数字经济发展、制度环境与共同富裕※
2023-11-07岳明阳袁瀚坤
岳明阳 袁瀚坤
内容提要:共同富裕是社会主义的本质要求,是中国式现代化的显著特征,数字经济是促进公平与效率更加统一的新经济形态。文章将数字经济、制度环境和共同富裕纳入同一分析框架,使用2010-2021年地区层面数据,在测算数字经济发展与共同富裕指标的基础上,通过双向固定效应面板模型,实证检验了数字经济发展对共同富裕的影响,以及制度环境发挥的调节作用。研究发现:数字经济发展促进了共同富裕水平,且良好的制度环境发挥了明显的正向调节作用。异质性分析发现,数字基础设施对共同富裕程度的促进作用最强,产业数字化次之,数字产业化促进作用最弱;东部和中部地区数字经济发展对共同富裕促进作用明显,西部地区不明显。机制检验进一步发现,数字经济主要通过提升人力资本和优化产业结构促进共同富裕。
一、 引 言
随着中国式现代化的不断推进,中国社会的主要矛盾已变成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。中共二十大报告指出:“健全基本公共服务体系,提高公共服务水平,增强均衡性和可及性,扎实推进共同富裕。”而中国当前仍存在不同地区和不同群体之间收入差距较大的问题,因此,如何减少收入差距,实现共同富裕是当前不得不面对的重大问题,同时也是健全新时代收入分配体系的迫切需要。
在收入格局发生深刻变化的当下,经济发展动能正不断发生改变,数字经济正成为包括中国在内的全球经济发展的重要推动力量。数字经济以数据要素为载体,以信息技术作为发展工具,不断重塑当下的生产方式与经济活动。在发展数字经济作为顶层设计的大政方针实施的同时,国内的制度环境也发生了深刻变化,制度环境主要是为了减少市场交易的不确定性而构建的一种稳定人们互动的结构,市场主体交易中如果存在大量不确定性便意味着制度环境水平的下降,较低的制度环境水平往往伴随交易成本上升,不利于产业之间的信息交流,更不利于数字经济技术创新功能的发挥。实现共同富裕,需要坚实的制度保障,包括落实基本经济制度、完善社会保障制度和基本公共服务体系等(刘培林等,2021)。在数字经济的快速发展期,大多数OECD国家收入分配不平等程度不降反升,其背后原因可从成功发展经济且缩小收入分配差距的例子(如北欧五国)来寻找,研究发现数字要素遵守基本分配制度、社会保障制度健全、公共服务充足是其共同特征。因此,良好的制度环境有利于促进数字经济与共同富裕的激励相容。具体来看:其一,公平的市场分配制度。近年来各国纷纷通过顶层制度设计的方式规范数字经济的发展,例如欧盟正在制定的数字市场法案以及中国针对当前数字平台出现的反竞争行为出台的反垄断政策,由此得到的启发是构建事前、事中、事后的全周期商事制度以及良好营商环境的建设是必要的,其目的是为了规范平台行为,维持公平的市场竞争秩序。其二,确立按要素贡献分配的制度。数据要素分配等基础性制度的建立一方面会促使数字经济红利的共享,利益各方自发地进行数字化转型,另一方面,防止资本方利用信息差等优势剥夺原本属于劳动者和消费者的数据红利,有力地保护了劳动者应得的收入份额,助力中国更快、更稳地推进共同富裕。其三,完善的税收征管制度。中国是数字经济大国,但同时也是数字经济税收小国。税收具有调节收入差距的作用,当前数字经济领域中扭曲的税收结构会恶化未来数字税对财富分配差距的调节,所以研究并设计对数据征税的制度方案迫在眉睫。虽然数字经济发展不直接关联转移支付,但政府可以对数字经济活动征税,得到的税款以转移支付或补贴的形式向低收入人群倾斜,该方式可以显著提高受补贴者的劳动参与率和求职成功率。由此,打造良好的制度环境,发挥数字经济的最大优势,推动共同富裕稳健前行是摆在我们面前的重要课题。
