数字经济影响共同富裕的内在机制与空间溢出效应

王 军,罗 茜

(西南财经大学 经济学院,四川 成都 611130)

一、引 言

在中国特色社会主义迈入新阶段之际,经济发展成就斐然,社会主要矛盾转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾[1]。共同富裕作为通往人民美好生活的桥梁,是中国特色社会主义的本质要求。从“先富带动后富”到“建设小康社会”“全面建成小康社会”,中国特色社会主义以人民为中心的共同富裕建设理念始终贯穿其中。党的十五届五中全会上明确提出要扎实推动共同富裕,坚持人民主体地位,坚持共同富裕方向,并将其纳入到中国2035年远景目标规划中,这不仅是对马克思主义共同富裕理念的积极实践,还是将社会主义本质外化为具体行动目标的新时代重要探索。2021年8月17日,习近平总书记在中央财经委员会第十次会议上进一步强调,共同富裕是社会主义的本质要求,是中国式现代化的重要特征,要坚持以人民为中心的发展思想,在高质量发展中促进共同富裕。新时代下,中国的经济发展模式开始从效率增长向包容性增长过渡,截至2018年,中国居民人均可支配收入已由建国初期的不足50元,提升至28 228元,扣除物价因素实际增长59.2倍,年均实际增长6.1%(1)数据来源:国家统计局《人民生活实现历史性跨越 阔步迈向全面小康——新中国成立70周年经济社会发展成就系列报告之十四》,2019年8月9日。。然而,高、低收入群体间的收入不平衡问题日益成为了人民共享美好生活、实现共同富裕的阻碍[2]。2019年中国高收入群体的人均可支配收入是低收入群体的10.35倍,全国居民收入基尼系数达到0.465,超过联合国公布的0.4警戒线(2)根据国家统计局《中国住户调查年鉴2019》计算、整理。,人群间收入差距的存在与区域间、城乡间的文化教育发展水平的不协调,使得部分群体难以分享到经济发展的红利,成为阻碍人民物质、精神生活水平发展的壁垒。因此,如何推进共同富裕的实现成为学界关注的焦点。

现有研究中,学者们从政治、社会、经济三个维度对共同富裕进行了阐释,认为共同富裕在政治层面,是新时代中国特色社会主义制度下“国家强大,人民共富”的社会契约[3];在社会层面,蕴含了对社会公平正义、道德提高、和谐发展的向往[4];在经济层面,饱含了人民对物质生活与精神文化的美好期盼。就经济层面而言,学者们普遍认同共同富裕包含物质富裕、精神富裕和共享发展三重内涵。首先,在社会主义初级阶段,共同富裕并非意味着实现等量、绝对的富裕程度,其核心要义在于逐步缩小社会的发展差距,推进共享发展的实现[5]。其次,收入差距对经济发展的抑制性作用是发展初期推进物质富裕的重要阻碍[6]。然而,物质富裕的实现并不代表精神富裕的必然实现,其内涵也不仅仅局限于物质的富裕,经济、社会、政治、文化等全方位的精神建设同样涵盖其中[7]。因此,精神富裕也是中国特色社会主义共同富裕的重要组成。基于此,在对共同富裕实现路径的探索中,学者们指出,经济发展的不平衡与不充分是造成贫富失衡、精神贫困、发展差距的重要原因[8]。在新时代背景下,共同富裕的实现与推进,需要不断提高生产力,健全和完善社会保障体系、调节收入分配机制和持续推进新观念、新技术、新制度[9-10]。

数字经济作为一种全新的经济模式,在2020年面对新冠肺炎疫情的冲击时,仍保持9.7%的高位增长,经济规模从2016年的22.6万亿扩展至39.2万亿元(3)中国信息通信研究院《中国数字经济发展白皮书2021》,2021年4月。,是驱动中国新时代经济高质量发展、带动全民收入水平提升的关键。近年来学界从人工智能、互联网、数字金融等数字经济及其组成部分出发,探讨了数字经济与收入水平、文化、教育产业发展之间的关系,为数字经济对共同富裕的助推力量研究奠定了基础。一方面,数字金融的发展与数字普惠的实行有效地促进了家庭创业机会均等化,为经济包容性增长创造了条件,有利于提升家庭收入,促进人群间、区域间的共享发展[11];互联网的普及与应用对农村居民具有显著的收入效应,是缩小城乡收入差距的重要影响因素[12]。另一方面,数字经济通过科技、创新、融合等渠道推进了文创产业、文化生态圈的发展,拓展文化产业覆盖领域,加强了社会文化参与程度[13];互联网的接入与使用大大地提高了农村居民的文化消费,对居民认识能力与文化水平的提升具有重要影响,是推进农村精神文明建设的关键环节,为缩小城乡精神文化差距创造了条件[14]。

