数字经济发展对共同富裕的影响研究<br/>——以四川省18个地级市为例

数字经济发展对共同富裕的影响研究
——以四川省18个地级市为例

2024-02-29马长发蒋欣宇

上海节能 2024年2期

马长发蒋欣宇

新疆财经大学统计与数据科学学院

0 引言

党的二十大报告将“实现全体人民共同富裕”纳入中国式现代化的本质要求，指出中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化。数字经济已成为现代化经济体系发展的关键方向，引领生产生活方式变革，重塑资源要素分配，改变市场格局。近年来，随着新一代信息技术的加速普及应用，产业数字化、网络化和智能化水平不断提升，我国数字经济发展成效显著。在此数字经济与共同富裕并进发展之际，探讨数字经济与共同富裕的互动关系既是贯彻新发展理念、推动高质量经济发展和社会主义现代化建设的使命，也为深入理解数字经济的影响效应提供了理论探索和实践基础。

现有关于数字经济对共同富裕影响的研究已经较为丰富。基于城乡均衡发展视角，梁东亮和赖雄麟(2022)［1］与张瑶(2023)［2］等学者皆论证了数字经济在共同富裕发展道路上的重要作用；基于收入分配视角，刘诚(2022)［3］指出数字经济促使收入分配更加均衡；杜宏巍(2022)［4］提出数字经济不仅对共同富裕具有直接影响，还经由中观视角的产业间资源均衡配置和宏观视角的区域技术创新溢出实现间接影响；金殿臣等(2023)［5］研究发现数字经济发展对城乡居民收入差距的影响呈现先缩小后扩大的U 形特征；常轩、李金叶(2022)［6］从经济增长效应和公平效应两方面探讨数字经济促进共同富裕的效应及其作用机制。从现有研究来看，大部分研究多是从省级层面展开，并且主要研究的是全国31省份或是长三角、珠三角等经济相对发达地区，忽略了数字经济与共同富裕水平皆相对落后的西部地区，因此本文选取四川省地市层面面板数据展开研究。

1 理论机制与研究假设

实现共同富裕，必须处理好“做大蛋糕”和“分好蛋糕”的关系，如何在“做大蛋糕”的基础上“分好蛋糕”是实现共同富裕需解决的关键性问题。数字经济作为经济社会发展的新引擎，能在促进宏观经济增长的同时推动发展成果共享，实现公平与效率的统一。一方面，数字技术的迅速发展催生了产业的数字化改造，市场主体价值得到调整与再分配，运营方式与时俱进，组织结构优化，资源配置效率提升，进而带动整个社会的生产效率显著提升［7］，加速了社会财富的积累与创造。信息的边际收益递增效应赋予数字经济强扩散、高成长、低成本等特征，能对经济和社会产生全方位和颠覆性的影响，释放更多发展红利，促进区域经济增长，体现出“做大蛋糕”的动力机制。另一方面，数字经济所具备的惠及效应能够使社会经济资源和公共服务资源得到较为公平合理的分配，推动区域间经济均衡发展。数字经济在数字技术的赋能下，突破空间限制与资源约束，吸引更多人力、资本跨区域流动［8］，充分发挥溢出效应、协同效应和普惠效应，体现出“分好蛋糕”的共享机制［9］。实现共同富裕的核心在于促进社会关系和分配制度更加公平合理，在实践中需要在总体富裕的前提下，致力于不断缩小区域、城乡和群体之间的发展差距，以确保发展成果惠及广大人民群众。基于此，提出假设1。