与本文研究相关的文献主要有以下三类:第一类是数字经济发展的影响研究,数字经济以信息技术为依托深刻变革了当前经济格局。企业作为数字经济的重要载体,其生产行为必然受到数字经济的影响,相关研究分别从创新活动(赵涛等,2020)、企业生产率(黄群慧等,2019)等角度分析了数字经济的影响。在研究数字经济的文献中,另一类重要分支是关于数字经济水平的测算,先后出现国家经济核算法(Ahmad和Schreyer,2016)、指标法(吴翌琳,2019)等对一国或地区数字经济发展水平进行统计的方法。第二类文献是制度环境在经济发展中的作用,从定义上看,良好的制度环境意味着较高的市场化水平和较少的行政干预,健全的市场体系使要素流通更加便利(李宏亮和谢建国,2018)。相关研究认为制度环境对经济的正向影响主要体现在其资源配置作用上。Costinot(2009)认为良好的制度环境优化了不同要素在地区间的资源配置效率,通过强化进入退出机制,提高地区间的生产效率。第三类文献聚焦于共同富裕的计算方法以及影响因素。首先是关于共同富裕指标的测算,早期学者更多从经济发展角度构建共同富裕指标(王青等,2023)。之后共同富裕的内涵不断延伸,出现了经济、政治、文化、社会和生态文明为一体的评价体系。上述评价体系的共性在于通过多维度的指标选取构建了共同富裕评价体系(李实,2021;刘培林等,2021),且研究普遍认为进入21世纪后,中国共同富裕整体水平不断提高,但仍存在地区间差异的问题。王青等(2023)使用经济、发展、社会、民生和环境五大层面指标,通过熵值法测算中国共同富裕水平,发现东部地区共同富裕程度最高,西部地区共同富裕程度最低。其次是关于共同富裕影响因素的研究,主要从农地“三权分置”、引导就业(蒋永穆和谢强,2021)等角度提出实现共同富裕的政策。此外,随着普惠金融的发展,数字金融也带来了明显的减贫效应(韩亮亮等,2023)。
综上所述,学界对共同富裕的探讨日益兴起,但从数字经济视角入手对其的研究还相对较少,且大多忽视了制度环境在其中的调节作用。因此本文的创新之处在于:一是研究视角的创新。现有关于共同富裕的研究日益成为学界关注的焦点,但较少从制度环境视角出发,探究数字经济对共同富裕的调节作用。本文的研究是对现有文献的有益补充。二是数字经济测度的创新。现有文献大多基于数字基建层面衡量地区数字经济发展指标,本文通过文本挖掘和主成分分析结合的方式,从数字用户、平台、企业与产出四方面构建地区数字经济发展指标,使本文的研究结论更加准确。三是实证研究的创新。本文除了分析数字经济发展对共同富裕的影响外,还分析了数字基础设施、数字产业化、产业数字化对不同地区共同富裕的差异影响,研究结论为政府制定政策提供准确参考。
二、 理论分析与研究假设
数字经济发展如何影响共同富裕程度是本部分关心的重点。前期文献分为如下几类:第一类是,数字经济发展对经济增长的效应研究。从定义上看,共同富裕意味着经济增长、精神富足、环境友好和社会全面发展,但上述目标的实现都离不开经济发展。数字经济不仅本身具有普惠性、包容性和共享性等特征,而且无论从宏观增长层面(黄群慧等,2019;方福前等,2020),还是微观个体层面(宁光洁和林子亮,2014)都会对经济效率产生影响,所以数字经济正成为经济增长的关键引擎。第二类是数字经济发展对实现社会公平的影响研究。实现共同富裕的一大重点方面就是缩小城乡收入差距,实现社会公平。一方面,数字经济发展通过促进工业互联网和消费互联网的发展分别提高了高、低技能劳动力的非农业就业比,实现同代人之间的横向公平(田鸽和张勋,2022);另一方面,数字经济发展通过帮助农民子代打破与农民父代收入位次的关联性,促进代际收入向上流动,特别是数字金融的发展打破了地理时间限制,给予了信贷需求方准确的支持,显著改善了农村低收入家庭的收入状况(张勋等,2019),最终实现上下两代人之间的纵向公平(方福前等,2023)。第三类是数字经济发展对改善资源配置效率的影响研究。阻碍共同富裕的一大障碍就是农民与消费者之间存在沟通壁垒,资源配置失衡,农村地区的数字基础设施明显不足。数字经济包含了先进的信息技术要素,一方面,互联网的发展降低了生产、交易等经济成本,改善要素配置效率;另一方面,信息技术的应用通过促进知识的产生和传播,带来了高技能劳动力比例的上升(宁光洁和林子亮,2014)和工资收入的提高(Forman等,2012)。综上可以发现,数字经济发展通过助推经济增长、实现社会公平、改善资源配置效率等方式助力农村产业化、信息化,缩小区域间、城乡间、企业间的收入差距,促进各地区平衡发展,为实现共同富裕提供了支持依据。于是,提出本文的假设:
