数字经济对共同富裕的影响效应检验

古晨光，李 蕾，李佳杰，陈洋毅

（中共中央党校（国家行政学院）经济学教研部，北京 100091）

0 引言

加速数字经济与共同富裕目标的深度融合是构建新发展格局、推动经济高质量发展的重要一环。数字经济的发展不仅创造出新业态、新模式、新动能，而且为人民群众追求精神生活的愉悦和满足创造了技术条件。同时，只有共同富裕取得实质性进展，中等收入群体不断扩大，我国数字经济发展中最大的优势——广阔的市场容量才能充分发挥，数字经济才能有强劲的市场动力。

在理论层面上，大量学者研究发现数字经济对实体经济、居民收入等存在显著的正向作用，这从理论上证明了数字经济的发展对于共同富裕的重要性。在宏观层面上，张勋等（2019）[1]研究发现，数字技术与金融业相结合产生的数字金融在欠发达地区的发展速度高于发达地区，且数字金融能够有效地提高家庭收入，特别是对于低物质资本、低社会资本与农村低收入家庭，数字经济的发展能够促进我国经济包容性增长。在微观层面上，何帆和刘红霞（2019）[2]研究发现，对于企业而言，数字经济为实体企业的转型和技术升级提供动力，提升企业经济效益。然而，也有部分学者研究发现，数字经济会引起“数字鸿沟”问题，即由于数字资源、技术资源等的差距，“数字鸿沟”问题的出现可能会导致数字经济的发展与共同富裕的目标背道而驰。汪明峰（2005）[3]认为国家内部的“数字鸿沟”主要表现为城乡的差距，城市间的“数字鸿沟”主要表现为发达城市与落后城市的差距，城市内部的“数字鸿沟”则表现为信息发达区与信息贫困区的差距，这本质上是信息资源的差距。王美和随晓筱（2014）[4]认为“数字鸿沟”除了传统的信息资源富有者与信息资源缺乏者之间在信息技术使用机会上存在的差异，还存在“新数字鸿沟”，即“技能鸿沟”与“使用鸿沟”。

数字经济对经济体影响的差异性会进一步导致数字经济对共同富裕的影响产生偏差，对这一问题的研究对于我国实现共同富裕至关重要，而目前已有文献对这方面的研究仍处于初级阶段，并未深入探讨。因此，本文在已有研究的基础上，通过梳理数字经济对共同富裕的作用机制，从理论和实证两个层面全面地对这一问题进行分析，以期为我国推进共同富裕提供更详尽的参考。

1 作用机理与研究假设

数字经济具有非排他性、边际成本递减、高附加性、高渗透性等特点，数字经济主要通过创新效应、溢出效应与规模效应对共同富裕产生促进作用。

在创新效应下，数字经济通过产业升级能够加速财富积累，实现经济高质量发展，提高国民收入，增加就业机会，进而促进共同富裕。数字技术的应用与发展一方面能够产生新产品、新业态与推动新基础设施建设，带来新的就业机会、经济增长动力与更高的回报率，提升社会的创新创业意识，进而影响国民经济的投资方向与产业结构；另一方面，数字技术能为传统行业带来新的增长动力，降低传统行业的生产成本，加速产业资本的流通速度[5]。同时，利用数字技术构建的数字信息平台能够让信息更透明，加速各类信息的流通速度，降低信息搜寻和使用的成本，这不仅有利于消费者和企业，也有利于政府进行政策分析与管理，使整个经济体的运行更加顺畅[6]。

在溢出效应下，数字经济的发展能够使先富带动后富，缩小区域间的收入差距，进而推进共同富裕目标的实现。从城市的角度看，溢出效应出现在城乡之间，数字经济的强渗透性和广覆盖性能够提升信息传递效率，增强城乡联系强度，同时提升农村创业活跃度，推进城镇化进程，进而提高农村居民收入，缩小城乡收入差距[7]。从国家的层面看，数字经济能够提升区域的创新水平，并且对于欠发达地区的提升作用强于发达地区；然而在数字经济对区域协调发展的影响上则正好相反，发达地区的数字经济具有相对落后地区更强的溢出效应，发达地区能够有效发挥自身先进示范辐射作用，利用自身强大的数字经济加强与周边区域的协同发展。从国际的层面看，现有研究普遍认为数字经济的应用能够提升国际贸易规模，但有部分研究认为数字经济强化了垄断现象，发达国家能够从中攫取更多利益[8]。