综上所述,数字经济的发展不仅有利于提升居民收入水平、缩小收入差距,增进其精神文明建设,也有利于人群间、区域间、城乡间的共享发展。然而,数字经济对共同富裕究竟影响几何,又存在何种的作用机制?在当前的研究中尚难以寻获答案,这为我们的研究创造了条件。基于此,本文的边际贡献主要有以下三点:一是,在对共同富裕发展水平进行测度的基础上,定量分析数字经济发展对共同富裕的影响水平,对既有的理论研究进行了边际拓展;二是,将产业结构升级与“数字鸿沟”纳入数字经济发展影响共同富裕水平的分析框架,探讨了数字经济发展对共同富裕实现的内在影响机制;三是,通过建立面板门槛模型和空间计量模型,考察数字经济对共同富裕的非线性影响和空间溢出效应,以期为中国共同富裕的发展提供一定的政策依据。

二、理论分析与研究假设

(一)数字经济对共同富裕的内在作用机制

在2016年举办的G20杭州峰会上,数字经济被定义为“以使用数字化的知识和信息作为关键生产要素、以现代信息网络作为重要载体、以信息通信技术的有效使用作为效率提升和经济结构优化的重要推动力的一系列经济活动”[15]。学界多将数字产业化视为数字经济的研究核心,产业数字化作为其发展外延,强调在信息通信技术(ICT)有效使用的条件下,数字经济所具有的高协同性、低成本性与高渗透性等特征对产业结构优化升级具有积极影响。鉴于此,从产业结构优化(产业结构升级效应)与ICT有效使用(“数字鸿沟”缩小效应)两个维度,对数字经济作用于共同富裕的内在影响机制展开理论研究。

1.产业结构优化维度:产业结构升级效应

受益于数字经济高协同性、低成本性与高渗透性特征,数字经济发展可以对产业结构升级产生正向作用,而产业结构的升级转型又对共同富裕具有积极影响。具体而言,表现在宏观、微观两个作用层面。就宏观层面而言,第一,数字经济有利于深化产业间的相互关联度,促进产业的协同共进,从而缩小地区间、产业间的发展差距。网络、通信、计算机等数字设备与技术的广泛应用打破了区域间的资源、技术壁垒,改善了过去传统产业相对独立的行业态势。在此背景之下,不同区域、不同类别的产业关联程度不断提高,使得先富区域与后富区域、先进产业与落后产业间的联系日益紧密,有利于区域间、城乡间的共享发展。第二,数字经济革新了传统产业的发展模式与演化路径,为经济增长提供了新动能。数字经济依托ICT,改变了传统交易模式,通过降低交易费用提升了匹配效率。新技术应用下催生出新的产品与模式、带来新的供给与需求,推动了新型产业建设与传统产业转型,一方面促进了产业的创新发展,是国民经济持续发展的新保障,另一方面满足了人民物质与精神的新需求,有益于共同富裕长效机制的建立。

就微观层面而言,第一,产业结构升级有利于提高农民收入,弥合城乡收入差距,推进农村地区共同富裕建设。产业结构升级一方面带来了城市生产要素价格提升,促使产业逐渐向农村地区集聚,为当地居民创造了就业机会、有利于提升其收入水平,对城乡弥合收入差距起到促进作用;另一方面,加强了城乡劳动力的流动,为农村闲置劳动力赴城市就业创造了条件,拓宽了农民的增收渠道。第二,产业结构升级通过促进要素流通,优化了要素收入分配格局。产业结构的升级发展,加速了要素在产业间的流动,使得要素收入分配格局产生了变化,从而有利于改善当前的收入分配关系,优化中国居民收入不平等的现状[16]。第三,产业结构升级促进了就业结构的改变,有益于收入差距的缩小。产业结构的升级势必带来结构的变迁,进而对就业结构与规模产生影响,新型产业的设立一方面增加了新的就业岗位,另一方面提升了技术密集型产业的工资水平,通过对就业与工资的影响,促进居民收入差距的缩小,推进共同富裕的实现。据此,提出如下研究假设:

假设1:数字经济可以通过促进产业结构转型升级对实现共同富裕产生积极作用。

2.ICT有效使用维度:“数字鸿沟”缩小效应

数字经济发展以ICT接入与使用为基础,在发展初期受制于原有的资源禀赋与经济收入水平,数字技术难以惠及所有群体。这导致一部分人群或地区作为信息富有者,拥有并能够熟练使用数字技术,分享数字经济带来的“数字红利”;另一部分人群或地区作为信息贫困者,未能接入或熟练使用数字技术,难以实现红利的共享。本文将信息富有者与信息贫困者ICT接入与使用的差距称为“数字鸿沟”,研究发现,数字技术发展初期存在一定的“数字鸿沟”扩大效应,使得信息富有者同贫困者之间的内在差距迅速扩大[17]。然而随着以互联网、人工智能、大数据为代表的数字经济发展,“数字鸿沟”将逐渐呈现出消弭的态势。截至2020年,互联网普及率达到70.4%,中国网民规模共计9.89亿,较2015年增长了3.01亿,新增网民中,60岁以上老年人占比较该群体在总体网民中的占比高出11.0%,意味着老年人这类信息贫困群体的“触网率”有较大提升;此外,作为传统的信息贫困者,2020年中国农村网民的规模由2015年的1.95亿上升至3.09亿,增幅达58.46%,其在总体网民中的占比也增加至31.3%,增幅为10%,以上均是数字经济发展背景下“数字鸿沟”逐渐弥合的重要信号(4)根据《第47次中国互联网络发展状况统计报告》(2021年2月)整理、计算。。

