数字经济、新型城镇化与共同富裕——基于长三角41个城市的经验证据

方杏村,夏静静

(安徽大学 a.经济学院;b.安徽生态与经济发展研究中心, 安徽 合肥 230601)

一、引言

习近平总书记在党的二十大报告中明确指出,中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化,共同富裕是中国特色社会主义的本质要求,也是一个长期的历史过程。过去40多年的改革开放促进了中国经济快速发展和人民生活水平明显改善。但是区域发展不平衡、城乡关系不协调等问题仍然存在,并且已经成为经济社会发展的阻碍因素,因此,实现共同富裕将是新发展阶段的一个新发展目标。共同富裕作为一种经济社会状态,必须依存于所处的经济阶段。根据中国信息通讯研究院发布的《中国数字经济发展白皮书(2021)》,2005—2020年我国数字经济规模由2.6万亿元增长到39.2万亿元,数字经济占GDP比重由14.2%提升至38.6%,数字经济成为当前最具活力、最具创新力、辐射范围最广泛的经济形态,是经济社会发展的核心增长极之一,为带动全民收入水平提升提供新路径,为加速实现共同富裕目标提供新动能。另外,新型城镇化不仅是促进城乡融合发展、区域协调发展、基本公共服务均等化发展的重要引擎,也是实现共同富裕的必然选择。以数字经济赋能中国式新型城镇化,是我国城镇化历史进程和国情相结合的标志性体现。为系统研究数字经济、新型城镇化如何赋能共同富裕这一重要课题,本文基于长三角地区41个城市2011—2020年的面板数据,首先,运用熵权法测算数字经济发展水平指数和共同富裕发展水平指数,实证检验二者之间的影响效应;其次,为考察数字经济对共同富裕的传导机制,引入中介效应模型;最后,采用空间计量模型考察数字经济对共同富裕的空间溢出效应,以期为中国共同富裕的发展提供一定的理论和政策依据。

二、文献综述

当前,国内外学术界对数字经济、新型城镇化与共同富裕之间的影响主要进行了以下3个方面的研究:

一是数字经济与共同富裕的相关研究。实现共同富裕的重点就是要实现发展的平衡与充分,学者们对数字经济在实现发展平衡与充分中的积极作用已取得普遍共识,如数字经济有助于加快服务业高级化转型[1],促进消费结构优化,推动产业结构升级和推进区域一体化进程[2-3]。现有文献关于数字经济解决发展不平衡问题的研究多聚焦于数字经济促进共同富裕的机制与路径。如俞彤晖等[4]立足经济发展、社会服务和政府行为3个视角,运用中国31个省份2004—2020年的面板数据展开研究,发现数字经济对实现城乡融合发展具有间接促进作用。王军等[5]基于中国30个省份的面板数据进行实证检验,发现数字经济通过促进产业结构升级和缩小“数字鸿沟”推动了共同富裕的实现。惠献波[6]以智慧城市建设为背景,实证分析结果表明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。综上可知,学术界普遍支持数字经济能够赋能共同富裕的实现。

二是新型城镇化与共同富裕的相关研究。孙学涛等[7]通过SARAR模型发现,新型城镇化在对共同富裕产生直接促进作用的同时,还可以通过增加农民收入和优化公共设施服务间接提升共同富裕水平。也有研究更加关注新型城镇化对共同富裕主要内涵的影响,如新型城镇化能够促进物质经济富裕和公共服务普惠[8],解决资源型地区面临的贫富分化的治理困境[9]。

三是数字经济与新型城镇化的相关研究。大力发展数字经济和推进新型城镇化建设是党的二十大报告中提出的重要战略部署[10]。就数字经济对新型城镇化的影响方面,现有文献主要聚焦于数字经济如何推动新型城镇化建设,如改变传统城镇化建设的资源配置方式[11]、实现突破性绿色创新[12]以及打造高质量通道,使信息和数据要素能够实现高效快捷的流转[13]。

已有研究对数字经济、新型城镇化、共同富裕两两之间的关系做了大量探讨,但是对三者关系的研究鲜有涉及。基于此,本文以2011—2020年长三角地区41个城市面板数据为研究样本,分别构建共同富裕发展水平指标体系、数字经济发展水平指标体系和新型城镇化水平指标体系,实证检验数字经济对共同富裕的影响效应、作用机制和空间溢出效应,以及新型城镇化在其中发挥的中介作用,为加快数字经济发展、实现共同富裕提供一定借鉴。

