数字基础设施、农村三产融合与共同富裕

2024-04-15王廷勇杨丽杨光情罗汐妍

华东经济管理 2024年4期

王廷勇杨丽杨光情罗汐妍

[摘要：扎实推进共同富裕既是“十四五”时期我国的重要战略目标，亦是中国式现代化的重要特征。文章选取2013—2021年中国31个省份面板数据，实证分析数字基础设施对共同富裕的影响效应与作用机制。研究发现：数字基础设施对共同富裕具有显著正向促进作用，且农村三产融合在其中发挥中介效应。门槛效应表明，数字普惠金融在数字基础设施影响共同富裕过程中存在双重门槛效应。异质性检验显示，数字基础设施对东部、中部地区共同富裕的影响较为显著，且2013—2015年数字基础设施对共同富裕的影响低于2016—2021年。基于此，研究提出完善数字基础设施布局，筑牢共同富裕基础；构建多链融合发展新生态，加快推进农村三产融合；打造区域联动发展新格局，实现共同富裕。

关键词：数字基础设施；农村三产融合；共同富裕；物质富裕；精神富有

中图分类号：F49；F323；F126 文献标识码：A文章编号：1007-5097（2024）04-0093-11 ]

Digital Infrastructure， Integration of Rural Three Industries and Common Prosperity

WANG Tingyong1，YANG Li2a，YANG Guangqing2b，LUO Xiyan3

（1. School of Economics and Management，Qiannan Normal University for Nationalities，Duyun 558000，China；

2. a. School of Agriculture and Life Science；b. School of Management，Kangwon National University，Chuncheon 24341，South Korea；

3.Yunnan Institute of Ethnic Studies， Yunnan Minzu University，Kunming 650000，China）

Abstract：Promoting common prosperity is not only an important strategic goal of China during the 14th Five-Year Plan period，but also an important feature of Chinese modernization. This paper selects the panel data of 31 provinces in China from 2013 to 2021 to empirically analyze the impact and mechanism of digital infrastructure on common prosperity. The study finds that digital infrastructure plays a significant positive role in promoting common prosperity， and the integration of rural three industries plays a mediating effect. The threshold effect indicates that digital financial inclusion has a double threshold effect in the process of digital infrastructure affecting common prosperity. Heterogeneity tests show that digital infrastructure has a more significant impact on common prosperity in the eastern and central regions， and the influence of digital infrastructure on common prosperity from 2013 to 2015 is less than that from 2016 to 2021. Based on this，the paper proposes to improve the layout of digital infrastructure and build a solid foundation for common prosperity，build the new ecology of multi-chain integrated development and accelerate the integration of rural three industries，foster a new pattern of interconnected development among regions and realize common prosperity.

Key words：digital infrastructure；integration of rural three industries；common prosperity；material prosperity；spiritual prosperity

一、引言及文獻综述

党的二十大报告明确指出：“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。我们坚持把实现人民对美好生活的向往作为现代化建设的出发点和落脚点，着力维护和促进社会公平正义，着力促进全体人民共同富裕，坚决防止两极分化。”同时，党的二十大报告强调“中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化”。由此可见，扎实推动共同富裕既是中国特色社会主义市场经济有效运行的内在要求，也是贯彻新发展理念、构建新发展格局、推动高质量发展的必然要求，体现党对社会主义发展与市场经济运行规律的科学认识和自觉运用。然而，受要素配置失衡、贫富差距愈加凸显、产业链供应链“卡链”等因素影响［1］，中国粗放式经济发展模式并未得到根本改善，对共同富裕产生阻滞效应。迈入新发展阶段，寻求扎实推动共同富裕的新路径，成为促进经济结构转型、加快实现中国式现代化发展进程的必由之路。