假设1:数字经济发展促进了共同富裕程度。
从微观层面来看,地区数字经济构成了地区场域内的制度合法性,数字化制度和应用市场的发展为构建数字生态体系提供了必要条件。但数字化先行者的示范效应会对其参与者的生产和运营方式提出新要求(Biloslavo等,2020),使企业决策者更容易感知到数字化转型的制度压力,所以未来各地区在数字经济领域的发展路线图越清晰,越能够激励企业决策者加大对数字化转型的注意力配置。从宏观层面来看,为保障共同富裕的实现,一方面,必须健全一系列重要制度,包括落实基本的经济制度、保障人民的自由迁徙权,彻底打破城乡二元分割体制、完善社会保障制度和基本公共服务体系等(刘培林等,2021),另一方面,需要在制度设计上遵循激励相容和制度匹配的原则,通过矫正和补偿制度性因素导致的不平等,让全体人民共享经济社会发展的成果(郁建兴和任杰,2021)。根据樊纲团队发布的《中国市场化指数报告》,中国市场化指数从2010年的5.4上升到2019年的6.7,与此同时,数字经济相关政策措施,需要各地政府部门落实执行。在制度环境良好的地区,基础设施建设水平也相对完善,而基础设施是信息技术的物理依托。良好的制度环境还体现在完善的收入分配制度、社会保障制度等软实力上,努力弥合城乡制度性分割,大力调节城乡制度性鸿沟,实现人人在发展中共享,在共享中发展的共同富裕生活。综上,数字经济对共同富裕影响的政策能否得到正向反馈离不开良好制度环境的保障。因此,提出本文的假设:
假设2:良好的制度环境正向调节了数字经济对共同富裕的促进作用。
数字经济提升共同富裕程度,但通过什么渠道实现这一效应也是值得关注的重点。缩小收入差距实现共同富裕离不开经济的增长,而经济增长的背后离不开高素质人才的支撑。当前中国数字技术正蓬勃发展,数字化人才的需求与日俱增,需求的增加导致人力资本的投资不断提高,显著改善了新型劳动力识别和处理数据要素的能力,增加了数字化劳动的含金量 ( Bloom等,2014) 。作为数字化转型的产物,数字基础设施的完善不仅能够提高网络信息的传播效率,扩大数字红利的覆盖面,促使农村户籍子代寻找与自身能力更适应的工作,实现农民内部有效分工,激发现有人力资本价值(田鸽和张勋,2022),而且为农民子代提供学习机会,缓解教育资源分配不均的约束,直接增加社会的人力资本水平(方福前等,2023),两条路径都为低收入群体直接带来更高的收入,助力共同富裕实现。综上,数字经济时代对高素质劳动力的要求日益加深,人力资本投资的增加不仅提高了人力资本水平,也提高了人力资本质量,持续为经济增长与研发创新注入活力。一方面,人才本身就是高水平生产要素,直接参与社会生产活动。另一方面,人才流动也具有外溢效应,提高地区间、企业间管理水平,提升生产率,间接促进经济增长,实现共同富裕。据此,提出本文的假设:
假设3:数字经济发展通过提升人力资本促进共同富裕。