H1：数字经济发展对共同富裕具有直接的促进效应。

在相对不成熟的市场中，市场化分割程度比较严重，地区间分散的要素与产品市场不能有效“交流”，导致市场化程度高的地区经济发展水平要高于市场化程度低的地区。其次，较高的市场化程度对地区的产业结构产生正向影响［10］，产业结构的优化升级能够促进地区经济进一步发展，这将扩大与低市场化程度地区的收入差距。较高的市场化程度还能提升地区创新能力［11］，而创新能力对一个地区的经济有显著促进作用。市场化程度的提高还能进一步促进地区要素流动，在市场化程度较高的地区，经济行为更加规范，生产要素的流动更为自由。这种要素的自由流动有助于提高落后地区的经济发展水平，从而缩小与其他地区的收入差距［12］。数字经济的发展有助于降低市场中的信息不对称现象，提高市场化程度，这是因为数字经济的发展极大地促进了地区间的数据要素交流，使得市场中供给者和消费者之间的信息交流更加充分和高效。数字经济能够提高落后地区的市场化程度从而降低信息成本，市场化程度的提高有助于促进农产品的销售，使得供消双方通过互联网平台、现代物流等手段实现跨地区交易，从而减小与其他地区之间的收入差距。因此，提出假设2。

H2：数字经济发展可以通过提高市场化程度来促进共同富裕。

数字经济的发展通常伴随着数字技术的迅速进步。数字产业化与产业数字化的协同发展推动了产业结构的升级转型，促使劳动力、资本等生产要素从低生产率的行业流动到高生产率的新兴产业［13］，有助于释放国内庞大市场的发展潜力，提高了资源配置的效率，推动了经济的高质量发展，带动了收入的持续增长，提高了各区域的富裕程度。一方面，数字基础产业的发展促使传统产业向数字化方向转型，为传统产业带来了数字产业化的积极溢出效应［14］。另一方面，新兴技术产业成为产业生态系统的主导和优势产业，并通过产业关联和技术扩散等方式［15］，推动了传统产业的转型升级，改变了产业布局和劳动力就业的地理限制，使得各个地区能够更灵活地根据自身的相对优势进行产业布局，从而有助于解放农业领域的劳动力，使之流向二、三产业领域，有助于各区域共享数字经济发展红利，助力共同富裕。据此，提出假设3。

H3：数字经济发展能够通过推动产业结构高级化对共同富裕产生积极效应。

2 模型设定与变量说明

2.1 模型构建

1）基准模型

为探究数字经济发展对共同富裕的直接影响，构建如下基准模型：

其中，Cpri,t表示地级市i 第t 年的共同富裕发展水平，Digi,t为地级市i 第t 年的数字经济发展指数，Xi,t为所有控制变量，μi为个体固定效应，εi,t为随机扰动项，β0为常数项，β1、β2分别为核心解释变量与控制变量的回归系数。

2）机制检验模型

为进一步探究数字经济发展对共同富裕的间接影响，本文在基准回归模型的基础上进一步构建中介效应模型考察数字经济赋能共同富裕的传导机制，模型设定如下：

其中,Med为中介变量，包括市场化程度与产业结构高级化，式(2)为核心解释变量数字经济对中介变量的线性回归模型，式(3)将数字经济与中介变量同时纳入回归模型，通过观察α、d等系数的显著性来分析判断市场化程度和产业结构高级化对促进共同富裕的中介效应的影响力。

3）双重差分模型

2013 年8 月，中国发布“宽带中国”战略及实施方案，试点城市通过提高宽带普及率、提升宽带网速、增强宽带应用水平等方式贯彻落实“宽带中国”数字政策，服务经济社会发展。因此，“宽带中国”数字政策为评估数字经济发展对共同富裕的影响提供了良好的准自然实验。“宽带中国”试点城市建设是一个渐进的过程，工业和信息化部、国家发展和改革委员会分别于2014 年、2015 年和2016 年分三批在四川省9 个地级市实施“宽带中国”战略，对此，本文采用式(4)所示的多期双重差分(DID)模型来检验“宽带中国”数字政策的因果效应。

其中，DiDi,t表示地级市i在第t年是否为“宽带中国”试点城市的政策冲击虚拟变量，即分组虚拟变量treatedi,t与政策实施虚拟变量posti,t的交互项，treated=1 代表被选为“宽带中国”试点城市(实验组)，而treated=0 代指未入围“宽带中国”试点城市(对照组)，而post=1 则表示入选“宽带中国”试点城市之后的年份，Xi,t为影响共同富裕的控制变量，μi为个体固定效应，γt为时间固定效应，εi,t为随机扰动项。

