ068）作者简介：王伟（1989），男，内蒙古通辽人，博士，副教授，研究方向：区域经济、数量经济。孔繁利（1970），男，内蒙古乌兰浩特人，博士，教授，研究方向：区域经济。DOI:10.13546/ki.tjyjc.2023.19.018102统 计 观 察统计与决策2023年第19期总第631期平，使得城乡间的劳动力素质不断被拉平9，打破由于制度性因素带来的城乡分割。值得注意的是，互联网有较强的外部性，会产生两种不同的影响，在示范效应和扩散效应的作用下，发达地区会带动落后地区发展，实现不同区域城乡融合水平的整体提高。此外，随着互联网普及率的提高，资本、劳动力和信息的流动速度加快，落后地区的资金、人才等要素会被发达地区吸引，在“马太效应”和“数字鸿沟”的影响下，导致落后地区的乡村衰落，城乡发展出现失衡。基于此，本文提出：假设1：互联网普及促进了城乡融合发展且其影响具有空间溢出效应。农村金融发展同样对城乡融合有重要的影响，这主要有以下几个原因：第一，农村金融发展能够打破“城乡二元金融结构”，缓解金融排斥和信贷资金不足的问题，破除农民在生产、创业和消费过程中的流动性约束，进一步催生新产业和新业态，使农村的劳动生产率继续提高并增强农村地区的发展潜力，加速城乡融合发展；第二，农村金融水平的提高能够实现农村资本的原始积累，克服金融资源配置时的“精英俘获”现象10，增加农民收入以及改善农村内部的收入分配格局，进而推动劳动要素价格的均等化，缩小城乡收入差距，最终实现人口、资金、技术在城乡间的双向流动；第三，农村金融发展能够缓解农业发展中的资金短缺问题，促进农业科技研发、涉农成果转化和农技人才积累11，而知识和技术具有较强的正外部性，有助于化解农业生产中的不确定性，打通城乡经济循环堵点，推进周边地区城乡融合发展，最终实现区域经济一体化。基于此，本文提出：假设2：农村金融发展水平提高促进了城乡融合发展且其影响具有空间溢出效应。2研究设计2.1变量说明（1）因变量：城乡融合水平（conver）。城乡融合是一个复杂的动态系统，核心是如何实现要素在城乡间自由流动与优化配置，城乡融合发展水平评价指标体系的设计应该考虑城乡关系的整体性、互动性、协调性和渐进性发展特征，在指标体系设计中要包含多元维度，保证城乡融合指标的全面性，同时要防止指标过细造成的高度相关，此外，在指标的合理性方面，对既有指标进行类型上的划分，将指标划分为对比类、状态类和动力类，使不同类型的指标能够更好地体现城乡融合。本文参考周江燕和白永秀（2014）3的指标体系设计原则，从城乡融合发展体制机制的核心出发，着重研究“人口、经济、社会、空间、生态”五个维度的融合，并将5个维度的一级指标扩展到20个二级指标，运用TOPSIS熵权法测算城乡融合发展的综合得分。（2）核心自变量：互联网普及（internet）。随着互联网向农村地区的渗透和延伸，农村居民能够通过线上渠道进行交易，势必对城乡融合产生重要的影响，所以本文采用互联网普及率作为衡量指标。农村金融发展（agrln），采用人均涉农贷款数量衡量农村金融发展水平，该指标越大说明金融资源向农村的流动越多。（3）控制变量。通过梳理相关文献并结合理论分析，本文采取如下控制变量：政府影响（gov），采用财政支出占GDP的比重来衡量；机械化水平（mash），采用农业机械总动力/乡村人口来衡量；产业结构（structure），采用第三产业增加值占地区生产总值的比重来衡量；市场化水平（market），采用非国有工业企业数与工业企业总数之比来衡量。在数据来源上，本文选取20052020年省级面板数据，以上数据均来源于历年 中国统计年鉴 中国农村统计年鉴 以及EPS数据平台，缺失的数据采用插值法补齐，鉴于数据的质量和可获得性，研究样本为我国30个省份（不含西藏和港澳台），各个变量的描述性统计如表2所示。表2变量描述性统计变量城乡融合水平（conver）互联网普及（Internet）农村金融发展（agrln）政府影响（gov）机械化水平（mash）产业结构（structure）市场化水平（market）样本数480480480480480480480均值0.23120.36483.23260.21831.41740.43790.8751标准差0.09150.19915.67830.09710.75060.09320.0918最小值0.11350.02510.04230.07920.24500.28300.5674最大值0.64350.7799104.78370.62844.33480.83520.9887表1城乡融合发展水平综合评价指标体系一级指标人口融合空间