党的二十大报告明确指出，“全面建设社会主义现代化国家，最艰巨最繁重的任务仍然在农村”。这意味着农村既是实现共同富裕的洼地，亦是全体人民共同富裕实现的重点区域。随着数据要素全面渗透到社会经济与生产生活中，数字经济依托数字技术的广泛融合性、深度结合性优势正在重塑农村经济发展模式，为共同富裕的实现注入新动能。作为数字经济的底层架构，数字基础设施建设可有效弥合乡村数字发展鸿沟，通过推动农村三产融合进程，促进乡村产业结构转型升级，补齐农村发展短板，为扎实推动共同富裕提供基础支撑［2］。一方面，数字基础设施依托智慧农业、电子商務的发展，推动传统农业单一生产、销售模式向农业价值链中高端延伸，带动农村产业结构升级，夯实共同富裕基础。另一方面，数字基础设施通过将云计算、大数据等技术引入农业生产全过程，充分发挥信息技术作为农业生产要素的作用，着力打造数字农业生产体系，衍生乡村新业态，为实现共同富裕注入新动能。那么，数字基础设施、农村三产融合与共同富裕的逻辑关联具体如何？解答上述问题可为驱动中国式现代化发展、实现全体人民共同富裕提供有益参考。

当前，学界关于共同富裕的研究多围绕影响因素与时空演变展开讨论。就共同富裕影响因素而言，吕光明等（2023）认为，数字普惠金融可显著降低社区层面各项收入不平等，切实提升民众工资性收入，促进共同富裕［3］。韩雷等（2023）研究表明，市场化改革可通过助力收入分配结果公平，扎实推进全体人民共同富裕［4］。林嵩等（2023）发现，县域创业有助于实现农民增收、缩小城乡收入差距，为共同富裕提供发展基础［5］。就共同富裕时空演变而言，彭刚等（2022）发现，2013—2020年共同富裕及其子维度均存在显著上升态势［6］。谭燕芝等（2022）认为，各省份农民共同富裕水平总体不断上升，且呈现东强西弱的空间非均衡分布格局［7］。郭卫军和张衔春（2023）强调，全国共同富裕水平差异性随着时间的推移而逐渐缩小，同时表现为明显正向集聚的空间特征［8］。傅东平等（2023）指出，共同富裕水平的增长量随阶段变化不断增大，其增长也处于波动上升态势［9］。

关于数字基础设施、农村三产融合与共同富裕的研究，学界主要围绕数字技术、农村三产融合与共同富裕的关系分别展开讨论。就数字技术与共同富裕的关系，罗明忠和刘子玉（2022）发现，数字技术通过拓展社会网络促进农户共同富裕，且社会网络规模和强度在其中是重要传导机制［10］。刘子玉和罗明忠（2023）强调，数字技术可在农户实现共同富裕过程中发挥“桥梁”作用，提高农户迈入共同富裕队列的可能性［11］。沈文玮等（2022）认为，数字技术可为共同富裕提供新技术基础［12］。依据上述文献发现，数字技术可通过多种方式促进共同富裕。然而，很少有学者探讨数字技术关键支撑，即数字基础设施对共同富裕的影响。数字基础设施依托互联网、大数据、云计算等技术可切实提高数据流动性、获取性与扩散频率，从而有效降低信息接入成本、提高互联网可及性、弥合城乡地区数字鸿沟，以此赋能全体人民共同富裕，故研究数字基础设施对共同富裕的影响，具有重要学术意义。另外，有学者指出，着力促进农民增收、拓宽农民就业收入渠道可有效实现共同富裕［13］。刘赛红等（2021）发现，信贷支持和农村三产融合均可显著促进农民收入增长［14］。牛文涛等（2022）表示，农村三产融合可拓展与优化农民就业增收渠道［15］。综合上述文献可以发现，农村三产融合可促进农民增收，拓宽农民收入渠道，继而赋能城乡共同富裕。然而，探讨数字基础设施、农村三产融合与共同富裕间关系的研究不多。实际上，数字基础设施通过大数据、人工智能与区块链技术可有效拓宽市场供需信息的获取范围，以此缓解农村地区信息不对称问题，切实促进农村资本、土地等生产要素流通，继而提高农村地区生产效率，以此改善农民收入水平，实现共同富裕。因此，将数字基础设施、农村三产融合与共同富裕置于同一研究框架具有重要学术意义。