数字经济通过缩小“数字鸿沟”对共同富裕产生的弥合作用主要表现在人群、区域与城乡三个层面的作用上。数字经济发展初期,由于区域间存在较大的“数字鸿沟”,经济发达地区高水平的数字基础设施建设、数字技术发展及数字知识普及率,使其能够快速实现ICT的接入与使用,进而得以充分享受数字经济发展中的就业红利,而以农村、三四线城市为代表的经济欠发达地区受制于自身初始禀赋,难以实现ICT的有效使用,进而难以分享红利。而随着数字经济日益发展,欠发达地区的ICT有效使用程度逐渐提升,区域间、城乡间的“数字鸿沟”不断缩小,使得省际间、城乡间的信息接入程度逐渐接近,居民通过在线教育平台、在线购物平台、短视频媒体等可获得的物质消费、教育资源、技能知识、文化信息差异不断缩减,为物质生活与精神文化的区域协同富裕推进创造了条件。与此同时,人群间的“数字鸿沟”初期主要表现为:高收入群体拥有更多接触与使用ICT的机会,快速成为了信息富有者,而低收入群体受制于其自身的教育程度与经济状况,难以获得与高收入群体同等的数字机遇,逐渐沦落为信息贫困者。但随着“数字鸿沟”的不断消弭,ICT的发展使得低收入群体获得了更多的教育机会,得以在互联网等平台寻获高质量的教育资源,这一方面有利于其掌握ICT使用技能,丰富自身精神文化建设,另一方面通过教育程度深化和机会均等化,提高自身人力资本水平,把握数字经济发展中所创造的新型就业机会,实现收入的增长,缩小个体间收入差距,加速居民物质富裕的实现。据此,提出研究假设:

假设2:数字经济可以通过缩小“数字鸿沟”来助力共同富裕的实现。

(二)数字经济对共同富裕的非线性影响效应

随着数字经济的快速发展,其对共同富裕的推进范围日益扩大:产业结构的重塑,使得行业、部门间的经济活动联系日益密切,生产成本、搜寻成本大幅降低,创造了很多就业机会,新兴产业呈现出集聚的态势,表现出数字经济发展的协同性、渗透性;“数字鸿沟”的缩小降低了人群间、区域间、城乡间的ICT接入与使用的差距,提供了更加平等、广泛的教育、学习、培训渠道,带动了社会整体人力资本的提升,是数字经济普惠性、共享性的重要体现。根据梅特卡夫定律(Metcalfe’s Law),网络具有外部性,其自身价值随用户数量的增加呈几何式增长,在数字经济不断渗透发展的过程中,数字经济水平的提升随着产业结构升级、“数字鸿沟”弥合而日趋显著地成为人民物质富裕、精神富裕和共享发展的重要影响因素,而这种影响可能同样表现出非线性的特征。基于此,提出如下假设:

假设3:数字经济对共同富裕的推进作用具有正向“边际效应”递增的非线性特征。

(三)数字经济对共同富裕的空间溢出效应

数字经济的发展突破了空间壁障,激发了劳动力、资本等生产要素的空间流动,解放了时空束缚,弱化了经济活动与地理位置的关联程度,是加深人群间、区域间、城乡间联系的重要因素。既有研究中,数字经济对于创新活动、全要素生产率和经济高质量发展等领域的显著空间溢出效应已得到学者们的证实[18-19]。在此基础上,惠宁和白思基于2006—2017年省级面板数据,通过构建SLM和SEM空间模型,发现互联网发展对文化产业具有显著的空间溢出效应[20],殷贺等基于SDM模型,指出随着数字普惠金融的发展,数字化水平的提升对城乡收入差距的消弭具有显著的正向空间溢出效应[21]。作为共同富裕的重要内涵,数字经济在文化产业发展与收入差距上表现出的空间溢出效应,意味着数字经济的空间溢出效应可能同样深刻地影响着共同富裕发展的水平。基于此,提出如下研究假设:

假设4:数字经济可通过空间外溢效应对周边地区的共同富裕产生积极的影响。

三、模型构建、指标选取及数据来源

(一)模型设定

为验证上述分析,本文通过构建固定效应模型,以检验数字经济对收入不平等的影响,基准回归方程为:

cp_index=γ0+γ1dedciit+γ2Xit+μi+φt+εit

(1)