在规模效应下，首先，数字经济能够通过平台经济公开交易信息，实时追踪交易各个环节，降低信息的搜集、跟踪、验证成本，提高了交易达成概率，进而降低政府、企业运行成本与居民生活成本，提升数字产业发展的普惠效应，最终达到推进共同富裕的目标[9]；其次，数字经济具有高固定成本与低边际成本的特点[10]，能够有效整合多种资源，加速企业内部、行业内部以及跨行业上下游供应链之间的融合发展，助力产业结构升级；最后，数字经济由于其具有极强的规模经济与范围经济特征，能够对一种成功的模式进行快速扩张，且在数字平台上能够销售多种服务，因此数字经济能够充分发挥长尾效应，使得企业能够充分发掘个人的喜好。

通过分析数字经济对共同富裕作用机制，本文提出假设1：数字经济发展能够有效促进共同富裕目标实现，并存在空间溢出效应。

而由于我国幅员辽阔，各地区经济、文化、基础设施等存在较大差异，一般认为东部地区相比中西部地区各方面更发达。而已有的大量实证表明数字经济对于欠发达地区与低收入人群收入的提升效果优于对发达地区与高收入人群收入的提升效果，具有增收减贫的能力。由此，本文提出假设2：数字经济对于共同富裕的促进作用存在空间异质性，对于中西部地区的促进作用要强于东部地区。

2 指标体系的构建与数据来源

2.1 指标体系构建

被解释变量：共同富裕（CP）。本文选取经济发展、生活质量、结构升级、公平效率、生态环境5个一级指标及14项二级指标来测度共同富裕水平：（1）经济发展选用人均GDP、经济增长率2项二级指标表征。（2）在生活质量这个一级指标下选用4项二级指标，即用人均可支配收入占人均GDP 的比重这一指标来衡量老百姓的收入满意度，比重越大，说明收入满意度越高，因此为正向指标。高等学校在校生人数衡量的是教育水平，在校人数越多，说明地区的教育水平越高，经济软实力越强，因此该指标为正向指标。医疗机构床位数衡量的是地区的医疗水平，数量越大说明人民就医越便利，因此该指标为正向指标。人均城市道路面积衡量的是公共基础设施水平，数值越大，说明交通越便利，因此该指标为正向指标。（3）在结构升级这个一级指标下选取3项二级指标，用工业企业R&D经费支出和国内专利申请受理量来衡量地区的创新发展水平和创新能力，指标值越大，证明地区的科技投入越大和科技成果越多，因此该指标为正向指标。第三产业产值占GDP的比重衡量的是产业结构升级水平，数值越大说明产业结构越高端，因此该指标为正向指标。（4）公平效率选取城乡人均消费支出比和城乡人均可支配收入比2 项二级指标表征，二者均为负向指标。（5）生态环境选取3 项二级指标。人均水资源量、人均公园绿地面积都是从人民日常生活的角度来衡量环境保护水平，数值越大说明生态越好，人民生活质量越高，因此该指标为正向指标。每万人化学需氧量排放量则是从经济发展的角度来衡量污染水平，数值越大说明环境污染越严重，为负向指标。

解释变量：数字经济发展水平（DE）。从已有文献可以看出，目前对数字经济发展水平的测度和衡量主要从数字产业化和产业数字化两个方面出发来进行测度[11]。本文结合已有文献，从数字经济的发展性、共享性和可持续性三个维度出发，对当前数字经济的发展水平选取基础设施水平、应用水平、服务水平、创新水平、环境水平5 个一级指标来整体衡量和测度，分别用长途光缆线路长度（万公里）、互联网宽带接入用户（万户）、地方财政文化体育与传媒支出（亿元）、技术市场成交额（万元）和域名数（万个）作为二级指标。