融合经济融合社会融合生态融合二级指标城镇人口密度城镇人口比重非农从业人员比重与农业从业人员比重之比城市空间扩张交通网密度旅客周转量城乡人均私人汽车拥有量城乡消费水平对比城乡居民人均可支配收入之比非农产业增加值占GDP的比重城乡恩格尔系数比二元对比系数城乡养老保险覆盖率城乡居民人均医师数之比城乡文教娱乐对比系数城乡人均医疗保健对比系数森林覆盖率生活垃圾无害化处理能力公园绿地面积城乡节能减排指标说明城市人口密度（人/平方公里）城镇人口/总人口第二、三产业从业人员比重/第一产业从业人员比重农作物播种面积/建成区面积（公路运营里程+铁路运营里程）/土地总面积亿人次/千米城乡居民私人汽车拥有量/总人口城市家庭人均消费/农村家庭人均消费城镇居民家庭人均可支配收入/农村居民家庭人均可支配收入第二、三产业增加值/GDP城镇恩格尔系数/农村恩格尔系数（第一产业产值/第一产业从业人员数量）/（第二、三产业产值/第二、三产业从业人员数量）%城镇居民人均医师数/农村居民人均医师数城镇居民家庭文教娱乐支出/农村居民家庭文教娱乐支出城镇人均医疗保健支出/农村人均医疗保健支出森林面积/土地总面积吨/日公顷能源消费总量/GDP（吨标准煤/万元）指标类型状态状态对比状态状态动力动力对比对比对比对比对比状态对比对比对比状态动力状态动力指标属性正正正正正正正负负正正正正负负负正正正负103统 计 观 察统计与决策2023年第19期总第631期2.2模型构建根据理论分析，互联网普及和农村金融发展不仅对本地区城乡融合水平有影响，还具有空间溢出效应，所以本文采用动态空间杜宾模型进行分析，模型设定为：converit=0+1converit1+j=1nwijconverjt+2internetit+3agrlnit+kkXit+1j=1nwijinternetjt+2j=1nwijagrlnjt+kkwijXjt+it+it+it其中，conver代表城乡融合，internet和agrln分别代表互联网普及和农村金融发展，X代表控制变量集合，i、j和t分别代表本地区、其他地区和时间，和分别代表个体固定效应和时间固定效应，代表随机干扰项。在空间权重的选择上，本文分别选择地理相邻权重和经济地理空间权重。地理相邻权重将两个区域是否有共同的边界视为联系的基础，其表达式为：wij=1,当区域 i 和区域 j 相邻时0,当区域 i 和区域 j 不相邻时经济地理空间权重将地理因素和经济因素综合考虑，其表达式为：Wij=Wddiag()Y1YY2YYnY其中，Wd为地理相邻权重矩阵，Y代表实际GDP，t和n分别为时间和地区数，Yi=1t1t0+1t=t0t1Yit为考察期内i省份的实际GDP均值，Y=1n()t1t0+1i=1nt=t0t1Yit为考察期内实际GDP均值。3实证分析3.1空间相关性检验在运用空间计量方法分析之前，需要检验城乡融合是否具有空间依赖性，采用Moran，s，计算公式如下：Moran，s I=ni=1nj=1nwij(xi-x)(xj-x)i=1nj=1nwiji=1n(xi-x)2其中，n代表省份，xi与xj分别代表区域i和区域j的城乡融合指数，wij是空间权重。由表3的结果可知，城乡融合的莫兰指数均为正向且都很显著，说明城乡融合存在空间效应，可以使用空间计量模型进行分析。3.2基准回归结果根据上文理论分析，互联网普及、农村金融发展能够促进城乡融合，为了检验此结论，采用4种模型进行分析，如表4所示，模型一是静态面板数据回归（FE），由于省份之间存在异质性，所以采用固定效应模型较为合适，利用Hausman检验得到同样结论。模型二是动态系统矩估计（GMM），通过加入解释变量的滞后项，能够有效避免内生性问题，AR（2）和Hansen的结果说明模型不存在自回归和弱工具变量问题，得到的结果具有可靠性。模型三和模型四包含了空间因素，分别是地理相邻和经济地理条件下的动态空间杜宾模型，两个模型中的系数为正向且显著，说明城乡融合存在空间效应，经济联系越紧密和地理距离越近，从邻近地区获得的溢出效应就越强，城乡融合表现出显著的空间集聚特征。由表4的回归结果可知，四个模型的互联网系数均为正向且显著，说明互联网普及有利于城乡融合水平的提高，农村金融发展的系数也均为正向且显著，说明农村金融发展同样有利于城乡融合水平的提高。因此假设1和假设2均得到验证。