三、理论分析与研究假设

(一)数字经济影响共同富裕的理论分析

数字经济发展赋能共同富裕。首先,数字技术的广泛应用提高了社会生产效率,加速了社会财富的积累和创造[14]。究其原因主要有以下两个方面:一是数据作为重要的资源要素,具有在微观层面帮助企业改进技术和管理的基础性作用[15]。数据要素具有的非竞争性和排他性以及复制成本低等技术特点,使企业运行效率的提升实现了从微观层面到宏观层面的跨越,成为提高宏观全要素生产率和经济发展潜力的关键部分[16];二是由于数字经济的飞速发展,无论是个人还是企业都可以很方便地通过互联网查找所需的资料和技术知识,技术的溢出效应得到了更显著地发挥,产业结构高级化得以实现,这些对区域经济增长起到了促进作用[17]。数字经济以现代信息网络为主要载体,对经济增长的贡献体现在增加产品价值、优化营商模式等各个领域,使经济活动更加具有普惠性和创新性。目前,医疗、教培等行业的数字化模式蓬勃发展,应归功于数字经济拉动经济增长的独特韧性,可以通过提升效率来拉动创造富裕的速度和质量。

其次,数字经济具有广泛的惠及效应,能够使社会经济资源和公共服务资源得到进一步合理的配置,进而推动区域经济均衡发展。数字经济在数字技术的赋能下,打破空间限制,吸引更多人力、资本跨区域流动,充分发挥溢出效应、协同效应和普惠效应,从而实现全体人民共享发展成果的目标,表现出“分好蛋糕”的共享机制[18]。鉴于此,本文提出以下假设:

H1:数字经济对共同富裕发展水平具有直接的促进效应。

(二)数字经济影响共同富裕的传导机制分析

在数字经济实现跨越式发展的过程中,城镇化领域的政策组合效应依托信息技术得以有效发挥,集经济、人文、社会、生态等多领域协调发展的新型城镇化建设也取得了显著成效。从宏观层面来看,利用数字技术在全国范围内搜集并有序推广适宜不同经济水平地区的新型城镇化经验,有利于促进城乡产业结构升级和经济发展,实现城乡数字水平提升、物质经济富裕。因此,新型城镇化与数字经济之间存在着相互促进、共同升级的逻辑关系,对于实现“先富带动后富”有着积极作用。基于此,本文提出以下假设:

H2:数字经济对共同富裕除了有直接的促进效应,还存在新型城镇化的中介效应,即数字经济可以通过提升新型城镇化水平来推动共同富裕。

(三)数字经济对共同富裕的空间溢出效应

数字经济的发展能够突破地理位置约束和资源限制,使生产要素不断流向经济欠发达地区,促进城乡区域协调发展。既有研究中,数字经济对产业结构升级、创新能力、双循环发展等领域空间溢出效应的显著性已被学者们证实[19-21]。在此基础上,马为彪等[22]基于中心—外围视角,通过构建SDM模型发现,数字经济发展有利于缩小区域经济发展差异;张丽君等[23]基于SDM模型指出,数字经济对城乡收入差距存在显著的负向空间溢出效应。数字经济作为共同富裕的关键内容,其在区域经济发展差异和城乡收入差距上所表现出来的空间溢出效应可能同样深刻地影响着共同富裕发展水平。基于此,本文提出以下假设:

H3:数字经济可通过空间溢出效应提升周边地区的共同富裕水平。

四、研究设计

(一)模型设定

1.基准模型

本文通过构建固定效应模型检验数字经济对共同富裕水平的影响,基准回归方程如式(1):

(1)

其中,i表示城市,t表示年份,Pc为本文测算出的各城市共同富裕发展水平,Dig为本文测算出的各城市数字经济发展水平。由于数字经济与共同富裕之间可能存在非线性关系,因此,引入数字经济发展水平的二次项;control表示引入的一组控制变量,包括产业结构、外商直接投资、金融发展、居民消费水平、经济发展水平、政府财政支出、人力资本。进一步地,用μi控制各城市固定效应,ξt为时间固定效应,εit为随机扰动项。