其中,i为省份,t为年份,cp_index为各省的共同富裕发展水平,dedci代表各省数字经济发展水平,Xit为方程中的控制变量,包含经济发展水平(gdp)、人均受教育年限(edu)、城镇化水平(urb)、政府干预程度(gov)、创新(crea)、技术水平(tech)和经济开放程度(open)。进一步地,用μi控制各省份固定效应,φt控制年份固定效应,将εit作为扰动项。

式(1)中已对数字经济发展对共同富裕发展水平的直接传导机制进行了检验。根据前文的理论分析,为探寻数字经济发展对共同富裕的作用机制,参考王军和詹韵秋的研究[22],在式(1)的基础上,分别将产业结构升级(structure)、“数字鸿沟”指数(ddi)作为中介变量与数字经济、收入不平等纳入同一分析框架,设立归回方程如下:

M=a0+a1dedciit+a2Xit+μi+φt+εit

(2)

cp_index=b0+c1dedciit+b1Mit+b2Xit+μi+φt+εit

(3)

其中,M代表产业结构升级和“数字鸿沟”指数;a1、b1分别表示产业结构升级与“数字鸿沟”指数的间接中介效应;c1代表产业结构升级与“数字鸿沟”缩小两个角度下,数字经济发展水平对共同富裕发展水平的直接效应,式(1)主回归模型中的γ1表示数字经济发展水平对共同富裕的总效应。在γ1显著的基础上,对a1、b1的显著性进行检验,若a1、b1均显著,且c1同时通过显著性检验,则M存在部分中介效应;若c1不显著,则为完全中介效应;若a1、b1之间至少一个不显著,则进行Bootstrap检验,检验通过则表示部分中介效应存在。

数字经济对共同富裕的间接作用机制已在前文中进行了阐述,为了进一步验证数字经济发展过程中,通过产业结构升级与“数字鸿沟”指数这两个中介变量可能对共同富裕水平产生的非线性溢出效应,本文参考Hansen的面板门槛模型理论[23],建立了固定效应面板模型:

cp_index=γ0+γ1adjit+γ2dedciit×I(adjit<θ1)+γ3dedciit×I(θ1≤adjit≤θ2)+γ4dedciit×I(adjit>θ2)+γ5Xit+μi+φt+εit

(4)

其中,adjit为门槛变量,分别表示第i个省份t时期的产业结构升级和“数字鸿沟”,θ为门槛值,I(·)为指示函数,在满足括号内条件时I取1,反之,则为0。

最后,为了证实数字经济对共同富裕的空间溢出效应,本文在式(1)的基础上,引入了空间交互项。考虑到共同富裕实现过程中,物质富裕程度较高的地区具有较高的消费水平,从而有助于通过提升周边地区商品、旅游消费产生区域间的内生性交互效应;同时数字经济发展程度较高的地区,有利于增强与周边地区的数字技术、人才交流,带动周边地区数字经济的发展,具有外生性交互效应,因此将共同富裕发展水平和数字经济发展水平的空间滞后项同时引入模型,以控制可能存在的空间交互效应,据此建立空间杜宾模型(SDM)如下:

cp_index=τ0+ρWcp_indexit+τ1Wdedciit+τ2dedciit+τ3WXit+τ4Xit+μi+φt+εit

(5)

其中,W为空间权重矩阵,本文参考Lee和Yu的方法[24],选取基于Rook邻接性为代表的空间权重矩阵、基于地理距离为代表的空间权重矩阵和基于人均GDP为代表的空间权重矩阵,主要关注变量为内生性空间交互效应ρ和外生性空间交互效应τ1。

(二)数据测度及说明

1.被解释变量

共同富裕发展水平。本文根据前文中的理论分析,借鉴刘培林等的分类方法并考虑数据的可得性[3],将共同富裕划分为物质富裕、精神富裕以及共享发展三个类别进行测度。就物质富裕而言,收入作为共同富裕的核心组成,是衡量物质富裕的基础,因此从收入和消费两个层面,对居民物质水平的获得与实现进行测度,分别采用人均可支配收入,用以衡量省际间居民物质水平的获得情况;人均消费支出,衡量居民的物质财富实现水平。就精神富裕而言,采用人均文化娱乐消费支出、群众文化机构组织文艺活动次数、人均拥有公共图书馆藏书及广播节目综合人口覆盖率进行测度。最后,通过省际间人群、区域、城乡三维的共享发展差距,来测度省际间共享发展的水平,分别用人均可支配收入基尼系数、城乡人均可支配收入泰尔指数和地区人均基本公共服务支出差距进行衡量。最终建立起共同富裕的指标体系,如表1所示。