控制变量：金融发展水平（FIN），以原保险保费收入占GDP的比重衡量[12]。政府干预（GOV），用政府财政支出占GDP的比重衡量[13]。人力资源（lnHUM），用年末城镇单位就业人员数衡量[14]。对外开放程度（OPEN），用进出口总额占GDP 的比重衡量[15]。规模经济水平（SSE），用规模以上工业企业利润总额占GDP的比重衡量[16]。

2.2 评价指标权重

本文借鉴文献[17]的做法，采用层次分析法（AHP）对共同富裕构建起一套成对比较矩阵，用熵值法求出权重。

2.2.1 层次分析法

在共同富裕指标权重的计算方面，先使用层次分析法构建一套成对比较矩阵。本文通过MATLAB 软件测算得出共同富裕指标的权重，其中，经济发展权重为0.412，生活质量权重为0.192，结构升级权重为0.040，公平效率权重为0.199，生态环境权重为0.157。根据下页表1可知，共同富裕水平均值最高的是浙江（0.518），最低的是宁夏（0.134）。

表1 2011—2020年30个省份数字经济发展水平和共同富裕水平均值

2.2.2 熵值法

在数字经济指标权重的计算方面，使用熵值法测量出5个指标的权重，其中，基础设施水平为0.076，应用水平为0.133，服务水平为0.096，创新水平为0.402，环境水平为0.293。根据表1结果可知，数字经济发展水平均值最高的是浙江（0.699），其次是北京（0.632），均值最低的是宁夏（0.112）。

2.3 数据来源

本文原始数据主要来源于《中国科技统计年鉴》《中国高技术产业统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》及各省份统计年鉴和EPS数据库。在研究时间段的选择上，鉴于数字经济对社会经济发展的影响具有一定的时滞性，2020 年新冠肺炎疫情对其的影响很难在当期直接体现出来，故本文将研究时间范围设置为2011—2020年，并选取我国30个省份（不含西藏和港澳台）的面板数据进行实证分析[18]。

3 空间计量模型的设立

3.1 空间杜宾模型的构建

本文选取共同富裕和数字经济的5个一级指标，通过层次分析法和熵值法求出综合指数，并将共同富裕水平作为被解释变量，数字经济发展水平作为核心解释变量，构建一个空间杜宾模型，以此来探寻各主要指标的溢出效应。

通过构建反经济距离矩阵来反映省域之间空间性的经济关系，权重矩阵元素Wij的公式为：

在公式（1）和公式（2）中，下标i和j代表省份，t代表年份；C为常数项；ρ衡量区域经济韧性的空间相关度；β为待估计系数；W为空间权重，空间溢出效应的效果受两个省份之间的经济总量、地理因素、科创能力等因素的影响，这可以通过分配不同权重来量化体现；μi和vt分别为固定效应和随机效应；εit为随机误差项。

3.2 空间自相关性检验

本文采用Moran' s I 来检验变量是否具有空间相关性[18]，公式如下：

其中，S2是样本方差；Wij为空间权重矩阵的元素，用来度量区域i和区域j之间的距离。

4 实证分析

4.1 空间自相关结果

本文利用Stata 15 计算了2011—2020 年我国30 个省份的数字经济发展水平和共同富裕水平的Moran's I 值。数字经济发展水平和共同富裕水平的莫兰指数均大于0，且均在1%的水平下显著，通过了空间自相关检验。数字经济发展水平的Moran's I 值在样本期间围绕0.35 波动，共同富裕水平的Moran's I 值围绕0.35 波动。结果证明数字经济和共同富裕在全域范围内均存在空间正相关性，因此在构建数字经济和共同富裕指数模型时要考虑空间效应。