综上所述，当前学界对数字技术、农村三产融合与共同富裕关系的研究已取得一定成果，但仍存在一些不足：第一，现有文献多围绕数字技术、农村三产融合分别对共同富裕促进作用展开讨论，鲜有文献将数字基础设施、农村三产融合与共同富裕放置同一研究框架进行探讨。第二，多数学者仅探讨数字技术对共同富裕的推动作用，鲜有文献讨论不同地理区域、不同时间阶段，数字基础设施对共同富裕的影响。本文可能存在的创新贡献在于：其一，在研究视角层面，将数字基础设施、农村三产融合与共同富裕纳入同一研究框架，同时探讨农村三产融合在数字基础设施与共同富裕间的中介作用，构建更加完整的共同富裕研究体系。其二，在研究方法层面，选取门槛回归模型，考察不同数字普惠金融水平下，数字基础设施影响共同富裕的门槛效应，深化对数字基础设施影响共同富裕内在规律的认识与理解。其三，在研究分类层面，按照区域与时间划分，探讨数字基础设施对共同富裕的异质性影响，为政府部门有针对性制定数字经济政策提供借鉴。

二、理论分析及研究假设

（一）数字基础设施对共同富裕的影响

数字基础设施不仅是提高社会生产效率的有效手段，更是推动发展成果惠及全体人民、助力共同富裕稳步推进的核心动能［16］。一方面，数字基础设施建设可助力社会实现物质富裕。依托大数据、云计算等新技术，数字基础设施可推动产业有效评估生产过程中不同环节的附加值，以便及时调整生产环节专业化投入，切实提高整体生产效率与居民收入水平，扎实推进物质富裕［17］。换言之，数字基础设施建设可依托大数据对产业海量数据进行分析与挖掘，最终形成规模效应和技术扩散效应，降低产业生产边际成本，提高居民收入水平，为社会物质富裕注入动能［18］。此外，数字基础设施建设可通过RPA（机器人流程自动化）、人工智能等技术变革生产形式，有效解放生产力，以此带动产业发展与人均总产值增长，从而提升社会整体物质富裕度，助力共同富裕水平提升。另一方面，数字基础设施可促进全民精神富有。依据马斯洛需求层次理论，城乡居民在满足生存消费后，在增值机制的影响下会开始进行享受型消费［19］。数字基础设施建设依托区块链、人机交互等技术，衍生了无人驾驶、智能试衣柜、数字文化等多种业态，有效满足人民群众的精神需求，推动全体人民实现精神富有。基于上述分析，本文提出假设1。

H1：数字基础设施对共同富裕具有积极促进作用。

（二）农村三产融合的中介效应

农村三产融合通过对农村三大产业之间的优化重组、整合集成、交叉互渗，可在数字基础设施助力下，加速产业范围拓展、功能增多、层次提升，创新农村农业发展方式，扎实推动共同富裕。所谓农村三产融合，即以农业为基本依托，通过产业联动、产业集聚、技术渗透、体制创新等方式，将资本、技术以及资源要素进行跨界集约化配置，实现农业生产、农产品加工及农产品市场服务业有机整合，创新生产方式、经营方式和资源利用方式，最终延伸农业产业链、扩展农村产业范围和增加农民收入［20］，带动共同富裕。一方面，数字基础设施建设通过改变农村发展方式，促进农村三产外部融合赋能共同富裕。依托大数据、云计算等数字基础设施，农村三产融合可有效改变传统农业生产方式，实现农村与旅游、农村与加工等相融合，从而衍生休闲观光、农产品加工等多种新业态［21］，为农民提供多种就业渠道，提高农民收入水平，继而实现共同富裕。另一方面，数字基础设施建设通过优化农村生产结构，促进农村三产内部融合赋能共同富裕。数字基础设施建设凭借人工智能、区块链等技术加速推进种养结合、农牧结合、农林结合，打造高效、生态、循环的农村发展模式，实现共同富裕。可见，数字基础设施建设可有效保证农村三产内部融合实现数字化与智能化发展，以此提高农村生产产出、增加农民经营性收入，夯实共同富裕基础。依据上述分析，本文提出假设2。