表1 共同富裕指标体系

在此基础上,对所有指标中的数值进行无量纲化处理,采用熵值法赋予相应权重,最终得到共同富裕发展水平,结果如表2所示。

整体而言,样本期内中国共同富裕发展水平呈现增长之势,年均增速9.19%,但地区间的标准差较大,这意味着地区间共同富裕发展程度差异较大。2020年,全国共同富裕发展水平超过0.8的省份仅有上海,而共同富裕发展水平低于0.2的省份则包含吉林、贵州、甘肃,均不及上海共同富裕发展水平的1/5。这说明地区间经济发展程度对共同富裕的推进具有较高的关联度,经济发达地区凭借自身发展优势,能够较为迅速地带动居民物质、精神财富的建设,而欠发达地区由于技术、经济、地域的屏障,共同富裕的推进相对落后,亟需新兴技术打破原有的时空阻隔,促进共同富裕的协调发展。

表2 共同富裕发展水平

2.解释变量

数字经济发展水平。本文借鉴王军等对数字经济发展水平的测度方法[25],通过数字产业化、产业数字化、数字基础设施建设水平与数字经济发展环境对数字经济发展水平进行测度,并记做dedci。

3.中介变量

产业结构升级和“数字鸿沟”指数。采用第三与第二产业GDP之比,对产业结构升级(structre)进行测度。同时,基于“数字鸿沟”的内涵,为衡量各省居民ICT的接入与使用差距,选取移动电话普及率与互联网宽带接入用户,作为ICT接入的衡量指标,ICT接入程度越高意味着“数字鸿沟”越小;选取高等教育毕业人数和文盲半文盲占15岁及以上人口的比例作为ICT使用的衡量指标,ICT使用程度越高,表明“数字鸿沟”越小,具体如表3所示。根据上述指标,采用熵值法,建立“数字鸿沟”指标体系,对“数值鸿沟”指数进行测度,并记为ddi。

表3 “数字鸿沟”指标体系

4.控制变量

为了更好地进行数字经济对共同富裕的影响分析,本文对以下变量进行控制:经济发展水平(gdp)采用地区生产总值的对数加以衡量;人均受教育年限(edu)通过edu=0Q0+6Q1+9Q2+12Q3+16Q4进行计算,其中,Q0代表未接受过教育的人口占比,Q1、Q2、Q3、Q4分别代表小学、初中、高中、大专及以上受教育人口占比,将其分别乘以对应阶段的教育年限,以此计算出人均受教育年限;城镇化水平(urb)采用城镇人口与地区总人口的数值的比值加以测度;政府干预程度(gov)使用地方政府财政支出进行衡量;创新(crea)通过各省发明专利数进行衡量;技术水平(tech)是将地方财政科学技术支出GDP占比作为代理变量;经济开放程度(open)则是采用外商直接投资占GDP比重表示。

(三)数据来源

本文以2013—2020年作为样本区间,选择30个省份为样本(不含西藏和港澳台地区),通过插值法及类推法等方式对缺失数据加以估算,最终得到2013—2020年30个省份的面板数据。数据主要来源于:历年《中国统计年鉴》《中国信息产业年鉴》《中国信息年鉴》、国家统计局网站、各省份历年统计年鉴、中国信息统计院相关报告、EPS数据库等。

四、数字经济对共同富裕的实证检验

(一)基准回归结果分析

表4为基准回归结果。结果显示,数字经济发展水平(dedci)的估计系数在3组模型中均显著为正,表明样本期内数字经济促进了共同富裕的发展。数字经济对共同富裕的直接影响主要源于其在经济高质量发展中的“新引擎”角色,随着数字经济对高质量发展建设的推进,发展中平衡性、协调性、包容性逐步渗透到各个环节,居民的物质生活、精神生活有了进一步的提高,且差距日趋缩小,进而促进了共同富裕的实现。平均而言,dedci每提高一个百分比,共同富裕发展指数上升0.315个单位。控制变量方面,城镇化水平(urb)、技术水平(tech)和创新(crea)对共同富裕存在负向作用,分别在1%和5%的水平下显著。这意味尽管城镇化与科技、创新的提升对于欠发达地区经济发展、居民收入具有促进作用,但与经济发达地区和高收入群体的差距仍然存在,是实现共同富裕的重要阻碍。经济发展水平(gdp)、人均受教育年限(edu)对共同富裕的扩大效应在1%的水平下显著。在中国经济发展开始从效率增长向包容性增长过渡这一前提背景下,经济水平的进一步发展促进了各省资源的优化配置,随着居民受教育程度的提升,其获取物质、 文化需求的渠道得以拓宽,在一定程度上有利于弥合人群间、区域间和城乡间的发展差距,加快共同富裕的实现。