2.2 变量测度与说明

1）被解释变量：共同富裕(Cpr)

本文借鉴刘培林等(2021)［16］以及向云等(2022)［15］的研究，从发展性与共享性两个维度出发，构建富有中国特色的共同富裕评价指标体系(见表1)，并使用熵权法对共同富裕指数展开测算。

表1 共同富裕指标体系

2）核心解释变量：数字经济(Dig)

考虑到本文研究的是地市层面的数字经济发展水平，在数据可获性的基础上，借鉴赵涛等(2020)［17］的研究方法，选取一系列指标对地市层面的数字经济发展水平进行测度，主要包括每百人互联网用户数、人均电信业务总量等指标，其中中国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联合编制。对以上指标数据进行标准化处理，并采用熵值法进行权重分配，最终得到反映数字经济综合发展水平的指数。

3）中介变量

市场化程度(Min)：本文参考樊纲等(2011)［18］的研究方法,使用要素市场发育得分、产品市场发育得分等指标计算得出市场化指数来衡量地区市场化水平。

产业结构高级化(TL)：产业结构高级化一定程度上也反映了地区共享发展水平，本文使用地区第三产业增加值与地区第二产业增加值的比重来衡量。

4）控制变量

本文在现有相关文献的基础上，结合四川省具体特征选取一系列影响共同富裕水平的控制变量，主要包括：金融发展(Fdl)，用金融机构年末贷款余额与地区生产总值(GDP)的比值衡量；对外开放程度(Open)，以对外贸易进出口总额与地区生产总值(GDP)的比值衡量，每年汇率使用当年月平均汇率代替；政府干预(Gov)，以地方政府一般性财政支出在地区生产总值(GDP)的占比来表征政府对于促进共同富裕建设的投入支出；创业活跃度(Entre)，使用地级市区域创新创业指数来衡量。

5）数据说明

考虑到数据的科学性和可获得性，本文选用2010-2021 年四川省18 个地级市的平衡面板数据（见表2）。数据主要来源于相应年份的《中国城市统计年鉴》和《四川省统计年鉴》，本文使用北京大学企业大数据研究中心所发布的《中国区域创新创业指数(IRIEC)》来衡量创业活跃度，而市场化程度则根据樊纲等(2011)［18］编制的《中国市场化指数》中的各项指标，结合各地区的相关数据所得，部分缺失值采用线性插值法进行补全。

表2 变量描述性统计

3 实证分析

3.1 基准回归分析

为检验数字经济对共同富裕的影响，本文对方程(1)进行回归分析，采用个体固定效应进行估计，结果如表3所示。表3中列(1)是仅加入核心变量数字经济的基本方程结果，列(2)至列(5)则逐步加入影响共同富裕的控制变量。可以看出，加入各控制变量后，核心解释变量数字经济的系数始终为正，并且都通过了5%的显著性检验，表明四川地区数字经济对实现共同富裕存在显著积极影响。对于控制变量而言，金融发展水平的系数为0.133 7，且通过了1%水平下的显著性检验，表明地区金融发展水平的提高有利于促进共同富裕；对外开放程度的系数为负，且未曾通过显著性检验，表明地区对外开放程度对共同富裕的影响微弱；政府干预程度在10%水平时显著为负，说明政府干预对于共同富裕的实现未起到促进作用；创业活跃度的系数为正，且通过了1%水平的显著性检验，意味着创业活跃度有利于促进共同富裕。该基准回归结果验证了假设1，即数字经济发展对共同富裕具有直接的促进效应。