H2：农村三产融合在数字基础设施助力共同富裕过程中产生显著中介作用。

（三）数字基础设施对共同富裕的影响差异

受区域差异、时间发展等多种因素的影响，数字基础设施对共同富裕的影响存在异质性效果［22］。从区域差异而言，东部地区凭借技术可供性、市场广泛性等优势，可有效集聚相关数字化资源与人才，推进数字基础设施建设，为共同富裕奠定基础［23］。中部地区虽土地要素、用能资源丰富，但数字技术应用和创新水平整体相对滞后［24］，在一定程度上限制数字基础设施建设，阻碍其对共同富裕的推动效应发挥。西部地区发展产业较为单一，且主要以资源开发为主，导致该地区新兴产业发展相对薄弱，数字技术应用与创新水平在全国范围内相对滞后，因而西部地区数字基础设施对共同富裕影响最为薄弱［25］。从时间差异而言，2015年，《工业与信息化部关于实施“宽带中国”2015专项行动的意见》指出：“不断夯实宽带的战略性公共基础设施地位，持续增强宽带在促进‘稳增长、调结构、促改革、惠民生方面的基础支撑和引导带动作用。”这为数字基础设施建设提供了政策支持，也表明国家对数字基础设施的重视程度。2022年8月国家互联网信息办公室发布的《数字中国发展报告》显示，2015—2021年，4G基站已从110万个增加到590万个，固定宽带家庭普及率由2015年底的52.6%提升到2020年底的96%，这意味着2015年以后的数字基础设施发展水平逐渐提升，对于共同富裕的推动作用越发明显。

与此同时，在数字基础设施建设过程中面临投入成本高与融资难度大的问题，急需数字普惠金融提供支持。然而，数字普惠金融处于发展初期时，存在信息割裂、金融数据调查覆盖不全等梗阻，无法为数字基础设施建设提供金融支撑，继而难以为低收入群体和农村居民等长尾用户提供服务，阻滞共同富裕。当数字普惠金融到一定阶段时，民众对于新生事物的包容度大幅提升，可有效增加数字普惠金融普适性，进而为数字基础设施建设助力共同富裕实现提供有力的金融支撑。这可有效借助数字基础设施建设倒逼数字普惠金融机构快速提升自身服务质量，从而加速利用金融科技手段提升金融服务效率和金融普惠程度，为促进共同富裕夯实金融支持。根据上述分析，本文提出假设3a、3b和假设4。

H3a：数字基础设施影响共同富裕存在区域差异；

H3b：数字基础设施影响共同富裕存在时间差异。

H4：数字基础设施影响共同富裕存在门槛效应。

三、研究设计

（一）变量定义

1. 被解释变量：共同富裕（[Cp]）

参照杜宏巍（2023）研究成果，选取发展性与共享性作为一级指标［26］。其中，发展性是实现共同富裕的重要前提，重点关注对物质层面的测度，包含城镇化率、农村消费等在内的6项指标。共享性为实现共同富裕的重要内容，主要关注对精神层面的测度，参考《中共中央国务院关于支持浙江高质量发展建设共同富裕示范區的意见》，从精神自信自强、社会和谐和睦、公共服务普及普惠角度出发，并进一步细分指标，构建包含医疗水平、交通发展等在内的9项指标衡量共享性。2013年，习近平总书记在纳扎尔巴耶夫大学谈到环境保护问题时强调，“我们既要绿水青山，也要金山银山。宁要绿水青山，不要金山银山，而且绿水青山就是金山银山。”这表明党和政府大力推进生态文明建设的鲜明态度与决心。基于此，延续王中伟等（2022）研究方法，选取可持续性作为一级指标，以空气质量、垃圾处理等在内的4项指标为二级指标，探讨生态环境对共同富裕的影响［27］。综上所述，遵循数据科学性、全面性和可得性原则，构建包含发展性、共享性、可持续性3个维度，共计19项指标的共同富裕评价指标体系，见表1所列。在此基础上，参考柳毅等（2023）研究方法，运用极值法对指标进行标准化处理，并采取熵权法计算共同富裕各项指标权重［28］，具体如式（1）所示：

[Z=x=1Nx=1nM*xm×wm×w′m] （1）

其中：[M*xm]为第x个样本第m项指标所对应的三级指标标准化数值；N为一级或二级指标对应的项数；n为三级指标的项数；[w′m]为一级或二级指标对应的权重；[wm]为[M*xm]对应的三级指标权重。

2. 解释变量：数字基础设施（[Dig]）

延续范合君和吴婷（2022）研究思路，选取信息基础设施、融合基础设施与创新基础设施投资总额占全国GDP的比例对数字基础设施进行衡量，最终得到的数值做对数化处理［29］。

