数字经济、创业活跃度与共同富裕

基金项目：河南省软科学研究计划项目《数字金融与城市绿色全要素生产率：影响效应与传导机制研究》（222400410152）。

作者简介：惠献波（1975—），男，河南濮阳人，博士，河南财政金融学院副教授、硕士生导师，主要研究方向为农村金融。

［摘 要］智慧城市建设是推动中国数字经济发展的核心载体，是数字经济发展水平的直观体现。文章以智慧城市建设为背景，基于2002—2020年中國城市面板数据，采取多期DID方法，实证分析了数字经济发展对共同富裕的影响效应及作用机理。结果发现，数字经济发展有利于激发城市创业活跃度，从而显著提升共同富裕水平，在进行安慰剂检验和控制其他相似政策的冲击等稳健性检验后，这一结论仍然成立。进一步研究表明，在行政级别高、地理区位具有优势的城市中，数字经济发展对共同富裕的影响效应更为明显。

［关键词］数字经济；共同富裕；创业活跃度

［中图分类号］F49;F279.2;F126［文献标识码］A［文章编号］1673-0461（2023）05-0018-07

一、引言

共同富裕是中国人民梦寐以求的美好夙愿，是社会主义本质要求及中国式现代化的重要特征。在此愿景和目标的激励下，经过8年持续奋斗，2020年中国脱贫攻坚战取得了全面胜利，如期完成了全面建成小康社会的阶段性目标［1］，有效缓解了城乡之间收入差距、贫富两极分化趋势，为实现共同富裕创造了良好条件。然而，中国贫富差距仍处于高位徘徊阶段，并存在陷入“中等收入陷阱”的巨大风险，对实现共同富裕形成了重大的冲击和挑战。因此，在巩固全面建成小康社会成果的基础上，如何实现共同富裕已成为中国新发展阶段面临的崭新目标［2］。

近年来，互联网、大数据、云计算、人工智能、区块链等的不断涌现，以数字技术为基础的新型经济形态——数字经济应运而生，作为新一轮科技革命的产物，数字经济的高渗透性和广覆盖性，可以有效扩大消费需求，为共同富裕实现提供物质基础和条件，对于实现中国共同富裕具有不可忽视的作用。如何发挥数字经济对共同富裕的助推作用，是近年来学者深入研究的议题，相关文献从宏观、微观两个层面，对数字经济发展的经济效果进行了阐述。首先，学者们认为数字经济能够优化产业结构［3］、激发创新创业活跃度［4］、促进城市绿色创新［5］、提升经济高质量发展水平［6］。其次，在微观层面，现有文献认为数字经济能够改善企业内部治理水平［7］、提高企业风险承担水平［8］、优化创新资源配置［9］、促进企业突破性创新［10］、提升企业高质量发展水平［11］等。

上述文献为本文研究提供了重要参考，遗憾的是，由于数据资料的限制，现有文献仅从理论层面考察了数字经济发展对共同富裕的影响。然而，数字经济发展是通过何种路径提升共同富裕水平的，以往研究并没有形成一个统一的认识和结论，这也为本文的研究提供了空间。创业活动对扩大就业和改善民生、实现机会公平与社会纵向流动等方面发挥了重要作用［12］，为促进共同富裕目标的实现提供了强劲支撑。基于此，本文以城市创业活跃度为视角，构建数字经济发展对共同富裕影响的理论分析框架。

围绕数字经济开展相关研究，就必需解决数字经济的测度问题，囿于数字经济发展涉及的维度多，指标体系构建是该领域亟需解决的技术性难题。智慧城市建设是推动中国数字经济发展的核心载体［13］，是数字经济发展水平的直观体现。为此，本文以智慧城市建设为背景，结合数字经济的本质属性，实证检验数字经济对共同富裕的影响效应及其作用机制。

本文以智慧城市建设作为城市数字经济发展水平的测度方式主要基于以下几点思考：首先，从概念层面来看，数字经济是指以数字化的知识与信息作为核心生产要素，借助信息网络平台，为产业效率提升和经济结构优化提供动能的经济活动；智慧城市是以区块链、人工智能等新一代信息通信技术为抓手，通过构建以地理空间数据为统一载体、对城市各领域数据进行优化整合的数据治理体系［14］，在城市管理、资源配置等方面实现智能化，实现城市资源的高效配置以及可持续发展。也就是说智慧城市建设过程完全体现了数字经济以数字赋能带动城市发展的核心要义与实质内涵。其次，从实践层面来看，智慧城市建设的具体建设项目如电子政务平台、交通系统、医疗系统、物流及建筑服务系统等均是城市数字经济发展与应用的直观体现［15］。总之，智慧城市建设不仅在内涵和实践层面与数字经济紧密相联，同时智慧城市建设的基础数据能够有效度量城市数字经济发展水平。本文可能的边际贡献为：