表4基准回归结果L.converinternetagrlngovmashstructuremarketWinternetWagrln常数项AR（2）检验的P值Hansen检验的P值样本量模型一FE0.2154*（17.57）0.0006*（2.74）-0.1034*（-3.01）-0.0193*（-6.19）0.2134*（7.8）-0.0967*（-3.81）0.192*（7.65）480模型二GMM0.7726*（16.68）0.0468*（5.46）0.001*（2.69）-0.021（-1.21）-0.0113*（-2.66）0.0097（0.33）0.0331（0.88）0.0211（0.79）0.2260.044450模型三地理相邻0.0343*（1.87）0.1172*（4.42）0.2221*（13.19）0.0004*（2.13）-0.1168*（-2.99）-0.0088*（-2.43）0.1996*（6.21）-0.1292*（-3.80）-0.0338*（-4.42）0.0003*（2.21）450模型四经济地理1.1802*（1.98）2.4453*（2.77）0.2124*（13.07）0.0004*（2.36）-0.0756*（-2.05）-0.0168*（-4.88）0.2163*（6.7）-0.1318*（-3.8）-0.8897*（-3.91）0.0186*（3.21）450注：括号内为t值，下同。在其他各种影响因素中，政府影响的系数为负向且很显著，说明政府过大的行政支出和城市偏向型发展政策不利于农村部门的发展，阻滞了城乡融合水平的提高。机械化水平的系数为负且显著，体现了资本和技术对劳动力的替代，随着农业机械化水平提高，释放出来的农村劳动力会加速向城市部门流动，在配套公共服务不足和城市工作表3空间相关性结果年份20052006200720082009201020112012Morans0.210*0.175*0.212*0.223*0.230*0.204*0.278*0.324*z值2.1941.942.272.3752.4482.282.9453.256年份20132014201520162017201820192020Morans0.312*0.279*0.285*0.285*0.283*0.281*0.277*0.273*z值3.2122.9422.9672.9492.9592.9182.8872.852注：*、*、*分别表示在 10%、5%、1%的水平上显著，下同。104统 计 观 察统计与决策2023年第19期总第631期岗位有限的约束下，会对城市居民的就业和生活产生较大的冲击，带来拥挤问题和犯罪问题，不利于城乡融合发展。产业结构的系数为正且显著，主要是因为产业结构的动态调整，促进了资源在农业部门和非农业部门之间的重新配置，这会提高农业部门的生产效率，带动农业部门的发展，吸引生产要素的流入，从而降低城乡之间的差异。市场化水平的提高不利于城乡融合发展，现阶段的市场化虽然有利于发挥价格机制的调节作用，提高要素市场的竞争性和流动性，但在政府政策、教育医疗资源、基础设施投资等偏向性因素的影响下，可能使资源和要素向城市部门集聚，带来城乡差距的进一步扩大，在未来的发展中还要不断地提高市场化水平，使其过渡到高级阶段。3.3空间效应分解在表4模型三和模型四中，Winternet的系数均为负且显著，说明互联网的发展不利于周边地区的城乡融合，Wagrln的系数为正且显著，说明农村金融发展促进了周边地区的城乡融合。近期的空间经济学研究表明，利用空间滞后项代表溢出效应可能出现有偏的估计，采用LeSage和Pace（2009）12的偏微分方法，将总效应分解为直接效应和间接效应（溢出效应）得到的结果更为准确。由表5的结果可知，在直接效应方面，两种空间权重条件下，互联网普及的系数分别为0.2173和0.2091且均在1%的水平上显著，农村金融发展的系数均为0.0005且均在1%的水平上显著，说明互联网普及和农村金融发展能够促进本地区的城乡融合，这与上文的分析结论一致。在溢出效应方面，互联网系数分别为-0.1365和-0.0937且均在1%的水平上显著，说明本地区互联网的发展不利于周边省份的城乡融合，这与现实中的情况较为一致，例如，在京津冀城市群中，北京和天津具有很强的虹吸能力，其城市首位度不断增加，互联网的发展加速了这种趋势，导致周边河北的乡村资源持续向北京和天津流动，从而形成了环京津贫困带，城乡发展出现失衡。农村金融发展的系数分别为0.0016和0.0028且均在1%的水平上显著，说明农村金融发展水平的提高具有正向的空间溢出效应，能够打破区域间“以邻为壑”的现象，推动周边地区城乡融合发展。4异质性分析与非线性关系检验4.1异质性分析由于地理相邻权重无法反映省份之间的经济联系，而经济地理空间权重能够综合考虑地理因素和制度性因素，得到的结果更符合现实要求，因此在异质性分析中，主要考察经济地理空间权重条件下各变量的情况。