2.中介效应检验

式(1)已检验了数字经济赋能共同富裕的直接影响机制,为进一步探索数字经济赋能共同富裕的传导机制,参考杨瑞等[16]和赵丽琴等[8]的研究,在式(1)的基础上,将新型城镇化水平作为中介变量与数字经济纳入同一分析框架,设立回归方程如式(2)和式(3):

(2)

(3)

其中,Nurbanit代表新型城镇化水平,其他变量和参数的含义与前文一致。

检验共分为三步:第一步为数字经济对共同富裕的促进效应检验;第二步为数字经济对新型城镇化水平的促进效应检验;第三步为数字经济和新型城镇化对共同富裕的促进效应检验。在η1显著的基础上,若α1和β1、β2符号相同且均通过显著性检验,则表明中介效应存在,即假设H2成立。

3.空间溢出效应检验

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)的基础上引入空间交互项。在实现共同富裕的进程中,经济发展水平较高的地区收入和消费水平也较高,对周围区域的内生性交互效应具有促进作用。同时,数字经济发展走在前列的地区,更容易与周边地区实现数据要素的跨区域流通共享,提升周边地区数字经济发展水平,外生性交互效应得以显现。所以,在模型中引入共同富裕发展水平和数字经济发展水平的空间滞后项,达到控制空间交互效应的目的。基于此,建立空间杜宾模型(SDM)如式(5):

τ5Wcontrolit+τ6control+μi+ξt+εit

(5)

其中,W为空间权重矩阵,ρ为空间滞后项系数,WPcit为其空间滞后项。本文参考袁慧爱等[17]的研究方法,选取经济距离权重矩阵和反地理距离权重矩阵进行回归。

(1)经济距离权重矩阵:由于数字经济和共同富裕的测度都与地区生产总值有关,因此,不能仅采用与距离相关的权重矩阵。本文以各城市的人均GDP为依据,构建经济距离权重矩阵如式(6):

(6)

式(6)为i城市与j城市研究期限内人均GDP差值绝对值的倒数,两城人均GDP差值越小,W就越大,空间溢出效应则会越强。

(2)反地理距离权重矩阵:指以两城市之间直线距离平方的倒数作为反距离权重矩阵的值,如式(7):

(7)

其中,dij为i城市与j城市行政区域中心线的距离,距离越远的空间单元之间的影响越小,并且这种空间效应会随着距离的增加而加速衰减。

(二)数据测度及说明

1.被解释变量:共同富裕发展水平

共同富裕是社会主义的本质要求和社会主义发展的最终目标[18]。本文借鉴韩建雨等[24]的分类方法,并考虑城市层面数据的可得性,从富裕程度和共享程度两个维度构建一级、二级和三级指标的共同富裕发展水平指标体系,如表1所示。运用熵权TOPSIS法对各指标权重进行赋值,最终得到长三角41个城市共同富裕发展水平,如图1所示。整体而言,样本期内大部分城市共同富裕发展水平有增长之势,上海、苏州、杭州等经济发达城市的数字经济渗透率较高,成为支撑宏观经济稳定发展的新动能,共同富裕发展水平也较高。

图1 2011—2020年长三角41个城市共同富裕发展水平

表1 共同富裕指标体系

2.核心解释变量:数字经济发展水平

鉴于数据的可得性,本文借鉴赵涛等[25]和柏培文等[26]的研究方法,从数字产业发展、数字基础设施和数字普惠金融3个层面选取指标对数字经济发展水平进行综合测度,并运用熵权TOPSIS法对各指标权重进行赋值,测算城市数字经济发展水平,具体指标见表2。

表2 数字经济发展水平指标体系

3.中介变量:新型城镇化水平

本文借鉴周亮[27]的做法,从人口、经济、土地、社会和生态5个方面量化新型城镇化水平,构建新型城镇化综合评价指标体系,并运用熵权TOPSIS法对各指标权重进行赋值,测算新型城镇化水平,具体指标见表3。