①基于“创业活跃度”视角，在构建共同富裕指标体系基础上，考察数字经济发展对共同富裕的影响效应，既丰富了数字经济与共同富裕关系的相关研究，又为延伸数字经济的经济效果提供了可能。

②厘清了数字经济对共同富裕的作用机理，为数字技术赋能共同富裕提供了微观数据支持。

③探究了城市行政级别、城市区位、市场潜能横截面特征下，数字经济发展对共同富裕的异质性影响，深化了对数字经济影响效应的解读，为差异化的政策实施提供了微观数据支撑。

二、理论分析与研究假设

（一）数字经济对共同富裕的直接影响

第一，在经济发展层面，作为推动既有生产要素重新配置的关键性要素，数字经济兼具普惠性和创新性，改变了中国经济增长动能结构，使得经济活动更加普惠、包容、协调，显著提升了国内价值链的广度与深度，在增进财富创造与价值增值的同时，释放出更多的“共富”红利。

第二，在市场管理方面，数字技术可以有效解决市场经济中的信息不完全（不对称）困境，通过数字化手段精准匹配需求，优化了原有资源要素配置方式，使劳动成果（报酬）的区域异质性逐渐收敛，从而有效实现了市场绩效与结果公平的有机统一。另外，在数据聚合及信息集成合力作用下，企业生产经营活动对自然资源的依赖性逐渐降低［16］，小体量、个性化、细分领域的企业数量显著增加，市场竞争活力和营商环境的公平性明显提升，为实现财富创造与价值增值提供了公平机会。

第三，在收入分配方面，数字经济能够充分激发“草根”家庭创业，缩小了城乡收入差距。与此同时，数字经济通过对商业模式、企业生产特征和企业组织行为发生作用，进而对不同生产要素和不同劳动群体产生差异化的财富分配效应，最终促进区域和城乡经济均衡性增长。基于以上分析，本文提出假设1。

假设1：数字经济发展对共同富裕具有显著提升效应。

（二）数字经济对共同富裕的间接影响：创业活跃度的作用

1.数字经济与创业活跃度

首先，从创业资源来看。一方面，数字技术与传统产业的融合能够加速产业结构优化进程，倒逼竞争弱势和发展前景差的落后产能退出市场，从而释放出大量生产要素，为创业主体提供丰富的创业资源；另一方面，数字平台的无边界性与开放性，使经济系统中的资源融合、协同能力大大提高，实现了创业资源的广泛重组与深度整合，为创业主体提供丰富的创业资源。

其次，从创业机会来看。数字产品与服务的应用能够有效激发消费者个性化、多样化需求，实现产品供给单方向输出流动向产品供需双向交换流动转变，进而催生出大量的新行业、新领域及新商业模式，涌现出了大量的创新和创业机会。

最后，从创业成本来看。一方面，数字经济发展衍生出一大批虚拟的网络主体和数字化平台，能够有效降低资源获取费用；另一方面，数字经济具有强大的信息搜集和处理能力，能够有效缓解信息不对称问题，降低创业主体的外部融资成本（费用），为激发地区创业活力提供高效制度支撑及有力的外部环境保障。

2.数字经济、创业活力与共同富裕

创业活动对扩大就业、改善民生和实现机会公平具有重要作用，不仅具有减贫效应，更是新阶段实现共同富裕的重要路径。

第一，共同富裕目标取得实质性进展的核心标志就是着力解决区域经济发展不平衡不充分问题，创业活动能够加速新技术成果的研发和商业化推广，进一步释放结构性潜能。与此同时，创业活动能够激发新产业和新业态的发展活力，带动产业结构优化，使数字经济的创新溢出红利得以最大程度释放，为共同富裕目标的实现提供了新动能。

第二，创业活动能够加速新企业和新行业的产生，带动市场竞争和加速资源整合，提升资源配置效率［17］，从根本上打破了稀缺性生产要素的制约，进而释放出共同富裕的正外部效应。

第三，电商、社交平台、短视频等数字平台为劳动主体提供了大量灵活就业岗位，弱化了传统资本、土地等生产要素的作用，加速了推动创业机会的均等化进程，收入差距被逐渐缩小。

总之，数字经济发展能够打破地域和时间障碍，掀起新一轮大众创业、万众创新热潮。创业活动能够重新吸纳社会闲置劳动力，促进就业与再就业，逐渐缩小收入差距。长远来看，这是数字经济发展和创业活力交互作用推动共同富裕的重要原因。基于以上分析，本文提出假设2。