在收入分配格局发生重大变化的同时,中国产业结构也发生了深刻变化,服务业占比逐渐提高,制造业也向着中高端稳步迈进。要进一步推动数字经济赋能传统产业转型升级,提高运行效率,倒逼落后低端产业实现循环、高效、集约的生产方式(孔令章和李金叶,2023)。过去中国凭借廉价的劳动力优势融入全球价值链的生产,当今通过大力发展技术密集型产业,各种不同要素的投入比例正在发生着深刻变化,优化了市场竞争中的产业分工。随着数字技术的渗透,数字化信息逐步成为产业链上的 “标准化”流通媒介,制造业产业链会发生解构与重构并逐步实现全面数字化转型(李春发等,2020),加速了传统产业转型升级的步伐(Heo和Lee,2019)。此外,数字经济也与传统行业不断融合,使产业不再受地理位置所限,各地区可根据自身资源禀赋发展合适产业,为农村产业实现“弯道超车”提供了绝佳机会。实现全体人民共同富裕是中国式现代化的重要特征, 其关键在于如何有效缩小城乡居民收入差距, 当前数字技术赋能产业创新,提高各产业的“数字”含量,产业结构合理化显著缩小了城乡收入差距(刘慧等,2017)。产业升级通过资源在产业间和产业内优化再配置的共同作用显著提升了劳动收入份额,为农民子代提供良好的就业环境,促使其收入提高(方福前等,2023),由此产业结构升级与构建现代产业体系均能有力提升农村富裕水平、缩小城乡差距,是推动共同富裕的有效路径。据此,提出本文的假设:
假设4:数字经济发展通过优化产业结构促进共同富裕。
三、 研究设计
1. 计量模型设定
为了检验数字经济发展对共同富裕的影响,以及制度环境的调节作用,本文建立如下计量模型:
cpjt=α0+α1digitjt+α2controlsjt+βj+νt+jt
(1)
其中,cpjt代表第t年j地区共同富裕程度;digitjt代表第t年j地区数字经济发展水平;controlsjt代表本文选择的一系列控制变量;βj代表地区层面的固定效应;νt代表时间固定效应;jt代表随机扰动项。
此外,为了考虑制度环境的调节作用,本文在(1)式的基础上加入了制度环境、数字经济发展与制度环境的交乘项,构建如下模型:
cpjt=β0+β1digitjt+β2instijt+β3digitjt×instijt+β4controlsjt+βj+νt+jt
(2)
其中,instijt代表第t年j地区的制度环境;其余变量的定义与前文一致。
2. 变量说明及测算
(1) 被解释变量:共同富裕。关于共同富裕的计算,众多文献从不同角度构建共同富裕的计算指标。本文参考韩亮亮等(2023)的做法,通过构建二级指标体系衡量地区共同富裕程度。一级指标包含两类分别是共享程度和富裕程度。共享程度的二级指标有四类分别是:城镇化率、基尼系数、城乡收入差距和城乡消费差距;富裕程度的二级指标有五类分别是:恩格尔系数、居民人均可支配收入、居民人均消费性支出、人均拥有藏书量以及人均医疗资源,并使用主成分分析法测度共同富裕指数(cp)。
(2) 核心解释变量:数字经济发展。参考黄群慧等(2019)的做法,在地区层面从数字用户、平台、企业与产出四个维度构建地区层面数字经济发展指标,具体指标如表1所示。
表1 地区数字经济发展评价体系
指标构建的难点在于如何识别数字企业,本文使用文本挖掘方式进行处理,将企业在全国工商企业注册登记信息中的经营范围进行分词处理,将包括“数字经济、计算机、软件、高新技术”等30多个与数字经济相关的词条进行模糊匹配,按匹配程度进行打分,每符合一个关键词就记1分,累计得分越高说明企业数字经济属性越强。随后,采用主成分分析法进行综合测算,表2报告了主成分分析法的具体结果。结果显示,第一、二和三主成分的特征根大于1或接近1,且前三个主成分的累计方差贡献达到了70%以上。因此选取第一、二和三主成分作为数字经济发展的评价指标,并根据此计算的主成分综合得分,得出地区数字经济发展具体指标(digit)。
表2 主成分分析结果
(3) 调节变量:地区制度环境。参考张杰(2015)的做法,制度环境的具体计算公式为:instijt=marketjt×(1-segjt),instijt代表第t年j地区制度环境;marketjt代表第t年j地区的市场化程度,采用樊纲团队编制的中国市场化指数;segjt代表第t年j地区的市场分割指数,使用价格指数法衡量。