表3 新型城镇化水平指标体系

4.控制变量

为完善数字经济影响共同富裕的效应和作用机制研究,本文参考刘伟丽[14]和金殿臣[28]等选择控制变量的思路和原则,选择如下控制变量:(1)产业结构,用第二、三产业产值占地区生产总值的比重来表示;(2)金融发展水平,用金融机构存贷款余额占地区生产总值的比重来表示;(3)教育发展水平,用教育科技投入占地区生产总值的比重来表示;(4)经济发展水平,用地区生产总值的对数来衡量;(5)政府财政支出,用政府财政预算支出占GDP的比重来表示;(6)劳动力水平,用地区就业人数占常住人口的比重来表示。

(三)数据来源

本文数据主要来源于2012—2021年《中国城市统计年鉴》、2011—2020年《中国城市建设统计年鉴》和各市国民经济和社会发展统计公报。计算泰尔指数的数据来源于长三角各城市统计年鉴,若有缺失则从《中国县域统计年鉴(县市卷)》中加以补充。数字普惠金融指数由北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制。所有变量的描述性统计如表4所示。

表4 变量描述性统计

五、实证结果

(一)基准回归结果分析

为检验数字经济对共同富裕的影响,本文利用Stata 17.0软件对式(1)进行实证检验,表5报告了数字经济赋能共同富裕的基准回归结果。其中,列(1)表示在未加入控制变量的情况下,数字经济对共同富裕的直接影响效应,回归系数为0.188,且在1%水平上显著,说明共同富裕水平随着数字经济水平的提升而显著提高;列(2)则是增加了控制变量、固定了时间和地区效应的回归结果,R2有所增加,且回归系数呈现一次项系数为正、二次项系数为负的非线性关系。如图2所示,二者可能存在“倒U形”关系。我们更为关注转折点的具体数值,经计算,转折点的数值等于1.4,在数字经济发展水平的最大值(0.928)的右侧。这意味着虽然共同富裕发展水平和数字经济发展水平存在非线性关系,但是这种非线性关系主要表现为数字经济发展水平对共同富裕发展水平的边际影响逐渐递减,二者的关系始终是单调递增的。由此也可以说明本文所选用的城市样本中数字经济发展水平还未跨越发展拐点,数字经济还在持续发挥着对共同富裕的促进作用。该基准回归结果验证了假设H1,即数字经济对共同富裕发展水平有直接的促进效应。

图2 散点图及非线性拟合

表5 基准回归结果

(二)中介机制检验

数字经济赋能共同富裕还可以通过促进新型城镇化水平提升得以实现,为验证其作用机制,本文引入中介效用模型对式(2)和式(3)进行验证。回归结果如表6所示,由列(1)和列(2)可知,数字经济不仅能够显著赋能共同富裕的实现,而且与新型城镇化水平呈现显著的正相关关系;将中介变量新型城镇化水平放入回归方程(2)中,由列(3)的结果可知:数字经济发展指数与新型城镇化水平的回归系数均显著为正,而且Sobel检验和Bootstrap检验均证明了中介效应的存在,说明新型城镇化水平符合作为中介变量的条件,在数字经济影响共同富裕的过程中发挥着中介作用,假说H2得到验证。在数字经济发展的背景下,提升新型城镇化水平能够缩小区域经济差距,推动共同富裕实现速度和质量的提升。

表6 中介效应模型回归结果

表7 数字经济和共同富裕的空间特征

表8 空间模型回归结果

(三)空间溢出效应分析

由于数字经济与共同富裕可能存在空间效应,本文采用莫兰指数对数字经济与共同富裕的样本进行空间特征分析,结果如表9所示。由表9可知,数字经济与共同富裕均存在着强烈的空间集聚性。首先,共同富裕发展水平表现出显著的空间集聚特征,在1%的水平上显著,并且这种集聚效应随着时间的推移逐渐增强,这可能是因为随着全面建成小康社会的不断推进,在先富带动后富的政策环境引导下,国家政策对“后富”地区的“带动”成为共同富裕建设中的首要目标,系统化建立帮扶政策制度,尤以市场、企业、发达地区对相对落后地区的帮扶为代表,地区间市场、社会、企业等形成合力,逐渐释放出边际效应递增的共同富裕空间溢出效应。其次,数字经济发展水平同样也表现出显著的空间集聚特征,但存在边际效应递减的特点,说明当地区间经济发展水平存在明显差距时,经济不发达地区可能会由于数字经济的烘托而呈现出追赶效应较强的特点,目的是填补数字鸿沟,具体表现为前期迅速发展;当地区间经济发展水平差异逐步缩小时,数字经济发展水平将更多地回归到高精尖技术科研上,使空间溢出效应不再增强。上述分析皆证明本研究构建的模型中存在空间交互效应。