假设2：数字经济通过提升城市创业活跃度对共同富裕产生积极影响。

三、研究设计

（一）模型构建

智慧城市设立时间存在先后之分，是一个渐进的过程，传统DID方法一般要求政策发生点为同一时间，故采用非一致政策节点的多期双重差分模型来识别数字经济的因果效应，具体模型如式（1）所示：

为检验数字经济发展对共同富裕可能存在的作用机理，根据前文理论所述，本文借鉴温忠麟等（2004）［18］提出的中介效应模型，对创业活跃度是否为数字经济发展与共同富裕二者之间的中介变量展开检验，具体操作步骤如下：

第一步，构建数字经济发展与城市创业活跃度关系检验的回归方程，如式（2）所示：

第二步，构建数字经济发展、创业活跃度与共同富裕关系检验的回归方程，如式（3）所示：

第三步，通过α1、φ1 和φ2等回归系数的显著性判断中介效应是否存在。

（二）变量定义

1.解释变量：共同富裕指数

共同富裕本质是实现人类的全面发展和社会全面进步，共享改革发展成果和幸福美好生活［19］，本文借鉴陈丽君等（2021）［20］学者的研究思路，基于共同富裕的内涵和时代特征，结合城市层面可获得的数据，从共同富裕的发展性、共享性和可持续性三方面构建出3个一级指标、10个二级指标和21个三级指标的共同富裕评价指标体系（如表1所示）。为避免主观赋权的弊端及多指标数据重叠问题，本文使用熵值法对共同富裕评价指标进行赋权，最后得到样本城市共同富裕发展指数。

2.解释变量

（1）智慧城市建设：用分组虚拟变量和政策时间虚拟变量交互项（treatit×postit）表示。

（2）创业活跃度。参考白俊红等（2022）［21］学者的研究思路，本文运用人口法，即以样本城市人口作为标准化基数，以每百人中新创企业数量测度城市创业活跃度。

3.控制变量

考虑到其他城市特征因素可能对共同富裕产生影响，根据已有理论和实证研究成果，本文还控制了以下变量：①经济发展水平（lnagdp），用经过价格平减的实际人均GDP对数表示；②产业结构（Stru），用第二产业与第三产业总产值之和占城市GDP比重衡量；③金融发展水平（Finance），用金融机构存贷款余额占城市生产总值（GDP）比重表示；④外商投资水平（Fdi），用当年实际利用外商直接投资额占地區生产总值（GDP）比重表示；⑤市场化程度（Market），以GDP与政府预算的比值来近似表示。

（三）数据来源和描述性统计

本文所用数据主要来自2002—2020年《中国城市统计年鉴》，为了提高数据质量，剔除了进行过行政区划调整的地级市（如莱芜市等）及统计数据缺失严重的地级市（例如三沙市等），最后，共获取287个地级市面板数据，其中，165个“实验组”，122个“对照组”。

主要变量描述性统计分析结果如表2所示，由表2可知，城市共同富裕指数（CR）的平均值为0.028 8，标准差为0.154 5，最大值为0.703 5，最小值为0.080 7，表明不同城市间贫富差较大，本文假设得到了初步验证，若想准确揭示数字经济发展与共同富裕之间的因果关系，还需要进行回归分析。另外，城市经济发展水平（lnagdp）、产业结构（Stru）、金融发展水平（Finance）等控制变量也存在着明显的差异，取值均在合理范围内，与现有文献基本保持一致。

四、实证结果与分析

（一）基准回归结果

表3（1）列、（2）列汇报了数字经济发展对共同富裕影响的实证检验结果。其中，表3（1）列是未加入控制变量的回归结果，表3（2）列是在（1）列的基础上考虑控制变量的检验结果。由表3可以看出，不管在何种情形下，数字经济发展（DID）回归系数均为正，且在1%的统计水平下通过了显著性检验，即数字经济发展能够显著促进共同富裕，初步验证了假说1。

（二）作用机制检验

中介效应检验结果如表3（3）列、（4）列所示，在表3（2）列汇报了数字经济发展对共同富裕的实证结果的基础之上，表3（3）列汇报了数字经济发展对城市创业活跃度的实证结果，表3（3）列可知，数字经济发展（DID）回归系数为0.543 5，且在1%的统计水平下通过了显著性检验。

然后，将创业活跃度（Entre）变量放回到数字经济对共同富裕影响的回归方程中，检验结果如表3（4）列所示，可以看出，数字经济发展（DID）、城市创业活跃度（Entre）均通了显著性检验，且数字經济发展水平对共同富裕的影响系数相比表3（2）列稍有降低，这说明城市创业活跃度（Entre）是数字经济发展促进共同富裕水平提升的中介变量，此回归结果支持了假设2。