(4) 控制变量。为了控制地区不同因素对实证结果的影响,本文参考林淑君等(2022)的做法,加入一系列控制变量:对外开放程度(trade),使用地区进出口总额占GDP的比重衡量;外商直接投资(fdi),使用地区实际外商直接投资额衡量;金融发展水平(finance),使用非国有的贷款比重衡量;经济增长率(GDP),使用地区GDP的实际增长率衡量;城镇化率(urban),使用城镇人口占总人口的比重衡量。
3. 数据说明与描述性统计
本文选取2010-2021年全国30个省、区、市(不含港澳台和西藏)的面板数据进行实证研究,数据主要来自于:历年《中国统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》、《中国区域统计年鉴》、地区统计年鉴以及历年省份工商企业登记信息。
表3汇报了描述性统计结果,表4汇报了相关性分析结果,由检验结果可知,发现各自变量之间的相关系数均未超过0.5,远低于经验临界值0.8,表明不用担心严重的多重共线性问题对估计结果的影响。
表3 描述性统计结果
表4 相关性分析
四、 实证结果与分析
1. 基准回归结果
基准回归结果如表5所示,所有回归结果都控制了个体和时间固定效应。列(1)只考虑数字经济发展单一变量对共同富裕的影响,结果显示,数字经济(digit)系数在1%的水平下显著为正,说明了数字经济发展显著提高了共同富裕程度。列(2)是在列(1)的基础上考虑了一系列控制变量的结果,结果依然显示数字经济发展显著提升共同富裕程度,验证了本文的理论假设1。这一结果可能的原因在于:数字经济发展通过促进工业互联网和消费互联网的发展分别提高了高、低技能劳动力的非农业就业比,非农业就业比上升有助于帮助农民子代打破与农民父代收入位次的关联性,促进代际收入向上流动,显著改善农村低收入家庭的收入状况,实现上下两代人之间的纵向公平,最终带来了共同富裕。此外,数字经济提升共同富裕程度的作用依赖于地区制度环境的保障,因此列(3)在列(1)的基础上,加入了制度环境(insti)以及数字经济发展与制度环境的交互项(digit×insti),结果显示,制度环境系数以及数字经济发展与制度环境交互项系数都在5%的水平上显著为正,说明良好的制度环境正向调节了数字经济发展对共同富裕的促进作用。列(4)在列(3)基础上更进一步控制了一系列控制变量,结果依然表明制度环境正向调节了数字经济发展对共同富裕的促进作用,验证了本文的理论假设2。可能的原因是,在制度环境良好的地区,政府的服务意识、市场监管力度以及知识产权保护等软实力往往较强,有利于维持公平的市场竞争秩序、减少市场主体交易中的不确定性,极大地保护劳动者应得的收入份额,防止资本方利用信息差等优势剥夺原本属于劳动者和消费者的数据红利。所以,良好的制度环境直接关系到数字经济对共同富裕影响的政策能否顺利落地,也是发挥数字经济正向影响的关键。
表5 基准回归结果
控制变量的回归结果也基本符合预期,以列(4)回归结果为例。对外开放程度(trade)系数没有统计意义上的显著性;外商直接投资(fdi)系数显著为正,说明外资的进入提升了共同富裕程度,这可能与外资带来的技术外溢效应相关;经济增长率(GDP)系数显著为正,说明地区经济发展水平越高,共同富裕程度也越高;金融发展水平(finance)系数显著为正,说明金融业发展一定程度上发挥了资源配置效应,提升了共同富裕程度;城镇化率(urban)系数显著为负,说明城镇化率的提高会抑制共同富裕程度。城镇化率系数显著为负的原因可能在于:一方面,城镇化加快了农业机械化和商业化的脚步,农村剩余劳动力的堆积使更多的人从相对平等的农村移居到相对不平等的城镇,在城镇劳动力市场的议价过程中,农民工处于劣势,拿到的工资薪酬十分微薄,并且社会保障也不及城镇本地居民,所以城镇化效应不足以抵消缘于其它变量引起的不均等的上升,最终整体不均等上升,抑制了共同富裕程度的提高。另一方面,城市化进程的加快提高了对外开放水平,随着对外开放水平的提高,加工贸易快速发展,然而对外贸易中农产品的比重逐渐下降,工业加工品的比重不断上升的客观事实,导致了随着开放程度的不断深入,城乡收入差距却加剧扩大,抑制了共同富裕程度的提高。