(二)中介机制检验

前文在理论分析中从产业结构升级效应和“数字鸿沟”缩小效应与两个传导机制考察了数字经济对共同富裕的影响路径。为验证该理论分析下的两个影响机制,本文分别将产业结构升级(structure)和“数字鸿沟”指数(ddi)与作为中间变量以建立中介效应模型,回归结果如表5所示。根据产业结构升级效应回归结果,在总效应γ1显著的基础上,间接效应a1、b1均显著为正,意味着数字经济对产业结构升级的促进作用明显,且在将产业结构升级纳入数字经济发展水平回归模型考察时其正向效应同样显著。进一步地,直接效应c1同样具有显著的正向影响,以产业结构升级为中介变量的部分中介效应存在,“数字经济发展—产业结构升级—共同富裕”的传导机制成立。

在“数字鸿沟”缩小效应的回归结果中,数字经济发展水平对共同富裕的总效应γ1显著为正。同时,“数字鸿沟”指数对共同富裕的间接效应a1、b1不显著。由于存在a1、b1至少有一个不显著的情形,本文进行了Bootstrap检验。经检验,间接效应a1、b1在5%和1%水平下显著为负(P=0.016,P=0.000),意味着数字经济的发展有利于缩小“数字鸿沟”。同时直接效应c1显著为正,说明数字经济通过缩小“数字鸿沟”对共同富裕的发展起到了正向的影响,存在以其为传导机制的部分中介效应。尽管在发展初期,中国“数字鸿沟”的问题较为突出,但随着数字经济的发展,“数字鸿沟”不断弥合,成为了促进共同富裕实现的重要机制。

表4 基准模型回归结果

表5 中介效应模型回归结果

(三)非线性效应分析

为了进一步检验研究假设3,本文分别设立单一门槛、双重门槛对dedci、structure与ddi的门槛值进行估计,采用Bootstrap抽样,其中,三个模型的双重门槛模型均不显著,表6为dedci、structure和ddi的双门槛估计结果。结果显示,dedci、structure与ddi均仅存在单一门槛,且在10%、5%和1%的水平上显著,门槛值分别为0.472、1.031和0.355。因此,对“不存在门槛效应”的原假设予以拒绝,分别对dedci、structure和ddi进行回归。

表6 门槛估计结果

表7为门槛回归结果,由表7列(1)可知,伴随着数字经济发展水平的提升,数字经济对共同富裕实现的积极作用表现出了显著的正向且“边际效应”递增的非线性特征。由表7列(2)和列(3)可知,在以产业结构升级和“数字鸿沟”指数作为门槛变量的模型中,数字经济对共同富裕的正向且“边际效应”递增的非线性特征依然存在。这说明数字经济对共同富裕的积极作用不仅受到自身发展水平的影响,还存在着产业结构升级和“数字鸿沟”缩小产生的调节影响,体现为数字经济与产业结构升级和“数字鸿沟”缩小形成了积极互动。研究假设3得到了论证。

表7 门槛回归结果

具体来看,就产业结构升级而言,当structure小于1.031时,数字经济发展水平系数为0.3;而当其大于1.031时,数字经济发展水平系数上升至0.368。由于产业结构升级是一个持续提升的状态,这意味着数字经济对共同富裕的促进作用随产业结构升级而提高,且边际效应具有递增特性。随着经济高质量发展,中国产业持续变迁、重构,不断挖掘出发展潜能,丰富居民的物质、精神需求,对共同富裕的促进作用持续增强。就“数字鸿沟”指数而言,当ddi大于0.355时,即“数字鸿沟”扩大时,数字经济发展水平系数为0.365;而当其小于0.355时,即“数字鸿沟”缩小时,数字经济发展水平的回归系数攀升至0.459。正如理论分析中所述,“数字鸿沟”在长期中呈现出弥合的趋势,这意味数字经济对共同富裕的促进作用随“数字鸿沟”的不断消弭而增强,且该趋势呈现出边际效益递增的非线性特征。当前中国仍处于发展初期,区域间、个体间的“数字鸿沟”差异较大,对于ICT接入、使用差距的改善依然是一个长期且重要的任务,在突破原有的桎梏后,中国共同富裕会迎来更新、更迅速的发展。

(四)空间溢出效应分析

考虑到数字经济与共同富裕可能具有的空间效应,本文采用莫兰指数对数字经济与共同富裕的样本进行了空间特征分析,结果如表8所示。据表8可知,数字经济与共同富裕均表现出显著的空间聚集特征。首先,共同富裕发展水平存在着强烈的空间聚集性,在1%的水平上显著,且随着时间的增长该聚集效应逐步增强,这可能源于中国在共同富裕建设中,“先富带动后富”的政策引导。长久以来,共同富裕就是中国共产党执政之重任,随着一部分人先富起来,小康社会的全面建成,政府政策不断向“后富”地区倾斜,在该政策环境引导下对“后富”地区的“带动”成为了中国共同富裕建设中的重中之重,尤以部门、企业、发达地区对相对贫困地区的帮扶为代表,区域间的经济、社会联结日益密切,正是基于此,地区间日趋紧密的物质资本、人力资本、社会资本往来,使得共同富裕的空间溢出效应逐步释放,且呈现出边际效应递增的特征。其次,数字经济发展水平同样也存在着显著的空间聚集性,但随时间呈现出衰减的特征,说明数字经济的外溢效应具有边际效应递减特征。在地区间发展程度差异较大时,欠发达地区在数字经济的作用下可能展现出较强的追赶效应,是对发展不平衡的快速弥合,表现为前期发展速度迅猛,而随着地区间差异逐渐缩小,数字经济的发展更多回归到其内源的技术性增长动力上,空间溢出效应逐渐减弱。上述分析皆证明在我们构建的模型中存在着空间交互效应。