3. 中介变量：农村三产融合（[Iot]）

参考葛继红等（2022）研究思路选取农村三产融合基础、农村三产融合创新与农村三产融合绩效作为一级指标，进一步细化指标描述，使其具有可操作性［30］。其中，农村三产融合基础二级指标主要参考李艳琦（2023）的做法，重点关注农村三产融合的基础，包含机械水平、资金支撑等8个方面［31］。农村三产融合创新参考史修艺和徐盈之（2023）的研究，主要体现第一产业与第三产业的融合，包含休闲农业、电子农业等7个方面［32］。农村三产融合绩效二级指标借鉴黎新伍和徐书彬（2021）的做法，重点考察农村三产融合后的效果，包含农业劳动生产、农业土地生产等7个方面［33］。最终，构建包括农村三产融合基础、农村三产融合创新与农村三产融合绩效3个一级指标，22个二级指标的农村三产融合发展水平评价指标体系，见表2所列。在此基础上，使用熵值法测度农村三产融合指数。

4. 门槛变量：数字普惠金融（[Dif]）

参考张斯琪等（2023）研究思路，使用北京大学数字金融研究中心公布的数字普惠金融指数作为衡量指标［34］。

5. 控制变量

延续多位学者研究方法，选择如下变量作为本文的控制变量：①产业结构升级（[Ind]），使用第三产业增加值与第二产业增加值的比值表示；②财政支农（[Gov]），以政府农林支出与一般公共预算支出之比表征；③人力资本（[Hum]），选取每万人中高校在校学生数量测算；④对外开放（[Open]），采用进出口总额的对数测度［35-37］。

（二）模型设定

1. 基准回归

为探讨数字基础设施对于共同富裕的影响，构建如下基准模型：

[Cpi，t=α0+α1Digi，t+αcXi，t+μi+φt+εi，t] （2）

其中：[Cpi，t]表示省份[i]在[t]时期的共同富裕水平；[α0]为基准模型的常数项；[α1]代表数字基础设施的影响系数；[Digi，t]为省份[i]在[t]时期的数字基础设施水平；[αc]表示控制变量的影响系数；[Xi，t]代表控制变量的集合；[μi]代表省份[i]不随时间变化的个体固定效应；[φt]表示时间固定效应；[εi，t]表示随机扰动项。

为验证数字基础设施是否可以通过农业三产融合正向促进共同富裕，构建如下中介效应模型：

[Ioti，t=β0+β1Digi，t+βcXi，t+μi+φt+εi，t] （3）

[Cpi，t=γ0+γ1Digi，t+γ2Ioti，t+γcXi，t+ μi+φt+εi，t] （4）

其中：[Ioti，t]表示农村三产融合水平；[β0]与[γ0]代表常数项；[β1]与[γ1]表征数字基础设施水平的影响系数；[γ2]为农村三产融合的影响系数；[βc]与[γc]指代控制变量的影响系数；其余变量设定同模型（2）。模型（3）代表数字基础设施对农村三产融合的影响，主要观察[β1]是否显著。模型（4）将数字基础设施、农村三产融合与共同富裕纳入同一方程进行回归，重点观察[γ1]、[γ2]是否显著。若[γ2]不显著，则表示农村三产融合在数字基础设施对共同富裕影响中的中介作用不存在。在[γ2]显著的前提下，若[γ1]不显著且比[α1]小，证明农村三产融合在数字基础设施对共同富裕过程中存在完全中介效应；若[γ1]显著且比[α1]小，这意味着农村三产融合在数字基础设施对共同富裕过程中存在部分中介效应。其余变量与模型（2）相同。

2. 门槛效应

在数字基础设施对共同富裕、农村三产融合的影响过程中，数字普惠金融是否存在门槛效应？为检验这一问题，在模型（2）基础上，构建如下面板门槛模型：

[Cpi，t=λ60+λ61Digi，t × IDifi，t<θ1l+ λ62Digi，t × Iθ1l≤Difi，t≤θ1h+ λ63-61Digi，t × IDifi，t>θ1h+ λ6cXi，t+εi，t] （5）

[Ioti，t=λ70+λ71Digi，t × IDifi，t<θ2l+ λ72Digi，t × Iθ2l≤Difi，t≤θlesi2h+ λ73-71Digi，t × IDifi，t>θ2h+ λ7cXi，t+εi，t] （6）