2. 内生性问题处理
由于内生性问题的存在可能导致估计产生偏误,因此本文也采用多种方法处理内生性问题,内生性问题具体表现为遗漏变量与反向因果。首先是遗漏变量的问题,本文在基准回归部分中已加入一系列控制变量,控制地区层面因素对回归结果的影响,发现数字经济发展促进共同富裕程度的结论始终成立,说明本文遗漏变量的问题相对较小。其次是反向因果的问题,具体表现为共同富裕对数字经济发展产生影响,这一关系从逻辑上看相对较弱。但为了使研究结论更加可靠,本文仍采用多种方法解决潜在的内生性问题。
第一,采用动态面板模型进行实证检验。动态面板模型是在解释变量中加入被解释变量的滞后项,并将内生变量、前定变量的滞后项作为工具变量,以此克服解释变量的内生性问题。因此,本文采用差分GMM和系统GMM重新估计。表6的列(1)列(2)分别汇报了差分GMM和系统GMM的检验结果,从结果可见,Arellano-Bond(AB)检验显示,扰动项的差分存在一阶自相关,但不存在二阶自相关,故接受“扰动项无自相关”的原假设。Hansen检验在10%的显著性水平上接受“所有工具变量都有效”的原假设。由差分GMM和系统GMM的检验结果来看,各变量估计系数的符号与基准回归结果仍一致。
表6 内生性问题处理
第二,使用工具变量法进行实证检验。考虑到数字经济是以信息网络为重要载体的事实,本文借鉴黄群慧等(2019)的方法,使用1984年各地区固定电话数量作为地区数字经济发展水平的工具变量。一方面,互联网走进大众视野基本上是从电话线拨号接入(PSTN)开始的,历史上固定电话普及率高的地区会通过技术水平和使用习惯等因素影响到后续该地互联网技术的应用,满足相关性要求。另一方面,首先历史上固定电话数量不可能对现今的共同富裕程度产生直接影响;其次固定电话等传统电信工具对共同富裕的影响随着使用频率下降而逐渐式微且可以忽略不计,满足外生性要求。需要进一步说明的是,选用的工具变量原始数据为横截面形式,不能够直接用于面板数据的计量分析。参考 Nunn和Qian(2014)、赵涛等(2020)对于这一问题的处理方法,引入一个随时间变化的变量来构造面板工具变量。具体而言,以滞后一期全国互联网用户数分别与1984年各地区每万人电话机数量构造交互项,作为数字经济指数的工具变量,记为digit_IV。检验结果见表6列(3)列(4),工具变量LM检验的p值小于5%,强烈拒绝了“工具变量与内生变量之间不存在相关性”的原假设;此外,第一阶段F值大于10,拒绝了“存在弱工具变量”的原假设。由实证结果可见,各变量估计系数的符号与基准回归结果保持一致。
3. 稳健性检验
在处理完潜在内生性问题后,本文还采用多种方法进行稳健性检验。首先是替换变量计算方法的检验,在基准回归结果中,核心解释变量与被解释变量都是通过主成分分析法计算得出,在稳健性检验中,本文采用熵值法重新计算数字经济发展与共同富裕的指标。表7的列(1)列(2)汇报了替换变量计算方式的稳健性检验结果,发现无论采用何种方法计算数字经济发展和共同富裕指标,都得出数字经济发展显著提升共同富裕,以及制度环境起到正向调节的结论,再次验证了基准回归结论。列(3)是剔除北京、天津、上海和重庆四个直辖市之后的回归结果,发现研究结论没有发生根本改变。列(4)是对被解释变量和核心解释变量做1%缩尾后的结果,数字经济发展系数显著为正,且数字经济与制度环境交互项系数也显著为正。说明经过多种稳健性检验后,本文的核心假设都依然成立。
表7 稳健性检验
4. 异质性分析