表9 基于空间杜宾模型的空间溢出效应分解

在模型固定效应与随机效应的选择中,进行Hausman检验,结果表明选择空间固定效应更为合适。接着进行Wald和LR检验,结果显示p值均在10%水平上显著,表示拒绝空间杜宾模型退化成空间误差模型或空间滞后模型的可能性。因此,本文选择固定效应的空间杜宾模型进行后续研究。为了确保模型回归结果的严谨性,避免由于可能存在的空间特征遗漏变量引起估计误差,本文在LM检验的基础上,基于经济距离与地理距离两个维度,建立空间杜宾模型对样本进行再次检验。表10列(1)和(2)分别报告了以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×Dig与空间滞后项ρ整体显著为正,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。另外,为了进一步提高结论的准确性,考察空间交互效应对共同富裕的边际影响,本文通过测算直接效应和间接效应来解释数字经济发展水平对本地区及周边地区共同富裕水平的影响。表11的回归结果显示:在地理距离和经济距离空间权重矩阵下,数字经济发展对共同富裕实现的直接效应、间接效应和总体效应均通过了1%水平上的显著性检验,说明本地区数字经济发展水平显著促进了共同富裕,间接效应大于直接效应,即本地区数字经济发展水平会对周边地区的共同富裕发展水平产生积极的空间外溢效应,假设H3得到验证。

表10 稳健性检验回归结果

表11 都市圈异质性回归结果

六、稳健性及异质性检验

(一)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.缩尾检验

在基础回归中,可能会存在异常分布的数值从而错误影响回归结果。因此,为了保障回归结果的正确性,对被解释变量共同富裕发展水平和主要解释变量数字经济发展水平进行1%水平的缩尾后,重新回归了剩下的数据,如表10列(1)所示。回归结果显示:数字经济对共同富裕的促进效应通过了1%水平上的显著性检验,并且回归系数与基准回归相近,意味着回归结果稳健。

2.剔除直辖市和省会城市

由于中国幅员辽阔,不同地区的数字经济发展水平差异较大,导致其增长效应也表现出差异性。直辖市和省会城市相比其他城市在政策、经济层面有一定的区别,因此,在检验中剔除了上海、南京、杭州、合肥4个城市。由表10列(2)的回归结果可知,数字经济对促进共同富裕的影响效应通过了1%水平上的显著性检验,且回归系数与基准回归相近,回归结果稳健。

(二)异质性检验

1.都市圈和非都市圈异质性检验

依据《上海市城市总体规划(2017—2035年)》《南京都市圈规划(2002—2020)》《杭州都市圈发展规 划(2020—2035年)》,将长三角地区划分为都市圈和非都市圈两组样本进行检验,结果见表11。其中,表11列(1)和(2)为都市圈城市回归结果,未加入平方项时系数显著为正;加入平方项后,数字经济发展水平为负且不显著,说明数字经济发展水平与共同富裕发展水平在都市圈主要呈线性关系。这可能是因为都市圈城市经济基础雄厚、数字产业发达且数字技术水平领先,其数字经济发展基础的优越性对共同富裕的影响表现出明显的“锦上添花”效应。列(3)和(4)为非都市圈城市回归结果,未加入平方项时数字经济发展水平系数显著为正;加入平方项后,数字经济发展水平系数显著为正,平方项系数显著为负,表明非都市圈的数字经济发展水平和共同富裕发展水平呈非线性关系,边际影响逐渐递减。这可能是由于数字经济主要通过创造更多中等收入就业岗位来带动中等收入群体比重的提升[29],非都市圈数字经济发展早期对中低技能岗位的需求较大,人员工资收入的大幅提高有利于缩减收入差距,提升消费水平,促进共同富裕;但从长期来看,随着数字经济的发展,就业岗位对人才的知识储备和专业素养要求逐渐提高,中低技能劳动力就业状况逐渐恶化,收入差距逐渐拉大,共同富裕发展水平逐渐降低。