其中：數字普惠金融[Difi，t]为门槛变量；[λ60]与[λ70]分别表示常数项；[λ61]、[λ62]、[λ63]依次代表门槛变量在[Digi，t<θ1l]、[θ1l≤Digi，t≤θ1h]与[Digi，t>θ1h]时，数字基础设施、数字普惠金融对共同富裕的影响效应；[λ71]、[λ72]与[λ73]依次表示门槛变量在[Digi，t<θ1l]、[θ1l≤Digi，t≤θ1esi2h]与[Digi，t>θ2h]时，数字基础设施、数字普惠金融对农村三产融合的影响效应；[λ6c]与[λ7c]表示控制变量的影响系数；[θl]与[θh]为数字普惠金融的低门槛值和高门槛值；[I·]代表示性函数，满足括号内条件时取值为1，反之为0；其余变量与模型（2）相同。

（三）数据来源及处理

考虑数据可得性与连续性，本文选取2013—2021年31个省份（不包含港澳台地区）的面板数据作为样本，共279个观测值。共同富裕数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国金融年鉴》《中国区域对外开放指数研究报告》和国家知识产权局、国家统计局官方网站。农村三产融合相关数据来自《中国农村统计年鉴》《中国农业机械工业年鉴》《中国第三产业统计年鉴》《中国休闲农业年鉴》和农业农村部、中国农经信息网、全国农业农村重要经济指标专题数据库。数字基础设施数据来自各省份人民政府网站及北大法宝法律数据库。针对个别年份、个别省份缺失数据，使用插值法或平均法进行填充。为保证数据平稳性，消除异方差影响，对解释变量与控制变量数据作对数化处理。主要变量描述性统计见表3所列。

四、实证结果与分析

（一）基准回归分析

1.基准回归结果

在正式回归前，须先判断回归模型是选择固定效应模型还是随机效应模型。Hausman（豪斯曼检验）结果证明，[p]值均小于0.01。因此，研究选择固定效应模型展开基准回归分析，见表4所列。

模型（1-3）为数字基础设施对共同富裕的直接影响结果。数据显示，数字基础设施对共同富裕的影响系数在1%统计水平上显著为正，这意味着数字基础设施可以显著促进共同富裕，H1得到验证。产生这一现象的原因在于，数字基础设施通过发挥数字要素低成本、易流通的优势，可有效搭建城乡公共服务资源共建共享平台，突破城乡间原有地域、资源限制，将城市优质资源传送至农村，从而优化城乡间地区资源配置，有效提高城乡间生产效率，以此实现共同富裕。同时，模型（1-4）数据显示，数字基础设施对农村三产融合有显著推动作用。进一步将数字基础设施和农村三产融合放入同一模型（模型1-5）进行对比后发现，加入农村三产融合之后，数字基础设施对共同富裕的显著性虽未改变，但影响系数从原本的0.371 8下降至0.341 1，说明农村三产融合在数字基础设施与共同富裕之间发挥部分中介作用，说明数字基础设施对共同富裕的影响主要通过农村三产融合实现，H2得到验证。细究其因，数字基础设施通过人工智能、大数据等数字技术渗透至农业领域，可有效形成“数字农业”“智慧农业”等新兴业态，以此实现农村三产融合。这可有效重构农业产业链，丰富农业领域应用场景，打造研产供销全产业链条，有效降低农业生产经营过程中各环节交易成本，以此提高农村地区经济收益，赋能共同富裕。

2. 内生性问题

为避免各主要变量间存在的双向因果效应影响最终结果准确性，本文将数字基础设施滞后一期作为工具变量加入内生性检验，具体结果见表4所列。数据显示，数字基础设施的回归系数符号与显著性并未产生变化，但将农村三产融合作为中介变量加入回归模型后，数字基础设施的系数均有降低，这意味着农村三产融合存有部分中介作用，其他控制变量的系数与显著性均未发生较大变化，进一步证明，农村三产融合在数字基础设施建设推动共同富裕过程中发挥中介效应，故回归结论具有稳健性。