(1) 不同数字技术异质性。本文在数字经济发展变量的构造中,可将地区数字经济发展分解为数字基础设施、数字产业化和产业数字化三方面。表8的第(1)至(3)列分别汇报了数字基础设施、数字产业化和产业数字化对共同富裕的影响。总体上看,三类数字经济对共同富裕都起到了明显的促进作用,且制度环境也发挥了正向调节作用。根据系数大小判断,数字基础设施对共同富裕程度的促进作用最强,产业数字化次之,数字产业化促进作用最弱。说明数字经济整体上对共同富裕程度都存在明显的促进作用。
表8 不同数字技术异质性
(2) 地区异质性。中国幅员辽阔,不同地区间资源禀赋、经济发展、金融水平都存在巨大差异,同时也带来了地区间“数字鸿沟”的问题。因此,数字经济对不同地区共同富裕水平是否有差异影响也是本文关心的重点。该部分进一步将样本划分为东、中、西三类,表9第(1)至(3)列分别汇报了数字经济发展对东部、中部和西部地区共同富裕程度的影响。总体上看,数字经济发展对东部地区和中部地区共同富裕程度发挥了明显促进作用,但对西部地区共同富裕程度没有统计意义上的显著影响,且数字经济发展对东部地区共同富裕程度影响最大。上述现象可能的原因在于:东部地区相较于中部和西部地区,数字经济起步较早,无论是数字产业化,还是产业数字化都存在一定先发优势,因此数字经济对中西部地区,尤其是西部地区共同富裕程度的促进作用尚不能完全发挥出来。
表9 不同地区异质性
5. 机制检验
上文的研究已经说明数字经济发展显著促进了共同富裕程度,且不同数字经济类型对不同地区共同富裕程度都存在明显差异。与此同时,数字经济发展通过何种渠道影响共同富裕也是本文关心的重点,之前的理论分析中已说明数字经济发展主要通过人力资本渠道和产业结构升级渠道影响共同富裕程度。
关于机制检验方法的选择,自温忠麟等(2004)提出中介效应检验模型后,其在经济学研究中被广泛使用。表10汇报了数字经济发展对共同富裕机制检验的结果,列(1)至列(3)是人力资本(per)渠道的检验结果,列(4)至列(6)是产业结构升级(indus)渠道的检验结果。在加入中介变量后,核心解释变量的系数和显著性都发生了变化,说明中介效应成立,验证了本文的理论假设3和4。
表10 机制检验
五、 结论与政策建议
本文从理论与经验研究两方面探讨了数字经济发展对共同富裕的影响,以及制度环境在其中发挥的调节作用。为提升数字经济发展、缩小收入分配差距和实现共同富裕提供了富有针对性的政策建议。本文的研究结论为:数字经济发展显著提升了共同富裕水平,且良好的制度环境正向调节了数字经济发展对共同富裕的促进作用,该结论在经过内生性问题处理、替换变量、排除直辖市等一系列稳健性检验后依然成立。异质性分析表明:从不同数字技术上看,数字基础设施和产业数字化对共同富裕有明显的推动作用,而数字产业化则对共同富裕没有明显影响。从地区异质性上看,数字经济发展对东部和中部地区共同富裕有明显的推动作用,对西部地区共同富裕没有明显影响。机制分析表明:数字经济发展通过提升人力资本以及优化产业结构实现共同富裕。
根据研究发现,进一步提出如下几点政策建议:第一,大力发展数字经济。本文的研究说明数字经济发展明显促进了共同富裕水平,而中国数字经济发展特别是在数字基础设施建设上仍存在地区间发展差异,因此,需要加大对不同地区数字基础设施的建设,同时政府需要完善和破除阻碍地区数字经济发展的市场管理体制,优化审批流程,以数字经济发展推进共同富裕。第二,不断优化营商环境。本文研究发现,数字经济在推动共同富裕过程中,制度环境在其中发挥了重要的正向调节作用。因此,地方政府在大力发展数字经济的同时也需要着力改善地区营商环境,如不断降低市场间壁垒,促进生产要素在跨地区间的合理流动,打造公平竞争的营商环境。第三,持续优化产业结构。优化产业结构是数字经济发展促进共同富裕的重要渠道,中国当前非技能密集型产业和劳动密集型产业比重持续下降,而资本与技术密集型产业比重持续上升,改善了制造业与服务业之间的差距,优化了产业结构。因此,要在制定优化产业结构政策的同时,重视要素分配格局,通过深化劳动力市场改革实现共同富裕。