表8 数字经济和共同富裕的空间特征

为了保证模型结果的严谨,避免由可能存在的空间特征遗漏变量引起的估计误差,本文在LM检验的基础上,基于邻接距离、地理距离与经济距离三个维度,建立空间杜宾模型对样本进行再次检验。表9列(1)～(3)分别报告了以邻接距离、地理距离和经济距离为权重的空间回归模型。数字经济和空间权重矩阵的交互项W×dedci与空间滞后项ρ整体上显著为正,说明样本在空间上同时存在共同富裕实现的内生交互效应和数字经济发展的外生交互效应。此外,为了进一步提高结论的准确性,我们通过计算直接效应和间接效应,来考察空间交互效应对于共同富裕的边际影响,即使用直接效应和间接效应来解释某地区数字经济发展对本地区以及其他地区共同富裕实现的影响。据表9回归结果显示,在空间权重矩阵下数字经济发展对共同富裕实现的间接效应整体显著,即本地区数字经济可通过空间外溢效应对周边地区的共同富裕产生积极的影响。研究假设4在此得到了验证。

表9 空间模型回归结果

五、内生性及稳健性检验

(一)内生性检验

由于共同富裕涵盖深远,在模型构建和回归中可能存在遗漏解释变量以及反向因果问题。为了验证模型设立的合理性,本文分别选取Selection-ratio和工具变量两个方法,对模型进行内生性检验。

1.遗漏解释变量检验:Selection-ratio

在模型设立的过程中,重要解释变量的遗漏可能导致回归结果的偏误。Altonji等在假设模型因果效应为0的前提下,通过构建可观测变量和不可观测变量的比值δ,对模型可能存在的遗漏变量偏误进行考察[26]。δ的比值越大,表明推翻模型“存在因果效应”的可能性越低,当δ>1时,意味着变量控制合理,遗漏变量偏误不足以影响当前结果;反之,则意味着模型中遗漏变量偏误较大,存在内生性问题。本文分别采用Altonji、Bellows等提出的两种方法[26-27],对δ进行测算。检验结果如表10所示,列(1)为未对变量进行控制的结果,列(2)为加入控制变量的结果。结果显示,在两种测算方法下,δ均大于1,证明模型中变量控制合理,遗漏变量不足以改变当前结果。

表10 Selection-ratio检验结果

2.工具变量检验:DID-IV

为了更加稳健地评估数字经济对共同富裕的促进作用,参考赵涛等的做法[19],本文以双重差分(DID)作为工具变量,采用DID-IV方法解决反向因果可能带来的内生效应。2015年、2016年中国相继颁布了“大数据综合试验区建设”的试点政策(5)2015年8月31日,国务院印发了《促进大数据发展行动纲要》,提出“开展区域试点,推进贵州等大数据综合试验区建设”,同年9月在贵州省启动首个国家级大数据综合试验区的建设。2016年,国家再次批准北京、天津、河北、内蒙古、辽宁、河南、上海、重庆和广东等9个省份进行第二批国家级大数据综合试验区的建设。,该试点政策主要以数据资源整合应用、流通集聚为主,对数字经济的持续、高效发展具有重要的作用,但其对共同富裕不存在直接影响效应。

dedciit=γ0+γ1policyit+γ2Zit+μi+φt+εit

(6)

(7)

表11汇报了估计结果。在列(2)的第一阶段回归中,工具变量policy对数字经济发展水平的回归结果显著为正,表明“大数据综合试验区建设”试点对数字经济具有显著的促进作用。在列(1)的第二阶段回归中,在采用工具变量后,数字经济对共同富裕的促进作用仍显著为正,与基准回归结果一致。进一步地,第一阶段F值大于10,表明不存在弱工具变量问题,结果有效。这意味着数字经济与共同富裕水平间的因果效应不存在反向因果问题,模型设置合理。

(二)稳健性检验

为保障回归结果的稳定性,本文进一步做了如下检验:

(1)移动平均处理和HP滤波过滤。为避免面板数据周期性波动对分析结果的影响,通过移动平均处理和HP滤波过滤的方法,分别将数据进行平滑性处理和去除周期性影响,再进行回归分析。表12列(1)和列(2)分别为二者的回归结果,经过平滑化处理后的数据均在1%水平上显著,意味着数字经济对共同富裕的促进作用并不受经济周期性波动的影响,且回归系数与机会回归相似,表明回归结果稳健。

表11 工具变量回归结果

(2)缩尾检验。在回归过程中,数值的异常分布可能对估计结果产生一定的影响,为保障回归结果的严谨性,在1%的水平上对主要解释变量数字经济进行缩尾后,对余下数据重新进行了回归,结果如表12列(3)所示。实证结果显示,数字经济发展水平系数在1%的水平上显著为正,且与基准回归系数相近,意味着估计结果稳健,未受到异常数据的影响。

(3)剔除直辖市。鉴于中国幅员辽阔,不同地区数字经济发展状况差异较大,可能导致其增长效应不相一致。相较于其他省份,直辖市在政策上、经济上具有一定的区别,因此在检验中剔除掉包括北京、上海、天津、重庆在内的四个直辖市。表12列(4)为检验结果,数字经济发展与共同富裕在1%显著水平上仍呈显著正相关关系,且结果相近,回归结果稳健。

表12 稳健性检验回归结果

六、结论与政策建议

共同富裕是新时代中国特色社会主义的重要目标,也是人民对美好生活的共同向往。本文基于2013—2020年省级面板数据,通过测度共同富裕发展指数,构建固定效应、中介效应、面板门槛效应及空间计量模型,多角度地验证了数字经济对共同富裕的影响效应、内在机制与空间溢出效应,主要研究结论如下。第一,在研究的样本期内,中国共同富裕发展水平不断提升,年均增速9.19%,但地区间共同富裕发展程度差异较大。数字经济发展对共同富裕具有积极影响,是新时代驱动共同富裕发展实现的重要力量。第二,产业结构升级与“数字鸿沟”缩小是数字经济驱动共同富裕实现的内在机制。数字经济一方面通过产业结构升级所带来的调节效应,改善了产业结构,创造新的就业,促进居民绝对收入与相对收入的提升;另一方面,通过“数字鸿沟”缩小效应实现“数字红利”的共享,缩小居民的物质、文化获取差距。第三,数字经济对共同富裕实现的推进作用具有正向“边际效应”递增的非线性特征,证实梅特卡夫定律在数字经济对共同富裕实现的促进中显著存在,并且产业结构升级与“数字鸿沟”弥合在共同富裕发展中形成的合力能够强化该积极影响。第四,数字经济发展对共同富裕实现具有空间溢出效应,大力发展数字经济不仅有利于本地区共同富裕的实现,也可以对邻近区域共同富裕的实现产生积极影响。

基于此,本文提出如下政策建议:

第一,依托“数字普惠”,跨越“数字鸿沟”。“数字鸿沟”作为发展过程中不充分、不平衡的重要表现,阻碍了数字经济与实体经济的循环互动机制。要跨越“数字鸿沟”应当以“数字普惠”为依托,从硬件上,扩大数字硬件覆盖面,提高数字技术普及率,加强数字经济基础设施建设,缩小区域、城乡硬件供给差距;从软件上,加强劳动者数字技能培训,提高数字知识普及程度,增强其数字技术运用能力,缩小人群间技能、教育程度差距。由此,从人群、区域、城乡三个维度实现“数字鸿沟”的消弭,早日突破门槛值,为共同富裕的迅速发展创造条件。

第二,助力产业结构升级,建设“数字中国”。要充分发挥出数字经济对共同富裕的积极影响,需要进一步促进中国产业结构的转型升级。为促进数字经济快速、稳定的发展,使其更好地服务于共同富裕建设,我们应当推进数字技术在产业间的普及与应用,加快数字产业化、产业数字化发展;厘清数字产业价值传导链,促进产业链、价值链延伸;建立问责机制,加强数据管控,保障数字安全。通过产业结构的转型升级激活“数字中国”这一联通、共享、普惠的庞大网络,建设起协调、平衡、包容的产业、区域关系,制定差异化战略促进数字经济平衡发展,更好地发挥数字经济对共同富裕空间溢出效应、非线性效应。

第三,坚持以人民为中心,建立共同富裕发展的内源动力与外部保障。共同富裕是全体人民的共同向往,新时代下共同富裕的推进始终应当以人民对物质、精神的多维需求为出发点,通过推进经济高质量发展,全方位地提高生产力、创造就业机会、改善供给结构,建立共同富裕的内源发展动力;以健全、公平的分配制度、社会保障制度为支撑,在一、二次分配调节的基础上,推进三次分配制度建设,促进中国人群间、区域间、城乡间收入差距的快速弥合,避免“两极分化”,为共同富裕的发展提供外部保障,推进社会公平正义建设、增进民生福祉。