（二）稳健性检验

为验证回归结果的准确度，采用如下方法对研究结果进行稳健性检验：第一，改变回归方法。参考华桂宏和陈雨佳（2022）研究思路，选用随机效应模型重新回归［38］。第二，更换样本量。按照2013—2021年各省份平均数字基础设施水平排序，并剔除前10%和后10%的数据样本进行重新回归。第三，替换部分控制变量。将对外开放（[Open]）替换为固定资产投资（[Inv]），以各地区全社会固定资产投资占该地区生产总值比重衡量，展开重新回归，具体结果见表5所列。

从表5数据可以发现，选取随机效应模型、更换样本量及替换部分控制变量进行稳健性检验后，尽管常数项的显著性及影响系数与基准回归分析数据有所差异，但并未发生明显改变，同时农村三产融合的中介效应仍存在。由此，本文结论具有稳健性。

（三）异质性检验

由于地区发展情况和发展时期存在差异，数字基础设施、农村三产融合与共同富裕均存在显著区域异质性。因此，本文将对如下两方面进行异质性检验。一方面，按照地理位置对各省份进行东、中、西部三类划分，以此验证H3；另一方面，依据发展时期不同，以《工业与信息化部关于实施“宽带中国”2015专项行动的意见》提出的2015年为界，分时段检验数字基础设施对共同富裕的异质性影响。

1. 区域异质性检验

东、中、西部三类地区面板数据回归结果见表6所列。总体而言，东、中、西部地区数字基础设施对共同富裕影响系数显著为正，这意味着数字基础设施可有效推动共同富裕，符合上文理论假设，H3a得到验证。分地区讨论，中部地区数字基础设施水平每提升1单位，其对共同富裕的影响可提高0.328 1%；东部地区数字基础设施水平每提高一个单位，其对共同富裕的影响可提高0.871 2%，表明东部地区数字基础设施对共同富裕的影响系数最大，效果较为显著。此外，东部与中部地区农村三产融合的中介效应最为明显，同时中部地区农村三产融合的影响系数大于西部地区。主要原因在于：中部地区地理位置优势相较于西部地区而言较为明显，交通水平较为发达，这在一定程度上为农业供应链产业链发展提供流通支撑，继而有效推动农村三产融合发展。西部地区农村三产融合的中介效果并不显著，可能原因在于：西部地区整体经济发展水平略显滞后，缺乏对于新型技术关注度，导致数字技术对于农业的发展支撑力不足，影响了农村三产融合水平。

2. 时间异质性检验

2013年8月，国务院正式颁布“宽带中国”战略，将宽带首次列入国家公共基础设施。宽带作为数字基础设施的重要组成部分，可有效衡量数字基础设施发展水平。因此，延续刘伟丽和陈腾鹏（2023）的研究思路［39］，以“宽带中国”第一阶段的时间点2015年为界进行时间异质性验证，考察数字基础设施对共同富裕的影响是否因技術进一步完善而增强，结果见表7所列。依据表中数据可以发现，2015年后，数字基础设施对共同富裕的影响显著为正，表明数字基础设施可以显著推动共同富裕，H3得到验证。比较模型（9-3）和模型（10-3）可知，2013—2015年数字基础设施对共同富裕的影响低于2016—2021年。原因可能是，“宽带中国”战略的提出，在政策上为数字基础设施的发展提供支撑，使得各地区对于数字基础设施的重视程度逐渐提高，在一定程度上影响了2015年后的数字基础设施发展。因此，2013—2015年数字基础设施对共同富裕的影响低于2016—2021年。

（四）门槛效应检验

由于不同数字普惠金融水平可能改变数字基础设施对共同富裕及农村三产融合的影响效果。为验证H4，选取数字普惠金融水平作为门槛变量进行门槛效应检验。在使用门槛回归前，需对门槛个数进行存在性检验。依据模型（6）与模型（7）相关数据可以发现，数字普惠金融通过双重门槛验证，这意味着数字基础设施对共同富裕和农村三产融合影响存在门槛效应。

面板门槛回归结果见表8所列，从模型（11-6）数据来看，当数字普惠金融水平的对数小于6.193 2时，数字基础设施对共同富裕的影响为负向效应；数字普惠金融水平的对数小于5.398 1时，影响系数为-0.918 2，提高到区间［5.398 1，6.193 2］时影响系数为-3.192 0；当数字普惠金融水平的对数大于6.193 2时，数字基础设施对共同富裕存在显著提升作用，该结果基本满足上文理论假设。