（三）异质性分析

1.行政等级异质性

在不同等级城市，创业资源禀赋、外部环境等方面具有明显的差异。因此，数字经济发展对共同富裕的影响效应可能存在异质性。其于此，本文在基准模型中，加入城市等级虚拟变量（Rank）与政策虚拟变量（DID）交互项，用于探讨数字经济发展对共同富裕的影响是否因城市等级不同而具有显著差异。具体来说，如果样本城市为省会城市、计划单列市和经济特区城市，则城市等级虚拟变量（Rank）赋值为 1，其他城市赋值为 0。

回归结果如表4（1）列所示，可以看出DID×Rank系数为0.220 6，且在5%的统计水平下通过了显著性检验，表明相较于行政等级较低城市，行政等级较高城市数字经济发展对共同富裕的提升作用更加显著。可能的解释是：行政等级较高城市，通常是国家或区域经济发展战略的中心和先行者，云计算和物联网等新一代信息技术比较发达，制度性交易成本较低，能够显著激发区域创新创业活力，从而促进共同富裕水平提升。

2.区位特征异质性

胡焕庸线是较适宜人类生存地区的分界线，胡焕庸线西北侧地广人稀，经济发展水平低、基础设施薄弱。这种区域差异可能会在一定程度上限制数字经济对共同富裕影响效应的发挥。为此，在基准回归模型中，引入区位特征虚拟变量（Hu_Line）与政策虚拟变量（DID）交互项，具体来说，如果样本城市位于胡焕庸线的西北侧，Hu_Line=1，否则，Hu_Line=0。

结果如表4（2）列所示，DID×Hu_Line交互项系数为-0.210 7，且在1%的统计水平下通过了显著性检验，这说明数字经济发展对胡焕庸线上及其东南侧的城市影响效应更加显著。可能的解释是：与胡焕庸线西城市相比，胡焕庸线上及其东南侧的城市资源禀赋优渥，经济内生动力强、发展后劲足；另外，胡焕庸线上及其东南侧的城市信息基础设施建设相对完善，能够吸引更多创业人才的涌入，实现人才集聚的自我强化［22］，使得数字经济红利的释放更为充分。

3.市场潜能异质性

由新经济地理学基本知识可知，由于运输费用以及规模报酬递增效应的存在，在市场潜能较大的城市，创业主体积极性及主动性更容易被激发，在其他条件一致环境下，市场潜能大的城市对创业主体吸引力更加显著。这种差异可能会在一定程度上限制数字经济对共同富裕影响效应的发挥。基于此，在基准回归模型中，本文引入区位市场潜能虚拟变量（Maket）与数字经济发展虚拟变量的交互项，具体来说，以智慧城市政策发生前各城市市场潜能均值为界，如果样本城市市场潜能高于平均值，则Maket=1，否则，Maket=0。其中，市场潜能［21］计算公式如下：

回归结果如表4（3）列所示，可以看出，DID×Maket交互项系数为0.128 8，未能通过显著性检验。这充分表明，在市场潜能不同城市组别中，数字经济发展对共同富裕提升效应没有显著性差异。正如前文所说，数字经济发展既可以同高市场潜能城市产生协同效应，又对市场潜能低的城市发挥“旱苗得雨”的作用，从而缩小了数字经济政策效果的差异。

五、稳健性检验

（一）平行趋势及动态效应检验

多期DID方法要求在智慧城市政策实施之前，实验组和控制组共同富裕指数应具有相同的时间趋势。为此，本文运用事件分析法（Event Study）进行平行趋势检验。具体做法如下：在智慧城市试点入选当年，设置虚拟变量current，并赋值为1，其余年份赋值为0，在智慧城市试点入选前一年，设置虚拟变量before1，并赋值为1，其余年份赋值为0；在智慧城市建设试点入选后一年，设置虚拟变量after1，并赋值为1，其余年份赋值为0；以此类推。由于智慧城市试点入选前的时期较长，因此，本文将智慧城市试点入选前第3年设为基准组，回归结果如表5所示。

由表5可以看出，智慧城市政策实施前，共同富裕指数不存在显著性差异，满足平行趋势假说。智慧城市建设当年的交互项系数为0.030 3，且在1%的统计水平下通过了显著性检验，且随着时间的推进影响效果不断增加。这充分表明，随着智慧城市建设时间的不断推进，数字经济发展对共同富裕作用效果逐步增强。