由表6的结果可知，首先分析东中部地区，互联网普及和农村金融发展的直接效应系数均为正且显著，在间接效应方面，互联网普及存在显著的负向作用，而农村金融发展存在显著的正向作用，这与全国层面的结果一致。西部地区有两个特点，第一，互联网普及的直接效应系数不显著，说明西部地区的通信基础设施存量较低，互联网对地区经济社会活动的渗入和融合不足，很多偏远地区的农村人口未能分享互联网带来的红利，限制了网络效应的发挥。第二，农村金融发展的间接效应不显著，相较于金融资源丰富的东部地区，西部地区面临着更为严重的融资约束，农村金融发展水平的提高仅能实现省域内城乡生产要素均衡化配置，未能对省域外的要素流动和融资环境产生影响，此外，政府对本地市场的保护，又会加强制度性市场分割，限制省域间的城乡融合发展。表6分区域回归结果变量internetagrlngovmashstructuremarket模型一东中部地区直接效应0.2218*（12.04）0.0005*（2.39）0.1466*（2.05）-0.0258*（-6.86）0.1658*（3.45）-0.1485*（-2.92）间接效应-0.1536*（-3.31）0.0028*（2.73）-0.1869（-1.02）0.0104（0.99）-0.1819*（-2.25）0.2982*（1.78）总效应0.0681（1.38）0.0033*（2.98）-0.0402（-0.21）-0.0154（-1.53）-0.0161（-0.19）0.1497（0.92）模型二西部地区直接效应0.0157（0.77）0.0023*（1.96）-0.0419*（-2.03）0.0037（1.05）0.0556*（2.18）0.0573*（2.27）间接效应-0.0903*（-2.38）0.0055（1.60）0.0593（1.09）-0.0051（-0.53）-0.0791*（-1.99）0.0204（0.39）总效应-0.0746*（-1.85）0.0078*（2.05）0.0172（0.32）-0.0014（-0.15）-0.0236（-0.47）0.0778（1.43）4.2非线性关系检验互联网普及和农村金融发展对城乡融合可能产生非线性影响，本文构建多重面板门槛模型13，采用bootstrap自助抽样法进行分析，分别选取互联网普及和农村金融发展为门槛变量，根据下页表7的结果可知，互联网普及在双重门槛下的F值为40.66且在1%的水平上显著，但在三重门槛下不显著，农村金融发展在双重门槛下的F值为148.02且在1%的水平上显著，同样在三重门槛下不显著。说明对互联网普及和农村金融发展应采用双重门槛进行分析。由下页表8的结果可知，随着互联网普及率的提高，其对城乡融合的影响也在不断增强，具体而言，当互联网普及率低于门槛值0.5663时，影响系数为0.1899，且在1%表5直接效应和间接效应结果分析变量internetagrlngovmashstructuremarket模型一地理相邻权重直接效应0.2173*（13.59）0.0005*（2.56）-0.1114*（-2.98）-0.0094*（-2.69）0.1972*（6.14）-0.1247*（-3.65）间接效应-0.1365*（-3.50）0.0016*（2.38）0.1845*（2.48）-0.0202*（-2.29）-0.1363*（-2.91）0.1388*（2.08）总效应0.0808*（2.04）0.0021*（2.83）0.0731（1.07）-0.0297*（-3.38）0.0609（1.31）0.0141（0.21）模型二经济地理空间权重直接效应0.2091*（13.6）0.0005*（2.93）-0.0751*（-2.16）-0.0169*（-5.17）0.2122*（6.53）-0.1275*（-3.72）间接效应-0.0937*（-2.83）0.0028*（3.37）0.0224（0.2）-0.0041（-0.52）-0.1784*（-3.42）0.1357（1.43）总效应0.1153*（3.4）0.0034*（3.73）-0.0526（-0.49）-0.0211*（-2.68）0.0338（0.64）0.0082（0.09）105统 计 观 察统计与决策2023年第19期总第631期的水平上显著，当互联网普及率介于0.5663和0.7536之间时，影响系数为0.2632，且在1%的水平下显著，当互联网普及率高于0.7536时，影响系数为0.3165，且在1%的水平上显著。