2.分维度异质性检验

表12报告了数字经济分3个维度影响共同富裕的回归结果。由列(1)～(3)可知,在加入控制变量与固定效应的情况下,数字基础设施、数字产业发展和数字普惠金融的回归系数都为正,且均在5%的水平上显著,即数字基础设施越完备、数字产业化程度越高、数字普惠金融越完善,越有利于数字红利的释放,进而赋能共同富裕。进一步比较分析发现,对共同富裕促进效应最大的是数字基础设施,其次是数字产业发展,最后是数字普惠金融。这种差异存在的原因可能是:首先,数字经济目前处于发展上升的初期,对完善数字基础设施和扩大数字信息相关产业的投入较多,同时,数字经济作为飞速发展的新兴产业,对实现共同富裕具有独特优势。因此,数字基础设施和数字产业发展两个维度的数字经济赋能共同富裕的效果显著。其次,数字普惠金融要构建完善的大数据风控体系和高效率的金融科技布局,这是一个长期的过程,且数字普惠金融对共同富裕的促进作用会因市场化水平的不同而具有显著的门槛效应[30],对共同富裕的赋能作用反而有限。

表12 分维度异质性回归结果

七、研究结论与政策建议

(一)研究结论

本文基于2011—2020年我国长三角地区41个城市的相关数据,采用熵值法测度了数字经济发展水平、新型城镇化水平和共同富裕发展水平,同时采用双向固定效应模型、中介效应模型和空间杜宾模型探讨了数字经济、新型城镇化如何赋能共同富裕,主要结论如下:

(1)基本回归结果表明,数字经济发展能够赋能共同富裕的实现。增加控制变量和固定时间效应、城市效应前后,回归结果均通过了1%水平上的显著性检验。通过缩尾处理和剔除直辖市与省会城市后,结果依然稳健,说明提升数字经济发展水平有助于赋能共同富裕的实现。

(2)传导机制分析表明,数字经济的发展不仅能够直接促进共同富裕的实现,还可以通过提升新型城镇化水平来间接推动共同富裕,数字经济可以通过提升新型城镇化水平促进产业结构升级、加强地区间资源流动,从而创造就业、实现城乡居民物质生活和精神生活的共同富裕。

(3)从空间溢出效应来看,在反地理距离和经济距离权重矩阵下,数字经济发展对共同富裕实现均具有空间溢出效应,数字经济的快速发展除了能够实现本土区域的共同富裕,其积极效应还可以辐射到邻近区域。

(4)数字经济赋能共同富裕表现出显著的异质性特征,其中,数字产业发展和数字基础设施对实现共同富裕具有显著的正向作用,而数字普惠金融的赋能作用与之相比并不明显。

(二)政策建议

1.加快“数字中国”建设

打造一批有影响力的数字产业集群,发挥龙头企业的牵引作用,调动全社会力量进行技术创新与企业孵化,形成一批具有示范效应的数字化转型示范区。2020年,中国消除了绝对贫困,迈向共同富裕,这离不开数字经济在其中发挥的推动作用。因此,根据地区要素资源丰富程度,增优势、补短板,加强先进省市在关键领域的合作交流,通过“引进来”与“走出去”,嵌入区域分工协作链,有助于打造长三角一体化数字经济产业生态。

2.加速新型城镇化水平

新型城镇化是中国式现代化的重要组成部分,是实现农业现代化的主要推进器。一方面应加快推进基础设施建设向农村转移,进一步完善不发达地区的医疗资源,缩小区域间的公共基础设施差异;另一方面应加快完善市场经济体系,促进城乡经济要素合理流动,缩小城乡收入差距,为共同富裕提供经济支持。

3.加快推进新型基础设施建设

基于数字经济3个维度对共同富裕的赋能作用存在异质性的客观事实,有针对性地实施倾斜性的数字经济发展战略。做好数字基础设施、数字产业等重点领域的行业和空间布局,攻克核心技术难关,坚定不移地走自主创新道路。加快数字产业化、产业数字化发展,通过产业结构转型升级打造数字经济的新优势,加快我国从制造业大国向制造业强国的转变,发挥数字经济对共同富裕的非线性效应和空间溢出效应。