表3 基准回归结果

3.2 稳健性检验

为保障回归结果的稳定性，本文采用以下方法进行稳健性检验：

1）替换被解释变量

为进一步验证共同富裕发展水平的合理性，将人均GDP作为衡量共同富裕的替换变量纳入模型，检验结果如表4 中模型(1)所示。结果显示，回归系数为2.133 0，且通过了1%的显著性检验，表明数字经济对共同富裕存在显著正向影响，与上文估计结果相一致。

表4 稳健性检验回归结果

2）剔除特殊城市样本

省会城市相对于其他城市在政策和经济方面都享有一定的优势，而四川省省会城市的数字经济水平明显领先。为保证回归结果的稳健性，剔除上述特殊样本城市来分析数字经济对共同富裕的影响，回归结果见表4 列(2)。核心解释变量的回归系数在1%的显著性上为0.331 0，表明数字经济对共同富裕依然存在明显的积极影响。此外，剔除特殊城市样本后，数字经济的回归系数略有下降，说明省会城市相对较高的数字经济发展水平会增强对共同富裕的正向影响，证实基准回归结果稳健可靠。

3）缩尾检验

对被解释变量和主要解释变量进行1%水平下的缩尾处理，能够有效降低样本中极端值对回归模型的影响，回归结果如表4 列(3)所示。结果显示，回归系数与基准回归较为接近，并且通过了5%水平的显著性检验，因而认为上述结论较为稳健。

3.3 中介效应检验

通过上述基准回归和稳健性检验，基本验证了数字经济发展对共同富裕具有直接的促进效应，为了进一步探究数字经济对共同富裕的间接影响机制，本文以市场化程度与产业结构高级化为中介变量作进一步的中介效应分析。实证检验结果如表5所示。

表5 中介效应检验结果

1）市场化程度的中介作用机制

根据中介效应的三步法，第一步已在上文中得以验证，在此不再赘述。第二步结果如列(1)所示，数字经济的系数为14.527，在1%的水平上呈正向显著，表明数字经济能够提升四川省市场化水平。第三步结果如列(2)所示，数字经济的回归系数为0.358，且通过5%的显著性检验，表明四川省市场化程度的提升，能够有效促进共同富裕的发展，因此中介效应存在。为确保中介机制的稳健性与可靠性，进一步引入Sobel法与Bootstrap法。结果显示，z 值大于1.96，p 值小于0.05,且95%置信区间不包含0，再次通过中介检验，表明市场化程度在数字经济与共同富裕之间起到了部分中介的作用，其具体中介效应占比为24.77%，假设2结论成立。在数字经济发展促进共同富裕的过程中，数字经济的发展有助于降低市场信息不对称，进一步提高市场化程度，从而助力共同富裕目标的实现。

2）产业结构高级化的中介作用机制

列(3)中数字经济系数为1.861，且通过了1%水平的显著性检验，表明四川省数字经济水平能够有效推动产业结构高级化。此后，将数字经济与产业结构高级化同时纳入回归模型，列(4)所示数字经济的回归系数为0.375，产业机构高级化的回归系数为0.119，且均通过1%的显著性检验，表明产业结构高级化能够促进四川省共同富裕发展，其中介效应显著存在。同时Sobel 法与Bootstrap 结果显示，z 值大于1.96，p 值小于0.05,且95%置信区间不包含0，进一步验证中介检验通过，而在数字经济促进共同富裕的过程中，有32.58%是通过数字经济影响产业结构高级化而实现的，假设3得以验证。

3.4 异质性分析

前文的实证检验结果表明，对于研究样本整体而言，数字经济发展促进共同富裕水平提升。需要进一步探究的首先是不同地域数字经济发展对共同富裕影响是否存在区域差异性；其次是数字经济发展对不同经济发展阶段共同富裕水平的经济效应。为此，下文进行异质性拓展分析。