由此可见，不同区间内互联网普及对城乡融合的促进作用存在差异。第一，当互联网的普及率较低时，能够使用互联网的大多数是学历较高的技能型人才，对城乡要素流动的作用有限，随着互联网普及率的提高，农民、学生等各类人群都会成为网络经济中的一员，城乡间的制度性分割会不断弱化，最终实现城乡间的经济互动、社会交流与空间衔接。第二，互联网的发展能够打破时空限制，滞留在农村部门的资源会被激活，催生出新的业态以及形成新的产业链，加速城乡间产业互补与融合。随着农村金融发展水平的不断提高，影响系数呈现“倒U”型特征，具体而言，当农村金融发展水平低于门槛值0.0203时，系数虽然显著但数值仅为0.0009，当农村金融发展水平介于 0.0203 与 0.0348 之间时，系数增加到0.0182，且在1%的水平上显著，达到最高水平，当农村金融发展水平高于0.0348后，系数下降为0.0059，同样在1%的水平上显著。究其原因，第一阶段，农村金融服务水平不足，对城乡融合发展的作用较小；第二阶段，农村金融发展到一定的水平，说明城市部门的金融机构向农村市场延伸并提供多元化的金融服务，使农村部门的融资门槛和融资成本进一步降低，加速资源流入农村部门；第三阶段，随着农村金融的快速膨胀，项目管理、资金审核等问题随之出现，可能导致涉农资金坏账率过高，诱发金融资源向城市部门回流，所以农村金融发展对城乡融合的作用会有所下降。5结论与启示从互联网普及和农村金融发展是否促进城乡融合这一问题出发，本文构建评价指标体系并利用熵权TOPSIS法测算了城乡融合发展水平，通过动态空间杜宾模型进行实证检验。研究结果表明：互联网普及和农村金融发展能够促进本地区城乡融合，且表现出显著的空间溢出效应。进一步研究发现，互联网普及、农村金融发展水平提高对城乡融合的影响存在区域异质性，且具有双重门槛效应，互联网普及率超过门槛值后，正向效果不断增强，而农村金融发展水平随着门槛值的增加呈现“倒U”型特征。基于上文的研究结论，得出如下启示：（1）加大互联网基础设施的投资力度，进一步促进5G等通信技术的开发和互联网的普及，发挥互联网的要素配置优势。（2）推动农村普惠金融发展，支持金融机构扩大服务半径，开展多元化的支农惠农金融服务，引导金融资源向“三农”领域倾斜，提高农村地区的吸引力。（3）注重互联网和农村金融的协调发展，要有整体的布局和规划，注重各个地区的差异性，防止以邻为壑的现象发生。（4）协同推进城乡要素市场改革、户籍制度改革和投资领域改革，促进基础设施和公共服务向农村延伸，为城乡融合创造良好的制度环境。参考文献：1金成武.中国城乡融合发展与理论融合兼谈当代发展经济学理论的批判借鉴J.经济研究,2019,(8).2Liu Y,Chen C,Li Y.Differentiation Regularity of Urban-rural Equalized Development at Prefecture-level City in China J.Journal of Geographical 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Econometrics,1999,(2).（责任编辑/浩天）表7门槛效应检验结果门槛变量互联网普及农村金融发展门槛个数单一门槛双重门槛三重门槛单一门槛双重门槛三重门槛门槛值0.56630.75360.63180.02030.03480.1240F值111.52*40.66*16.14150.37*148.02*14.92BS值300300300300300300临界值1%48.744430.519793.949282.551838.212188.57515%32.469123.573951.166246.782631.289863.415610%25.578420.737837.225838.999324.195337.7317表8门槛效应回归结果变量govmashstructuremarketN11N2N2常数项互联网-0.0993*（-3.37）-0.0044（-1.52）0.1628*（6.72）-0.1109*（-5.08）0.1899*（18.01）0.2632*（16.95）0.3165*（20.04）0.2098*（9.61）农村金融0.0964*（2.90）0.0037（1.21）0.2545*（9.50）0.0342（1.45）0.0009*（4.69）0.0182*（18.72）0.0059*（10.58）0.0437*（2.06）注：1和2分别表示第一和第二个门槛值。106