从模型（12-7）数据来看，数字普惠金融并未改变数字基础设施对农村三产融合的影响系数。这意味着无论数字普惠金融水平如何，数字基础设施均可有效促进农村三产融合。当数字普惠金融水平处于区间［0.361 9，0.391 2］时，数字基础设施对农村三产融合的影响系数为0.031 5。这意味着，数字普惠金融在数字基础设施影响共同富裕中存在门槛效应，H4得到验证。产生这种结果的原因可能为：由于数字基础设施建设暂不完善，数字普惠金融水平偏低，难以有效推动共同富裕。伴随数字基础设施建设水平逐渐提高，数字普惠金融发展水平也将不断提高，在一定程度上可切实推动共同富裕。

五、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文选取2013—2021年31个省份面板数据，从线性、非线性两方面，验证数字基础设施对共同富裕的影响及农村三产融合在其中的中介效应，得到如下实证结果：其一，从线性层面看，数字基础设施可显著推动共同富裕，且农村三产融合在其中呈现中介作用，该结论通过改变回归方法、更换样本量及替换部分控制变量后依旧稳健。其二，从非线性层面看，数字普惠金融对共同富裕存在双重门槛效应，门槛值为6.193 2，即当数字普惠金融水平超过门槛值6.193 2时，数字基础设施对共同富裕存在正向影响；当数字普惠金融超过门槛值0.391 2时，数字基础设施对农村三产融合呈现正向影响作用。其三，由区域异质性分析结果可得，数字基础设施对共同富裕的影响呈现东部地区、中部地区、西部地区逐级递减趋势；从时间异质性回归结果可知，2013—2015年数字基础设施对共同富裕的影响系数低于2016—2021年。

（二）政策建议

依据上述研究结论，本文提出如下政策建议：

其一，完善数字基础设施布局，筑牢共同富裕基础。回归结果表明，数字基础设施可显著推动共同富裕。因此，政府部门可通过完善数字基础设施布局，夯实共同富裕基础。首先，完善信息基础设施布局。政府部门可以财政部、工业和信息化部为领导部门，有序推进5G网络和千兆光网建设，为共同富裕筑牢技术发展基础。其次，推进融合基础设施布设。政府部门可推动微电子、区块链等新型技术与交通、林业等多种业态相融合，从而形成包括智慧交通、数字林业等数智赋能的智能社会，以此推进共同富裕进程。最后，深化創新基础设施构建。政府部门可与高校合作发展，联合打造“互联网+研学产用”一体化数字发展体系，以此快速突破关键核心技术，提高数字新基建研发水平，为实现共同富裕注入技术动能。

其二，构建多链融合发展新生态，加快推进农村三产融合。中介效应表明，农村三产融合在数字基础设施助力共同富裕过程中呈现显著中介作用。因此，政府部门可通过构建多链融合发展新生态，加快推进农村三产融合，促进共同富裕。一方面，围绕产业链布局政策链，推进全农业生产环节转型升级，完善农村三产融合顶层布局。发挥资本市场优化资源配置的引领功能，动员和激励多种社会资本与金融资本投入农村各项产业中，以此带动农村生产环节转型与升级，破除农村发展短板，扎实推进共同富裕。另一方面，跟随产业链布局创新链，打造农业新业态、新模式，加快农村三产融合进程。通过引入新种植业、新养殖业等，以此形成农村发展新业态，为共同富裕提供支持。不仅如此，政府部门还可基于自身优势，持续加强高产、优质的农业生产技术的研发与推广，打造农村发展新模式，为农村三产融合赋能共同富裕提供技术支持。

其三，打造区域联动发展新格局，实现共同富裕。异质性分析证明，数字基础设施对共同富裕的影响呈现东部地区、中部地区、西部地区逐级递减趋势。一方面，以“东数西算”为基，扎实推动东西协同发展。政府部门可充分发挥“东数西算”积极效应，不断将东部数字产业、基础设施引入西部地区，协同推动西部地区技术共同进步，实现东西地区新型技术联动发展。另一方面，以“要素共享”为核，切实推动省际协同发展。政府部门可通过推动数据中心、数字平台等基础设施共享，有效打破省级政府间创新要素自由流通阻碍，实现省级政府间要素资源合作交流，切实增强省级政府间互信度，为共同富裕注入新动能。

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