4.2 空间效应分析

根据固定效应回归结果可知，F 值分别为194.19 和71.27，P 值都为0.000，具有显著性，因此选择固定效应模型进行分析。进一步，使用MLE 方法对含有空间效应的模型进行回归分析，本文选取空间和时间双固定模型。分别对SDM、SEM 和SLM 进行回归分析，结果显示，SDM的Log-likelihood 值高于其他二者，且Wald 检验和LR 检验的结果显示，可以在1%的显著性水平上拒绝原假设，即应当选择SDM进行后续的分析[18]。结果见下页表2。

表2 空间计量模型的回归结果

为了验证使用SDM 的正确性，此时需进一步通过似然比（LR）检验和沃尔德（Wald）检验来判断SDM是否会简化为SEM或SLM。根据检验结果，LR和Wald对应的空间误差检验、空间滞后检验均可以在1%的显著性水平上拒绝SDM 简化为SEM 或SLM 的原假设，这也更加验证了使用SDM的正确性[18]。

由下页表3 可得，数字经济（DE）的直接效应、间接效应和总效应均在1%的水平上显著，系数分别为0.304、0.321和0.625，说明数字经济的发展与共同富裕存在正相关关系，对本地区和周边地区都有明显的正向促进作用，且溢出效应比直接效应更明显，验证了假设1。对于控制变量而言，金融发展水平（FIN）、政府干预（GOV）、人力资源（lnHUM）和对外开放程度（OPEN）都对本地区和周边区域的共同富裕有明显的正向促进作用，这说明金融发展、政府的宏观调控、人力资源水平和高质量的对外开放有助于实现共同富裕。此外，规模经济水平（SSE）有利于本地区共同富裕目标的实现，但会对周边地区产生负向抑制作用，但负向作用的结果并不显著。

表3 空间效应的分解

4.3 区域异质性分析

由表4可知，数字经济的发展在东部和中西部地区均通过了1%的显著性检验，且数字经济的发展无论是对本地区还是对周边地区，在中西部地区对实现共同富裕目标的正向促进作用明显强于东部地区，验证了假设2。

表4 分样本空间杜宾模型的效应分解

4.4 稳健性检验

4.4.1 更换空间权重矩阵

为了检验空间计量模型的精准度，本文选用不同的空间权重矩阵进行稳健性检验，将原有的空间权重矩阵更改为二元邻接空间矩阵，其中，若省份i和省份j在空间上相邻，则空间矩阵的权重为1；若省份i和省份j在空间上不相邻，则空间矩阵的权重为0[18]。根据表5可知：更换空间权重矩阵后，解释变量系数的符号均未发生变化，且显著性水平基本相同，表明实证结果是稳健的。

4.4.2 更换测算方法

本文更换解释变量的测算方法，将测算数字经济发展水平的熵值法更改为层次分析法。根据检验结果（见下页表6）可知，解释变量系数显著性的差异较小，且符号保持一致，所得结果依然稳健。

表6 更换解释变量测算方法后的空间计量模型的效应分解

5 结论

本文基于2011—2020 年我国30 个省份的面板数据，利用AHP 和熵值法来测度共同富裕和数字经济指数，并通过构建空间计量模型，分析数字经济促进共同富裕的作用机制、溢出效应和区域异质性：（1）数字经济对共同富裕有明显的正向促进作用，同时也可以通过空间溢出效应提高周边区域的共同富裕水平。在金融发展水平、政府干预、人力资源、对外开放程度、规模经济水平这几个变量中，人力资源和政府干预对于共同富裕的正向促进作用更显著。（2）数字经济的发展在中西部地区对于共同富裕的提升作用明显强于东部地区，原因在于近些年西部大开发战略、区域协调发展、城乡一体化建设、劳动力和资本向中西部的流入等为推动共同富裕进程提供了充足的基础设施保障、要素资源保障和政策制度保障。相较于中西部地区，对外开放程度、规模经济水平等因素使得东部地区的快速发展对于共同富裕水平的提升更显著，原因在于东部地区完善的数字基础设施、创新要素的集聚作用、充足的人力资源和较低的成本。