1）分经济区异质性

作为中国西南地区的重要组成部分，四川省在经济发展方面持续探索，为了更好地实现经济增长和区域均衡发展，根据其地理位置分布，将省内划分为五大经济区，而本文18个地级市主要分布于其中的三大经济区。成都平原经济区位于四川省中部，以成都为中心，涵盖了成都、绵阳、德阳等主要城市；川东北经济区包括南充、达州、广元等地；川南经济区涵盖了宜宾、泸州、内江以及自贡等四座城市。因此本文根据地市所处经济区将总样本划分为三个子样本进行检验，结果见表6 中列(2)至列(4)所示。可以看出，成都平原经济区的数字经济系数显著为0.868 4，川东北经济区的数字经济系数显著为0.286 0，而川南经济区的数字经济发展水平不显著。这可能是因为川南经济区地形多样，丘陵、山脉和盆地纵横交错，发展定位主要侧重于农业基础和乡村旅游等领域，数字经济发展较为滞后。而成都平原经济区在基础设施、人才储备和财政支持等方面拥有明显的优势，数字化转型的效果相对较好。尽管存在一定的区域异质性，但数字经济发展对共同富裕的积极影响不容小觑，特别是在发展水平较高的地区，这强调了数字经济在推动共同富裕进程中的关键作用。

表6 分经济区异质性检验结果

2）经济发展水平异质性

为验证不同经济发展阶段下，四川省数字经济发展对于推动共同富裕是否存在差异。本文借鉴周升起等(2023)的分类方法，根据人均GDP 的高低，以是否高于人均GDP 的中位数为划分依据，将样本分为高经济发展水平阶段与低经济发展水平阶段两个子样本分别进行回归［13］，回归结果如表7中列(2)至列(3)所示，列(1)为整体样本回归结果，可供子样本进行对比分析。对于高经济发展水平样本，数字经济回归系数在5%的显著性水平上为0.610 5，对于低经济发展水平样本，数字经济回归系数在1%的显著性水平上为0.242 2，而整体样本的数字经济回归系数在1%的显著性水平上为0.596 1，表明数字经济对于高、低经济发展阶段样本的共同富裕发展水平皆存在促进效应，并且高经济发展阶段下数字经济对共同富裕的促进效应不仅高于低经济发展阶段，也高于四川省整体经济发展阶段。因而本文认为数字经济赋能共同富裕的程度与经济发展水平存在一定关联，随着社会经济发展水平的提升与数字经济的发展，数字经济对共同富裕的影响效果也逐渐增大。

表7 经济发展水平异质性检验结果

4 政策效应分析

4.1 “宽带中国”试点城市政策的双重差分模型检验

我国在2014-2016 年分三批确定了120 个“宽带中国”试点城市，根据不同“宽带中国”数字政策实施年份，本文采用多期DID 模型进行政策冲击的平行趋势检验，图1 所示基期前4 期回归结果不显著，而在政策实施后实验组系数有上升趋势，且政策存在明显滞后效应，表明“宽带中国”数字政策对实验组共同富裕水平提升有显著的促进效应，样本通过平行趋势检验。

图1 平行趋势检验

根据表8 的多期DID 模型分析结果，列(1)未加入控制变量，列(2)则加入控制变量，DID 回归系数均表现出显著正向影响，且在10%的显著性水平下。这表明“宽带中国”数字政策对于实现共同富裕具有显著激励促进效应。

表8 政策效应评估结果

4.2 安慰剂检验

本期的多期DID 模型中加入了个体固定效应与时间固定效应，但部分地区可能会产生随着时间变化的非观测因素。安慰剂检验能够降低因忽略变量而产生的影响，因此采用间接性的安慰剂检验来排除这种非观测因素的干扰。本文随机生成伪实验组样本并重复500 次回归进行安慰剂检验，假设“宽带中国”数字政策对实现共同富裕的冲击是随机的，使该随机过程重复500 次，得到核密度分布及p 值，安慰剂检验的结果如图2 所示。回归系数估计值集中分布在零值附近且基本符合正态分布，同时大多数的抽样点都位于水平虚线的上方，符合安慰剂检验的预期结果，说明非观测因素几乎不会对估计结果产生影响，认为研究结论是可靠的，能够真实反映“宽带中国”数字政策与共同富裕的关系。