（二）安慰剂检验

借鉴何凌云、马青山（2021）［23］研究思路，本文采用构造虚拟处理组、虚拟政策时间两种方式展开安慰剂检验。

首先，虚拟处理组。本文将处理组与对照组互换，重新回归结果如表6（1）列所示，可以看出，虚拟数字经济（DID）回归系数为0.012 4，没有通过显著性检验，这说明虚拟智慧城市政策对共同富裕并没有产生显著影响。

其次，虚拟政策时间。以2015年入选智慧城市政策试点的城市为处理组，将政策试点开始时间虚拟为2013年，回归结果如表6（2）列所示，可以看出，数字经济（DID）系数为0.031 1，没有通过显著性检验，再次证明本文的研究结论是稳健的。

（三）排除其他政策干扰

2015年中国各级政府制订了一揽子鼓励“大众创业、万众创新”政策以及2010年出台的国家创业型城市试点政策与本文密切相关，上述政策能够提升城市创业活跃度，从而影响数字经济对共同富裕的作用效果。基于此，在基准回归模型

中，本文依次加入“双创”政策、国家创业型城市政策实施的年份虚拟变量，以控制两项政策对检验结果的影响。回归结果如表6（3）列、（4）列所示，可以看出，在控制了上述两类政策以后，数字经济（DID）回归系数仍然显著为正。即共同富裕指数提升确实是由数字经济发展所致，而非其他政策产生的影响。

六、结论与政策建议

数字经济正在引领中国的质量变革、效率变革和动力变革，已经成为推进共同富裕发展的新动能。以智慧城市建设为背景，基于2002—2020年中国287个地级及以上城市的面板數据，采取多期DID方法（Time-varying DID），实证分析了数字经济发展对共同富裕的影响效应及作用机理。结果发现，数字经济发展有利于激发城市创业活跃度，从而显著提升共同富裕水平，这一结论在进行安慰剂检验和控制其他相似政策的冲击等稳健性检验后仍然成立。进一步研究

表明，数字经济发展对共同富裕的影响效应在行政级别更高、地理区位具有优势的城市中表现更为明显。基于以上结论，本文提出如下政策启示：

1.加快推进数字中国建设，保障数字经济的内源驱动力量

首先，借助“数字中国”建设契机，重点推动区块链、物联网、数据中心5G商用和人工智能产品与应用的发展，厚植数字经济“肥沃土壤”，为数字经济的发展打下坚实基础。

其次，整合数字资源，避免数字鸿沟。在东部地区，应深度挖掘数字技术应用场景，在数字主流技术上寻求突破［24］，加快关键核心数字技术攻关。对于中西部地区，应依托自然资源禀赋，加速云计算资源与实体企业有机融合，以技术创新促进产业链上、下游之间数字链接，推动数字技术与实体经济深度融合。

2.因地制宜，实行动态化、差异化的数字经济发展策略

首先，利用数字技术的示范作用和辐射效应，引导产业向中西部有序梯度转移，推动就业机会向中西部地区扩散，提升数字技术创新和供给能力，进而激发创业活力、缓解“马太效应”的束缚，让数字经济成为有效缩减地区收入差距的“硬件”技术支撑。

其次，充分发挥数字经济优化资源配置的功能，激励中西部地区的创业活力，缓解数字经济发展对中西部地区资源要素的“虹吸作用”。

3.充分激发城市创业活跃度，助推政策效应的充分发挥

首先，利用众筹、创客等数字创业平台，引导和激励市场主体发挥其主观能动性，认真贯彻落实“双创”战略，激发各类资源要素的生机与活力，推动传统创业活动向数字创业活动转型。

其次，出台与数字创业相关的财税、补助政策，通过政府扶持和金融服务的双轮驱动，提高市场主体的创业活跃度，为创新创业活力的充分挖掘提供优质“土壤”。

最后，依托数字金融的快速发展，开展多元化的数字金融产品与服务，如数字信贷及数字支付等，积极创新金融产品和服务，充分满足创业主体在金融服务方面的需求。

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Abstract： The construction of smart cities is the core carrier and a direct manifestation of the development level of Chinas digital economy. Taking smart city construction as the background， based on the panel data of 287 cities in China from 2002 to 2020， this essay made an statistical analysis on the impact and mechanism of digital economy development on common prosperity using Time-varying DID. The results show that the development of digital economy is conducive to the urban entrepreneurs and significantly promoting the development of common prosperity. This conclusion is still valid after the placebo test and the robustness test of controlling the impact of other similar policies. Further research shows that the impact of digital economy development on common prosperity is more obvious in cities with higher administrative levels and more advantageous geographical locations.

Key words：digital economy; common prosperity; entrepreneurial activity

（責任编辑：张积慧）